张 楠， 迟景明

(大连理工大学 高等教育研究院， 辽宁 大连 116024)

一、引言

共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征。阶层固化将会阻碍社会平等与共同富裕的实现。社会流动性大小反映社会公平和经济地位阶层开放程度，合理的社会流动有助于个人地位提升与社会平等实现[1]。一直以来，代际流动作为社会流动与社会分层领域的研究重点受到广泛关注，代际流动受阻也被认为是引发社会矛盾冲突与社会不平等的主要根源[2-4]。尽管中国经济快速增长极大地提高了居民可支配收入水平，但经济增长成果并未在不同群体间平等分享[5-8]。教育特别是高等教育作为摆脱贫困、打破阶层固化的重要媒介被视为促进代际向上流动的重要手段。自1999年高校扩招政策以来，高等教育毛入学率提高近50%，成功实现了从精英化到普及化的发展①。但随着高等教育规模扩大，“寒门难出贵子”和“读书无用”等言论引发了人们对高等教育促进代际向上流动功能的质疑。高校扩招后代际流动趋势究竟如何？高校扩招这一外生政策冲击对代际流动产生何种影响？这一影响效应在不同区域及家庭背景间是否存在差异？这是本文试图回答的问题。

关于高校扩招是否促进代际流动，国内学者存在争议。魏晓艳发现高等教育扩张提高了高等教育入学机会，但政策红利更多为高学历背景家庭子女获取[9]。张建华和万千研究发现，资源丰裕省份满足供给差异解释，表现为教育扩张弱化教育代际传递，资源匮乏省份满足需求主体差异解释，表现为扩招强化了教育代际传递，扩招后高等教育机会不平等程度呈现倒“U”型发展趋势[10]。罗楚亮和刘晓霞进一步指出，基础教育扩张促进了低学历家庭代际流动，高等教育扩张对父母高学历家庭及城镇家庭教育代际流动促进效应更为显著[11]。吕姝仪和赵忠研究发现扩招有助于男性及父子职业代际流动，扩招对父子职业代际流动促进效应随时间推移趋缓而对母子促进效应增强[12]。但也有学者指出扩招促进代际流动证据不足[13-15]，代际流动性提高是社会经济发展与职业结构升级的共同结果而非扩招的政策效应。扩招并未削弱家庭背景在代际流动中的优势效应和各阶层间的教育机会不均等[18]，扩招政策对代际流动影响实际非常有限[17]。

以往文献采用社会经济地位指数、收入等变量衡量代际流动[16,18-19]，但面临生命周期、暂时收入冲击等问题，导致这些变量的选择并非最优。虽然以距离高校扩招年份、兄弟姐妹数量等作为工具变量能克服内生性问题[20-21]，但工具变量选择很难做到严格意义上与随机误差项无关。并且已有文献常使用单一年份数据，样本量相对较少，这些都显著增加了实证分析不确定性[10,16,22]。本文创新之处在于：第一，选取CGSS多年样本匹配提高了实证分析时效性。第二，以大学扩招为外生政策冲击变量构造双重差分模型，借鉴倾向性得分匹配法建立反事实状态框架克服内生性问题，探究高校扩招政策对代际流动的影响及可能的异质性。研究发现：高校扩招促进了绝对代际流动，而对相对代际流动促进效应不明显。扩招后，个体上大学概率均值由13.2%提高至26.6%，扩招通过提高个人高等教育入学机会促进代际向上流动，且存在明显的区域、城乡二元户籍以及家庭社会经济地位异质性。相较而言，城镇发达地区及优势家庭背景的子代更易从高校扩招政策中受益从而实现向上的代际流动。

二、理论分析

教育功能论认为教育具有提升个人社会经济地位的功能[23-24]，但教育冲突论则指出教育强化了社会阶层再生产以及阶级间的利益冲突与权利斗争[25]。高校扩招前，中国高等教育具有明显的精英主义性质，不同群体高等教育入学机会相差不大[26]，凡是接受高等教育均能找到相对父代更好的工作或取得更高的收入[27-28]。但高校扩招后劳动力市场出现供需错配，大学教育收益率明显下降[31]，大学生要获得高校扩招前同等学力可获得的优质职业与劳动报酬的难度显著增加[30]。并且高校扩招期间中国正值经济与产业结构转型升级过渡期，产业结构主要以低端制造业和生活性服务业为主[31-32]，结构性错配较为明显。同时中国大学发展重数量轻质量[33]，所培养的毕业生很难满足高端制造业对高技能专业性人才的需求，用人单位为找到更高“质量”人才人为提高入职门槛，加剧了教育过度与教育错配，引发社会对大学文凭贬值的担忧[34]。因此，本文提出研究假设1：高校扩招政策可能并未显著促进代际相对流动。

“最大化维持不平等理论”强调高等教育扩张所增加的教育机会优先被社会经济地位优势家庭所获取[36]，“有效维持不平等理论”强调优势家庭在教育机会得到满足后会转向追求更高质量的精英教育。优势家庭丰富的社会及经济资本一方面降低了子代教育人力资本投资约束性，另一方面通过营造积极的家庭文化氛围与环境、投入更多的时间陪伴与沟通交流积极干预子代教育、就业等，最大限度地保持子代对优势地位的继承[16,36-38]。相反，底层家庭资源劣势使其在初始教育资源竞争时便已处于不利地位，并且这种资源劣势还可能随时间推移而逐渐变大，底层家庭子代单纯依靠接受高等教育实现向上流动非常艰难[22,39]。事实上，高校扩招对劣势家庭代际流动性提升效应并不明显，扩招后劣势家庭教育代际弹性为0.41②，仅降低0.02③，而优势家庭教育代际弹性在较长时期内都维持在0.35左右。这说明扩招政策并未显著缩小优、劣势家庭间代际流动性差异，优势家庭表现出较明显的代际继承效应，即扩招后家庭背景在代际流动效应中的功能可能强化，高校扩招政策不仅未削弱家庭背景在代际流动中的优势效应或显著改善教育机会不均等[16]，反而可能强化代际社会阶层复制乃至引起社会不平等[33]。因此，本文提出研究假设2：高校扩招后家庭背景在代际流动中的作用日益凸显，相比于底层家庭，优势家庭的子代更可能实现向上的代际流动。

中国社会存在明显的城乡二元分割，农村在教育资源分配或教育机会占有与城市相比存在一定差距。同时，农村地区受自然历史条件与社会经济发展水平的限制一直处于教育资源的相对劣势地位[40-41]。农村地区各出生队列的教育代际弹性常年保持在0.3左右③，代际流动水平相对较低。而城镇地区不同出生队列代际流动水平则在高校扩招政策后发生明显提升，其中1970—1980年出生队列教育代际弹性为0.33，到了 1990—2000年出生队列代际弹性已降至0.18，城乡代际流动性变化差异明显。不仅如此，城乡相对流动比率差距也出现明显扩大，高校扩招前城乡相对流动比率差约为2.9④，扩招后这一差距已增加至11.1③。城乡间代际流动性差异一方面反映出宏观层面的城乡教育资源与教育机会不均等，另一方面也反映出以家庭背景为单位的微观层面的资源约束效应。教育决策理性行动理论强调教育选择在获得社会地位中的重要作用，扩招后大学生就业难、大学相对教育收益率下降等影响了家庭教育决策。对于农村底层家庭而言，不读书只是损失了向上流动的机会而无需有向下流动的担忧，而读大学则意味着可能面临升学失败，承担在读期间可能损失的机会成本以及教育投资回报不确定的风险[42-43]。相比于农村，城镇地区家庭面临相对更少经济资本约束、享有更多教育资源倾斜，城镇地区家庭子代更可能在高校扩招政策中获益，也更易通过接受高等教育实现向上的代际流动[44]。因此，本文提出研究假设3：高校扩招政策红利可能更多被城镇等相对发达地区子代获取，对农村等落后地区代际流动的促进效应则相对较弱。

三、研究设计

常见的代际流动测度方法主要围绕职业、收入、教育几个方面展开[11-12,45-46]。社会经济地位指数是社会阶层较为常见的衡量指标[47-48]，它依据16个国家各群体受教育程度和收入加权赋分得到。但近年来中国经济发展势头迅猛，经济产业转型与职业结构经历了较大的变迁，社会经济地位评价模式也变得日益复杂。以布劳和邓肯职业声望为参考测度的中国社会经济地位指数可能不具备较高解释力。此外，收入也是衡量代际流动的常见指标但潜在偏差较大，如仅选取父代某一年龄收入作为父代收入代理指标就有待商榷，因为父代45岁时收入与50岁时收入是存在差别的，这就产生了生命周期偏差[49-51]，且采用单年收入数据还可能存在暂时性收入偏误。在实际的调研中收入数据测量误差大、代表性不高，在实证分析中极易引起估计结果上偏或下偏。不同于收入，个人教育一般完成于青年时期，能在一定程度上避免生命周期偏误[45]。并且，教育指标相比于收入更为可靠也更易捕获，个人受教育程度不仅能够清晰地反映个体人未来发展走向，其对个体整个生命周期收入和未来职业选择与发展也具备较高的解释和预测能力[52-53]。本文旨在探究高校扩招政策对代际流动的影响，作为21世纪最重要的一项教育政策改革，高校扩招实施所累积的政策效用不仅表现为国民综合素质提高，也强化了国民对教育重要性的认知，从而影响其对未来子代的教育投资并进一步影响未来子代地位获得。因此，以教育作为代际流动指标有助于研究者们思考高校扩招政策的长远意义以及教育在摆脱贫困并实现代际向上流动中的重要作用。综合以上考量，本文以教育作为衡量代际流动的指标。

1.模型设定

(1)高校扩招与相对代际流动

标准的相对代际流动测度主要采用最小二乘法，通过对子代和父代受教育年限进行基准回归得到父代与子代间的教育弹性估计系数，基本模型为：

znx=β0+β1fnx+εi

其中，znx、fnx分别为子、父代受教育年限，β1为代际教育弹性系数，代际教育弹性越大，说明父代与子代间代际相关性越强，代际流动性越弱。εi为误差项，β0为常数项。考察高校扩招的相对代际流动效应时，借鉴贝克尔和汤姆斯代际收入流动分析的理论框架，建立代际教育弹性回归估计模型[56]：

znx=β0+β1fnx+β2kz+β3dx+β4kz*dx+β5kz*dx*fnx+β6kz*fnx+β7dx*fnx+λX+εi

上式中，znx、fnx分别为子、父代受教育年限，kz为高校扩招政策的虚拟变量，dx为是否接受过高等教育的分组虚拟变量，kz*dx为分组虚拟变量与政策实施虚拟变量的交互项，kz*dx*fnx为父代受教育年限与分组虚拟变量和政策虚拟变量的交互项，它反映出高校扩招政策对相对代际流动的综合效应。其系数β5的正负是本文重点观察的对象，若β5为负，则表明扩招政策会降低父代与子代间的教育代际相关性，提高了教育代际流动性；若β5为正，则说明扩招政策会提高父代与子代的教育代际相关性，降低了教育代际流动性。kz*fnx为扩招政策与父代受教育年限交互项，β6衡量受扩招政策影响的出生队列的教育代际弹性效应，dx*fnx为分组虚拟变量与父代受教育年限交互项，β7衡量高等教育的教育代际弹性效应，X表示子代民族、年龄、父母政治面貌等控制变量，εi为随机误差项。

(2)高校扩招与绝对代际流动

代际绝对流动主要通过子代受教育年限是否在绝对意义上超过父代进行识别。参考彭骏和赵西亮等人的研究思路设定代际绝对流动计算公式为[21]：

标准双重差分模型为：

dj=β0+β1kz+β2dx+β3kz*dx+β4X+εi

上式中，dj表示子代教育是否实现代际向上流动，kz为高校扩招政策实施虚拟变量，dx为是否接受过高等教育的分组虚拟变量，kz*dx为分组虚拟变量与政策实施虚拟变量的交互项，其系数β3反映了政策实施的净效应——也是本文关注的重点。X表示相关的控制变量，εi为随机误差项。

(3)反事实模拟

为了确保实证估计结果的稳健性，本文构建了个体反事实状态下的教育成就，通过预测扩招前后个体潜在大学教育机会的倾向得分以获得实际大学入学机会倾向得分，进一步探究扩招对代际流动可能存在的影响，反事实模型设定为：

P(dx=1|x,kz=1)kz=0=E(βkz=1X)

P(dx=1|x,kz=0)kz=1=E(βkz=0X)

上式中，kz表示高校扩招政策，kz=1表示会受到扩招政策的影响，kz=0表示未受到扩招政策的影响，P(·)中kz与下角标kz取值不一致，表示其代表反事实状态下的倾向性得分，X为包括父代政治面貌、性别、民族等协变量。

2.数据来源、变量说明与变量描述性统计

本文主要使用中国综合社会调查(CGSS)数据，该数据涵盖了本文所需要的子、父代职业、教育背景、政治面貌、户口等方面的信息，且调查周期长，能为本文研究提供充足数据支撑。本文主要选取2012年、2013年、2015年以及2017年数据样本进行配对、合并，得到涵盖了1914—1999年出生的父代与子代匹配样本41 959对，大大增加了实证分析的样本容量，相关变量描述性统计及变量说明见表1和表2。

表1 变量描述性统计

表2 变量说明

续表2

四、高校扩招的代际流动效应检验

在具体实证分析中，本文从高校扩招政策相对代际流动效应和绝对代际流动效应两方面展开。代际相对流动主要通过对子代和父代受教育年限或收入进行回归，得到父代与子代受教育年限或收入间的代际弹性(代际相关系数)来判断相对代际流动性的大小。因此可以将代际相对流动理解为子代会有多大的可能性继承父代的社会地位，它描述的是代际的地位相关性，代际相关性增加既可能是底层代际流动性的提高，也可能是上层代际流动性的下降[57]。而代际绝对流动则是一种绝对意义上的判断，描述的是子代代际社会阶层地位是否在绝对水平上超过了父代。代际绝对流动和代际相对流动分别从不同的角度反映了社会流动的问题，在分析高校扩招政策的代际流动效应时需要一方面考察其对代际流动的影响，更需要探究的是：高校扩招后上大学究竟能否实现向上代际流动？上大学是否仍是底层家庭摆脱贫困、实现代际社会经济地位提升的重要通道？这是本文最为关注的问题。

1.高校扩招的相对代际流动效应

在分析高校扩招的相对代际流动效应时，本文对子代、父代受教育年限进行基准回归，并将子代、父代受教育程度作为替代变量进行稳健性检验，回归估计结果见表3。结果显示，扩招政策与父代受教育年限(扩招*父代受教育年限)或受教育程度交互项(扩招*父代受教育程度)估计系数显著为负，说明高校扩招显著降低了1980年后出生个体的教育代际弹性；大学学历与父代受教育年限(大学学历*父代受教育年限)或受教育程度交互项(大学学历*父代受教育程度)估计系数也显著为负，说明上大学本身有利于代际弹性降低和相对代际流动性提高；扩招政策与大学分组变量和父代受教育年限(扩招*大学学历*父代受教育年限)或受教育程度(扩招*大学学历*父代受教育程度)的估计系数分别为0.15和0.053 4，且均在1%水平上通过显著性检验。这说明从综合效应来看，高校扩招政策可能提高了教育代际相关性，从而使代际教育流动性有所降低。本文认为这种综合效应的背后反映的是家庭社会经济背景在代际相对流动中的重要作用，相比于底层家庭，优势家庭具备的资源优势效应使其更可能成为高校扩招政策的受益者，也更可能将底层家庭子代排除在教育机会争夺门槛之外，因此，高校扩招可能并未显著提高代际的相对流动性，假设1和假设2得到了验证。

表3 高校扩招的相对代际流动效应

2.高校扩招的绝对代际流动效应

代际向上流动为二分类变量，本部分主要采用Logistics回归模型，OLS模型主要用于稳健性检验，因此本文主要汇报Logistics模型结果，详见表4。结果显示，扩招政策与大学教育成就交互项(扩招*大学学历)估计系数为0.292，且在1%水平上通过显著性检验。在加入个人、家庭特征、义务教育政策等控制变量后，交互项估计系数变为0.276，估计系数有所降低，但依然在1%水平上通过显著性检验，这说明高校扩招有利于代际向上的社会流动。扩招后，上大学使个体代际向上流动的机会增加了27.6%。OLS模型回归也得到了一致的估计结果，说明前文估计结果是稳健的。

表4 高校扩招的绝对代际流动效应

3.高校扩招绝对代际流动效应的异质性分析

在实证检验了高校扩招政策的代际流动效应后，本文进一步考察了扩招政策对代际绝对流动影响可能存在的户籍、区域以及家庭背景的异质性，详细分析结果见表5。在城乡异质性方面，农村地区交互项(扩招*大学学历)估计系数为-0.221未通过显著性检验，城镇地区交互项的估计系数为0.686并在1%水平上通过显著性检验，表明扩招促进了城镇地区代际向上流动但未显著促进农村地区的代际向上流动，这与城乡间教育资源分布不均等有关。一方面，与城镇地区相比，农村地区经济与产业结构发展水平相对滞后，农村家庭面临经济资本与教育资源短缺的双重约束，这些都在一定程度上弱化了农村家庭子代上大学的主观意愿。未接受高等教育虽然意味着代际向上流动机会的降低，但同样也降低了读大学必然面临的机会风险成本，因此相比于城镇家庭，农村家庭从高校扩招政策中获益相对更少。另一方面，教育资源不均等分布也引发“超级中学”与“县中塌陷”现象频繁出现，城市精英类高校广纳天下英才与县中优秀学苗和高质量教师外流形成鲜明对比，这可能都在一定程度上削弱了高校扩招政策在农村地区的代际流动功能。在父代职业背景异质性方面⑤，父代工作单位为党政机关及企事业单位的模型交互项(扩招*大学学历)估计系数为0.747且在1%水平上通过显著性检验，而父代工作单位为社会团体或村居委员会、军队及其他交互项估计系数为-0.893并未通过显著性检验，说明扩招更多地增加了父代在党政机关或企事业单位工作的子代向上流动的概率。个体工商户或无单位交互项(扩招*大学学历)估计系数显著为-0.586且在10%水平上通过显著性检验，说明扩招政策并未增加个体工商户或无单位家庭子代向上流动的机会甚至可能阻碍了其代际向上流动，即高校扩招后家庭背景的优势作用凸显。优势家庭通过进行高水平和高质量教育投资、为子代提供良好社区与家庭环境、增加陪伴子代时间或通过互动沟通等方式增进亲密关系，培养子代认知能力、学习能力和交流能力，优势家庭的子代更易凭借资本优势维持父代社会经济地位或实现代际地位提升，假设2得到了验证。本文的实证结果验证了“最大化维持不平等假设”在中国的适用性，这与杨中超等人的研究结论一致[16]。

表5 高校扩招对代际绝对流动影响的异质性分析

在地区异质性方面，东部地区交互项估计系数0.474且在1%水平上通过显著性检验，而中、西部地区交互项估计系数则均未通过显著性检验，说明扩招后东部等发达地区更多从扩招政策中受益，东部地区代际向上流动概率显著增加，但高校扩招政策对中、西部等欠发达地区代际向上流动促进效应相对有限，假设3得到了验证。高等教育扩张对中、西部地区的不显著拉动效应与高等教育资源空间分布不均匀有一定的关联。西部地区大学无论在院校层次配置还是教育经费投入都与东部地区存在较大差距，中部地区则受历史条件制约优质教育资源明显落后于东部地区。且高校扩招施行时期正值经济与产业结构转型快速变迁时期，高等教育在财政资源投入、教育经费配置等方面严格地受到区域自然禀赋以及经济发展水平等的影响，这都可能一定程度上削弱了高校扩招政策对代际向上流动的拉动效应。

4.稳健性检验

(1)平行趋势检验

设定双重差分模型最重要的前提是，高校扩招政策实行之前，上大学和未上大学个体代际向上流动具有相同的变化趋势即需要满足平行趋势假设。为了验证平行趋势假设，本文绘制了大学教育成就与高校扩招政策交互项估计系数(β3)随时间的变化情况(图1)⑥。可以发现出生在1976—1980年间β3系数未通过显著性检验，从扩招政策实行第二年开始(1981年出生)，大学扩招政策对代际向上流动促进效应开始变得显著，这一促进效应一直持续到出生年份为1990年。也就是说，高校扩招政策实行前整体代际绝对流动水平相对稳定，高校扩招政策实行后，代际绝对流动经历了先显著上升再下降的发展过程，大学扩招政策对代际向上流动的促进效应在扩招政策实行第7年(1987年出生)到达峰值，并在第9年(1990年出生)开始不再显著，这说明高校扩招政策代际绝对流动效应满足了时间平行趋势假设。

图1 时间趋势图③

(2)PSM-DID检验

在采用Logistics回归模型估计大学扩招政策对大学入学机会的影响后，本文进一步利用倾向性得分匹配法构建反事实框架估算个体潜在的升学结果，识别出现实中未接受大学教育但能上大学群体的遵从者[58]，考察始终未上大学群体(从未参与者)、能上大学但现实未上大学群体(遵从者)、接受大学教育群体(始终参与者)在高校扩招政策实行前后的代际向上流动情况。无论个体现实中是否进入大学并接受高等教育，只要其潜在大学教育机会倾向性得分大于0.5，就令dx=1,否则dx=0。在预测倾向性得分时，本文选择了父代政治面貌、父代社会经济地位指数、民族、性别等变量作为家庭背景变量与个人特征变量预测个人教育成就(表6)。此外，由于城市和农村在教育资源供给存在较为严重的不均等，城镇地区子代无论是在信息获取、家庭背景还是教育资源占有方面都处于绝对的优势地位，为了克服城乡间大学入学机会可能存在的偏差，本文还添加了户籍变量。考虑到参加中考学生年龄一般在15岁左右，因此本文以子代14岁是否在城镇居住作为户籍代理变量。

表6 高校扩招前后大学教育机会获得影响因素分析

扩招政策前后接受大学教育机会的倾向性得分结果显示，大学扩招前子代读大学概率均值为13.2%，扩招后这一概率升至26.6%，说明扩招政策提高了个体大学入学机会。高校扩招后从未参与者、遵从者以及始终参与者的父代与子代受教育年限差都出现了一定程度的缩小(表7)。扩招前，从未参与者、遵从者和始终参与者的父子间受教育年限差分别为3.55、2.32和7.34，扩招后这一差距分别降为2.45、0.99和5.53。在教育代际向上流动方面，从未参加者和始终参与者的代际向上流动概率在扩招前后均未发生显著变化，但遵从者代际向上流动概率从扩招前52%提高到扩招后的83%，而现实中这一群体代际向上流动概率仅为42%。

表7 不同群体代际向上流动状况

表8展示了倾向性得分匹配后反事实框架下回归估计结果。回归估计结果显示，Logistic模型与OLS模型交互项回归估计系数(扩招*大学学历)分别为0.299和0.0464且均在1%水平上通过显著性检验，表明在反事实状态下，高校扩招政策依然显著促进代际向上流动，这与前文估计结果一致，再次说明回归估计结果是稳健的。

表8 匹配后高校扩招代际绝对流动效应

五、结论与思考

本文利用CGSS 2012—2017年数据，采用双重差分模型及倾向性得分匹配法，探究了高校扩招政策对代际流动的影响效应。研究发现：第一，高校扩招政策未显著促进代际相对流动，但提高了代际绝对流动。第二，反事实框架下，扩招政策通过提高个人高等教育入学概率提高代际向上流动的机会，扩招后个人上大学的概率的均值由13.2%提高至26.6%，提高了13.4个百分点。第三，高校扩招政策在促进代际向上流动过程中存在明显的家庭社会经济地位、城乡以及区域异质性。扩招显著提高了城镇及东部发达地区代际向上流动概率，但对农村及中、西部欠发达地区代际向上流动的促进效应并不明显；相比于父代职业为个体工商户或无业人员，在机关及企事业单位工作的子代更可能实现向上的代际流动。

一直以来，教育公平都是社会各界讨论的焦点。党在十九大报告和“十四五”规划中也多次强调要推动教育公平尤其是农村及欠发达地区的教育公平，本文的研究结论也在一定程度上呼应了这一要求。作为社会地位获得的关键，教育在促进个人社会地位提升中扮演着重要角色，也一直被认为是底层困难群体改变命运、实现社会地位提升的关键渠道。但随着高校扩招规模不断扩大，大学生就业难、教育投资回报率下降等问题也引发了“毕业即失业”和“读书无用论”等舆论持续发酵以及媒体大众对高等教育代际流动功能的质疑。但本文要强调的是，在任何时代，教育都应该是向上流动的重要阶梯而非社会阶层再生产的驿站。理解中国教育的代际流动效应，忽视城乡二元结构体制、区域经济发展差异及家庭社会背景等外在因素影响而否定教育的代际流动功能是失之偏颇的。本文研究肯定了高校扩招政策在促进个体向上代际流动方面的积极作用，也揭示了以家庭背景、户籍身份等外在因素在个体代际向上流动过程中的“隐蔽”作用。高校扩招可能不仅未削弱教育机会不平等[59-61]，反而可能强化了代际地位复制乃至地位不平等[14,62]。而城乡间长期二元分立，农村地区在教育资源配置、人才培养质量等方面都受到城乡二元结构壁垒的严重影响。城镇化与教育市场化发展不仅助推了城镇地区“超级中学”产生，其所产生的虹吸效应也不断地向周边地区辐射，县中优秀学生大量外流至“超级中学”，优质教师资源也不断向城镇发达地区集聚，甚至引发了“县中塌陷”等问题。随着城乡教育资源不均等差距的扩大，县中不再是农村弱势家庭子代实现社会流动与社会经济地位提升的重要跳板，取而代之的是重点大学。“超级中学”生源数量逐渐增多和县中生源数量的连年下降，农村家庭子代进入重点大学实现“鲤鱼跃龙门”变得更加困难。此外，区域发展不平等也是高校扩招政策代际流动效应表现出差异的重要原因之一。东部地区集聚了全国最多数量一流高校和最优质的教育资源，高等教育发展规模和质量远高于西部地区。尽管高校扩招后国家大力对口支援欠发达的中西部地区、启动面向贫困地区的专项招聘计划等措施，但仍没有从根本上扭转资源差异引致的教育机会不均等，这些都在一定程度上弱化了扩招政策的代际流动功能。

公平的教育资源与机会是开放社会和流动社会的重要保障，因此，要发挥教育推动各社会阶层代际向上流动的功能，未来的政策目标需更多集中在缩小城乡间、发达与欠发达地区间、优势与劣势家庭间的教育资源和机会不平等。首先，要给予落后地区与低收入家庭一定的高等教育优惠政策倾斜，持续提高大学尤其是重点大学在农村及欠发达地区录取比例，让更多底层家庭的子代能够考上大学并接受高等教育，这样才有机会改变底层命运并实现向上代际流动。其次，继续加大对农村及落后地区教育支持力度，尤其提高对低收入家庭的教育支持力度，缓解低收入家庭收入约束和信贷约束，让低收入家庭的子代能上学也上得起学。最后，优化农村及欠发达地区教育资源配置，缩小城乡间教育资源差距，包括提高义务教育水平和质量、完善农村教育经费保障体制以及强化师资配置与管理水平等，为增加农村等落后地区家庭代际向上流动机会提供资源支撑。

注 释：

① 数据截止到2021年。

② 这里测算的是教育代际弹性，它通过对父代与子代受教育程度进行基准回归，得到父、子代受教育程度关联性系数即弹性系数，弹性系数的大小反映了父代与子代间的受教育程度相关性，系数越大说明代际教育相关性越强、代际流动性越弱。

③ 数据来源于CGSS 2012、CGSS 2013、CGSS 2015以及CGSS 2017，经计算后得到。

④ 相对流动比率反映代际流动的相对变化方向，它由转换矩阵主对角线右上方元素和与右下方元素和比值得到，其比值大于1说明整体的代际流动的方向是向上的，其比值小于1说明整体的代际流动方向是向下的。

⑤ 父代职业以CGSS数据中“您14岁时，您父亲工作的单位或公司的单位类型”这个问题进行识别，父代职业类型包括党政机关、企业、事业单位、社会团体或村居委员会、无单位/自雇或个体工商户、军队及其他。

⑥ 高校扩招政策实施的时间为1999年，参照7周岁的入学年龄，个人在上大学时年龄应为19周岁，也就说1980年以后出生的个体必然会受到高校扩招政策的影响。因此在进行平行趋势假设检验时，本文是以个体出生年份的1980年为分析节点，1980年前出生的上大学与未上大学的个体代际流动趋势理论上应该是相同的，而1980年之后上大学和未上大学的个体代际流动趋势应该是有所差异的，这种差异反映的是高校扩招可能的政策净效应。