教育與代際流動：職業(yè)地位視角的分析

摘要：職業(yè)與社會經(jīng)濟(jì)地位的代際流動關(guān)系到共同富裕的實(shí)現(xiàn)，教育能否有效促進(jìn)代際流動是一個(gè)值得探討的問題?；谥袊C合社會調(diào)查2015、2018和2021年的混合截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用兩階段回歸法剝離出外生于家庭背景的個(gè)體教育水平，實(shí)證檢驗(yàn)教育與代際流動之間的因果關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，教育水平提升在提高勞動者職業(yè)地位水平的同時(shí)，也加強(qiáng)了職業(yè)地位的代際關(guān)聯(lián)，未能有效發(fā)揮促進(jìn)代際流動的作用；第二，機(jī)制分析表明，教育質(zhì)量的不均衡和就業(yè)市場的不平等可能是阻礙教育發(fā)揮積極作用的兩個(gè)因素，體制內(nèi)外和不同區(qū)域間表現(xiàn)出的異質(zhì)性進(jìn)一步佐證了以上機(jī)制的存在；第三，提升區(qū)域整體教育水平能在一定程度上緩解這種阻礙作用。據(jù)此提出應(yīng)推進(jìn)教育質(zhì)量均衡發(fā)展，完善就業(yè)市場條件，減少勞動力區(qū)域流動阻力，以促使教育有效發(fā)揮促進(jìn)代際流動的作用。

關(guān)鍵詞：教育水平；代際流動；職業(yè)地位；教育質(zhì)量均衡；就業(yè)市場公平

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A"""文章編號：100228482025（01）009115

一、問題提出

隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，代際流動問題受到學(xué)界廣泛關(guān)注。代際流動是指子輩與父輩之間的社會經(jīng)濟(jì)地位變化情況，是反映經(jīng)濟(jì)機(jī)會公平的重要指標(biāo)，是推進(jìn)共同富裕的一個(gè)重要方面[1]。黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)，要“破除妨礙勞動力、人才社會性流動的體制機(jī)制弊端”，提出了“社會性流動”的概念。黨的二十大報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)，要“使人人都有通過勤奮勞動實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展的機(jī)會”，“著力促進(jìn)全體人民共同富?！?。提升代際流動水平意味著降低個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)地位與家庭背景的關(guān)聯(lián)性，一方面能使弱勢群體獲得更加公平的向上發(fā)展機(jī)會，防止社會階層流動性的減弱[2]，另一方面可以緩解勞動力市場扭曲的壓力，避免人才稟賦錯(cuò)配，有利于社會生產(chǎn)效率的提高[3]，對于扎實(shí)推進(jìn)共同富裕，促進(jìn)社會公平具有重要意義。

教育作為人力資本積累的主要手段，通常被認(rèn)為是促進(jìn)個(gè)體階層向上流動和推動社會平等的重要因素，良好的教育體制往往有助于社會代際流動性水平的提升[4]。改革開放以來，中國政府積極推動教育事業(yè)的發(fā)展并取得了明顯的成效。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，1982—2020年，中國擁有高中（含中專）及以上文化程度的人口占總?cè)丝诒壤?.4%上升至30.6%，擁有大學(xué)文化程度的人口占比更是由0.6%大幅上升至15.5%。然而，在受教育水平不斷提升的同時(shí)，中國社會代際流動水平的改善卻并非一直順利。改革開放以來，中國勞動者職業(yè)地位的代際流動狀況隨著出生年代的推移有所改善，但與發(fā)達(dá)國家相比仍存在一定差距[56]。與此同時(shí)，中國家庭社會地位的代際流動性在近年來也未能表現(xiàn)出持續(xù)的上升傾向[7]。這意味著教育對代際流動的正向作用并不是必然的，現(xiàn)階段可能存在某些障礙因素制約著教育的積極作用。教育能否有效提升代際流動性，如何找出并破除潛在的障礙因素，促使教育有效發(fā)揮促進(jìn)代際流動的作用，這些問題在社會經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域具有重要的探討價(jià)值。

代際流動的測算可以從職業(yè)地位、收入水平與受教育程度等多種維度進(jìn)行，其中，以職業(yè)作為衡量社會經(jīng)濟(jì)地位代際流動性的指標(biāo)，具有綜合性、穩(wěn)定性及可靠性等優(yōu)勢。職業(yè)地位通常能綜合體現(xiàn)勞動者的收入、學(xué)歷、能力等多維度信息，能較好地代表個(gè)體在社會階層中的位置，因此成為研究社會階層代際流動性的最佳單一指標(biāo)。與收入指標(biāo)相比，職業(yè)地位更不易受到短期波動和受訪者記憶偏差的影響，因此更能準(zhǔn)確衡量個(gè)體的長期經(jīng)濟(jì)水平[8]。基于此，本文使用中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2015、2018和2021年的多期混合截面數(shù)據(jù)，利用兩階段回歸法實(shí)證檢驗(yàn)教育對勞動者職業(yè)地位代際流動的作用，并從不均衡的教育質(zhì)量和不完善的就業(yè)市場兩個(gè)維度，探討阻礙教育促進(jìn)代際流動的潛在因素。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，從職業(yè)地位的角度分析了教育對勞動者代際流動的影響，更加全面地反映了個(gè)體的社會經(jīng)濟(jì)地位變化情況，并從教育質(zhì)量差異和就業(yè)市場關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的維度分析阻礙教育促進(jìn)代際流動的因素；第二，利用兩階段回歸方法解決個(gè)體教育水平內(nèi)生于家庭背景的問題，獲得教育影響代際流動的一致性估計(jì)，對調(diào)節(jié)變量與核心解釋變量存在相關(guān)性問題的實(shí)證估計(jì)策略進(jìn)行了有益探索；第三，考察了教育對代際流動影響在區(qū)域和就業(yè)部門上的異質(zhì)性，并討論了區(qū)域整體教育水平提升對破除個(gè)體代際流動障礙的作用，為共同富裕目標(biāo)下教育與就業(yè)政策的制定提供了參考依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有研究表明，個(gè)體的社會經(jīng)濟(jì)地位主要受到家庭背景等先賦性因素、教育水平等后致性因素，以及戶籍身份等制度性結(jié)構(gòu)因素的影響[910]。作為后致性因素的代表，教育對勞動者的社會經(jīng)濟(jì)地位及其代際流動起到關(guān)鍵性的作用，相關(guān)文獻(xiàn)主要有三類。

第一類研究分析了教育對個(gè)體職業(yè)地位提升的直接影響。這部分文獻(xiàn)檢驗(yàn)了教育對勞動者社會地位向上躍遷的積極作用，并將其與家庭背景的作用進(jìn)行比較，認(rèn)為教育是通過后天人力資本積累彌補(bǔ)先天家庭條件差距的重要手段，有助于勞動者實(shí)現(xiàn)職業(yè)地位的向上流動[11]。然而，直接影響的結(jié)果不能解釋為教育對職業(yè)地位代際關(guān)聯(lián)的改變，教育提升個(gè)體職業(yè)地位并不意味著其會削弱家庭背景的影響。教育是否能夠降低代際間社會經(jīng)濟(jì)地位的關(guān)聯(lián)程度，取決于其與家庭背景之間的互補(bǔ)或替代關(guān)系。

第二類研究分析了教育在職業(yè)地位代際傳遞過程中的中介作用。教育投入是家庭背景影響子女收入與階層地位的重要途徑[12]，家庭條件較好的個(gè)體往往能獲得來自父母更充裕的資金支持，從而獲得更高的受教育水平，以繼續(xù)保持該家庭較高的社會經(jīng)濟(jì)地位[13]。這部分研究將教育作為關(guān)聯(lián)父輩和子輩社會地位特征的內(nèi)生變量，厘清了社會經(jīng)濟(jì)地位代際傳遞的重要機(jī)制。然而，中介效應(yīng)分析通常將父輩與子輩社會經(jīng)濟(jì)地位之間的彈性視為常量進(jìn)行估計(jì)，未能充分考慮教育的調(diào)節(jié)作用，因此無法準(zhǔn)確評估其對代際間社會地位關(guān)聯(lián)程度變化的影響。

第三類研究分析了教育與家庭背景之間的互補(bǔ)性或替代性，并探討了教育對職業(yè)地位代際關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)作用，對教育促進(jìn)代際流動的可能性進(jìn)行了深入探索。這部分研究主要通過構(gòu)造個(gè)體教育水平與父輩社會經(jīng)濟(jì)地位特征交互項(xiàng)，并評估這些交互項(xiàng)對子輩社會經(jīng)濟(jì)地位的影響，根據(jù)交互項(xiàng)系數(shù)的方向判斷教育與家庭背景在提升個(gè)體社會地位方面是發(fā)揮互補(bǔ)還是替代作用，從而揭示教育對階層代際流動產(chǎn)生抑制或促進(jìn)效果[1415]?，F(xiàn)有研究存在的分歧可能源于個(gè)體的教育水平受到家庭背景的內(nèi)生影響，從而導(dǎo)致研究無法獲得一致的估計(jì)結(jié)果。當(dāng)勞動者教育水平變動與家庭背景互不相關(guān)時(shí)，上述交互項(xiàng)的系數(shù)既可解釋為不同家庭背景個(gè)體的教育回報(bào)差異，也可解釋為教育水平對代際關(guān)聯(lián)程度的改變。然而，事實(shí)上勞動者教育水平受家庭背景的制約，直接構(gòu)造交互項(xiàng)的方法會造成估計(jì)偏誤，使得交互項(xiàng)系數(shù)反映的可能是家庭背景的非線性效應(yīng)[16]，而非教育所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用。為應(yīng)對內(nèi)生性問題，部分學(xué)者嘗試使用《中華人民共和國義務(wù)教育法》的實(shí)施以及高等教育擴(kuò)張等外生政策沖擊，借助隊(duì)列雙重差分等方法檢驗(yàn)教育水平提升對個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)地位流動性的促進(jìn)作用[1718]。這部分研究有效解決了個(gè)體教育水平內(nèi)生于父輩社會地位的問題，然而外生沖擊僅衡量了由宏觀政策因素引起的短期教育擴(kuò)張，可能無法全面地反映微觀個(gè)體受教育程度差異對代際流動的長期影響。

通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究集中于分析教育對個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)地位水平的直接影響，或?qū)⒔逃鳛榇H經(jīng)濟(jì)地位傳遞的中介機(jī)制。部分研究分析了教育與家庭背景之間可能存在的互補(bǔ)或替代作用，探討了教育對代際流動的影響。然而，鮮有文獻(xiàn)能夠妥善處理個(gè)體教育水平與家庭背景相關(guān)的內(nèi)生性問題，因而難以獲得教育對代際流動影響的準(zhǔn)確估計(jì)，并且對教育促進(jìn)代際流動中的潛在障礙也缺乏深入探討。在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文基于微觀個(gè)體數(shù)據(jù)，利用兩階段回歸方法剝離出外生于家庭背景的個(gè)體教育水平，嘗試在更全面地反映勞動者微觀教育信息的同時(shí)，準(zhǔn)確地估計(jì)教育對代際流動的影響，并討論可能阻礙教育積極作用發(fā)揮的因素。

三、理論分析與研究假說

經(jīng)典的人力資本理論認(rèn)為，教育通過提高勞動生產(chǎn)率和改善勞動者收入狀況，對個(gè)體職業(yè)地位向上流動起到積極作用，有利于促進(jìn)社會階層的平等化[4]。社會經(jīng)濟(jì)地位較低的家庭往往面臨著更嚴(yán)格的信貸約束，因此能夠?yàn)樽优峁┑慕逃度胗邢?，?dǎo)致其子女的受教育程度低于均衡條件下的最優(yōu)化水平，這意味著教育水平的提升對家庭條件一般的個(gè)體可能帶來更大的收入或階層地位回報(bào)[19]。當(dāng)出身于較低階層的勞動者擁有更高的教育回報(bào)率，即教育為弱勢家庭的子女帶來更明顯的社會經(jīng)濟(jì)地位提升作用時(shí)，可以認(rèn)為教育削弱了家庭背景的影響，促進(jìn)了勞動者社會經(jīng)濟(jì)地位的代際流動。然而，隨著教育的擴(kuò)張，學(xué)歷的通貨膨脹降低了弱勢家庭的教育收益率，可能使其在競爭激烈的勞動力市場中，由于家庭出身和社會資源的限制而無法獲得良好的職業(yè)，富裕家庭的優(yōu)勢地位得以維持[20]。不利的勞動力市場條件將放大家庭背景的影響[6]，如果來自不同家庭背景的個(gè)體無法獲得相對均衡的教育質(zhì)量和相對平等的就業(yè)資源，那么教育水平的提升甚至可能對代際流動產(chǎn)生抑制作用。基于此，本文提出如下假說：

假說1：教育水平的提升在提高個(gè)體職業(yè)地位的同時(shí)，可能會增強(qiáng)職業(yè)地位的代際關(guān)聯(lián)程度，導(dǎo)致代際流動水平降低。

學(xué)校教育質(zhì)量不均衡可能是教育水平提升未能有效改善代際流動性的原因之一。代際流動研究中常用的受教育年限指標(biāo)僅從數(shù)量維度衡量了個(gè)體的受教育水平，然而，即便個(gè)體擁有相同年限的教育經(jīng)歷，不同學(xué)校的教育質(zhì)量也可能存在差異。社會經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭往往更注重子女學(xué)業(yè)成績的提升，并且能夠通過獲取更充分的招生錄取信息、營造更有利的文化氛圍等方式，提升子女進(jìn)入高質(zhì)量學(xué)校的機(jī)會[21]。優(yōu)質(zhì)學(xué)校的畢業(yè)生往往能夠獲得更高的收入和職業(yè)地位[22]。一方面，高質(zhì)量的教育使學(xué)生獲得了更先進(jìn)的知識與技能，提高了其人力資本水平與勞動生產(chǎn)率；另一方面，根據(jù)信號理論，用人單位在招聘過程中因信息不對稱無法準(zhǔn)確評估應(yīng)聘者的實(shí)際能力，而優(yōu)質(zhì)學(xué)校畢業(yè)生的身份可能向用人單位傳遞了求職者擁有較高潛在生產(chǎn)力的信號。綜合以上分析，教育質(zhì)量的不均衡可能導(dǎo)致受教育年數(shù)的增長對于優(yōu)勢家庭子女職業(yè)地位的提升作用更大，進(jìn)而對代際流動產(chǎn)生不利影響?；诖?，本文提出如下假說：

假說2：在教育質(zhì)量不均衡的條件下，教育水平提升放大了優(yōu)勢家庭享受高質(zhì)量教育產(chǎn)生的求職優(yōu)勢，從而降低了職業(yè)地位代際流動水平。

就業(yè)市場的不平等可能是制約教育發(fā)揮積極作用的另一重要因素。在不完善的就業(yè)市場中，存在著基于家庭背景的篩選機(jī)制。對于具備同等教育水平的求職者，家庭社會經(jīng)濟(jì)背景較好的個(gè)體往往擁有更多的社會網(wǎng)絡(luò)資源，這有助于他們將學(xué)歷轉(zhuǎn)化為更高的收入與職業(yè)地位。家庭的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有助于提升個(gè)體在就業(yè)市場中的教育回報(bào)，特別是當(dāng)子輩從事與職業(yè)地位較高的父輩相近領(lǐng)域的工作時(shí)，他們更有可能獲得更優(yōu)質(zhì)的工作崗位[23]。一方面，優(yōu)勢家庭背景所擁有的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)為進(jìn)入勞動市場的子女提供了更全面、精準(zhǔn)且高質(zhì)量的就業(yè)崗位信息，有助于其獲得更好的工作[24]。另一方面，家庭擁有的社會網(wǎng)絡(luò)資源有利于降低工作搜尋過程中人際間的不信任程度，提高人力資本的配置效率[25]。上述因素使得家庭背景較為優(yōu)越的個(gè)體擁有較高的教育回報(bào)率，即教育水平上升對來自優(yōu)勢家庭個(gè)體的職業(yè)地位提升幅度更大，從而產(chǎn)生對代際流動的抑制作用?；诖耍疚奶岢鋈缦录僬f：

假說3：在就業(yè)市場不完善的前提下，教育水平的上升放大了家庭社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的求職優(yōu)勢，從而降低了職業(yè)地位代際流動水平。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用2015、2018和2021年CGSS的多期混合截面數(shù)據(jù)，該調(diào)查數(shù)據(jù)覆蓋了中國除新疆、西藏和港澳臺地區(qū)的29個(gè)省份，采用多階分層隨機(jī)抽樣方法，具有較強(qiáng)的代表性和權(quán)威性。該調(diào)查數(shù)據(jù)包含個(gè)體受教育信息、職業(yè)信息等在內(nèi)的勞動者個(gè)人特征以及包括父母職業(yè)信息等在內(nèi)的家庭特征。通過剔除信息缺失及已退出勞動力市場的個(gè)體，本文篩選出年齡在18～60周歲范圍內(nèi)的18"543個(gè)有效樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量

本研究以個(gè)體的國際職業(yè)社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)（ISEI）的對數(shù)值作為被解釋變量。該指標(biāo)由從事某一職業(yè)工作人員的平均教育水平和平均收入水平進(jìn)行加權(quán)計(jì)算而得到，以此來衡量各職業(yè)的社會經(jīng)濟(jì)地位特征，其取值越高，表示某一職業(yè)所對應(yīng)的社會經(jīng)濟(jì)地位越高。Ganzeboom[26]采用國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類代碼（ISCO）作為不同職業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，基于42個(gè)國家及地區(qū)2002—2007年的數(shù)據(jù)，利用迭代最小二乘法確立了教育與收入的最優(yōu)權(quán)重，對556種不同職業(yè)的ISEI值進(jìn)了行測算。該指標(biāo)考慮了不同經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展差異并進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，現(xiàn)已成為國際上度量勞動者職業(yè)地位的通用指標(biāo)，在關(guān)于代際流動的研究中得到廣泛應(yīng)用[67]。ISEI與收入數(shù)據(jù)相比具有如下優(yōu)勢：第一，ISEI綜合體現(xiàn)了個(gè)體所從事職業(yè)對應(yīng)的社會經(jīng)濟(jì)水平，更全面地反映了勞動者所處的社會階層地位；第二，ISEI數(shù)據(jù)基于受訪者所報(bào)告的職業(yè)，相較于受訪者報(bào)告的收入，受回憶偏差的影響更小，真實(shí)度更高；第三，勞動者收入更容易受到短期沖擊影響而產(chǎn)生波動，職業(yè)信息能更好地反映個(gè)體長期所處的社會經(jīng)濟(jì)地位[8]。

本文根據(jù)CGSS數(shù)據(jù)庫提供的個(gè)體ISCO代碼，獲取其對應(yīng)的ISEI值

CGSS"2015年原始數(shù)據(jù)按照1988年版國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類代碼（ISCO88）對勞動者職業(yè)進(jìn)行編碼，而CGSS"2018與2021年數(shù)據(jù)按照2008年版國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類代碼（ISCO08）對勞動者職業(yè)進(jìn)行編碼。為確保數(shù)據(jù)的可比性，本研究統(tǒng)一將ISCO08職業(yè)分類代碼轉(zhuǎn)換為ISCO88代碼，再根據(jù)該分類代碼獲取對應(yīng)職業(yè)的ISEI值。。由于該值僅由勞動者所從事的職業(yè)決定，不因個(gè)體的教育或收入水平變化而改變，可以視為特定職業(yè)的固有特征，即個(gè)體所擁有的職業(yè)地位。在本文的研究樣本中，ISEI取值介于16～90之間。部分代表性職業(yè)的ISEI值如表1所示，社會經(jīng)濟(jì)地位處于頂層的職業(yè)為法律、醫(yī)療、金融等領(lǐng)域的專業(yè)技術(shù)型工作，社會經(jīng)濟(jì)地位處于底層的職業(yè)為農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)等體力型勞作，而ISEI值處于中位數(shù)的職業(yè)多為具有一定技能要求的生產(chǎn)或服務(wù)工作，這與中國社會實(shí)際情況基本相符。

2.核心解釋變量

圖1"不同家庭背景個(gè)體ISEI均值

隨出生隊(duì)列推移變化情況

本文的核心解釋變量由教育與父輩職業(yè)地位的交互項(xiàng)構(gòu)成。參考現(xiàn)有研究，本文以個(gè)體父親的ISEI對數(shù)值作為衡量父輩職業(yè)地位的代理變量[9]，并在后文分析中進(jìn)一步考慮個(gè)體母親的ISEI值，以獲得更為穩(wěn)健的結(jié)果。如圖1所示，隨著個(gè)體出生隊(duì)列的推移，父輩ISEI值位于前25%和后25%的子樣本社會經(jīng)濟(jì)地位均呈上升趨勢，但父輩處于弱勢階層的子樣本上升趨勢更加明顯，即家庭背景所導(dǎo)致的個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)地位差異正在縮小。這反映了中國當(dāng)前社會經(jīng)濟(jì)地位代際流動水平與部分發(fā)達(dá)國家相比雖仍存在差距，但呈現(xiàn)出逐漸改善的趨勢。出生于1985—1995年的子樣本與此前的世代相比，來自不同家庭背景個(gè)體的社會經(jīng)濟(jì)水平差異大幅減小，職業(yè)代際關(guān)聯(lián)狀況明顯改善，但這一趨勢在1995年之后出生的世代中有所減緩，代際流動性的提升幅度可能不及此前世代明顯。然而，個(gè)體職業(yè)地位的代際關(guān)聯(lián)性朝著何種方向變化，以及教育在此過程中起何種作用，還需經(jīng)過更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬茢嗖拍艿贸鼋Y(jié)論。

本文以接受學(xué)校教育年數(shù)作為衡量個(gè)體受教育水平的代理變量。參照慣例，定義小學(xué)學(xué)歷個(gè)體的受教育年數(shù)為6年，初中學(xué)歷個(gè)體為9年，職高、普高、中?；蚣夹W(xué)歷個(gè)體為12年，大學(xué)?？茖W(xué)歷個(gè)體為15年，大學(xué)本科學(xué)歷個(gè)體為16年，研究生及以上學(xué)歷個(gè)體為19年。研究樣本個(gè)體受教育年限均值為99年，與中國現(xiàn)階段勞動年齡人口平均受教育年限相近，具有較強(qiáng)的代表性。

3.控制變量

本文在實(shí)證估計(jì)的過程中控制了個(gè)體的性別、年齡、民族、城鄉(xiāng)戶籍類型以及健康水平等可能影響個(gè)體職業(yè)選擇與職業(yè)地位獲得的個(gè)人特征變量。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示，以ISEI對數(shù)值均值衡量的子輩職業(yè)地位高于父輩，即總體上樣本個(gè)體的絕對職業(yè)地位存在向上流動的趨勢。基于均值與標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行計(jì)算，子輩職業(yè)地位的變異系數(shù)為0.149，略高于父輩職業(yè)地位的變異系數(shù)0.134，即與父輩相比子輩職業(yè)地位的差異性可能更大。代際關(guān)聯(lián)方面，父輩與子輩間ISEI值的相關(guān)系數(shù)為0.341，明顯高于英國、德國等歐洲國家[6]，與美國、日本相對較為接近[5，27]。

（三）實(shí)證估計(jì)策略

本文參考現(xiàn)有實(shí)證研究，通過構(gòu)造交互項(xiàng)的方式檢驗(yàn)教育對職業(yè)地位代際流動的影響作用[1415]。由于勞動者個(gè)體的受教育水平受到家庭背景的內(nèi)生影響，直接獲得受教育年限與父輩職業(yè)地位交互項(xiàng)對子輩職業(yè)地位影響的一致性估計(jì)存在困難。當(dāng)父輩職業(yè)地位對子輩個(gè)體的受教育水平產(chǎn)生線性影響時(shí)，交互項(xiàng)的存在相當(dāng)于引入了父輩職業(yè)地位的二次項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)可能只是反映了父輩職業(yè)地位的非線性作用。為解決這一問題，本文嘗試剝離出外生于父輩社會經(jīng)濟(jì)地位的個(gè)體教育水平。勞動者的教育水平不僅受到家庭背景的影響，還與個(gè)體特征、稟賦、努力程度及社會發(fā)展環(huán)境等因素相關(guān)，同時(shí)還可能受到與家庭背景無關(guān)的外生沖擊等隨機(jī)因素的影響，這為剝離出正交于父輩職業(yè)地位的子輩受教育水平變化提供了可能性。本文將根據(jù)FrischWaughLovell（FWL）定理，采取兩階段估計(jì)方法將個(gè)體受教育水平進(jìn)行正交化分解，重點(diǎn)關(guān)注外生于家庭背景的教育水平差異對職業(yè)地位代際關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)作用，以避免教育內(nèi)生于父輩職業(yè)地位帶來的估計(jì)偏誤，更好地檢驗(yàn)教育對代際流動的影響作用。具體操作方法如下：

[HJ2.2mm]利用第一階段回歸將個(gè)體教育年限與父輩職業(yè)地位正交化，獲得外生于家庭背景的個(gè)體教育水平差異。第一階段回歸方程如下：

edui"="α0"+"α1lnfISi"+"δ[WTHX]X[WTBX]i"+"λp"+"μt"+"ui[JY]"（1）

其中，edui表示個(gè)體i的實(shí)際受教育年限，fISi表示個(gè)體i父輩的職業(yè)地位指數(shù)，ui為擾動項(xiàng)。為避免遺漏變量導(dǎo)致擾動項(xiàng)中存在與父輩職業(yè)地位相關(guān)的因素，式（1）中對個(gè)體特征和雙向固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，其中，[WTHX]X[WTBX]i表示個(gè)體控制變量向量，λp和μt分別表示省份固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。通過對式（1）中系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，可計(jì)算出殘差值u︿i。殘差值u︿i表示在控制了父輩職業(yè)地位、個(gè)體特征以及區(qū)域與年份特征后個(gè)體教育水平仍存在的差異，這部分差異不可被父輩職業(yè)地位所解釋，可視為相同家庭社會地位背景下個(gè)體教育水平的隨機(jī)波動。

FWL定理表明，將殘差值u︿i引入第二階段的回歸方程不會影響代際關(guān)聯(lián)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果。因此，本文構(gòu)造正交化后的受教育水平差異與父輩職業(yè)地位指數(shù)對數(shù)值的交乘項(xiàng)，并引入第二階段回歸方程，以更加準(zhǔn)確地估計(jì)教育對職業(yè)地位代際流動的影響作用。第二階段回歸方程如下：

lnISEIi"="β0"+"β1lnfISi"+"β2u︿i""+"δu︿i"×"lnfISi"+"γ[WTHX]X[WTBX]i"+"λp"+"μt"+"εi[JY]（2）

其中，ISEIi表示個(gè)體i的職業(yè)地位指數(shù)。正交化后的受教育水平波動u︿i與父輩職業(yè)地位對數(shù)值交互項(xiàng)的系數(shù)δ為本文關(guān)注的重點(diǎn)，若其估計(jì)值為正，則說明家庭背景與個(gè)體受教育水平之間具有互補(bǔ)性，[JP3]受教育水平的提升將增強(qiáng)父輩與子輩職業(yè)地位間的關(guān)聯(lián)，即教育抑制了職業(yè)地位代際流動，教育正向作用的發(fā)揮存在障礙。反之，若該系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，則說明教育有效促進(jìn)了職業(yè)地位代際流動。在第二階段的實(shí)證估計(jì)過程中，[JP]同樣對可能影響勞動者職業(yè)地位的個(gè)體特征以及地區(qū)與時(shí)間維度的固定效應(yīng)進(jìn)行了控制。

五、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

本文基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果如表3所示。其中，第（1）列匯報(bào)了第一階段回歸的估計(jì)結(jié)果，家庭背景對個(gè)體教育水平提升具有正向作用，父輩ISEI值每提升10%，子輩受教育年限平均將上升0.16年。利用第一階段回歸得到的殘差值表示正交于父輩職業(yè)地位的個(gè)體教育水平差異，將該值及其與父輩ISEI對數(shù)值的交互項(xiàng)納入對勞動者個(gè)體職業(yè)地位的回歸方程當(dāng)中，進(jìn)行第二階段方程的估計(jì)，結(jié)果見第（2）（3）列。交互項(xiàng)系數(shù)在5%的水平下顯著為正，初步驗(yàn)證了教育水平的提升對職業(yè)地位代際流動可能產(chǎn)生不利影響?？紤]到教育對個(gè)體職業(yè)地位的獲得可能存在非線性作用，因此在回歸模型中進(jìn)一步加入了正交化教育水平的平方項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果見第（4）（5）列?？刂齐p向固定效應(yīng)后，均值條件下父輩與子輩間的職業(yè)地位代際彈性為0.157。與此同時(shí)，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，即個(gè)體的受教育水平與家庭背景對其職業(yè)地位的提升具有互補(bǔ)性作用，個(gè)體的正交化教育水平每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（3.28年），其職業(yè)地位代際彈性將上升20.9%，該結(jié)果在1%的水平下顯著。這意味著，隨著教育程度的上升，盡管個(gè)體職業(yè)地位水平得到提高，但是職業(yè)地位在代際之間的關(guān)聯(lián)性將增強(qiáng)，教育未能有效促進(jìn)代際流動，反而對職業(yè)地位的代際流動表現(xiàn)出阻礙作用，初步驗(yàn)證了本文的研究假說1。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.考慮母親職業(yè)地位

在基準(zhǔn)回歸中，參考多數(shù)研究以父親職業(yè)地位特征作為衡量個(gè)體家庭背景的指標(biāo)。然而，這一做法忽視了母親社會經(jīng)濟(jì)地位對子輩的影響?，F(xiàn)有研究表明，盡管多數(shù)情況下父親對子女職業(yè)地位的影響更大，但母親社會經(jīng)濟(jì)地位對子女的影響同樣不可忽略[28]，用父親單方面的職業(yè)ISEI值代表個(gè)體家庭父輩的職業(yè)地位背景可能會存在測量誤差從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。因此，在本文的穩(wěn)健性分析中，將對樣本個(gè)體母親的職業(yè)地位加以考慮。表4第（1）列中，以父親與母親職業(yè)ISEI均值的對數(shù)值表示父輩職業(yè)地位，重新進(jìn)行兩階段回歸，結(jié)果顯示核心解釋變量交互項(xiàng)系數(shù)仍顯著為正?？紤]到勞動者的家庭背景可能受雙親中職業(yè)地位較高的一方影響較大，故而在表4第（2）列中將解釋變量父輩職業(yè)地位的指標(biāo)替換為父母雙方職業(yè)地位較高一方的ISEI對數(shù)值，再次進(jìn)行兩階段估計(jì)，估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果接近。這一結(jié)果表明，在解決了測量誤差問題后，假說1依舊穩(wěn)健。

2.樣本選擇模型

本文以勞動者職業(yè)的ISEI對數(shù)值為被解釋變量，而ISEI值可觀測的前提條件是被觀察的個(gè)體進(jìn)入勞動力市場。部分勞動年齡人口可能由于其潛在的ISEI值低于預(yù)期水平而選擇不參加工作，這部分個(gè)體的職業(yè)地位水平不可觀測，由此可能產(chǎn)生選擇性偏差問題，使得模型參數(shù)得不到一致性的估計(jì)。為緩解這一內(nèi)生性問題，本研究構(gòu)建Heckman樣本選擇模型進(jìn)行分析，該模型包括了選擇方程與結(jié)果方程。其中，選擇方程以父輩ISEI對數(shù)值、正交化教育水平與其平方項(xiàng)以及各控制變量作為影響因素對個(gè)體“是否擁有職業(yè)”虛擬變量進(jìn)行Probit回歸，結(jié)果方程以各解釋變量與逆米爾斯比率函數(shù)對個(gè)體ISEI對數(shù)值進(jìn)行線性回歸。使用效率較高的最大似然估計(jì)（MLE）法對該模型進(jìn)行整體估計(jì)，結(jié)果方程和選擇方程的估計(jì)結(jié)果分別見表4第（3）（4）列。Wald檢驗(yàn)結(jié)果顯示卡方值為420.03，在顯著性水平下明確拒絕了選擇變量與結(jié)果變量獨(dú)立的原假設(shè)，這表明模型中存在選擇性偏誤問題。第（3）列結(jié)果顯示，在解決選擇性偏誤問題之后，父輩職業(yè)地位與正交化教育水平交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，且其值與基準(zhǔn)回歸結(jié)果高度接近。這表明，在克服樣本選擇內(nèi)生性問題后，前文結(jié)論依舊穩(wěn)健。

3.工具變量法

本文重點(diǎn)關(guān)注教育水平對職業(yè)地位代際流動的影響，因此在估計(jì)過程中，需要將個(gè)體受教育程度與其父輩職業(yè)地位水平正交化。在此背景下，工具變量不僅需與受教育年限高度相關(guān)以及外生于個(gè)人能力等遺漏變量，還需同時(shí)滿足不直接關(guān)聯(lián)父輩職業(yè)地位這一條件。因此，父輩受教育水平、家庭兄弟姐妹數(shù)量等常作為個(gè)體受教育水平工具變量的指標(biāo)在本文中不再適用。

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文選取高校擴(kuò)招政策沖擊作為勞動者教育水平的工具變量[29]。自1999年起中國開始實(shí)施高校擴(kuò)招政策，當(dāng)年高等院校招生人數(shù)較1998年上升了約47.4%，并于此后逐年攀升。高校擴(kuò)招政策作為一項(xiàng)全國性教育政策，提升了個(gè)體獲得高等教育的可能性，同時(shí)改變了個(gè)體對自身教育水平的期望，與勞動者個(gè)體的受教育程度具有相關(guān)性。為體現(xiàn)該政策沖擊的漸進(jìn)性，對于高考年份早于1999年（即出生年份早于1981年）的個(gè)體，將工具變量“高校擴(kuò)招政策沖擊”賦值0，對于高考年份為1999年及其后的個(gè)體，將該工具變量賦值其高考當(dāng)年本專科院校招生總?cè)藬?shù)與1998年招生總?cè)藬?shù)之比，以反映個(gè)體高考當(dāng)年的擴(kuò)招強(qiáng)度。由于基準(zhǔn)模型式（2）含有內(nèi)生解釋變量的交互項(xiàng)，因此應(yīng)將工具變量與父輩ISEI對數(shù)值的交互項(xiàng)同時(shí)納入工具變量估計(jì)的第一階段方程，分別對內(nèi)生解釋變量及其交互項(xiàng)進(jìn)行第一階段估計(jì)[30]。

工具變量法的估計(jì)結(jié)果見表4第（5）列。KleibergenPaap"rk"LM統(tǒng)計(jì)量為21.6，在1%的顯著水平下拒絕不可識別的原假設(shè)，表明工具變量滿足識別條件。弱工具變量檢驗(yàn)顯示，無論擾動項(xiàng)是否滿足獨(dú)立同分布假設(shè)，F(xiàn)值均大于10，拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)，表明工具變量相關(guān)性較強(qiáng)。在排除內(nèi)生性問題可能造成的估計(jì)偏誤后，教育水平與父輩職業(yè)地位交互項(xiàng)的系數(shù)仍顯著為正，這意味著教育水平抑制職業(yè)地位代際流動的結(jié)論較為穩(wěn)健。

4.控制縣級固定效應(yīng)

由于CGSS調(diào)查在2018與2021年不再提供省級以下地區(qū)代碼，因此在前文的研究中僅控制省級層面固定效應(yīng)。然而，同一省份不同縣市的經(jīng)濟(jì)情況與就業(yè)市場可能存在較大的差異，為進(jìn)一步控制更小范圍地區(qū)的特征對個(gè)體職業(yè)地位的可能影響，以獲得更加精確的估計(jì)結(jié)果，本文利用2015年截面數(shù)據(jù)，對縣級固定效應(yīng)進(jìn)行控制，重新進(jìn)行基準(zhǔn)模型中第二階段回歸的估計(jì)，結(jié)果見表4第（6）列。結(jié)果顯示，父輩職業(yè)地位與教育水平的交互項(xiàng)系數(shù)仍顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了研究假說1的穩(wěn)健性。

（三）阻礙教育有效促進(jìn)代際流動的機(jī)制分析

1.教育質(zhì)量差異

教育未能有效促進(jìn)代際流動，反而增加了代際間的職業(yè)地位關(guān)聯(lián)程度。其中一個(gè)可能的機(jī)制是，受教育程度的提升放大了教育質(zhì)量差異的影響。對于接受相同教育數(shù)量的勞動者，家庭背景更優(yōu)越的個(gè)體獲得高質(zhì)量教育的可能性更高。而教育程度的提高，可能使得這種教育質(zhì)量的差異性對個(gè)體職業(yè)地位差距的影響更大，對于中學(xué)畢業(yè)的勞動者而言，所接受教育的質(zhì)量對其可選擇的職業(yè)影響可能有限，而具有大學(xué)學(xué)歷的勞動者所接受的大學(xué)教育質(zhì)量對其社會經(jīng)濟(jì)地位的貢獻(xiàn)則可能大大增強(qiáng)。為對這一機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，本文設(shè)置了個(gè)體“就讀高中是否為重點(diǎn)高中”以及“就讀大學(xué)是否為重點(diǎn)大學(xué)”兩個(gè)虛擬變量，并定義省、市、區(qū)級重點(diǎn)中學(xué)為重點(diǎn)高中，其他中學(xué)為非重點(diǎn)高中，定義中央或國家其他部委所屬高校以及省屬高校為重點(diǎn)大學(xué)，地區(qū)所屬高校及其他高校為非重點(diǎn)大學(xué)。

表5第（1）（2）列匯報(bào)了以教育質(zhì)量為被解釋變量的Probit估計(jì)結(jié)果，表明父輩職業(yè)地位對個(gè)體就讀重點(diǎn)高中和重點(diǎn)大學(xué)均起有正向促進(jìn)作用，較好的家庭背景有利于個(gè)體教育質(zhì)量的提升。第（3）列顯示了高中階段教育質(zhì)量對最高學(xué)歷為高中的個(gè)體職業(yè)地位的影響。結(jié)果顯示，就讀于重點(diǎn)中學(xué)對擁有高中學(xué)歷的勞動者提升職業(yè)地位并無顯著作用。第（4）（5）列匯報(bào)了不同階段教育質(zhì)量差異對學(xué)歷為大學(xué)及以上的勞動者職業(yè)地位的影響，在同時(shí)加入重點(diǎn)高中及重點(diǎn)大學(xué)虛擬變量后發(fā)現(xiàn)，對于經(jīng)歷過大學(xué)教育的勞動者而言，高中和大學(xué)階段的優(yōu)質(zhì)教育均顯著提高了個(gè)體的職業(yè)地位，且大學(xué)階段的教育質(zhì)量作用更強(qiáng)。這表明，隨著教育程度的提升，所受教育質(zhì)量對個(gè)體職業(yè)地位的影響可能更加顯著。鑒于不同階層的個(gè)體難以公平地獲得均等質(zhì)量的教育資源，家庭背景成為影響教育質(zhì)量的重要因素。因此，高學(xué)歷個(gè)體的職業(yè)地位可能[JP]與其父輩職業(yè)地位關(guān)聯(lián)性更大，即受教育年數(shù)的增加抑制了職業(yè)地位的代際流動。教育質(zhì)量的不均衡是阻礙教育對代際[JP]流動產(chǎn)生積極作用的一個(gè)重要因素，驗(yàn)證了本文的研究假說2。

2.社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與就業(yè)不平等

教育未能有效促進(jìn)職業(yè)地位代際流動的另一可能原因是就業(yè)市場的不平等。不同家庭背景的個(gè)體在面臨不平等教育機(jī)會的同時(shí)，還可能面臨不平等的就業(yè)機(jī)會。對于家庭經(jīng)濟(jì)社會地位較高的勞動者，由于其家庭可能具有更強(qiáng)的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，在同等受教育程度下可選擇的就業(yè)機(jī)會數(shù)量可能更多，就業(yè)質(zhì)量可能更高，并且在學(xué)歷提升時(shí)就業(yè)機(jī)會的改善程度可能更大，因此其教育回報(bào)率可能高于家庭背景一般的勞動者。這表明家庭背景與個(gè)人受教育水平在職業(yè)地位的提升上具有互補(bǔ)性，受教育程度更高的個(gè)體在職業(yè)地位上與其家庭背景的關(guān)聯(lián)更強(qiáng)。本文利用CGSS"2015年中關(guān)于被調(diào)查者與工作單位中其他人社會關(guān)系的相關(guān)問題，構(gòu)建虛擬變量“在工作單位中是否有關(guān)系”，以衡量其家庭擁有的社會關(guān)系資源。當(dāng)被調(diào)查者與單位其他員工存在直系親屬、親戚或親近關(guān)系時(shí)，將變量“在工作單位中是否有關(guān)系”賦值1，否則賦值0。

當(dāng)勞動者與單位其他員工有較為親近的關(guān)系時(shí)，其可能面臨更優(yōu)的就業(yè)機(jī)會。表6第（1）（2）列結(jié)果顯示，父輩職業(yè)地位更高的個(gè)體，更有可能在單位中擁有熟人關(guān)系。第（3）～（6）列匯報(bào)了不同社會關(guān)系組別個(gè)體的教育回報(bào)率差異性。第（3）（5）列結(jié)果顯示，與單位其他員工有親近關(guān)系的勞動者，其教育程度對職業(yè)地位的平均提升作用略高于無關(guān)系的個(gè)體，但二者之間的差距并不顯著。然而，考慮到不同階段教育給勞動者帶來的職業(yè)地位提升回報(bào)可能不同，本文進(jìn)一步探討了不同社會關(guān)系組別中個(gè)體獲取高中學(xué)歷與獲取大學(xué)學(xué)歷的教育回報(bào)差異。表6第（4）（6）列結(jié)果顯示，不同組別勞動者接受大學(xué)教育對職業(yè)地位的提升作用沒有明顯差異，但與單位員工有親近關(guān)系的勞動者接受高中教育的回報(bào)率明顯更高，約為無關(guān)系者的1.6倍。這表明，父輩職業(yè)地位較低的個(gè)體在就業(yè)市場可能處于劣勢，經(jīng)歷同樣程度的學(xué)歷提升后，其獲得的職業(yè)地位提升可能仍然低于家庭背景較高的個(gè)體，這可能導(dǎo)致二者之間的職業(yè)地位差距進(jìn)一步拉大。上述機(jī)制導(dǎo)致受教育水平的提升反而鞏固了代際間的職業(yè)地位關(guān)聯(lián)，對代際流動產(chǎn)生抑制作用，驗(yàn)證了本文的研究假說3。

（四）異質(zhì)性分析

1.父輩工作單位異質(zhì)性

前文分析表明，家庭社會關(guān)系差異導(dǎo)致的就業(yè)不平等可能是阻礙教育有效促進(jìn)職業(yè)地位代際流動的潛在機(jī)制之一。在中國社會，體制內(nèi)工作者與單位領(lǐng)導(dǎo)及其他員工的關(guān)系可能產(chǎn)生更大的影響，工作于體制內(nèi)的父輩可能更容易利用自身的職業(yè)地位為子女提供更優(yōu)質(zhì)的就業(yè)條件。如果上述機(jī)制成立，在父親工作單位為體制內(nèi)機(jī)構(gòu)的子樣本中，教育水平提升對代際流動的抑制作用應(yīng)該更強(qiáng)。為檢驗(yàn)這一異質(zhì)性，將父親工作單位性質(zhì)為黨政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位、社會團(tuán)體及村/居委會、軍隊(duì)的個(gè)體納入父輩為體制內(nèi)工作子樣本，其余個(gè)體納入父輩非體制內(nèi)工作子樣本，對式（2）進(jìn)行分樣本回歸，估計(jì)結(jié)果如表7第（1）（2）列所示。結(jié)果顯示，在父輩為體制內(nèi)工作子樣本中，教育水平與父輩職業(yè)地位交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)值明顯高于父輩非體制內(nèi)工作子樣本。父輩在體制內(nèi)工作的子輩個(gè)體，其外生教育水平每提升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，其職業(yè)地位代際間的關(guān)聯(lián)系數(shù)平均將上升36.1%，而父輩非體制內(nèi)工作個(gè)體的這一數(shù)值僅為15.0%。對于父輩在體制內(nèi)工作的勞動者，教育水平的提升對職業(yè)地位代際關(guān)聯(lián)性的增強(qiáng)效應(yīng)更強(qiáng)，這進(jìn)一步證明了就業(yè)不平等機(jī)制的存在。[HJ2.4mm]

2.區(qū)域異質(zhì)性

教育對職業(yè)地位的代際流動還可能存在區(qū)域差異。中國不同區(qū)域的發(fā)展存在空間不均衡，東部地區(qū)擁有更豐富的均等化優(yōu)質(zhì)教育資源，更強(qiáng)的人口流動性也可能為其帶來更加公平的就業(yè)環(huán)境。因此，如果前文所述阻礙教育有效促進(jìn)職業(yè)地位代際流動的兩個(gè)機(jī)制存在，教育水平提升對代際流動的抑制作用在發(fā)展相對落后的中西部地區(qū)將比在東部省份更強(qiáng)。為檢驗(yàn)這種區(qū)域異質(zhì)性，本文根據(jù)勞動者個(gè)體所處省份按東部地區(qū)子樣本和中西部地區(qū)子樣本分別對式（2）進(jìn)行回歸，[JP3]估計(jì)結(jié)果見表7第（3）（4）列。教育水平與父輩職業(yè)地位交互項(xiàng)系數(shù)在中西部地區(qū)子樣本中更大，勞動者正交化教育水[JP]平每提升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，職業(yè)地位代際間的關(guān)聯(lián)系數(shù)平均將上升29.2%，高于總體樣本的估計(jì)值，而東部地區(qū)子樣本中該交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)值并不顯著為正，教育對代際流動的負(fù)向作用在東部地區(qū)表現(xiàn)并不明顯。教育水平提升對職業(yè)地位代際流動的抑制作用在中西部地區(qū)更為顯著，進(jìn)一步支撐了上文分析中兩個(gè)機(jī)制存在的可能性。

（五）區(qū)域整體教育水平提升的積極影響

以上分析均圍繞微觀個(gè)體受教育水平提升展開，而區(qū)域內(nèi)整體教育水平的提升可能會對職業(yè)地位代際流動產(chǎn)生不同的影響。一方面，區(qū)域內(nèi)整體教育水平的提升通常不會直接導(dǎo)致個(gè)體面臨更高的教育質(zhì)量差異或更不平等的就業(yè)市場，不存在對個(gè)體職業(yè)地位代際流動的抑制機(jī)制。另一方面，同一區(qū)域內(nèi)與被觀測者同年出生個(gè)體的平均受教育年限一定程度上代表了該地區(qū)當(dāng)時(shí)的公共教育水平，而公共教育水平的提升使得家庭背景處于劣勢的個(gè)體能夠獲得更多的教育機(jī)會，提高了教育的公平性與可及性，從而可能正向促進(jìn)代際間的職業(yè)地位流動。

為探究個(gè)體教育與區(qū)域整體教育水平的不同作用，本文利用CGSS"2015年數(shù)據(jù)，在式（2）的基礎(chǔ)上，同時(shí)加入代表區(qū)域（地市級、區(qū)縣級或鄉(xiāng)鎮(zhèn)級）平均教育水平

區(qū)域平均教育水平通過如下方法獲得：以個(gè)體實(shí)際受教育年限作為被解釋變量，以個(gè)體出生隊(duì)列連續(xù)變量和個(gè)體所在區(qū)域（地級市或直轄市、區(qū)縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)）虛擬變量為解釋變量進(jìn)行OLS回歸，根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果獲得個(gè)體受教育年限的擬合值，該擬合值即為所在區(qū)域內(nèi)特定年份出生個(gè)體的平均受教育水平。的變量及其與父輩ISEI對數(shù)值的交互項(xiàng)作為解釋變量進(jìn)行回歸分析。個(gè)體與區(qū)域教育水平對職業(yè)地位代際流動影響的實(shí)證分析結(jié)果見表8。盡管個(gè)體教育水平的提升顯著抑制了職業(yè)地位的代際流動，但市級、縣級和鎮(zhèn)級平均教育水平的提升均顯著促進(jìn)了職業(yè)地位的代際流動。區(qū)域整體教育水平的提升在一定程度上抵消了個(gè)體教育水平提高對代際流動的消極影響，減輕了教育與就業(yè)不公平對代際流動的阻礙，有助于促進(jìn)職業(yè)地位代際流動性的提升。

六、結(jié)論與政策啟示

職業(yè)地位的代際流動性提升關(guān)系到社會經(jīng)濟(jì)機(jī)會的公平性以及共同富裕的實(shí)現(xiàn)。作為人力資本積累的主要方式，教育能否有效促進(jìn)代際流動是一個(gè)值得深入探討的問題。本文利用CGSS多期混合截面微觀數(shù)據(jù)，通過兩階段回歸法剝離出外生于家庭背景的勞動者受教育水平，從而估計(jì)了教育對職業(yè)地位代際流動的影響作用，并進(jìn)行了一系列排除可能內(nèi)生性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，同時(shí)對可能阻礙教育促進(jìn)代際流動的機(jī)制進(jìn)行了探討。研究結(jié)果表明，個(gè)體受教育水平的提升雖然能夠提高勞動者的職業(yè)地位水平，但同時(shí)也抑制了職業(yè)地位的代際流動。勞動者外生受教育年數(shù)每提升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，代際間的職業(yè)地位關(guān)聯(lián)系數(shù)約提高20.9%，這說明教育未能有效促進(jìn)代際流動。阻礙教育促進(jìn)代際流動的原因可能在于教育質(zhì)量的不均衡和就業(yè)市場的不完善。個(gè)體受教育年數(shù)的增長擴(kuò)大了教育質(zhì)量差異對職業(yè)地位的影響，從而增強(qiáng)了代際間的職業(yè)地位關(guān)聯(lián)；在不平等就業(yè)市場中，社會關(guān)系資源造成的教育回報(bào)率差異也促成了教育對職業(yè)地位代際流動的抑制作用?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，父輩在體制內(nèi)工作的個(gè)體，其職業(yè)地位代際流動受教育的負(fù)面影響較大，而東部發(fā)達(dá)地區(qū)的代際流動受教育的抑制作用較小。此外，區(qū)域整體教育水平的提升與個(gè)體教育表現(xiàn)出不同的作用，區(qū)域平均受教育程度的提高有利于職業(yè)地位代際流動性的提升。據(jù)此，本文提出以下政策建議：

第一，著力提升教育質(zhì)量公平。在推動教育公平的進(jìn)程中，既要重視數(shù)量上的公平，也要關(guān)注質(zhì)量上的公平。在保障社會底層群體、欠發(fā)達(dá)地區(qū)民眾享有充分的受教育機(jī)會與基本權(quán)利的基礎(chǔ)上，應(yīng)注重教育質(zhì)量的提升與均衡。建議加大對農(nóng)村地區(qū)義務(wù)教育學(xué)校和貧困地區(qū)薄弱學(xué)校的資金與硬件投入，借助政府統(tǒng)籌和多元辦學(xué)主體的力量提供更多、更均衡的優(yōu)質(zhì)教育資源；利用互聯(lián)網(wǎng)資源，通過教師培訓(xùn)、交流與信息資源共享等方式，促進(jìn)不同層次學(xué)校的交流，從軟件上提升農(nóng)村學(xué)校、薄弱學(xué)校的辦學(xué)質(zhì)量。同時(shí)，大力加強(qiáng)公共教育建設(shè)，持續(xù)保障公共教育的投入力度，特別是注重推動縣域公共教育及配套的交通、住宿等設(shè)施的發(fā)展，提升公共教育資源在區(qū)縣一級的可及性，發(fā)揮公共教育對代際流動的促進(jìn)作用，降低教育質(zhì)量不公平的不利影響。

第二，不斷完善就業(yè)市場條件。加強(qiáng)就業(yè)市場的透明度與公平性建設(shè)，特別是完善中小城市就業(yè)市場運(yùn)行機(jī)制，健全相關(guān)法律法規(guī)和政策體系，保障弱勢群體享有相對公平的就業(yè)條件與教育回報(bào)率。規(guī)范用人單位的招聘與晉升流程，特別是加強(qiáng)體制內(nèi)單位人事管理的公開透明程度，落實(shí)監(jiān)督機(jī)制，避免裙帶關(guān)系，保障就業(yè)公平；健全公共就業(yè)服務(wù)，通過線上平臺與線下村居社區(qū)等渠道進(jìn)行就業(yè)信息共享，減輕雇主與求職者間的信息不對稱，降低家庭社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在就業(yè)匹配中的重要程度；開展針對弱勢群體的就業(yè)幫扶與就業(yè)培訓(xùn)，為失業(yè)人員和首次進(jìn)入勞動力市場的畢業(yè)生提供職業(yè)技能培訓(xùn)以及與工作搜尋、求職技巧等方面相關(guān)的培訓(xùn)，幫助來自弱勢家庭的群體營造可依靠自身學(xué)歷及能力進(jìn)行公平競爭的就業(yè)市場環(huán)境。

第三，破除勞動力在區(qū)域間的流動障礙。職業(yè)地位的代際流動在空間上表現(xiàn)出異質(zhì)性，人力資本的空間流動有利于降低區(qū)域間的代際流動差異。通過戶籍改革、社保統(tǒng)籌等政策措施，降低人力資源在區(qū)域間的流動成本，方便勞動者前往更容易獲得向上流動機(jī)會的地區(qū)工作與生活，通過勞動力的空間流動降低區(qū)域間的社會階層代際流動差異。與此同時(shí)，勞動力流動障礙的破除加強(qiáng)了地方政府的人才競爭壓力，可促使地方政府為了吸引人才和留住人才而提供更優(yōu)質(zhì)的公共教育與就業(yè)服務(wù)，改善轄區(qū)的教育質(zhì)量與就業(yè)市場環(huán)境，從而解決教育對代際流動的抑制問題，扭轉(zhuǎn)教育未能有效促進(jìn)代際流動的趨勢，增強(qiáng)社會經(jīng)濟(jì)地位的代際流動性，推動共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

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Education"and"Intergenerational"Mobility："An"Analysis"from"the"Perspective"of"Occupational"Status

XU"Changqing，"LI"Junyu

Institute"of"Guangdong，"Hong"Kong"and"Macao"Development"Studies，"Sun"Yatsen"University，"Guangzhou"510275，"China

Summary"The"improvement"of"intergenerational"occupational"socioeconomic"mobility"is"critical"for"achieving"common"prosperity."Education，"as"a"key"channel"for"human"capital"accumulation，"has"long"been"recognized"as"a"major"driver"of"upward"individual"mobility"and"a"crucial"mechanism"for"promoting"social"equality."However，"despite"significant"advancements"in"educational"development"in"China"over"recent"decades，"intergenerational"mobility"has"not"improved"accordingly."Therefore，"examining"whether"education"effectively"fosters"intergenerational"mobility"and"identifying"the"barriers"that"hinder"this"process"are"of"great"practical"importance"for"promoting"social"equality"and"addressing"class"stratification"in"China.[KH*2D]

Utilizing"a"mixed"crosssectional"dataset"from"the"China"General"Social"Surveys"（CGSS）"of"2015，"2018，"and"2021，"this"study"employs"occupational"status"indicators"to"provide"a"robust"measure"of"workers’"longterm"socioeconomic"positions."By"applying"a"twostage"regression"approach，"the"study"isolates"individual"educational"attainment"independent"of"family"background"and"constructs"interaction"terms"to"examine"the"causal"relationship"between"education"and"intergenerational"mobility."The"research"findings"reveal"that："（1）"Increases"in"individual"educational"attainment"simultaneously"hinder"intergenerational"mobility"in"occupational"status"whilenbsp;elevating"workers’"occupational"status"levels."Specifically，"a"onestandarddeviation"increase"in"exogenously"acquired"years"of"education"raises"the"intergenerational"correlation"coefficient"of"occupational"status"by"approximately"209%，"suggesting"that"education"does"not"facilitate"intergenerational"mobility"effectively."（2）"The"barriers"preventing"education"from"promoting"intergenerational"mobility"stem"from"disparities"in"education"quality"and"inefficiencies"in"the"labor"market."Individuals"from"different"socioeconomic"backgrounds"often"access"unequal"educational"resources，"and"the"expansion"of"education"amplifies"the"impact"of"these"quality"differences"on"occupational"status，"thereby"strengthening"intergenerational"correlations."Additionally，"in"an"unequal"labor"market，"variations"in"social"capital"result"in"differential"returns"to"education，"further"contributing"to"the"inhibitory"effect"of"education"on"intergenerational"mobility."（3）"Heterogeneity"analysis"reveals"that"individuals"whose"parents"were"employed"in"the"stateowned"sector"face"stronger"negative"impacts"on"intergenerational"mobility"from"education."Conversely，"in"eastern"regions，"the"inhibitory"effect"of"education"on"intergenerational"mobility"is"relatively"weaker，"providing"further"evidence"for"the"identified"mechanisms."（4）"Enhancing"regional"educational"attainment"has"a"differential"impact"on"intergenerational"mobility."An"increase"in"the"average"level"of"education"within"a"region"partially"mitigates"the"inhibitory"effects"of"individual"education"by"improving"intergenerational"mobility"in"occupational"status."Based"on"these"findings，"this"study"recommends"addressing"the"barriers"to"education’s"role"in"promoting"intergenerational"mobility"by"ensuring"more"equitable"development"in"educational"quality，"improving"labor"market"efficiency，"and"reducing"obstacles"to"regional"labor"mobility."[KH*2D]

The"potential"contributions"of"this"study"are"threefold："First，"this"study"provides"a"comprehensive"analysis"of"the"impact"of"education"on"intergenerational"mobility"through"the"lens"of"occupational"status."It"highlights"changes"in"individuals’"socioeconomic"positions"and"investigates"potential"barriers"to"education’s"role"in"promoting"intergenerational"mobility，"focusing"on"disparities"in"education"quality"and"the"dynamics"of"social"capital"within"labor"markets."Second，"this"study"employs"a"twostage"regression"approach"to"address"the"endogeneity"of"individual"education"levels"shaped"by"family"background."By"doing"so，"it"achieves"consistent"estimates"of"education’s"impact"on"intergenerational"mobility"and"develops"empirically"robust"strategies"to"mitigate"the"correlation"between"moderating"variables"and"core"explanatory"variables."Third，"the"study"examines"the"heterogeneity"of"barriers"that"impede"education’s"promotion"of"intergenerational"mobility"across"different"regions"and"employment"sectors."It"also"explores"how"improving"regional"educational"attainment"can"help"address"individual"barriers"to"intergenerational"mobility，"offering"valuable"insights"for"the"formulation"of"education"and"labor"policies"aimed"at"achieving"common"prosperity.