家庭背景、代际传递与教育不平等（3）

4.父母教育不同匹配模式下的代际教育回归系数

本文发现父母双方的教育程度对子代都有显著影响，那么教育程度在婚姻中的匹配对代际教育传递有何影响呢?本文把父母教育程度相同的设为教育匹配，把父母教育程度不同的设为教育不匹配。进一步考察发现，父母教育匹配时的子代教育年限比父母不匹配时的值平均低1.2098年。之所以如此，是因为在样本中教育匹配的婚姻中，父母教育程度均为小学的占比最多50.49%，低程度的教育匹配更不利于子代教育。

本文进而选择父母受教育年限较高的一方对子代教育年限进行回归。从表6的结果可见系数均非常显著，当父母教育不匹配时的回归系数( 0.5611)高于父母教育匹配时的系数0.4434。可见，当父母教育不匹配时，教育程度低者可以通过选择与教育程度较高者的匹配，提高教育的代际传递性。

5、实证分析及稳健性检验

1.排序Probit估计的结果

以上分析发现了中国不同地区、不同时段、不同家庭的代际教育传递性的事实，下面考察家庭背景如何影响子代的教育结果。根据理论模型，本文运用排序Probit模型，建立如下估计方程其中，代表个体、的潜在最优教育程度，而二‘为随机干扰项，估计方程中E{代表父亲的教育程度，衅代表母亲的教育程度，代表其他影响子代教育程度的个体特征和家庭背景等控制变量。

在研究家庭背景对子代教育影响时，不可否认“努力”对个人的教育成就的重要影响，所谓“鲤鱼跳龙门”、“寒门出贵子”，正是凭借自身努力改变命运的例子。但个体在教育中付出了多大努力程度属于个体的主观信息，很难准确衡量。实际上，个体的教育成就受到家庭背景与自身努力的双重影响，Bourguignon et al. ( 2007指出环境和努力因素在决定个人教育的过程中存在复杂的交互关系，努力的选择在很大程度上取决于环境的好坏，如果不考虑家庭背景对努力的影响，将会对估计结果造成偏误。此外，努力虽然是个体行为，但努力也是在个体相互比较中产生，努力的相对可比性很重要。本文参考Roemer (1993 ,1998 ) , Roemer et al. ( 2003 ) , Checchi and Peragine ( 2010)等思路，对努力变量加以衡量。同时考虑同代内努力的相对程度，以及受家庭环境影响的教育资源，将某一代个体的努力程度作如下的衡量

其中，第一部分衡量子代总体所获得的额外教育成就，第二部分衡量家庭背景所带的额外教育资源，二者相减表示子代通过自身努力所额外获得的教育成就。据此，努力变量可能为正或负，努力变量的值越大，则代表子代越努力。例如，如果观测到子代教育年限较低，那么，一方面第一部分为负值，即相比其同年龄人是“不努力”的;另一方面，假如其父代教育年限较高，说明其从父辈继承得来的教育资源较多，或者具有较好的教育天赋或资源，却没有加以珍惜，这二者综合的结果就显示其更是“不努力”的，即在结果中努力变量的值不仅为负、且绝对值较大。表7报告了整体样本排序Probit模型的估计结果。回归1把父母的教育程度分列，考察不同教育程度的父母对子代教育的影响。回归2加入了代表家庭收入和社会地位的父亲职业分类变量。回归3加入了代表个体特征的变量，考察出生群组(以1949一1978出生群组为对照)、性别差异对子代教育的影响。考虑到家庭结构特征与家庭构成指标，加入兄弟姐妹因素。回归4考虑到城乡之间的巨大差异，加入了代表城乡差异的家庭户籍虚拟变量。回归1一4均加入了努力变量，为了对比，在回归5中去掉了努力变量。

从整体回归看，各主要变量系数显著，模型整体回归效果较好。从回归1可以看出父母各层次教育均影响为正且显著，并随着父母教育程度的增加，子代进一步接受教育的概率也加大。从回归

2可以看出家庭收入和社会地位的影响为正，父亲职业越高，其对子代教育程度的影响越大;且随着收入的加入，父母教育程度对子代教育的影响有所减弱。从回归3可以看出改革开放后出生的群组相比于改革开放前出生子代，其教育程度上升的概率加大;相比于1949一1978年出生群组，中华人民共和国成立前出生的子女教育程度上升的概率降低。兄弟姐妹对子代教育程度均有负向影响，且存在性别差异，当子代有兄弟时，子代受教育程度降低的概率比“子代有姐妹”的情形下更大。回归3中随着家庭结构和个体特征变量的加入，父母教育程度对子代教育的影响再一次减弱。从回归

4可以看出子代教育程度受城乡差异影响，相比农村，城市地区子代教育程度上升的概率更大。从回归4和回归5的对比可以看出，随着努力因素的加入，子代的性别影响变得不显著，这一定程度上说明通过努力，女性子代部分地改变了其教育上的性别劣势。子代努力因素的加入，使得父母教育对子代教育的影响明显加大，例如，父母为大学教育程度在未加入努力因素前其对子代的影响分别为0.7777和0.8438，但加入努力因素之后，影响分别上升到3.7326和3.5547，这说明在加入努力因素后，父母教育对子代教育的影响仍然显著，甚至得到加强。

2.稳健性检验

为了检验结果的稳健性，本文采取了两种方法:一是替换估计方法，将被解释变量替换为子代受教育年限，并采用进行估计;二是重新对样本进行筛选。由于18岁之前就完成全部教育的通常都是社会经济地位更低的人，社会经济地位更低的人可能代际传递性本身就更差。因此，本文重新对子代年龄进行筛选，把样本分为18一25岁及25一55岁两个年龄段，采用子代样本的受教育年限、受教育程度作为被解释变量①从估计结果可以看出，模型各变量系数显著，主要变量估计结果与表7基本一致，这说明排序Probit估计结果是稳健的。

由于排序Probit估计的参数含义不直观，本文进一步以表7的回归4为基础，计算各个解释变量对子代教育程度的边际效应，计算当所有解释变量处于其均值水平，某一解释变量变动一个单位，子代受教育程度取各个值的概率如何变化。总体看，由表8可见，父母接受初中及以上教育、父亲非农民职业、改革开放后出生群组、城市户籍这些因素均会提高子代接受高中及以上教育程度的概率，拥有这些特征的子代在义务教育结束后继续接受教育的概率加大。相反，新中国成立前出生，拥有兄弟姐妹则会降低其进一步接受教育的概率，性别因素影响不显著。

具体而言，接受过义务教育及以上教育程度的父母对子女教育的边际影响，转折点发生在子代完成义务教育(初中教育)之后。对于接受过义务教育及以上教育程度的父母，其子代接受高中和大学教育的概率显著增加，停留在小学或初中学历的概率减少。例如，母亲为初中教育程度，则子代为小学和初中教育程度的概率较平均值分别减少15.29%和13.65%，相反，子代为高中或大学学历的概率分别增加17.08%和11.85%;如果母亲是大学教育，则边际影响更为显著，会使子代为小学和初中教育程度的概率较平均值分别减少21.51%和38.05%，相反地，子代为高中或大学学历的概率分别增加13.89%和45.68%，父亲教育的影响亦如此。随着父母教育程度的提高，其对子女教育程度的边际影响逐次加大，例如，母亲的教育程度分别为初中、高中、大学，会使子代接受高等教育的概率分别增加11.85% ,27.30% ,45.68%;而父亲的教育程度为初中、高中和大学，则相应地会使子代接受高等教育的概率分别增加9.44% ,20.12% ,42.95%。这也再次表明，父母的教育程度越高，则子代越有可能达到较高的教育程度;母亲受教育对子代接受大学教育的影响大于同样教育程度父亲的影响。

从父亲职业所代表的家庭收入和社会地位看，其对子女义务教育阶段之后的教育很重要。如果父亲从事高级非体力职业，其子女拥有大学学历的概率增加4.01 %。相比独生子女，拥有兄弟使接受高等教育概率降低1.17%，拥有姐妹则降低0.82%，可见拥有兄弟更有可能降低其自身的受教育概率。城乡差异同样显著，拥有城市户籍使其接受大学教育的概率提高3.08%。中华人民共和国成立前出生的群组，其接受高中和大学程度教育的概率分别降低11.84%和5.66%，改革开放后出生的群组其接受高中和大学程度教育的概率分别增加2.47%和1.50%。这主要是由于自1999年以来实行了大学扩招政策，提高了改革开放后出生群组接受高等教育的可能性。此外，本文测算了回归结果中各变量对子代教育程度的预测概率，结果表明不同的家庭背景其子代教育程度存在显著差异，拥有“好的”家庭背景可以提高子代接受高等教育的概率，例如，对于父母均接受过大学教育、出生在城市的子女，其上大学的预测概率叠加可以达到81.18%，但对于父母只有小学程度农村子代上大学的预测概率叠加只有11.76%

3.分性别、城乡、出生群组的子样本分析

分性别、城乡、出生群组的子样本分析结果各子样本中，除性别外，各主要变量系数仍然显著，父母教育程度在1%的水平上显著，从系数对比看，其仍是子代教育的重要影响因素，远大于其他因素回归系数。而从门槛值看，分性别，在大学教育程度门槛值上均呈现出女性大于男性，这意味着给定相同的特征和系数值，前者继续接受教育的门槛更高，面临更高的成本收益比，因此更有可能选择较低的教育程度，这说明在大学教育层次，女性并没有改变其相对弱势地位，与不加入努力因素相比，女性改变了在初中和高中教育阶段的相对弱势地位。从城乡对比和出生群组对比看，不论加入努力因素或是不加入努力因素，在各教育层次上门槛值均呈现出农村大于城市，改革开放前大于改革开放后，这说明在相同条件下，农村子代、改革开放前出生子代更有可能选择较低的教育程度，这也说明这种基于制度性因素的家庭背景对子代教育机会不平等的影响通过努力改变相对困难(李煌,2006)0

4.父母婚姻的教育匹配对子代教育程度的影响

前面的分析已经发现，婚姻的教育匹配会影响代际教育回归系数，为了进一步考察不同匹配模式下父母教育程度的影响(估计结果见表10)，本文设计一个代表婚姻的教育匹配的虚拟变量，其中父母的教育程度相同设为虚拟值1，父母教育程度不同设为虚拟值0。控制家庭的收入水平、家庭规模、个体特征及城乡因素，考虑婚姻的教育匹配对子代教育的影响(见回归1)，结果显示父母教育匹配的系数显著为负，即父母教育匹配对子代教育有负向影响。

分样本进行排序Probit估计。回归2是父母教育匹配的样本，回归3和回归4是父母教育不匹配，父母教育程度单独回归的样本。可以看出，回归2父母各教育程度的影响明显大于回归3和回归4，这主要是因为当父母教育程度相同时，回归2显示的是父母教育的共同影响;从回归3和回归4看，母亲各教育程度的回归系数均大于父亲，这说明在教育不匹配情况下，尽管母亲教育程度比父亲高的比例仅为7.61%，但是母亲的教育程度对子代教育的影响始终更大。从门槛值看，教育匹配的样本门槛值较高，这说明在其他情况相同时，父母教育匹配的子代更有可能选择较低层次的教育。之所以如此，原因很可能归结为父母教育匹配的样本中80%左右均为小学教育程度的匹配，这种婚姻的低水平教育匹配更容易出现对子代教育投入不足、子代信息面狭窄，不利于子代教育的进一步提升。

6、结论及政策建议

本文旨在考察伴随着中国经济改革发展和社会变迁，教育代际传递性与教育机会不平等在中国的演进特征，揭示家庭背景影响教育代际传递性的机制。为此，本文建立了关于教育选择的理论模型，并据此采用排序Probit方法进行估计。采用CHNS (1989-2011)微观数据，通过代际教育回归系数和转换矩阵，测算了中国代际教育的持续性和流动性特征，着重从父母教育的视角，考察了家庭背景影响教育代际传递的内在机制。

分析结果表明:①基于排序Probit估计、边际效应分析、子代教育预测概率等研究结果，父母教育是影响子代教育的重要因素，父母的教育程度越高，则对子代接受较高教育的正向影响越大，在加入努力因素后，父母教育对子代教育的影响仍然显著，甚至得到加强。这说明在一定程度上，父代的努力是子代的直接榜样，努力显著强化了父母教育对子代教育的影响。②接受过义务教育及以上教育程度的父母对子女教育的边际影响，转折点发生在子代义务教育之后，其子代接受高中和大学教育的概率显著增加，停留在小学或初中学历的概率明显下降。如果母亲是大学学历，则边际影响更为显著，这也从一个侧面论证了普及义务教育的必要性。③尽管母亲平均教育程度较低，母亲受教育对子代接受高等教育的影响始终大于同样教育程度父亲的影响。这表明加强对女性的教育和培训不仅对其自身、而且对后代的人力资本积累都会产生积极效应。④采用教育代际回归系数和转换矩阵的测算均表明，教育机会不平等程度女性高于男性、城市高于农村、改革开放后出生群组高于改革开放前出生群组。这表明女性总体而言在教育上仍处于弱势;城市与农村相比，受教育程度更高，继续教育的机会更多，但是城市的教育代际固化现象更为严重;改革开放后在个体受教育程度提高和教育机会增加的同时，代际间教育不平等也出现上升。因此，要解决教育代际流动性问题，要更多地着眼于女性群体、城市居民和年轻一代。⑤基于三代间教育代际回归系数的分析表明，教育代际传递具有持久性;父代教育对子代教育的影响远大于祖代的影响，应验了“子不教父之过”的中国古训，也从一个侧面反映在家庭背景影响教育的过程中，后天环境因素与先天遗传因素都很重要。⑥婚姻的教育匹配程度对后代教育影响显著。研究发现，父母均接受教育会强化对子代教育的共同影响，但低水平的婚姻教育匹配不利于子女教育程度的提高。⑦对于其他家庭因素和个体因素的考察发现，家庭收入和社会地位对子代教育的影响为正，并且在考虑该因素之后，父母教育程度对子代教育的影响所有减弱。这表明家庭收入和社会地位仍是影响子代教育的一个重要因素，许多寒门子弟的求学路仍然由于家庭收入的影响而受到挫折。

本文认为，家庭背景特别是父母教育程度对子女教育成就具有重要影响，家庭背景的差异将转化为子代人力资本的存量不平等，并且通过劳动力市场和教育收益的信号作用，进一步转化为子代收入的不平等，加剧代际不平等的固化。相关公共政策应着力于减少相对劣势环境对个人教育决策的负面影响，使社会各群体获得公平的教育机会。

基于本文的研究，提出如下政策建议:①在促进教育投资的同时，更加注重教育资源的均衡配置。家庭背景的不同直接导致其所占有的教育资源的差异，最突出的表现就是城乡教育投入不均、教育质量差距悬殊，以致农村家庭，特别是父亲职业较低的家庭、多子女家庭和女童所能够得到的教育资源不论在量上、还是在质上均非常有限。因此，应进一步加强对农村地区义务教育的政策扶持和经济支持，提高农村中小学的师资水平和教学设备质量，实现农村低收入家庭的子女从小学到高中的学费免除，建立农户子女上大学的专项扶持计划，把对贫困和低收入农户子女教育的持续扶助作为精准扶贫的一项长期工作。②着力加强对农村女性的教育和培训。本文的研究发现，尽管母亲的平均教育年限较低，但是母亲教育对子代教育的影响更大。因此，要加强教育领域性别平等的传播，针对女童提供政策纠正措施，加大对农村女童“教育扶贫”的力度，对女童入学、通勤、在校食宿等给予必要扶持，关注女童学业和身心健康。同时，在农村地区建设村级图书室和网络课程，利用互联网手段对留守的农村女性加强职业教育、技术和技能训练，藉此改善其自身和下一代受教育的状况。③建立多层次、高质量的教育体系。本文的研究发现，城市地区和改革开放以后的教育代际固化现象更趋严重，一个重要原因是在各层次学校高速度增长的同时，教育质量差异悬殊。为此，教育体系要由高速度增长转向高质量发展，提高各层次学校的师资水平，缩小学校之间的教育质量差距，避免家庭收入、父代社会地位等因素影响子代所能够获得的教育质量，同时要在高等教育阶段注重多层次的人才培养目标，使研究型、教学型、技能培养型教育都有良好的发展空间。④促进人群流动和优化教育资源的使用。农村向城市的人口流动客观上加强了农村教育的代际流动性，也提高了城市教育资源的利用效率，此外人口流动可能带来婚姻市场上不同教育层次的匹配组合，也会促进家庭教育投入和教育的代际传递。