蒲 艷 李 嵐
(1.西南民族大學經(jīng)濟學院 四川 成都 610000;2.四川師范大學經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟地位,而且通過代際傳遞影響子代的人力資本和社會經(jīng)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(xiàn)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(zhì)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(xiàn)實來看,不僅教育成就存在代際傳遞,教育態(tài)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(xiàn)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(yōu)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(yōu)勢階層受教育數(shù)量達到飽和后,更加追求子女受教育質(zhì)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(jīng)濟環(huán)境與教育制度發(fā)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(xiàn)一致性、穩(wěn)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。
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(shù),較高的相關系數(shù)意味著較低的代際流動性,較低的相關系數(shù)則意味著較高的代際流動。回歸系數(shù)與相關系數(shù)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,F(xiàn)emale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。
本研究所使用數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年數(shù)據(jù)。結合現(xiàn)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(shù)據(jù)合并,并以個人編碼匹配父代和子代的數(shù)據(jù)變量,同時剔除缺失數(shù)據(jù),最終得到2977個樣本量,各組樣本數(shù)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(guī)模所得,以“萬元”為單位。
Rural為子代戶口虛變量,城鎮(zhèn)戶口賦值為1,鄉(xiāng)村戶口賦值為0。
運用STATA軟件,得到5個組的相關系數(shù)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(shù)較低,其他三個組的回歸系數(shù)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(shù)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?!崩顺?,這段時間出生的孩子,教育價值取向受到商品經(jīng)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(shù)再次攀升到0.4以上,且第5組的回歸系數(shù)比第四組高出0.14,意味著代際傳遞程度穩(wěn)定提高。這可能是經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展,以及90年代第3次科技浪潮和知識經(jīng)濟的興起,對經(jīng)濟增長方式、產(chǎn)業(yè)結構、教育的職能和形式產(chǎn)生深刻影響,知識使經(jīng)濟增長方式發(fā)生根本改變,教育溶于經(jīng)濟活動的所有環(huán)節(jié),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。
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(jīng)濟最困難時期,中國人的受教育水平也在持續(xù)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(xù)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(jù)回歸系數(shù)與相關系數(shù)之間的關系式,若回歸系數(shù)大于相關系數(shù),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(jīng)計算得到5個組的相關系數(shù)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(shù)大于相關系數(shù),其他4個組的回歸系數(shù)均小于相關系數(shù),與前述子代受教育年限差距總體縮小相對應。
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(tǒng)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(xiàn)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(shù)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(shù)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(jīng)濟”的長期存在,城鄉(xiāng)教育資源配置不均,城鄉(xiāng)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(guī)模擴張,意味著家庭經(jīng)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(wěn)健性。
使用STATA軟件,加入性別、城鎮(zhèn)、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(shù)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(zhèn)戶口超出農(nóng)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(zhèn)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(shù)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。
本文通過分析父代受教育年限對子代教育程度的影響,發(fā)現(xiàn)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(xiāng)“二元經(jīng)濟”,促進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)均衡發(fā)展,可極大改善農(nóng)村孩子的教育資源,提高他們的受教育年限,降低城鄉(xiāng)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(xù)完善上述公共政策,特別是向薄弱地區(qū)、薄弱學校傾斜教育資源。鑒于目前中國出現(xiàn)教育質(zhì)量不平等趨勢,未來要努力促進區(qū)域之間、城鄉(xiāng)之間教育質(zhì)量公平。