教育在代际传递中的作用

王昶榕

义务教育的普及的确使不同家庭背景的子代在进入社会后的社会经济地位差距逐渐缩小，起到了增强社会流动性的作用。同时，不同地区之间义务教育的普及程度、时间也有所不同，对子代社会经济地位与职业获得的影响也不尽相同，但整体来说，义务教育的改革降低了贫穷的代际传递，增加了社会流动性，促进了社会的公平与稳定。政府应当向偏远地区继续大力普及义务教育，促进教育资源的均衡化，并可以尝试在经济较为发达的地区普及十二年义务教育。

我国于1986年开始逐步推行并普及九年义务教育制度，义务教育的本质就是使教育资源趋于公平化的过程。在尽可能保障公平的同时，也最大限度使各位社会成员的教育获得的总量达到最大。义务教育作为一项社会公共服务，能够直接并且非常有效地优化社会劳动力的配置状况，对劳动力结构进行调控，同时也可以提升人力资本质量。随着我国经济的逐渐发展，即使是家庭背景较差的社会成员在进入职场后，他们的需求也逐步从满足自我生活保障转向自我实现、自我发展的更为高端的需求，教育作为一种能够满足自我实现、自我发展需求的有效途径，对满足不同社会阶层的需求起到了不可忽视的作用。

同时，义务教育也会显著提升群众的消费水平，促进社会经济发展。在义务教育普及前，教育费用及学杂费均由学生家庭承担，如果学费与接受教育所需要的其他学杂费增加，这将会导致贫困家庭对教育的被动投资负担也随之增加。义务教育普及后，教育的价格逐渐降低，使家庭背景情况不好的子女入学成本降低，提升了贫困家庭在其他生活水准方面的消费水平，提高了其生活质量，同时子女的人力资本的提升也会反作用于家庭对未来收入的预期水平，促进我国的经济继续迅猛稳定地发展。

本文旨在研究基础教育在代际传递中的作用，具体表现为与父代间收入的差距相比，子代间收入的差距有何变化。在此基础之上，本文讨论了我国的义务教育制度是否发挥了应有的作用，义务教育制度能否缓解贫困的代际传递成为了本文重点关注并研究的问题。

理论分析与假设提出

（一）义务教育制度对代际传递影响的理论分析

教育机会在人口中的分配形态，很大程度上决定了社会分层的基本特征，父辈将自身的财富与社会经济阶层传递到下一代最主要的途径之一就是对子女进行教育并对人力资本进行投资。家庭经济学理论认为，每个家庭都可以被看作是一个生产者，同时也可以被看作是一个理性的经济人，家庭通过进行投入产出比进行决策，合理地分配现有资源，试图在家庭资源一定的条件下，尽可能实现家庭生产效用与福利最大化的目标。那么在家庭经济学的视角下，义务教育制度实施后，家庭可以将原先用于子女教育投资的资源用于其他方面，实现家庭整体福利的最大化，减弱贫困的代际传递。

在社会流动性较低的国家中，若某一社会成员出身于背景较差的家庭，没有大量的資本投入与专业技能的培养，在社会、求职的竞争中自然会缺少竞争力，从而不得不进入低端就业而成为新一代的低收入者。本文认为这与市场上的竞争有相同之处，人力资本的投入与专业技能的培养就等同于商品在市场上的竞争力，有“看不见的手”进行人力市场的选择与配置。由此可见，教育在作为筛选机器时，有利于家庭背景较好的社会成员。所以义务教育在解决社会流动性，促进社会公平与经济增长中起到了至关重要的作用，以基础教育作为突破口，基本打破了中等收入陷阱①的瓶颈。义务教育已然成为当今社会不可或缺的一种社会资源，促进了教育的公平化与均衡化进程。

基于以上分析，本文提出假设1：义务教育的普及增加了对子女的人力资本投入，从而会提升子女的社会经济地位，有利于子女收入向上流动。

（二） 我国义务教育制度现状描述

1、我国义务教育普及程度

我国现行的教育制度是九年义务教育制度。九年义务教育制度是指免收小学六年、初中三年的学杂费。2008年起，我国义务教育实现全免费。根据国家统计局统计年鉴的数据显示，2016年我国小学学龄儿童净入学率为99.9%，且东部地区及城市的小学入学率均已达到100%，全国小学升学率为98.7%，义务教育的普及程度已超过高收入国家的平均水平。从义务教育开始普及以来，我国的学龄儿童净入学率逐步升高，这与政府对义务教育的大力投资、对教育重要性的大力宣传密不可分。当前，九年义务教育已成为最重要的社会公共资源之一。

2、我国教育资源存在地区差异

中国的预算内教育支出的地区差异极大。各个地区间对教育投入的多少与该地区经济发达程度呈正比，也受该地区人口多少的影响。我们可以认为到2000年底，全国大部分地区已完成义务教育的普及工作，通过对2001年的数据进行汇总比较，河南学生人均预算内教育经费支出为425.90元，仅为上海学生人均预算内教育经费支出2861.90元的14.9%。吉林省中小学师生比为10.53，仅为江西省中小学师生比19.27的一半左右。地区政府对于教育的投资直接决定了该地区居民的子女所能得到的教育资源，如果经济欠发达地区家庭所要承担的教育费用居高不下，那么，该地区的家庭为子女接受教育承受的经济负担将会明显高于经济较为发达地区，这样我国东西部之间的家庭收入情况、社会经济状况间的差距将会继续加大。

3、我国教育资源存在城乡差异

与城市相比，农村的学龄儿童净入学率还是有所差距，农村地区的部分居民对教育的重视程度不够，思想较为落后，仍然相信“教育无用论”，有的地区“重男轻女”的观念仍然存在，从而使政府的教育投资无法实现预期效果。2016年我国农村居民用于教育文化方面的人均支出为1070.3元，城镇居民用于教育文化方面的人均支出为2637.6元，可见农村居民与城市居民对人力资本的投入还存在明显差距。

基于以上三点的分析，本文提出假设2：与经济发达地区相比，教育对经济欠发达地区代际传递的影响更大，教育会使子代间收入差距明显缩小。

（三）我国义务教育制度改革现状

目前，我国义务教育工作的重点主要集中在是否尽快全面普及十二年义务教育制度。十二年义务教育，是指将高中阶段的三年教育纳入到现行的九年义务教育制度中，免收学生的学杂费。2017年两会期间也有部分人大代表及政协委员提出这一问题。目前，我国的河北、广东、浙江等地都作为试点进行了十二年义务教育的普及，普及地区反映普遍良好，社会对尽快全面普及的呼声较高。

研究设计

（一） 数据来源与变量定义

1、数据来源

本文使用的数据来源于中国健康营养调查（China Health & Nutrition Survey，CHNS），是中国疾病预防控制中心营养与食品安全所与美国北卡罗来纳大学人口中心合作的追踪调查项目。本调查采用多阶段分层抽样的方法，所获得的数据覆盖了我国黑龙江、辽宁、山东、江苏、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省份高、中、低不同发展水平的城镇、农村和郊区。②因此，该调查的样本具有较高的代表性。同时通过调查与数据搜集，我们也得到了不同省份义务教育普及的时间，可以与CHNS中问卷的省份代码所匹配。为满足DID模型对计量数据的要求，我们使用的1989-2011年共9轮的非平衡面板数据，并用merge命令对数据进行合并处理，在删除未被匹配的样本后，主要变量的描述性统计见表1：

2、被解释变量

本文研究的是义务教育在代际传递间的作用。在阅读了大量相关的文献后，作者发现无论是国外或国内的相关研究，在很大程度上选取的被解释变量都是子代进入社会所获得的第一份工作的工资或是父代、子代的单年收入。然而，在当今社会，结合我国的现阶段国情，本文认为我们并不能以年轻人进入社会所获得的第一份工作的工资来衡量职业获得的好坏，也不能按单年收入衡量一个人社会经济地位的高低。比如，建筑工人的工资要高于公务员的工资，而社会观念普遍认为公务员的工作要好于建筑工人。为了解决这一问题，在阅读了文献资料后，本文以职业等级分类表为基础③，再加上当今中国国情以及考虑到普遍社会观念的影响因素，得出职业等级分类得分表，如表2所示，对职业等级分类表的各个等级的社会成员的终生收入进行统计，我们可以得到不同职业等级的人均终生收入也恰好呈相同的等级排列。所以，在构建模型时，最佳的被解释变量是父代与子代的终生收入而非父代的单年收入。

通过对不同职业等级的社会成员的终生收入进行统计，我们可以得到不同职业等级的人均终生收入也恰好呈相同的等级排列。所以，在构建模型时，最理想的被解释变量应当是父代与子代的终生收入。同时，由于教育存在滞后效应，用终生收入也可在很大程度上削弱这种滞后效应，作为被解释变量能够较为真实地反映父代的收入情况与子代收入之间的关系。

但是在实际的回归分析中，我们使用的是子代的單年收入而非子代的终生收入，因为对于个体来说，终生收入的统计十分困难，可操作性与可实践性较差，所以我们使用子代的单年收入予以代替。但是，有学者指出，父代的单年收入并不能完全代表父代的终生收入，使用父代的单年收入来对代际收入弹性进行估计在很大程度上会带来使代际收入弹性向下的偏误。为克服这一缺陷，本文引入年龄变量进行控制，具体会在控制变量部分进行论述。

3、核心解释变量

本文的核心解释变量是义务教育是否完成普及。我国于1986年4月12日开始推行九年义务教育，但是由于不同的地区间存在推行的时间差，推行效果与普及程度也不尽相同，这为本文使用DID双重差分模型提供了保障。由于我国不同地区之间的经济发达程度有较大的差距，故不同地区之间的教育投资的差距也较大，对政策的落实速度、情况也存在差异，选取义务教育的普及时间作为核心解释变量，可以比较义务教育制度在普及前后子代终生收入的不同，明确教育在代际传递中的作用。

本文通过CHNS的数据库以及在各类文献资料中所获取的数据可以得到我国部分省市的义务教育的大致普及时间，在这里本文列取具有代表性的广西、辽宁、黑龙江、山东、河南五省的九年义务教育基本普及时间，如表3所示。

4、控制变量

除了义务教育的普及及实施状况之外，还有其他多种因素会影响子女职业获得，因此需要对这些因素加以控制。主要包括父代收入、性别、所处地区、子代年龄、调查年份等。

本文的理想被解释变量为父代的终生收入，然而通过对CHNS数据的处理与归纳，发现无论是父代还是子代，他们的终生收入都很难获得，目前也没有可靠的关于终生收入的数据。所以本文在方程的建立上还是使用子代的单年收入作为被解释变量，父代单年收入作为一个解释变量，以期达到研究的目的。但是有学者指出，父代的单年收入并不能完全代表父代的终生收入，使用父代的单年收入来对代际收入弹性进行估计在很大程度上会带来使代际收入弹性向下的偏误，所以本文在方程中引入年龄变量进行控制，将年龄（age）与年龄的平方（age_2）作为控制变量，基本解决了上述问题。

（二）DID模型设定

本文的目的在于估计由义务教育的普及而引起的代际收入弹性的变化，我们使用双重差分DID（difference-in-difference）模型对其进行分析。该模型的基本思路是：义务教育的普及一方面制造了同一个地区的年轻人的职业获得在该制度普及前后的差异，另一方面制造了同一时间，已普及该政策的地区和未普及该政策的地区之间的差异。这种双重差异类似于控制变量法，既能够有效地控制同一地点不同时间的政策影响，也能控制同一时间不同地点的政策影响，从而更加准确更加全面地对政策作出评价。

义务教育的推广是一项全国性的改革，自1986年开始逐步推进实施，使不同地区之间对政策落实的程度存在差异，而这种差异为本文使用双重差分模型来观察义务教育费用对农村居民消费产生的影响提供了基础。

首先本文建立子女终生收入（ys）与父辈终生收入（yf）的标准关系式：

1n（ys）=a+bjt·1n（yf）+e              （1）

回归系数bjt是代际收入弹性的估计值。为了计算义务教育改革的普及对代际收入弹性系数的影响，本文将该弹性系数通过不同的年龄层、地区、改革状态等标准进行分类：

bjt=b0+δRjt+ΩDj+ΨDt+ujt       （2）

在上式中，j代表居住的不同的地区，t代表同一年代的人群组成的同龄群组。Rjt是虚拟变量，如果义务教育已经完成普及且子女接受了義务教育，则虚拟变量Rjt的值即为1。Dj是一系列城市的固定效应，而Dt是一系列同年龄阶段群组的虚拟变量，其中所包括一系列年龄层与居住城市的固定效应使代际收入弹性系数根据不同的城市和不同的时间而进行改变。系数δ则体现了义务教育的普及对代际收入弹性的影响。

将（2）式代入（1）式，同时考虑地区与时间以及义务教育改革普及所产生的主要影响并建立如下方程（3）式并对其进行关于地区与时间的回归分析：

1n（ys，jt）=a+b（yf*Rjt）+Ω（1nyf*Dj）+Ψ（1nyf*Dt）+1nyf*ujt+ΦDt+ΠDj+τRjt+eijt                    （3）

其中，eijt为随机扰动项。不随时间变化的控制变量。

实证结果分析

（一）DID模型实证分析结果

本文的目的在于探究教育在代际传递中的作用，故利用上述已匹配好的变量数据，对义务教育制度完成普及前后的子代收入按（3）式进行回归。表4报告了双重差分模型回归结果：

从表4的基本回归结果来看，代际收入弹性系数bjt在10%的水平上显著为负，说明在义务教育完成普及后，代际传递弹性系数将会减小，代际传递效应减弱，子女单年收入与社会经济地位向上流动的概率将会提高。

同时，读表可知，子代性别变量在1%的水平上显著为负，这表示了相较于男性，女性的单年收入与社会经济地位向上流动的可能性更高，这是因为在义务教育普及前，较为贫困的家庭会对女性后代的人力资本投入较少，而义务教育制度降低了教育成本，使女性收入向上流动的可能性更为显著地增长。本文引入的年龄变量在1%的水平上显著为正，这表明了随着年龄增长，子女的单年收入也不断增长，其主要原因在于资历的增长以及工作经验的积累，但年龄变量的二次方显著为负，通过阅读文献资料可知，年龄对于收入的贡献存在一个极值，故回归结果也符合收入分配曲线的倒U型相互关系。

通过对表2的分析可知，估计m1显示的是没有任何控制变量的回归结果，而且其结果显示核心变量代际弹性系数与父代收入的交乘项bjt·1n（yf）为负，回归结果也基本显著，证明了义务教育制度的普及对收入与社会经济地位的代际传递起负向作用，说明义务教育的普及的确增加了对子女的人力资本投入，使子代收入向上流动，缩小子代间收入差距，从而验证了假设1。

估计m2是加入了地区因素作为控制变量的回归结果，估计m3在m2的基础上还添加了户主的年龄与年龄的平方作为控制变量后的回归结果。可以发现，在定量上来看，m2、m3的核心变量代际弹性系数与父代单年收入的交乘项bjt·1n（yf）分别减少了0.011和0.035个单位，回归结果也基本显著，说明义务教育普及所带来的政策冲击对系数的影响基本显著，从而验证了假设2。

通过对结果的分析，义务教育的普及的确减小了代际传递系数，增加了对子女的人力资本投入，提升了子女的社会经济地位与收入，使子代收入向上流动，降低了代际传递弹性，促进了社会的流动性与社会公平性。

（二）九年义务教育制度的效果评价

通过上述回归结果核心变量代际弹性系数与父代单年收入的交乘项显著为负bjt·1n（yf），说明了义务教育制度的全面实施对收入与社会经济地位的代际传递起负向作用，使子代收入向上流动，缩小子代间收入差距，增强了社会的公平性与竞争性。同时，义务教育普及后我国适龄儿童入学率达到了99%以上，大幅度提升了我国整体国民素质，基本消灭了文盲，为国家所需要的高精专人才的输送打下了基础。

通过对数据进行分析，可以得出1993年、1997年、2000年的父代子代单年收入、受教育程度、职业得分统计表④。

如表5、表6、表7所示：

从上述三表中可以看出，在1993年至2000年中，父代与子代的平均年收入均成增长趋势，同时标准差的值也逐渐增大，尽管年平均收入的提升中有社会经济发展的因素，但是通过比较子代与父代的收入增长速率，也可认为，义务教育的普及完成后，我国社会成员的年均收入有了一定程度上的增长。利用上述数据绘制父代子代平均受教育年限折线图与父代子代平均职业得分折线图，如图1、图2所示：

由图1可知，在1993年至2000年间，父代与子代的平均受教育年限逐渐增加，说明了义务教育制度能够基本落实，越来越多的社会群众从这项制度中受益。义务教育的普及，提升了我国人均受教育年限，提升了国民素质，降低了贫困的代际传递，有利于社会的进步与经济的发展。

由图2可知，子代平均职业得分在1993年至2000年间逐渐增加，然而父代平均职业得分却呈现了相反的趋势，在1993年至2000年间逐渐降低，这验证了收入分配曲线的倒U模型，随着父代年龄的逐渐增加，其收入开始逐渐降低。同时也说明了随着更高教育的子代逐渐开始进入社会，对没有受过基础教育的工作者产生了冲击与竞争，使社会具有公平性与竞争性。

总体来说，九年义务教育制度的普及起到了预期作用，降低了代际传递弹性系数，促进了社会的流动，维护了社会公平，同时，也提升了国民素质与人力资本水平，促进了社会的稳定与发展。

研究结论与参考建议

（一）结论

本文利用DID模型，使用CHNS的数据，分析了教育在代际传递中的作用，并对义务教育制度进行了政策评估。通过研究分析，本文得出了义务教育的普及增加了对子女的人力资本投入，从而会提升子女的社会经济地位，有利于子女收入向上流动;同时，与经济发达地区相比，教育对经济欠发达地区代际传递的影响更大，教育会使子代间收入差距明显缩小。根据以上结论，我们展开以下讨论：

第一， 从代际传递角度来看，教育的确会影响社会经济地位与收入情况，义务教育制度的普及会有效地降低父代职业、社会经济地位对子代职业获得以及经济狀况的影响程度，有效地降低贫困的代际传递，促进了社会的流动性。

第二， 从国家和社会角度来看，教育是不同收入阶级都需要的社会公共资源，教育的公平也就是社会的公平。义务教育是维护社会稳定公平，促进经济繁荣发展的必要手段。

首先，教育具有极大的外部效应，大力投资教育，不仅可以提高其人力资本的未来产生率，使社会成员本身有更好的职业获得，而且会使整个社会从社会成员普遍文化程度与国民整体素质提升而受益。

其次，教育也可以促进社会公平，缩小收入分配差距。这是因为教育会使收入分配差距产生累积效应，投资在教育上的机会成本会在未来的职业获得上呈现成倍的回报。在当前中国收入差距逐渐增大、阶级逐渐形成的形势下，收入的不平等本就已经使社会成员接受教育的平等性受到了影响，更为严重的是，教育的不平等继续反作用于社会成员的职业获得与薪酬收入，导致收入分配差距的进一步加大，形成了使收入逐渐两极化的恶性循环，所以应当尽快普及十二年义务教育，减小家庭的教育负担。

（二）政策参考建议

教育保障政策是社会和政府尝试弱化乃至消除贫困代际传递的最直接有效的方法之一。不论背景，不论社会地位，社会中的每一个成员都有最基本的生理需求与基本利益，而保障所有社会成员的基本利益与基本需求就是每个政府与国家的目标。因此，政府应当尽全力保障弱势群体的受教育权利，消除因教育不公平所导致的贫困代际传递，维护社会的长治久安与经济发展。基于上述结论，本文尝试提出以下几点政策建议：

1、继续坚持普及义务教育。特别是贫困地区，政府不仅要进行拨款进行教育补贴，还应继续大力宣传普及教育的重要性，消除部分地区重男轻女、女孩子读书无用的落后观念，使不同阶层、不同背景的社会成员都能够平等地接受基础教育，争取使整个社会的知识、文化水平得到普遍提升。

2、缩小城乡差别，保障农村居民子女享受平等的教育机会。城乡差距依旧是我国面临的最严峻的问题之一，缩小城乡差距是我国21世纪面临的难题与挑战。近些年来，农村地区的教育收益率尽管还是要明显低于城镇的教育收益率，但已有提升，越来越多的农村人口意识到了教育的重要性，所以要继续提升家庭背景较差的子代的教育待遇，加快扶贫战略，把农村义务教育的普及和缩小城乡教育资源差距作为重中之重。

3、促进教育资源配置的合理化、均衡化，建立相应优惠政策和机制，促进教育均衡化发展。“择校热”实际上就是教育资源不均衡的一种现实表现，促进教育的均衡发展，解决“上学难，上好学校更难”的困境，有利于不同阶层的社会成员获得大致相同的教育机会和社会竞争力。尽可能地消除义务教育中各学校间过大的教育资源不平等，同时大力发展高等教育，开展公平公正的入学选拔性考试，通过改造教育水平较差的学校，实现中小学教育水平的均衡化，保证大致相同的师资水平，尝试促进教育公平。

4、尽快普及十二年义务教育，完善大学生贷款政策。在义务教育已基本全面普及的今天，随着我国经济实力的逐渐增强，我国在教育方面的投入有着显著的提升。本文发现，国家财政性教育经费在2007年至2014年间持续增加，可见我国对教育这一领域投入之大，也体现了我国对“科教兴国”战略的重视程度。

近年来，我国国民经济迅猛发展，但政府财政性教育经费占 GDP 的比例却并未显著提高，2016年我国财政性教育经费首次突破3万亿元，占GDP比重超过4%，但与高收入国家的7%相比仍有差距。在此情况下本文认为在现阶段我国对高精专人才的需求更加急切，我国应继续大力进行教育投资，并可以在经济较为发达的城市地区，开始逐渐推行十二年义务教育制度，再逐渐向农村地区普及。同时尝试开展并完善大学生贷款助学计划，无息向有能力有水平有意愿读大学但家庭经济能力不支持的学生提供贷款，使家庭背景较差的学生能够平等地享受各级教育所需的资金，也为国培养新世纪缺少的高端人才。十二年义务教育与大学生贷款政策可以最大可能地消除贫困的代际传递，使社会摆脱中等收入陷阱，增大社会流动性，使社会阶层不固化，维护社会公平与稳定。

注释

①中等收入陷阱是指一个国家发展到中等收入阶段出现贫富悬殊、环境恶化甚至社会动荡等问题，导致经济发展徘徊不前。

②2011年新增加了北京、上海、重庆三个直辖市的数据。

③该分类表由Erikson和Goldthorpe于2002年提出。

④职业得分的统计数据来源于陈杰、苏群《中国代际收入流动性趋势分析1991-2011》

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