蒲 艳 李 岚

（1.西南民族大学经济学院 四川 成都 610000；2.四川师范大学经济与管理学院 四川 成都 610000）

教育是人力资本投资的重要形式，是社会经济地位代际传递的主要渠道[1]，在人的生命周期中具有持久影响。教育不仅直接提高受教育者本身的社会经济地位，而且通过代际传递影响子代的人力资本和社会经济地位。拥有更多文化资本的家庭将帮助子女获得更多的文化资源，提高子女的升学期望、认知能力和学习技能，获得更高的学校教育，实现家庭文化资本传承。教育背景较高的父母陪护子代时间更多，沟通效率更高，通过更多更高质量地参与子女的教育活动，对子女教育机会获得具有重要意义[2]。从社会现实来看，不仅教育成就存在代际传递，教育态度也存在代际传递；从长远来看，社会可能分裂成不同的教育群体，需要通过国家干预来实现帕累托改进[3]。国家增加教育资源，不会使社会各阶层均等化提高受教育机会。只有当上层阶级和优势阶级的教育需求饱和后，教育资源才会向中下层阶级传递[4-5]。优势阶层受教育数量达到饱和后，更加追求子女受教育质量，加剧阶层固化和教育代际传递[6]。改革开放以来，中国社会经济环境与教育制度发生重大变革，教育投入大幅增加，教育代际演化趋势到底如何？父代教育背景对子代受教育年限的影响程度是呈现一致性、稳定性，还是随时代变化而变化？父子两代教育成就的离散程度是否存在相关性？通过揭示中国教育代际传递的演化趋势，本文将提出促进教育代际流动的政策建议。

一、模型构建与变量选取

父代的学历是子代教育成就的主要影响因素，因此首先以父代受教育年限作为解释变量，运用普通最小二乘法（OLS估计）对子代受教育年限进行线性回归，构建模型如下：

接下来考虑父代与子代受教育年限的相关系数，较高的相关系数意味着较低的代际流动性，较低的相关系数则意味着较高的代际流动。回归系数与相关系数之间的关系式如下所示：

子代的受教育年限还受其他因素的影响，因此本文加入控制变量，包括子代的性别、户口和家庭的收入水平，模型如下：

其中，Female为子代性别变量，PI为人均家庭纯收入变量，Rural为子代户口变量。

二、数据来源与变量选取

本研究所使用数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS）2016年数据。结合现实情况和本研究需要，将样本组起点年份（子代出生年份）确定为1970年，结点年份确定为1994年。参照中国5年计划，分成5个出生年份组。通过家庭编码将家庭和个人进行数据合并，并以个人编码匹配父代和子代的数据变量，同时剔除缺失数据，最终得到2977个样本量，各组样本数量依次为：

第1组，子代出生时间为1970—1974年，样本量为197；

第2组，子代出生时间为1975—1979年，样本量为357；

第3组，子代出生时间为1980—1984年，样本量为573；

第4组，子代出生时间为1985—1989年，样本量为928；

第5组，子代出生时间为1990—1994年，样本量为922。

本研究各变量说明如下：

Female为子代性别虚变量，男性赋值为1，女性赋值为0。

PI为家庭人均纯收入变量，由家庭总收入除以家庭规模所得，以“万元”为单位。

Rural为子代户口虚变量，城镇户口赋值为1，乡村户口赋值为0。

三、实证分析

1.OLS回归结果

运用STATA软件，得到5个组的相关系数如下（均在1%水平下显著，具体过程略）：第1组（70—74组），0.291；第2组（75—79组），0.420；第3组（80—84组），0.328；第4组（85—89组），0.403；第5组（90—94组），0.417。

第1组和第3组的回归系数较低，其他三个组的回归系数较高，均在0.4以上。第1组（70—74组），教育代际传递程度较低。第2组（75—79组）教育代际传递程度急剧上升。第3组（80—84组）回归系数降低，可能是改革开放带来对教育和知识价值的冲击。从20世纪80年代中后期开始，中国社会流传“读书无用论”“拿手术刀的收入不如拿剃头刀的”“搞原子弹的不如卖茶叶蛋的”等议论，许多知识分子和干部，掀起一股“下海”浪潮，这段时间出生的孩子，教育价值取向受到商品经济的冲击，代际传递程度降低。第4组（85—89组）和第5组（90—94组）的回归系数再次攀升到0.4以上，且第5组的回归系数比第四组高出0.14，意味着代际传递程度稳定提高。这可能是经济的持续发展，以及90年代第3次科技浪潮和知识经济的兴起，对经济增长方式、产业结构、教育的职能和形式产生深刻影响，知识使经济增长方式发生根本改变，教育溶于经济活动的所有环节，受教育和学习成为一生中最重要的活动之一，教育受到绝大部分家庭前所未有的重视。

2.相关系数分析

总的来看，子代受教育年限的均值（11.24年）明显高于父代受教育年限均值（8.04年），子代受教育年限离散程度（标准差为3.92）小于父代（标准差为4）。按时间顺序，对应5个样本组，父代受教育年限均值依次为：6.10年、6.13年、7.82年、8.70年、8.74年，反映出新中国成立至改革开放前，即便在经济最困难时期，中国人的受教育水平也在持续提高。子代受教育年限均值为：8.56年、9.82年、10.58年、11.68年、12.36年，75—79组上升最快，反映出改革开放对受教育机会的积极影响；90—94组上升最慢，则可能是教育资源投入持续增加带来的边际收益递减所致。从标准差来看，对应5个样本组，父代受教育年限标准差依次为：3.99、4.23、4.17、3.76、3.64；子代受教育年限标准差依次为：3.72、3.69、3.92、3.86、3.57，反映出子代之间受教育年限差距在缩小。

根据回归系数与相关系数之间的关系式，若回归系数大于相关系数，意味着子代与父代受教育年限的标准差之比大于1，即子代受教育离散程度大于父代，子代教育差距扩大。经计算得到5个组的相关系数依次为：0.313、0.481、0.326、0.392、0.425。只有第4组（85—89组），回归系数大于相关系数，其他4个组的回归系数均小于相关系数，与前述子代受教育年限差距总体缩小相对应。

3.加入控制变量

教育机会的获得受到性别、户口和家庭收入的影响。按照中国的传统文化，男性子代更受家庭重视，教育代际传递在男性子代身上表现得更加明显。20世纪70年代开始实行计划生育政策，逐渐打破性别歧视，女孩受教育机会日趋增大。实证检验中，性别虚拟变量的相关系数为负时，表示在其他条件不变的情况下，男性子代相对女性子代受教育年限更低；相关系数为正，表示在其他条件不变的情况下，男性子代相对女性子代受教育年限更高。

由于“二元经济”的长期存在，城乡教育资源配置不均，城乡身份可能影响教育代际传递。1997年开始实行高等教育收费制度，1999年开始实施高等教育规模扩张，意味着家庭经济条件对受教育机会获得可能具有重要影响。因此在OLS基本模型基础上加入性别、户口、家庭人均纯收入变量，以检验OLS的稳健性。

使用STATA软件，加入性别、城镇、家庭人均纯收入变量后，第2组教育代际传递程度上升，第3组下降，第4组、第5组恢复上升趋势，显示出教育代际传递程度增大趋势。关于子代性别对教育代际传递的影响，回归系数均为负，表示男性子代教育传递程度小于女性子代，性别差异对教育代际传递的影响在缩小。就户口对教育代际传递的影响来看：第2组中城镇户口超出农村户口的程度下降，第3组超出部分上升，为5个组最高。随后在第4组、第5组，城镇户口代际传递程度超出部分依次下降。关于家庭收入对教育代际传递的影响，第2组达到最高，随后逐渐下降。这可能是由于80年后出生的人群，绝大部分家庭已解决温饱问题，日趋重视子代教育，且由于大部分家庭子代数量的减少，支付子代的教育费用不是什么大问题，因此家庭人均纯收入对子代受教育程度的边际影响逐渐降低。

四、结语

本文通过分析父代受教育年限对子代教育程度的影响，发现父子两代教育存在较强的代际传递，但子代之间受教育年限的差距在缩小，且性别、户口和家庭人均纯收入对教育代际传递的影响也在减少。这些可喜成就主要归功于公共政策：一是改革开放和教育制度改革，二是打破城乡“二元经济”，促进城乡统筹协调均衡发展，可极大改善农村孩子的教育资源，提高他们的受教育年限，降低城乡教育代际传递差异；三是生育政策也可极大消除家庭对子代教育决策中性别因素的影响，提高女孩的受教育机会。为进一步阻隔教育代际传递，建议继续完善上述公共政策，特别是向薄弱地区、薄弱学校倾斜教育资源。鉴于目前中国出现教育质量不平等趋势，未来要努力促进区域之间、城乡之间教育质量公平。