改革開放以來中國教育代際傳遞研究

蒲 艷 李 嵐

（1.西南民族大學經濟學院 四川 成都 610000；2.四川師范大學經濟與管理學院 四川 成都 610000）

教育是人力資本投資的重要形式，是社會經濟地位代際傳遞的主要渠道[1]，在人的生命周期中具有持久影響。教育不僅直接提高受教育者本身的社會經濟地位，而且通過代際傳遞影響子代的人力資本和社會經濟地位。擁有更多文化資本的家庭將幫助子女獲得更多的文化資源，提高子女的升學期望、認知能力和學習技能，獲得更高的學校教育，實現家庭文化資本傳承。教育背景較高的父母陪護子代時間更多，溝通效率更高，通過更多更高質量地參與子女的教育活動，對子女教育機會獲得具有重要意義[2]。從社會現實來看，不僅教育成就存在代際傳遞，教育態度也存在代際傳遞；從長遠來看，社會可能分裂成不同的教育群體，需要通過國家干預來實現帕累托改進[3]。國家增加教育資源，不會使社會各階層均等化提高受教育機會。只有當上層階級和優勢階級的教育需求飽和后，教育資源才會向中下層階級傳遞[4-5]。優勢階層受教育數量達到飽和后，更加追求子女受教育質量，加劇階層固化和教育代際傳遞[6]。改革開放以來，中國社會經濟環境與教育制度發生重大變革，教育投入大幅增加，教育代際演化趨勢到底如何？父代教育背景對子代受教育年限的影響程度是呈現一致性、穩定性，還是隨時代變化而變化？父子兩代教育成就的離散程度是否存在相關性？通過揭示中國教育代際傳遞的演化趨勢，本文將提出促進教育代際流動的政策建議。

一、模型構建與變量選取

父代的學歷是子代教育成就的主要影響因素，因此首先以父代受教育年限作為解釋變量，運用普通最小二乘法（OLS估計）對子代受教育年限進行線性回歸，構建模型如下：

接下來考慮父代與子代受教育年限的相關系數，較高的相關系數意味著較低的代際流動性，較低的相關系數則意味著較高的代際流動。回歸系數與相關系數之間的關系式如下所示：

子代的受教育年限還受其他因素的影響，因此本文加入控制變量，包括子代的性別、戶口和家庭的收入水平，模型如下：

其中，Female為子代性別變量，PI為人均家庭純收入變量，Rural為子代戶口變量。

二、數據來源與變量選取

本研究所使用數據來源于中國家庭追蹤調查（CFPS）2016年數據。結合現實情況和本研究需要，將樣本組起點年份（子代出生年份）確定為1970年，結點年份確定為1994年。參照中國5年計劃，分成5個出生年份組。通過家庭編碼將家庭和個人進行數據合并，并以個人編碼匹配父代和子代的數據變量，同時剔除缺失數據，最終得到2977個樣本量，各組樣本數量依次為：

第1組，子代出生時間為1970—1974年，樣本量為197；

第2組，子代出生時間為1975—1979年，樣本量為357；

第3組，子代出生時間為1980—1984年，樣本量為573；

第4組，子代出生時間為1985—1989年，樣本量為928；

第5組，子代出生時間為1990—1994年，樣本量為922。

本研究各變量說明如下：

Female為子代性別虛變量，男性賦值為1，女性賦值為0。

PI為家庭人均純收入變量，由家庭總收入除以家庭規模所得，以“萬元”為單位。

Rural為子代戶口虛變量，城鎮戶口賦值為1，鄉村戶口賦值為0。

三、實證分析

1.OLS回歸結果

運用STATA軟件，得到5個組的相關系數如下（均在1%水平下顯著，具體過程略）：第1組（70—74組），0.291；第2組（75—79組），0.420；第3組（80—84組），0.328；第4組（85—89組），0.403；第5組（90—94組），0.417。

第1組和第3組的回歸系數較低，其他三個組的回歸系數較高，均在0.4以上。第1組（70—74組），教育代際傳遞程度較低。第2組（75—79組）教育代際傳遞程度急劇上升。第3組（80—84組）回歸系數降低，可能是改革開放帶來對教育和知識價值的沖擊。從20世紀80年代中后期開始，中國社會流傳“讀書無用論”“拿手術刀的收入不如拿剃頭刀的”“搞原子彈的不如賣茶葉蛋的”等議論，許多知識分子和干部，掀起一股“下海”浪潮，這段時間出生的孩子，教育價值取向受到商品經濟的沖擊，代際傳遞程度降低。第4組（85—89組）和第5組（90—94組）的回歸系數再次攀升到0.4以上，且第5組的回歸系數比第四組高出0.14，意味著代際傳遞程度穩定提高。這可能是經濟的持續發展，以及90年代第3次科技浪潮和知識經濟的興起，對經濟增長方式、產業結構、教育的職能和形式產生深刻影響，知識使經濟增長方式發生根本改變，教育溶于經濟活動的所有環節，受教育和學習成為一生中最重要的活動之一，教育受到絕大部分家庭前所未有的重視。

2.相關系數分析

總的來看，子代受教育年限的均值（11.24年）明顯高于父代受教育年限均值（8.04年），子代受教育年限離散程度（標準差為3.92）小于父代（標準差為4）。按時間順序，對應5個樣本組，父代受教育年限均值依次為：6.10年、6.13年、7.82年、8.70年、8.74年，反映出新中國成立至改革開放前，即便在經濟最困難時期，中國人的受教育水平也在持續提高。子代受教育年限均值為：8.56年、9.82年、10.58年、11.68年、12.36年，75—79組上升最快，反映出改革開放對受教育機會的積極影響；90—94組上升最慢，則可能是教育資源投入持續增加帶來的邊際收益遞減所致。從標準差來看，對應5個樣本組，父代受教育年限標準差依次為：3.99、4.23、4.17、3.76、3.64；子代受教育年限標準差依次為：3.72、3.69、3.92、3.86、3.57，反映出子代之間受教育年限差距在縮小。

根據回歸系數與相關系數之間的關系式，若回歸系數大于相關系數，意味著子代與父代受教育年限的標準差之比大于1，即子代受教育離散程度大于父代，子代教育差距擴大。經計算得到5個組的相關系數依次為：0.313、0.481、0.326、0.392、0.425。只有第4組（85—89組），回歸系數大于相關系數，其他4個組的回歸系數均小于相關系數，與前述子代受教育年限差距總體縮小相對應。

3.加入控制變量

教育機會的獲得受到性別、戶口和家庭收入的影響。按照中國的傳統文化，男性子代更受家庭重視，教育代際傳遞在男性子代身上表現得更加明顯。20世紀70年代開始實行計劃生育政策，逐漸打破性別歧視，女孩受教育機會日趨增大。實證檢驗中，性別虛擬變量的相關系數為負時，表示在其他條件不變的情況下，男性子代相對女性子代受教育年限更低；相關系數為正，表示在其他條件不變的情況下，男性子代相對女性子代受教育年限更高。

由于“二元經濟”的長期存在，城鄉教育資源配置不均，城鄉身份可能影響教育代際傳遞。1997年開始實行高等教育收費制度，1999年開始實施高等教育規模擴張，意味著家庭經濟條件對受教育機會獲得可能具有重要影響。因此在OLS基本模型基礎上加入性別、戶口、家庭人均純收入變量，以檢驗OLS的穩健性。

使用STATA軟件，加入性別、城鎮、家庭人均純收入變量后，第2組教育代際傳遞程度上升，第3組下降，第4組、第5組恢復上升趨勢，顯示出教育代際傳遞程度增大趨勢。關于子代性別對教育代際傳遞的影響，回歸系數均為負，表示男性子代教育傳遞程度小于女性子代，性別差異對教育代際傳遞的影響在縮小。就戶口對教育代際傳遞的影響來看：第2組中城鎮戶口超出農村戶口的程度下降，第3組超出部分上升，為5個組最高。隨后在第4組、第5組，城鎮戶口代際傳遞程度超出部分依次下降。關于家庭收入對教育代際傳遞的影響，第2組達到最高，隨后逐漸下降。這可能是由于80年后出生的人群，絕大部分家庭已解決溫飽問題，日趨重視子代教育，且由于大部分家庭子代數量的減少，支付子代的教育費用不是什么大問題，因此家庭人均純收入對子代受教育程度的邊際影響逐漸降低。

四、結語

本文通過分析父代受教育年限對子代教育程度的影響，發現父子兩代教育存在較強的代際傳遞，但子代之間受教育年限的差距在縮小，且性別、戶口和家庭人均純收入對教育代際傳遞的影響也在減少。這些可喜成就主要歸功于公共政策：一是改革開放和教育制度改革，二是打破城鄉“二元經濟”，促進城鄉統籌協調均衡發展，可極大改善農村孩子的教育資源，提高他們的受教育年限，降低城鄉教育代際傳遞差異；三是生育政策也可極大消除家庭對子代教育決策中性別因素的影響，提高女孩的受教育機會。為進一步阻隔教育代際傳遞，建議繼續完善上述公共政策，特別是向薄弱地區、薄弱學校傾斜教育資源。鑒于目前中國出現教育質量不平等趨勢，未來要努力促進區域之間、城鄉之間教育質量公平。