收入不平等對(duì)中國(guó)家庭教育期望的影響*

周廣肅 夏宇鋒

（中國(guó)人民大學(xué)勞動(dòng)人事學(xué)院 北京 100872）

（北京大學(xué)教育學(xué)院 北京 100871）

一、引 言

近年來(lái)，中國(guó)社會(huì)的教育焦慮日益嚴(yán)重，天價(jià)學(xué)區(qū)房和扎堆報(bào)課外班等教育亂象，都與家長(zhǎng)的教育焦慮密切相關(guān)。政府已出臺(tái)了一系列政策以規(guī)制這些教育亂象。比如，在學(xué)區(qū)房方面，上海市于2021 年推行“名額分配綜合評(píng)價(jià)錄取” 的初升高新政，進(jìn)一步擴(kuò)大指標(biāo)到區(qū)和指標(biāo)到校的名額，以促進(jìn)教育資源均衡化。在校外補(bǔ)習(xí)班方面，習(xí)近平總書(shū)記在2021 年參加全國(guó)政協(xié)會(huì)議的醫(yī)藥衛(wèi)生界、教育界委員聯(lián)組會(huì)時(shí)指出治理校外培訓(xùn)亂象的重要性，教育部也于2021 年成立校外教育培訓(xùn)監(jiān)管司，旨在治理校外教育亂象，以減輕學(xué)生和家長(zhǎng)的教育負(fù)擔(dān)。從上述的教育亂象及其規(guī)制政策可見(jiàn)，社會(huì)整體性的教育焦慮程度已經(jīng)比較嚴(yán)重，那么這種教育焦慮背后的根源是什么? 這是值得研究者關(guān)注的問(wèn)題，因?yàn)檫@不僅關(guān)系到中國(guó)家庭的人力資本投資與青少年的成長(zhǎng)，而且關(guān)系到中國(guó)教育制度的健康發(fā)展。

本文認(rèn)為教育焦慮體現(xiàn)了中國(guó)家長(zhǎng)對(duì)孩子的高教育期望，希望子女獲得高學(xué)歷。這種高教育期望的成因可能有以下幾點(diǎn)。首先，教育是一把社會(huì)流動(dòng)的“雙刃劍”，它既是社會(huì)流動(dòng)的自致性因素，也是實(shí)現(xiàn)社會(huì)繼承的手段（李煜，2006）。因此，相對(duì)優(yōu)勢(shì)人群可能會(huì)將子女教育作為維持家庭地位的投資，而相對(duì)弱勢(shì)人群則可能會(huì)希望子女通過(guò)教育實(shí)現(xiàn)向上的階層流動(dòng)。其次，教育是家庭的一種人力資本投資，改革開(kāi)放以來(lái)高等教育回報(bào)率的持續(xù)上升可能會(huì)促使父母愈發(fā)重視對(duì)子女的教育，提升對(duì)子女人力資本的投資（Zhang 和Xie，2015；劉澤云，2015）。最后，文化傳統(tǒng)可能會(huì)影響父母的教育心態(tài)。在中國(guó)，有著“望子成龍，望女成鳳” 和“養(yǎng)兒防老” 的文化傳統(tǒng)，而這兩者均與子女教育相關(guān)。關(guān)于前者，“學(xué)而優(yōu)則仕”，傳統(tǒng)社會(huì)中子女科舉的成功是光耀門(mén)楣的事跡，成為舉人或貢生后就可以在宗祠或祖屋前立起旗桿以彰顯地位（楊懋春，2001），而今天考上重點(diǎn)大學(xué)也有著類(lèi)似的情況；就后者而言，傳統(tǒng)中國(guó)家庭是“反哺式” 的（費(fèi)孝通，1983），在社會(huì)保障體系不健全的情況下，養(yǎng)育子女可以為自身的老年生活提供一定的保障，子女教育的成功及其帶來(lái)的事業(yè)成功勢(shì)必會(huì)有助于父母?jìng)€(gè)人未來(lái)的養(yǎng)老。

關(guān)于中國(guó)家庭的高教育期望，除了上文提到的幾種解釋?zhuān)硪粋€(gè)可能的解釋是收入差距的擴(kuò)大。自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的收入差距逐漸擴(kuò)大，收入最高的10%人口的收入份額從1978 年的27%上升至2015 年的41%，而收入最低的50%人口的收入份額從27%下降至15%（Piketty 等，2019）。社會(huì)收入差距的擴(kuò)大，可能會(huì)增加人們的收入比較和地位尋求，而實(shí)現(xiàn)地位尋求的一個(gè)重要手段就是投資教育等人力資本（Jin 等，2011）。當(dāng)收入不平等擴(kuò)大時(shí)，教育回報(bào)率上升，父母可能增加對(duì)子女的人力資本投資（Solon，2004）。但是，收入不平等的擴(kuò)大也可能使得父母失去投資子女教育的激勵(lì)，孩子失去升學(xué)的動(dòng)力（李佳麗和張民選，2020；Kearney 和Levine，2016）?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)尚未從收入不平等的視角對(duì)高教育期望給出解釋?zhuān)虼吮疚脑噲D在這一問(wèn)題的研究上有所貢獻(xiàn)。

本文使用2010—2016 年四期的CFPS 數(shù)據(jù)，考察收入不平等對(duì)中國(guó)家庭教育期望的影響。回歸結(jié)果顯示，收入差距的擴(kuò)大顯著提升了父母對(duì)子女的教育期望。區(qū)縣層面的收入基尼系數(shù)每提高0.1，父母對(duì)子女的教育期望就會(huì)提高0.1859 個(gè)單位。本文隨后使用了其他幾種收入差距的衡量指標(biāo)，并替換教育期望變量和使用有序Probit 模型，回歸結(jié)果保持穩(wěn)健。為克服潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文還使用了工具變量法，仍得到一致的結(jié)論。隨后，本文分析了潛在的作用機(jī)制。收入不平等程度的擴(kuò)大會(huì)提高人們的物質(zhì)渴求，這可能是父母對(duì)子女教育期望提高的重要原因。最后，本文還分樣本進(jìn)行討論，發(fā)現(xiàn)收入差距影響教育期望的正向效果主要來(lái)源于獨(dú)生子女、城市、黨員、高收入家庭和教育回報(bào)較高、教育機(jī)會(huì)分布不均的地區(qū)。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述，回顧已有的相關(guān)研究，并指出本文可能的貢獻(xiàn)；第三部分介紹本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源、主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)以及計(jì)量模型；第四部分報(bào)告實(shí)證分析結(jié)果，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分進(jìn)一步討論收入差距影響教育期望的內(nèi)在機(jī)制，并進(jìn)行異質(zhì)性分析；最后總結(jié)全文。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)實(shí)中不斷擴(kuò)大的收入不平等得到了文獻(xiàn)的關(guān)注，已有文獻(xiàn)研究了收入不平等的諸多影響。在宏觀經(jīng)濟(jì)方面，收入不平等會(huì)通過(guò)消費(fèi)波動(dòng)引致經(jīng)濟(jì)波動(dòng)（鞏師恩和范從來(lái)，2012），也不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的持續(xù)（Berg 和Ostry，2017）。在社會(huì)意義方面，收入不平等不僅會(huì)增加失業(yè)、帶來(lái)犯罪（Wu 和Wu，2012），而且會(huì)增加社會(huì)機(jī)會(huì)的不均等，進(jìn)而抑制代際流動(dòng)（Corak，2013）。關(guān)于對(duì)個(gè)體經(jīng)濟(jì)決策的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)收入不平等的擴(kuò)大抑制了家庭消費(fèi)（Papadopoulos，2019），也通過(guò)增加人們的物質(zhì)渴求提高了家庭對(duì)股票和廣義風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資概率（周廣肅等，2018）。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)也發(fā)現(xiàn)了收入不平等對(duì)個(gè)體福利水平的影響，收入不平等的擴(kuò)大對(duì)人們的幸福感和身體健康均具有消極影響（Oishi 等，2011；Pickett 和Wilkinson，2015）。

那么，收入不平等是否會(huì)影響微觀教育決策呢? 現(xiàn)有的研究主要從家庭特征的視角來(lái)探討微觀教育決策的影響因素，比如說(shuō)父母權(quán)力資本（丁小浩和翁秋怡，2015）、住房財(cái)富（陳永偉等，2014）等。社會(huì)整體的收入不平等對(duì)微觀教育決策的影響主要通過(guò)改變?nèi)藗儗?duì)教育的效用來(lái)實(shí)現(xiàn)，但現(xiàn)有的實(shí)證證據(jù)并不一致。一方面，有研究發(fā)現(xiàn)收入不平等會(huì)讓個(gè)體更加重視教育的作用，收入不平等的擴(kuò)大會(huì)加劇教育競(jìng)爭(zhēng)或增強(qiáng)人們追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)，以提高家庭的教育支出（Jin 等，2011；Zhang 和Xie，2016）。另一方面，也有研究發(fā)現(xiàn)了不一致的結(jié)論。在收入不平等較嚴(yán)重的地區(qū)，低收入家庭學(xué)生感知到的教育回報(bào)較低，更傾向于在高中階段輟學(xué)（Kearney 和Levine，2016）。還有研究發(fā)現(xiàn)，收入不平等對(duì)家庭教育投資的影響是倒U 形的，當(dāng)貧富差距未超過(guò)階層流動(dòng)的限度時(shí)，教育可以改變命運(yùn)，父母有投資子女教育的激勵(lì)，但當(dāng)貧富差距形成巨大鴻溝時(shí)，教育并不能實(shí)現(xiàn)階層流動(dòng)，父母會(huì)缺乏投資子女教育的激勵(lì)（李佳麗和張民選，2020）?？傊杖氩黄降葘?duì)微觀教育決策的影響是不確定的。

相對(duì)于客觀的微觀教育決策，本文關(guān)注的教育期望是一種主觀心態(tài)。教育期望包括父母對(duì)子女的教育期望和子女自身的教育期望，被認(rèn)為是預(yù)測(cè)教育獲得和學(xué)業(yè)成就的重要指標(biāo)（Bozick 等，2010），本文所關(guān)注的教育期望是父母對(duì)子女的教育期望。家庭教育支出、校外教育參與、學(xué)區(qū)和擇校等教育問(wèn)題可能均與父母對(duì)子女的教育期望息息相關(guān)。已有的研究考察了家庭特征對(duì)教育期望的影響，發(fā)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的家庭對(duì)教育的期望越高（劉保中等，2014）。也有研究關(guān)注階層分割的作用，發(fā)現(xiàn)初中學(xué)校的階層分割程度越低，學(xué)生的教育期望越高（吳愈曉和黃超，2016）。不過(guò)，這些研究都沒(méi)有考察社會(huì)整體層面的不平等對(duì)教育期望的影響，本文旨在從收入不平等的視角出發(fā)，為中國(guó)家庭的教育期望提供一種新的解釋。

綜上所述，本文將首次利用中國(guó)家庭層面的微觀數(shù)據(jù)，考察地區(qū)收入不平等對(duì)家庭教育期望的影響，并在以下方面做出可能的邊際貢獻(xiàn)：首先，通過(guò)對(duì)收入差距的不同測(cè)量指標(biāo)，綜合探討收入不平等對(duì)家庭教育期望的影響；其次，利用工具變量法克服潛在的內(nèi)生性，提高估計(jì)的精確性；再次，從物質(zhì)渴求的視角解釋收入差距影響教育期望的內(nèi)在機(jī)制；最后，探究不同人群和不同地區(qū)的家庭教育期望受收入差距異質(zhì)性的影響。

三、數(shù)據(jù)、變量與計(jì)量模型

（一）數(shù)據(jù)與變量描述

本文所使用的數(shù)據(jù)是CFPS 2010—2016 年四期的面板數(shù)據(jù)。CFPS 是北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)中心開(kāi)展的全國(guó)性大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目，于2010 年開(kāi)展了基線調(diào)查，此后每?jī)赡赀M(jìn)行一次追蹤調(diào)查，共覆蓋全國(guó)25 個(gè)省級(jí)行政區(qū)①不包含西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、香港、澳門(mén)和臺(tái)灣等省級(jí)行政區(qū)。。

CFPS 數(shù)據(jù)分為村居數(shù)據(jù)、家戶(hù)數(shù)據(jù)、家戶(hù)成員數(shù)據(jù)、成人數(shù)據(jù)和兒童數(shù)據(jù)五個(gè)模塊。本文對(duì)家戶(hù)數(shù)據(jù)、成人數(shù)據(jù)和兒童數(shù)據(jù)進(jìn)行了匹配，所使用的家庭收入、家庭人口規(guī)模等信息來(lái)自家戶(hù)數(shù)據(jù)，父母年齡、父母最高學(xué)歷等信息來(lái)自成人數(shù)據(jù)，孩子性別、孩子年齡、孩子戶(hù)口等信息來(lái)自?xún)和瘮?shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)處理后共得到6 563 個(gè)孩子2010 年至2016 年間11 230 個(gè)觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)。

本文的被解釋變量為教育期望，根據(jù)兒童問(wèn)卷中的問(wèn)題“您希望孩子念書(shū)最高念完哪一程度?”①具體為：小學(xué)為6，初中為9，高中為12，大學(xué)專(zhuān)科為14，大學(xué)本科為16，碩士為19，博士為22。構(gòu)造。關(guān)鍵解釋變量為收入基尼系數(shù)，是根據(jù)家庭人均收入構(gòu)造的區(qū)縣層面的收入基尼系數(shù)，而在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，本文還使用了區(qū)縣層面的收入Theil 指數(shù)和收入MLD指數(shù)。②在計(jì)算收入不平等的衡量指標(biāo)時(shí)，剔除了樣本量小于30 的區(qū)縣。此外，本文還分別控制了家庭人口規(guī)模、家庭人均收入等家庭層面的控制變量，父親年齡、父親最高學(xué)歷、父親政治面貌等父親層面的控制變量，母親年齡、母親最高學(xué)歷、母親政治面貌等母親層面的控制變量，孩子性別、孩子戶(hù)口、孩子年齡、孩子上學(xué)階段、孩子兄弟姐妹數(shù)等孩子層面的控制變量，以及城市平均收入水平和城市明清進(jìn)士數(shù)這兩個(gè)城市層面的控制變量。③家庭人均收入取對(duì)數(shù)值。感謝匿名審稿人的寶貴建議，本文加入城市平均收入水平和城市明清進(jìn)士數(shù)兩個(gè)變量，前者是城市層面家庭人均收入均值的對(duì)數(shù)，后者是城市層面明清進(jìn)士人數(shù)（百人），以控制住經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和文化底蘊(yùn)/文化傳承對(duì)于教育期望的影響。本文實(shí)證分析中所使用變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)情況詳見(jiàn)表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

（二）計(jì)量模型

本文首先使用如下基本模型考察收入不平等對(duì)教育期望的影響：

其中，Expectationijkt表示教育期望，下標(biāo)i、j、k、t分別表示第i個(gè)省份、第j個(gè)區(qū)縣、第k個(gè)孩子和第t年，Inequalityijt表示基尼系數(shù)，Xijkt表示其他控制變量，θt表示年份虛擬變量，σi表示省份虛擬變量，εijkt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于父母對(duì)孩子的教育期望在區(qū)域內(nèi)可能存在一定的相關(guān)性，回歸時(shí)本文采用區(qū)縣層面的聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

此外，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)還使用到了有序Probit 模型來(lái)考察收入不平等對(duì)教育期望的影響，具體模型如下：

其中，表示教育期望的連續(xù)性潛變量，其他變量的含義與式（1）一致，回歸時(shí)仍使用區(qū)縣層面的聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤。由于式（2）中被解釋變量為一個(gè)有序變量，假定r1＜r2＜…＜r7（均為待估參數(shù)，稱(chēng)截?cái)帱c(diǎn)），那么和Expectationijkt的關(guān)系為：

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先進(jìn)行對(duì)式（1）的基準(zhǔn)回歸，回歸結(jié)果如表2 所示，第（1）—（4）列相繼控制了家庭、父親、母親、孩子和城市層面的特征，四列均控制了年份和省份固定效應(yīng)。從這四列的結(jié)果可以看出，核心解釋變量基尼系數(shù)的回歸系數(shù)的顯著性和大小都比較穩(wěn)定。以第（4）列結(jié)果為例，基尼系數(shù)的回歸系數(shù)為1.859，說(shuō)明基尼系數(shù)每增加0.1，教育期望將增加0.1859，經(jīng)濟(jì)效果較為顯著，表明地區(qū)內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大顯著提高了父母對(duì)子女的教育期望。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（續(xù)表）

就控制變量的回歸結(jié)果而言，家庭層面、父親和母親層面、孩子層面、城市層面的特征普遍會(huì)對(duì)教育期望產(chǎn)生影響。在家庭層面，家庭人口規(guī)模對(duì)教育期望具有顯著的負(fù)向影響，而家庭人均收入對(duì)教育期望具有顯著的正向影響，但在控制孩子層面的特征后兩者均不顯著。在父親和母親層面，父親和母親的最高學(xué)歷在回歸結(jié)果中始終表現(xiàn)出對(duì)教育期望的顯著正向影響，說(shuō)明父母的人力資本越高，對(duì)子女的教育期望也會(huì)越高。在孩子層面，孩子的性別和戶(hù)口均對(duì)教育期望具有顯著的正向影響，年齡和兄弟姐妹數(shù)量均對(duì)教育期望具有顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明父母對(duì)子女的教育期望存在一定的性別偏好，獨(dú)生子女得到的教育期望更高，而農(nóng)業(yè)戶(hù)口和較大的年齡會(huì)對(duì)教育期望帶來(lái)不利影響。在城市層面，城市平均收入水平和城市明清進(jìn)士數(shù)對(duì)教育期望均具有顯著的正向影響，說(shuō)明城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，文化底蘊(yùn)越深厚，教育期望也會(huì)越高。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，在基準(zhǔn)回歸部分，本文主要以區(qū)縣層面家庭人均收入的基尼系數(shù)衡量收入不平等，但是基尼系數(shù)的計(jì)算方式存在一定局限性，對(duì)處在收入分布中間部分的家庭收入更加敏感（周廣肅等，2018）。本文將收入的基尼系數(shù)替換為T(mén)heil 指數(shù)和MLD 指數(shù)（均為區(qū)縣層面），以驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表3 的第（1）—（2）列匯報(bào)了替換其他收入差距指標(biāo)的回歸結(jié)果，在控制年份、省份固定效應(yīng)和不同層面控制變量的情況下，Theil 指數(shù)和MLD 指數(shù)的回歸系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的，收入差距的擴(kuò)大確實(shí)顯著提高了父母對(duì)子女的教育期望。

表3 替換指標(biāo)的回歸結(jié)果

雖然控制了父母的最高學(xué)歷，但是前文只是考察了收入不平等對(duì)于教育期望的影響。為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步將被解釋變量替換為父母對(duì)子女教育期望和自身最高學(xué)歷之差，這可以理解為一種教育的代際補(bǔ)償意愿。表3 匯報(bào)了相應(yīng)的回歸結(jié)果，第（3）列的被解釋變量是父母對(duì)子女教育期望與父親最高學(xué)歷的差值，第（4）列的被解釋變量則是父母對(duì)子女教育期望與母親最高學(xué)歷的差值。回歸結(jié)果表明，收入差距的擴(kuò)大顯著增加了父母對(duì)子女教育期望和自身最高學(xué)歷的差值，即地區(qū)收入差距越大，父母越希望子女最高學(xué)歷超過(guò)自身。

最后，鑒于前文基準(zhǔn)回歸部分是將被解釋變量——教育期望視為一個(gè)連續(xù)變量進(jìn)行回歸分析，這種處理可能會(huì)使得結(jié)果存在偏差，因此本文將教育期望視為一個(gè)定序變量，使用有序Probit 模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4 的第（1）—（7）列分別匯報(bào)了收入差距對(duì)教育期望的影響在從小學(xué)到博士這七個(gè)不同學(xué)歷層次上的平均邊際效應(yīng)及其聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤，所有回歸均控制各層次控制變量和年份、省份的固定效應(yīng)。從表4 的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，收入差距對(duì)教育期望為大專(zhuān)及以下均具有顯著的負(fù)向影響，而對(duì)大學(xué)本科及以上均具有顯著的正向影響。以大學(xué)本科為例，收入差距每提高1 個(gè)百分點(diǎn)，父母期望孩子讀到大學(xué)本科的概率平均會(huì)提高4.4 個(gè)百分點(diǎn)，這說(shuō)明收入差距的擴(kuò)大會(huì)促使父母提高對(duì)孩子接受本科教育的期望。

表4 有序Probit 模型的回歸結(jié)果

（三）內(nèi)生性討論

前文的一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)已經(jīng)基本驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，然而不可忽視的是，地區(qū)收入差距與父母對(duì)子女的教育期望之間存在潛在的內(nèi)生性。具體而言，此處內(nèi)生性的來(lái)源可能是遺漏變量和雙向因果，前者是因?yàn)榭赡艽嬖谕瑫r(shí)影響收入差距和教育期望的變量，但并沒(méi)有被納入回歸當(dāng)中，而后者是因?yàn)榻逃谕赡軙?huì)對(duì)人力資本水平產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響收入和收入分配。為了克服這一內(nèi)生性問(wèn)題，本文參考余錦亮和盧洪友（2019），將城市平均地形坡度作為地區(qū)收入差距的工具變量，地形坡度主要是自然形成的，對(duì)教育期望來(lái)說(shuō)是相對(duì)外生的，但地形坡度會(huì)造成地區(qū)內(nèi)市場(chǎng)分割，對(duì)收入差距來(lái)說(shuō)是相對(duì)內(nèi)生的。同時(shí)，本文也控制了城市的平均收入水平和城市的明清進(jìn)士數(shù)量，以控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和文化底蘊(yùn)/文化傳承對(duì)于教育期望的影響?；貧w結(jié)果如表5 所示，收入不平等仍然對(duì)教育期望具有顯著的正向影響。

表5 工具變量回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

（一）影響機(jī)制分析

通過(guò)前文的分析討論，基本可以得到這樣的結(jié)論：收入差距的擴(kuò)大提高了父母對(duì)子女的教育期望，而且主要提高的是父母對(duì)子女接受本科教育和研究生教育的期望。接下來(lái)，本文將進(jìn)一步探討地區(qū)收入差距提高父母對(duì)子女教育期望的內(nèi)在機(jī)制。

Jin 等（2011）認(rèn)為收入差距的擴(kuò)大會(huì)增加人們的收入比較和地位尋求，而人力資本投資是地位尋求的一個(gè)重要手段。周廣肅等（2018）在考察收入不平等對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，收入不平等的擴(kuò)大刺激了家庭的物質(zhì)渴求，進(jìn)而提高了家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。物質(zhì)渴求也是一種地位尋求，由Inglehart（1990）和Michalos（1991）提出，它主要受過(guò)去的收入或消費(fèi)水平和收入比較影響（Stutzer，2004）?；谏鲜鑫墨I(xiàn)，本文認(rèn)為地位尋求可能是收入不平等影響教育期望的內(nèi)在機(jī)制，隨著收入不平等的擴(kuò)大，人們改善或維持自身相對(duì)地位的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，進(jìn)而提高對(duì)子女的教育期望。下文將對(duì)該機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證。

參考周廣肅等（2018）的做法，本文用實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位/自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位①實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位是通過(guò)在同一區(qū)縣內(nèi)部將收入排序構(gòu)造而得，賦值1—10；自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位是根據(jù)CFPS問(wèn)卷中“您的個(gè)人收入在本地屬于哪個(gè)層級(jí)” 構(gòu)造而得，賦值1—5。來(lái)衡量物質(zhì)渴求，即物質(zhì)渴求的衡量指標(biāo)是人們實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位與自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位的差異，此時(shí)的物質(zhì)渴求不僅衡量人們對(duì)客觀物質(zhì)收入的看重程度，也衡量人們對(duì)社會(huì)地位追求的動(dòng)機(jī)。人們實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位與自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位的差異越大，說(shuō)明物質(zhì)渴求越強(qiáng)，對(duì)客觀物質(zhì)收入越看重，對(duì)社會(huì)地位的追求動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈。表6 的第（1）—（4）列匯報(bào)了父親物質(zhì)渴求的相關(guān)結(jié)果，第（5）—（8）列匯報(bào)了母親物質(zhì)渴求的相關(guān)結(jié)果。回歸結(jié)果表明，收入差距顯著增加了家庭中父親/母親的物質(zhì)渴求，而物質(zhì)渴求的增加又顯著提高了父親/母親對(duì)于子女的教育期望。表6 的回歸結(jié)果驗(yàn)證了“收入差距——物質(zhì)渴求——教育期望” 可能是收入差距影響教育期望的一種內(nèi)在機(jī)制。為了驗(yàn)證本文的理論邏輯，需要證明教育對(duì)個(gè)人地位提升的作用，本文分別考察了教育對(duì)個(gè)人自評(píng)社會(huì)地位、自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位和實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位的影響，發(fā)現(xiàn)在控制了性別、年齡、戶(hù)籍等特征后，受教育年限與個(gè)人的自評(píng)社會(huì)地位、自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位和實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位均呈現(xiàn)出顯著的正向相關(guān)關(guān)系①自評(píng)社會(huì)地位是根據(jù)CFPS 問(wèn)卷中“您在本地的社會(huì)地位” 構(gòu)造而得，賦值1—5，實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位與自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位的構(gòu)造方式與上文一致。限于篇幅，此處不再報(bào)告相應(yīng)結(jié)果。，即教育是人們提升自身地位的重要方式。

表6 機(jī)制分析結(jié)果

（二）異質(zhì)性分析

已有研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)分割（黃超，2017）、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（劉保中等，2014）、父母權(quán)力資本（丁小浩和翁秋怡，2015）、性別和是否為獨(dú)生子女（崔盛和宋房紡，2019）等因素均會(huì)影響家庭教育行為。如果收入差距確實(shí)是通過(guò)增加父母物質(zhì)渴求從而影響父母對(duì)子女的教育期望，那么這種影響效果可能會(huì)在不同群體之間存在異質(zhì)性。本文在這一部分考察了收入差距對(duì)教育期望正向影響的異質(zhì)性，表7 匯報(bào)了相應(yīng)的回歸結(jié)果。第（1）—（2）列根據(jù)孩子是否為獨(dú)生子女分類(lèi)，考察是否為獨(dú)生子女的群體間差異，結(jié)果表明收入差距對(duì)獨(dú)生子女組的教育期望的正向效果的顯著性更強(qiáng)且效果更大；第（3）—（4）列根據(jù)家庭居住地分類(lèi)，考察不同居住地的群體間差異，結(jié)果表明收入差距對(duì)教育期望的正向影響主要來(lái)自城市家庭，對(duì)農(nóng)村家庭的影響則不顯著；第（5）—（6）列根據(jù)父母是否有一方為黨員分類(lèi)，考察不同政治面貌家庭的群體間差異，結(jié)果表明收入差距在父母有一方為黨員群體中的正向效果更大；第（7）—（8）列根據(jù)家庭人均收入分為高低兩組②本文將同一年同一區(qū)縣內(nèi)家庭人均收入前30%的家庭定義為高收入組，后30%的家庭定義為低收入組。，考察不同物質(zhì)資本家庭的群體間差異，結(jié)果表明收入差距對(duì)教育期望的正向影響主要來(lái)自高收入家庭，而非低收入家庭?？傊? 的結(jié)果說(shuō)明，當(dāng)收入差距擴(kuò)大時(shí)，獨(dú)生子女家庭、城市家庭、黨員家庭和高收入家庭這些相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體的反應(yīng)更為強(qiáng)烈。

表7 人群異質(zhì)性分析結(jié)果

除了人群異質(zhì)性，本文還考察了父母出生年代的異質(zhì)性，生自不同年代的父母經(jīng)歷的時(shí)代變遷不同，教育觀念可能會(huì)存在差異。本文根據(jù)1966 年、1978 年這兩個(gè)節(jié)點(diǎn)將父母出生年代分為三組，表8 匯報(bào)了相應(yīng)的結(jié)果，第（1）—（3）列為根據(jù)父親出生年代劃分的結(jié)果，第（4）—（6）列為根據(jù)母親出生年代劃分的結(jié)果。表8 的結(jié)果表明，收入不平等對(duì)于教育期望的正向效果只存在于父母出生于1966—1977 年和1978 年及以后的組別，且效果在1978 年及以后的組別更大，而不存在于1966 年之前的組別，這說(shuō)明家庭教育觀念在不同年代生人之間存在異質(zhì)性，經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展可能提升了父母在收入分化加劇的情況下對(duì)子女的教育期望。

表8 父母出生年代異質(zhì)性分析結(jié)果

另一方面，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)高等教育回報(bào)率的上升（劉澤云，2015）和精英大學(xué)錄取機(jī)會(huì)的分布不均（郭叢斌等，2020），那么區(qū)域間教育回報(bào)和教育機(jī)會(huì)壟斷的差異是否也會(huì)影響收入不平等對(duì)教育期望的影響? 關(guān)于教育回報(bào)，本文通過(guò)CFPS 數(shù)據(jù)計(jì)算了各省歷年大專(zhuān)及以上學(xué)歷勞動(dòng)者收入均值與高中及以下學(xué)歷勞動(dòng)者收入均值之比，根據(jù)這一比值的高低將不同省份分為低教育回報(bào)、中教育回報(bào)和高教育回報(bào)三個(gè)組別。①本文將這一比值每年在前25%的省份定義為高教育回報(bào)組，后25%的省份定義為低教育回報(bào)組，中間的省份定義為中教育回報(bào)組。關(guān)于教育機(jī)會(huì)壟斷，本文參考了郭叢斌等（2020）的分組，根據(jù)精英大學(xué)錄取機(jī)會(huì)的壟斷情況將不同省份劃分為無(wú)壟斷組、輕度壟斷組、中度壟斷組和高度壟斷組。②郭叢斌等（2020）基于國(guó)內(nèi)某精英大學(xué)2007—2017 年的新生調(diào)查數(shù)據(jù)，計(jì)算了各省錄取人數(shù)的赫芬達(dá)爾指數(shù)，該指數(shù)越高的省份，精英大學(xué)錄取機(jī)會(huì)越集中于少數(shù)幾所高中，即教育機(jī)會(huì)壟斷性越強(qiáng)，高中教育水平越不均衡（存在超級(jí)中學(xué)現(xiàn)象）。表9 匯報(bào)了相應(yīng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)收入不平等對(duì)于教育期望的正向效果不存在于低回報(bào)組，而存在于中回報(bào)組和高回報(bào)組，也不存在于無(wú)壟斷組，而存在于輕度壟斷組、中度壟斷組和高度壟斷組。這意味著在教育回報(bào)較低和教育機(jī)會(huì)分布比較均衡的地區(qū)，收入差距不會(huì)促使父母提升對(duì)子女的教育期望，即收入不平等對(duì)于家庭教育期望的影響與當(dāng)?shù)氐慕逃貓?bào)和教育機(jī)會(huì)均衡性密切相關(guān)。

表9 教育回報(bào)和教育機(jī)會(huì)壟斷的異質(zhì)性分析結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

中國(guó)是世界上教育規(guī)模較大的國(guó)家之一①根據(jù)教育部發(fā)布的2019 年全國(guó)教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)，全國(guó)共有各級(jí)各類(lèi)校園53.01 萬(wàn)所，各級(jí)各類(lèi)學(xué)歷教育在校生2.82 億人，專(zhuān)任教師1 732.03 萬(wàn)人。，正在努力實(shí)現(xiàn)從世界教育大國(guó)到世界教育強(qiáng)國(guó)的轉(zhuǎn)變，與教育相關(guān)的問(wèn)題深深地影響了經(jīng)濟(jì)社會(huì)的各個(gè)方面。而社會(huì)整體的收入差距也會(huì)對(duì)教育產(chǎn)生重要的影響，但是收入差距對(duì)教育期望的影響這一問(wèn)題在學(xué)界尚缺乏充分研究。本文首次使用CFPS 2010—2016 年四期面板數(shù)據(jù)，在個(gè)體層面對(duì)收入不平等如何影響父母教育期望進(jìn)行了研究。本文的研究結(jié)果表明，收入不平等的擴(kuò)大會(huì)顯著提升父母對(duì)子女的教育期望，其中主要提升父母對(duì)子女接受本科教育和研究生教育的期望。收入不平等對(duì)父母教育期望的這一作用主要存在于獨(dú)生子女、城市、黨員和高收入的家庭，以及教育回報(bào)較高和教育機(jī)會(huì)分布不均的地區(qū)。機(jī)制分析則表明，收入不平等會(huì)增加父母的物質(zhì)渴求，從而提高其對(duì)子女的教育期望。

本文的研究結(jié)論表明，收入不平等會(huì)對(duì)父母的教育期望產(chǎn)生顯著的正向影響。父母提升對(duì)子女的教育期望固然有利于子女的教育獲得，但是本文的機(jī)制分析表明，收入分化下的高教育期望受到了物質(zhì)渴求的驅(qū)使，也就是說(shuō)父母的高教育期望并不一定是一種健康理性的心態(tài)，甚至可能會(huì)給孩子帶來(lái)過(guò)于沉重的學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)和心理壓力。因此，教育部門(mén)和相關(guān)媒體需要注意引導(dǎo)和樹(shù)立正確的教育價(jià)值觀，形成健康的家庭教育心態(tài)，避免家庭教育受到收入不平等引致的負(fù)面影響。并且，本文的異質(zhì)性分析表明，收入不平等對(duì)教育期望的影響主要存在于高收入家庭等相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體當(dāng)中，由此帶來(lái)的代際傳遞和社會(huì)分化都很可能造成社會(huì)不平等，如何科學(xué)有效地提高弱勢(shì)群體對(duì)子女的教育期望同樣值得政策制定者重視。最后，本文的研究可以在一定程度上解釋當(dāng)下中國(guó)社會(huì)中父母的教育焦慮心態(tài)及其行為表現(xiàn)，收入不平等可能是父母教育焦慮的社會(huì)根源，所以政策制定者需要特別關(guān)注如何將社會(huì)整體的收入不平等程度控制在合理的范圍內(nèi)，以及如何減輕收入不平等帶來(lái)的各種負(fù)面效應(yīng)。