我国教育代际流动的历程与趋势

吕国光，胡 一，张 燕

(1.南通大学 教育科学学院，江苏 南通 226019；2.爱尔兰都柏林大学 数学与统计学院；3.南阳农业职业学院，河南 南阳 473000)

教育代际流动性是指父母教育水平对子女教育水平的影响，通常可以衡量一个社会的教育公平程度。教育代际流动性一般分为绝对流动性和相对流动性。前者一般用子代和亲代教育水平之差来表示，后者通常采用相关系数、代际弹性系数等指标来衡量。

学校教育在现代社会形成与发展过程中具有双重建构作用，一方面教育有助于各阶层实现阶层跃迁和进行代际积累，另一方面也有利于优势社会阶层维护并传承其优势地位[1]。若教育代际流动性弱，会加剧阶层分化和教育不公平现象[2]，并使得教育精英阶层固化、强化社会不平等问题[3]。合理的教育代际流动水平是社会公平的核心议题，也是优化社会结构的前提和保障。因此，系统考察我国家庭内部教育成就在代际间的传递过程、基本特征及未来趋势，客观地比较分析不同历史阶段我国的教育代际流动性，了解学校教育在我国社会阶层结构的形成与流动过程中发挥的功能，理解我国教育公平问题的时空背景，具有重要的现实意义和理论价值[4]。

一、文献回顾

国外的教育代际流动研究始于20世纪70年代，我国从1984年开始出现相关研究，至今已有700多篇相关学术论文。按照主题分类，可粗略地分为教育代际流动性的现状调查、不同群体教育代际流动性的差异比较分析、教育代际流动性的影响因素及其作用路径。

特雷曼统计分析了47个国家教育代际流动性调查数据，发现亲代与子代的受教育年限普遍存在显著正相关关系[5-6]，国内学者选择不同的样本群体开展的相关研究也验证了这一结论[7-10]。

关于亲代受教育程度影响子代受教育程度的机理，目前讨论最多的一个因素是子代成年之前亲代的陪伴时间。古良等研究发现，受过大学教育的亲代平均每周花在子代身上的时间比没有受过大学教育的亲代多4.5小时，且其子代也更喜欢父母的陪同[11]。卡内罗和赫克曼区分了父亲和母亲的差异性影响，认为母亲受教育程度对子女教育水平的影响大于父亲，因为母亲对子女教育过程的参与更为直接，所花费的时间一般长于父亲[12]。另一个原因是榜样示范和发展预期差异。克莱门特和多梅内克研究证实，受教育程度越高的父母对家庭生活和子代教育预期越高，投资子女教育的意愿也越强烈[13]。克什施泰格和塞巴尔德认为高学历的父母不仅更加重视家庭教育投入，也更注重言传身教，最终实现对子女人力资本的代际传承[14-15]。可见，国外学者对教育代际流动性机理的研究重点在家庭内部，如家庭教育结构、亲代的教育投入(包括时间和金钱)等。

国内学者对教育代际流动的研究多为对不同群体进行的横向比较。其中，户籍变量受到了广泛关注。李春玲指出，城市户籍人口的教育水平可能更高[16-18]。还有一个较为普遍的结论是，中国优势阶层子女拥有较多的经济、社会、文化资本，在教育方面同样存在优势，而社会低阶层家庭中的子代在教育方面则处于明显劣势[19]。

教育的代际流动性在不同国家甚至同一国家的不同地区存在明显差异。赫兹等人研究表明，教育代际流动在世界范围内存在巨大的区域差异，其中教育代际流动程度较高的国家集中在北欧和西欧，如荷兰、挪威、芬兰、英国、丹麦等发达国家；代际流动程度相对较低的国家集中在拉美和亚洲，如秘鲁、厄瓜多尔、巴拿马、智利、巴西、哥伦比亚、尼加拉瓜、印度尼西亚等发展中国家[20]。据研究估计，全球最近50年亲代和子代受教育程度的平均相关系数约为0.42，而中国亲代和子代受教育程度的相关系数为0.20，属于全球教育流动性最强的国家之一[17]。我们使用CGSS数据对此进行了验证，结果发现，1950—1999年出生的中国农村人口样本中，父子教育水平相关系数均值为0.25，母子相关系数均值为0.24，略高于赫兹等人的统计结果，但可用抽样误差予以解释。还有研究认为，两代人受教育程度的平均回归系数的估计值在60年间下降了30个百分点，从1920年的0.80下降到1980年的0.50[20]。稻德等对18个拉丁美洲国家人口的教育流动性进行估计，认为教育代际流动系数显著下降，然而教育的持续性却未有显著变化[21-22]。比较世界各国教育代际流动性的情况，一方面可以丰富人们对教育代际流动性与教育均衡发展的科学认识；另一方面，也可为本国教育改革和发展提供经验参考。

我国教育的基本价值取向之一就是促进教育公平。针对教育公平的研究长期以来遵循规范研究和实证研究两个逻辑方向。通过以上文献回顾，可以发现近40年来，人们对规范研究的重视程度仍然较高，实证研究却没有得到同样的关注和重视[23]，从代际传递的微观视角动态考察百年来中国教育代际流动问题的实证研究仍不多见[24]。在研究内容上，正如贝克尔和托姆斯认为一个完整的收入分配理论应该包括两方面的内容，既要包含同一代不同家庭之间的收入分配问题，也要包含同一家庭各代人之间的收入均衡问题[25]。同样的，教育代际流动也可以从横向和纵向两方面进行讨论和分析。横向流动指教育代际流动的域内差距，纵向流动指教育代际流动在较长的历史时期内的动态变化和趋势延展[25]。从这个意义上来说，我们既有必要比较分析我国与同期不同国家在教育代际流动性方面的异同及其机理，更有必要客观分析我国不同时期教育代际流动性的特点及变化，而这两方面的中文文献都不多。

鉴于此，本文基于对历年中国综合社会调查(CGSS)数万配对样本的统计资料，选择同龄族群两代人最高学历的流动概率、相关系数、回归系数等统计指标，量化比较分析我国普及学校教育100多年以来不同历史时期亲代和子代教育水平之间的关系，集中探讨中国教育代际流动的历史轨迹和演变趋势，呈现中国教育代际流动性的长期图景。在宏观层面上客观定位中国教育代际流动性在国际社会上所处的位置，增进社会各界对当下我国教育代际流动情况的科学认识。

二、研究过程与方法

(一)数据

本文研究数据来自中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，CGSS)。CGSS是中国人民大学中国调查与数据中心负责组织实施的全国性、综合性、连续性的学术调查项目，该项目系统、全面地收集社会、社区、家庭、个人多个层次的数据，为国际比较研究提供数据资料，被广泛地应用于科研、教学和政府决策中。本文利用历年CGSS数据进行相关实证研究，样本总数为95 782人，其中2012年以来的5次调查，样本量在10 788～11 179之间。2011年人数最少，但也有5 289人。调查密度大，范围广，数据全面、连续，适合全国性教育代际流动的研究。

表1测算了我国成年人口中亲代和子代平均受教育年限。总体来看，子代平均受教育年限达到10.17年，父母亲平均受教育年限分别为5.30年和3.56年。

表1 我国亲代和子代平均受教育年限概况

从代际比较的角度来说，子代总体比亲代中的父亲一方多接受近5年的教育，比母亲一方多接受6年多的教育。从CGSS数据可推算，1950—1999年，我国子代平均受教育年限从20世纪50年代初期出生人口的7.82年增加到20世纪90年代末出生人口的12.74年，增加了近5年，也就是说，每10年子代受教育年限增加1年。这项指标在全球遥遥领先。而亲代中父亲、母亲的受教育年限近50年来分别增长6.12年、6.45年，远高于其他国家同年龄组群体。

(二)变量

本文对原始数据进行了如下处理：首先，亲代包括父亲和母亲，子代包括儿子和女儿，对养父母、收养子女均未做区分。其次，通常测算中，我们都在所有样本中，删除学生、辍学者等未完成教育的个体，选择亲代和子代信息均完整的数据进行统计分析。被解释变量为子代受教育年限，解释变量为亲代受教育年限。根据以往文献对教育层次的分类和受教育年限的设定，把各调查年份的教育层次统一设定为6类，依次为未接受正式的学校教育(含不识字和私塾)、小学、初中、高中(同时含普通高中、职业高中、中专和技校)、大专(包括成人大专)、本科及以上(包括成人本科)，受教育年限依次赋值为0、6、9、12、15和16年。

1895—1904年出生人口为清末样本，1905—1920年出生人口为北洋军阀统治时期样本，1921—1941年出生人口为民国样本，1942年及以后年份出生的人口为新中国样本，同年出生人口归入同一个年龄组。因清末和北洋军阀时期的样本太少，不具有代表性意义，民国样本波动性较大，抽样存在较大幸存者偏差，所以本文重点分析1942年及之后出生并在新中国接受教育的样本。

(三)指标与算法

教育代际流动包括绝对流动与相对流动，绝对流动性可以直观地用子代与亲代受教育年限之差来表示；相对流动性最常用的测量指标是代际相关系数和回归系数。教育代际回归系数通过式(1)进行估计：

Esi=α0+β1Efi+β2Emi+εi

(1)

其中，Esi、Efi、Emi分别代表子代、父亲、母亲的受教育程度，εi代表残差，参数β表示教育代际回归系数。式(1)中没有加入其他控制变量，所以β涵盖了所有亲代教育与子代教育相关的信息，这种相关性来源于基因遗传、亲代对子代的教育投资和家庭环境影响等多方面。教育代际回归系数可以直观地告诉我们亲代教育水平对子代教育水平的平均预测力。国内已有研究经常使用这一指标来测量教育的代际回报率[26]。教育的代际回报率越高，教育代际流动性越低，反之教育代际流动性越高。本研究继续沿用这一指标，并分年龄组分别予以估算。

子代和亲代受教育程度的相对分布情况随时间的变化而变化，使得相关回归系数也发生变化，如果比较不同国家之间的教育代际流动性，并对本国教育代际流动性进行准确定位，相关系数指标目前仍然不可替代。因此，我们分别计算了各年龄组子代和亲代受教育年限的积差相关系数。同时，为了消除“学历贬值”效应的影响，测算个体教育代际流动的净值，我们设计了教育代际流动指数(Intergenerational Mobility Index of Education,简称IMIE)作为教育代际流动性的标准指标。计算方法如下：

(2)

(3)

式(2)和式(3)中，meanEs、meanEf、meanEm分别代表相同年龄组的子代及其父亲、母亲受教育年限的均值。IMIE大于1，表明子代和亲代受教育程度消除学历贬值效应后实现了向上流动，小于1则表明家庭内部教育水平扣除学历贬值效应后向下流动。一些研究忽略了学历贬值效应，在计算教育代际向上流动和向下流动的百分比时，通常用子代的受教育年限减去亲代的受教育年限来构建教育代际流动的虚拟变量。若结果大于0 则表明教育代际向上流动，反之，则表明教育代际向下流动。这种算法在教育水平单调上升或持续下降的历史时期是不适合的，在前一种情况下，教育的向上流动性普遍被高估；而在后一种情况下，教育的向上流动性被普遍低估。本研究采用IMIE指标，测算子代和亲代受教育程度在各自年龄组内的相对位置，并计算两者的比值，较好地对冲了学历贬值效应，提升了教育代际流动测量的客观性和精细度。

三、研究结果

(一)亲代和子代普及教育的历史进程

我国自1986年开始在法律层面上确立九年义务教育制度，30多年以来，取得了举世瞩目的教育成就。全国所有省(区、市)早在2011年就全部实现“两基”，接受高等教育人口数量大幅增长，2020年教育投入达到5.3万亿人民币。

有研究表明，过去50年，全球各国人口的平均教育水平都呈稳步提高的态势。亚洲、非洲和拉丁美洲国家，亲代的平均受教育年限提高了3年，子代的平均受教育年限提高了3～5年。西方发达国家亲代和子代的受教育年限也提高了大约3年[17]。

普及学校教育100多年以来，我国亲代和子代教育水平的变动情况如何？我们以子代出生年份为横轴，平均受教育年限为纵轴，绘制了普及学校教育100多年来亲代和子代的教育水平随时间推移发生动态变化的散点图，见图1。

图1 普及学校教育100多年来我国家庭教育结构随时间推移发生的动态变化

图1显示，我国普及学校教育100多年来，亲代和子代的平均受教育年限随时间的推移稳步增加。子代平均受教育年限明显长于亲代；在亲代中，同龄组子代的父亲平均受教育年限显著高于母亲。亲代受教育年限在1985年之前几乎是单调增加的，子代受教育年限则经历过数次波折，比较明显的是20世纪50年代末期出生的人口和20世纪80年代末期出生的人口的教育水平经历了持续5年左右的明显下行阶段。子代群体中，1992年出生人口的平均受教育年限首次超过12年，这意味着我国已经普及了12年教育。需要说明的是，截至2017年的最新一次调查，出生年份在1996年及以后的子代样本还未完成学业，因此低于1990年代早期出生群体受教育年限的均值。

(二)绝对教育代际流动性的现状与演变

阿卜杜拉赫曼等人使用了流动概率法测量教育代际流动性，并提出两个重要的研究量度。第一个是当亲代处于教育阶梯的底部时，子代也停留在底部的概率，被称之为“底层-底层”概率；第二个是当父母处于教育阶梯的底部时，孩子向上流动到顶部的概率，被称之为“底层-顶层”概率[27]。参照阿卜杜拉赫曼等人的统计算法，我们统计了各年龄组代际流动的概率分布情况，图2展示了全样本统计的教育代际流动堆积直方图。

图2反映了我国教育代际流动比率。以图2a中横轴为0的一列为例，当父亲属于“没有接受过教育”一类时，4.65%的子代仍然属于“没有接受过教育”一类，32.97%的子代小学毕业，36.61%的子代初中毕业，19.15%的子代高中毕业，4.13%的子代大专毕业，2.49%的子代拥有大学本科及以上学历。在图2b中，当亲代中母亲的受教育程度为 “没接受过教育”“小学”“初中”“高中”“大专”“大学及以上”时，子代最高学历占比最多的依次是“初中”“初中”“高中”“高中”“大学及以上”“大学及以上”。以母子教育代际流动为例，如果母亲未接受过教育或仅接受过小学教育，子代最高学历为初中的概率最大；如果母亲接受过初中或高中教育，子代接受过高中教育的概率较大；如母亲上过大学，则57%以上的子代接受过大学本科及以上教育。母亲教育水平对子代教育阶层向上流动的影响力高于父亲。

图2显示我国当前父子、母子教育代际流动的“底层-底层”概率分别为4.65%及3.55%，而“底层-顶层”概率分别为2.49%和3.22%。两类研究量度占比都小于5%。一方面说明，总体而言，我国义务教育普及成效显著，子代与亲代均未接受过学校教育、同处教育阶梯底层概率极小，但子代教育水平实现跨阶层跃迁同样是小概率事件。另一方面，两项相比较，“底层-底层”概率高于“底层-顶层”概率。以父子为例，“底层-底层”概率比“底层-顶层”概率高86.7%[(4.65%-2.49%)/2.49%]，说明总体而言，教育弱势阶层实现跨越式流动的难度极大。

a父子教育代际流动比率

b母子教育代际流动比率

为考察我国不同历史时期绝对教育代际流动性的变化，本研究从1921年开始，将每10年分为一组，分别测算各年龄组教育代际流动性的“底层-底层”概率和“底层-顶层”概率，结果见表2。

表2 我国教育弱势阶层的教育代际流动比率 %

由表2可见，无论是父子，还是母子的教育代际流动性，“底层-底层”概率均呈线性递减趋势。20世纪90年代出生的子代，实质上已经普及了12年教育，两代人的“底层-底层”概率已为0。从“底层-顶层”概率所反映的教育代际向上流动性来看，20世纪50年代出生的子代群体，父子、母子的教育代际向上流动比率为历史最低，分别为1.29和1.57。之前出生的子代与其亲代的教育代际流动“底层-顶层”概率单调下降，之后出生的子代与其亲代的教育代际流动“底层-顶层”概率单调增加。1981—1990年龄组教育代际向上流动的比例大致恢复到1921—1930年的水平。有研究认为20世纪五六十年代，工农无产阶级子女在大学新生中的比例迅速上升。1978年恢复高考后，工农子女仍然是大学生的重要生源，在地方高校的优势更加明显。文章还认为，新中国成立70多年来，在高等教育领域，中国教育代际向上流动性呈S形增长。最初流动性很低，受益者主要是非工农群体，20世纪50年代以后，教育代际流动性逐年加强，工农群体成了主要受益者[28]。本研究部分支持了上述结论。对“底层-顶层”概率指标进行粗线条分析可见，新中国成立之前，我国教育代际向上流动率较高，20世纪20年代出生子代与其亲代的教育代际流动“底层-顶层”概率一度达到5.1%和6.54%。(1)社会动荡时期选拔人才不拘一格，往往造成人才鼎盛的局面，文化事业蓬勃发展，社会进步迅速，但代价很大，因为这一时期人口受教育程度的方差非常大，国民素质普遍较低。但三四十年代有所回落，五六十年代延续了回落趋势，50年代出生人口的教育代际向上流动率为历史最低值。新中国成立之前教育代际流动“底层-顶层”概率的历史记录是20世纪20年代出生人口保持的，这个记录被20世纪80年代出生人口打破。我国教育代际向上流动率在百年的时间跨度中呈U型分布。改革开放加速了我国教育代际向上流动的历史进程，尤其是改革开放初期，不分区域和身份的高考成为选拔培养人才的客观机制，当时我国各条战线人才严重匮乏，经济发展水平低，受过教育的人数很少，教育回报率很高，所以改革开放前期中国社会教育代际流动性较强。

(三)相对教育代际流动性的现状与演变

对教育代际相对流动性的考察，我们重点选用相关系数指标展开讨论。表3中的列(3)统计了1940—1999年各年龄组出生人口与亲代教育水平之间相关系数。列(4)为两代人教育水平相关系数20年移动平均值，希望用列(3)和列(4)之差来研判教育代际流动性的长期趋势。

表3 1940—1999年各年龄组出生人口与亲代教育水平之间相关系数的演变趋势

20世纪40年代到60年代之间大部分年份出生人口与其亲代教育水平相关系数在0.3以下，教育代际流动性强。剧烈的社会变动使原有的各社会阶层地位遭受冲击，充分反映在教育代际流动性上，表现为子代可以通过努力而非受亲代“福荫”使自身实现教育阶层跃迁。大部分“60后”与其亲代的教育代际流动性减弱，父母教育水平对子代教育水平的影响日益显著，60年代大部分年份出生人口与其亲代教育水平的相关系数在0.30～0.40间，“70后”和“80后”相关数值增加到0.4～ 0.5之间，数值最高的年份是1972年和1983年。“90后”与其亲代的教育代际流动性有所增强，相关系数指标连年下降，其中，1994、1997、1999三个出生年份组的相关数值降到了0.27以内。

为排除个别年份的扰动，综合分析我国教育代际流动的历史演变趋势，我们从1940年出生人口开始，比较当前年份亲代与子代教育水平的相关系数和教育水平相关系数20年移动平均值，用两者的差值作为标准来衡量教育代际流动性。如果，差值大于0，则意味着该年份出生人口的教育代际流动性弱，教育代际间有固化倾向；反之，意味着教育代际流动性强。

从1940年到1999年的60年间，我国教育代际流动性较强的年份为25个，另外35个年份里，亲代与子代教育水平相关系数高于20年移动平均值，教育代际流动性较弱，教育代际固化年份占该时间段的58.3%。

据此，总体来说可把我国教育代际流动性分为三个历史时期。第一个历史时期是1940—1966年出生组，27个年龄组中教育代际固化年份有8个，占该阶段统计年份的29.6%，流动性强的年份超过70%。第二个历史时期是1967—1982年出生组，16个年龄组中，教育代际固化年份和流动性较强年份的比例为12∶4，这一时期的教育代际流动性明显较弱。第三个阶段是教育代际固化进一步增强期，在1983—1999年出生组中，教育代际固化年份有15个，占该阶段统计年份的88.2%。

(四)亲代之间教育影响力的对比

各年龄组父母双方受教育程度对子代的影响力经历了怎样的历史变迁，变化趋势是什么样的？这也是学者争论较多的问题，但因缺乏时间维度的比较分析，研究结论的参考价值往往大打折扣。为此我们按照子代出生年份分组，分别采用回归系数和相关系数进行测算，来简要考察这一问题。

将亲代教育作为被解释变量进行回归分析，结果显示，全样本计算的父亲受教育程度对子代影响力的标准化回归系数为0.441，母亲为0.444。同时将父母亲受教育年限变量纳入回归模型，结果显示，父亲相关标准化回归系数降为0.261，母亲为0.269。与2007年赫兹等人测算的世界平均水平相差无几。母亲教育水平对孩子教育水平的影响略大于父亲，这和一些国外学者的研究结论是一致的[12-14]，但我国的情况并非一直如此。为了找到母亲的教育水平对子代的影响力反超父亲的时间节点，我们测算了1925年以来出生的子代与亲代教育水平的相关系数，由两个相关系数之差可以得知父母双方的影响力大小，如果父子相关系数大于母子相关系数，结论为“父亲影响力较大”，反之，则将该年份出生的子代划入“母亲影响力较大”的一组，具体见图3。

图3 各出生年份人口组别亲子教育代际相关系数折线图

从图3可见，1925—1999年的75个年龄组别中，父子受教育程度相关性高于母子受教育程度相关性的年份为46个，占总样本年份的61.3%。但母亲的影响力在1978年及以后出生的年龄组中稳步增强，在1978—1999年出生人口组的22个年份中，母子教育水平相关系数高于父子的年份达到15个，显示在改革开放以来的大多数年份里，母亲受教育程度对子代受教育程度的影响更大。

使用2003—2017年10次横截面数据分别计算亲代和子代受教育程度的回归系数和相关系数，统计结果见表4。

表4 近20年CGSS的10次全国性调查中亲代教育水平的代际影响变动情况

由表4可见，在10次全国性调查的总样本统计结果中，父亲对子代教育水平影响力更大的调查年份为8次，只有2008年和2011年的调查结果显示母亲的教育水平对子代的影响力超过父亲。

四、结论与讨论

(一)我国普及学校教育百余年的历史成效极其显著，其中教育代际流动的“底层-底层”概率逐年降低，直至为0。20世纪90年代出生人口平均受教育年限已经超过12年，有效保障了我国经济社会的发展在较长一段时间内具有较大的人力资本优势。

(二)在各个历史时期，教育代际向上流动性差别较大，总体而言，百余年来教育代际向上流动性呈U型分布。研究采用的各项指标的趋势指向是基本一致的，结论符合对子代教育的亲代预期。(2)杨春华2006年发表的文章《父母的社会地位和子女教育期望的关系》研究证实亲代普遍希望子女获得大学学历,但存在阶层差异，其中，社会中上阶层父母大多期待子代获得研究生以上学历。1966年及之前出生人口及其亲代的教育代际流动性较强，1967年及之后出生人群及其亲代的教育代际流动性逐渐减弱。使用经济学中的稀缺性概念似乎可以解释，因为教育普及使得教育稀缺性下降，教育回报率同步降低，因此教育对促进底层社会流动、缓解社会不平等问题的边际效应越来越低。1977年恢复高考和1999年高等教育扩招是20世纪后半个世纪影响我国教育阶层流动的重大历史性事件。前者促进了教育阶层的继承性，而后者对教育流动性的政策效应也将逐渐显现。不少研究者认为，因1999年高等教育扩招而增加的高等教育机会，多被亲代受教育程度更高的家庭所占据[29-32]。原因在于教育精英阶层一旦形成就可能固化，从而演变为既得利益阶层。既得利益阶层将会千方百计保护自己的利益，人为提高进入门槛，这就会造成精英阶层的“板结化”，最终导致教育代际流动性的下降。尽管如此，1990年代后期出生人口的教育代际相对流动性增强绝非偶然，很大可能是高考扩招和全国范围内的教育扶贫政策协调作用的结果。

(三)在家庭内部，母亲教育水平对子代教育水平的影响增强。人们普遍认为，妇女教育投资的一个重要回报是下一代受教育程度的提高。提高妇女的教育水平比提高男性的教育水平更有利于发展儿童教育。研究中我们发现，父母受教育程度对子女受教育程度有明显的促进作用，虽然从全样本统计结果来看父亲的相关影响大于母亲，但控制子代出生年份变量后，发现自1968年起的绝大多数年份(超过2/3)里，母亲的受教育程度对子代教育水平的影响超过父亲。虽然贝尔曼等人使用从明尼苏达双胞胎登记处(MTR)获得的1936—1955年间出生于明尼苏达州的8 400对同卵双生子和异卵双生子数据，系统研究了亲代教育水平对子代教育水平的影响。结果显示，母亲的受教育程度没有对子代的受教育程度产生有利的影响，因为受教育程度较高的女性在外工作时间更多，在家陪伴孩子的时间减少[33]。但本研究认为，基于不同的文化土壤和时间窗口，必须动态解释这些研究结果，即使在同一环境中，母亲受教育程度的提高有可能改善儿童的其他发展指标，例如健康。在英美以外的劳动力市场环境中，妇女受教育程度的提高会显著提升子代受教育程度，例如贝尔曼等人1999年就发现，受过教育的印度农村妇女并没有因参与较多的社会活动而减少对子代的教育活动[34]。

(四)关于改革开放以来中国教育代际流动性的持续减弱，有学者认为与国内收入分配失衡有关[35]。中国国家统计局发布的基尼系数显示，2003—2018年，中国的基尼系数连续多年超过了0.40的国际警戒线，表明了我国收入分配失衡问题的长期性和解决此问题的紧迫性。(3)官方基尼系数的变动与大众的观感明显不一致。最重要的原因可能是，基尼系数的估算要求精确统计家庭的收入，而国家统计局的问卷调查很难摸清中国家庭(尤其是高收入家庭)的真实收入。根据西南财经大学甘犁教授团队基于入户调查的估算，2010年中国的基尼系数高达0.61，中国5%的高收入家庭拥有中国50%的储蓄。而根据北京大学谢宇教授团队的估算，中国的真实基尼系数在0.52左右。如果基于家庭净资产而非国家统计局基于收入统计估算，2012年中国基于家庭净资产的基尼系数高达0.73，中国1%的最富有家庭拥有中国35%的财产。导致中国出现严重财产不平等的根源，对大部分人来讲是房产，对小部分人来讲是金融。收入分配不均降低了社会阶层的流动性和中低收入家庭对儿童的教育投资。关于如何发挥教育阻断代际贫困的作用，促进教育代际流动性，还需要进行多角度的思考和分析。国家财政性教育支出作为一项基本保障，可以显著降低亲代教育和家庭城乡背景对子女教育的影响，从而促进教育的代际流动。2001年以来，国家实施了优先发展教育的战略，不断加大教育投入。近20年来，我国高等教育也从精英教育向大众教育转变，高校入学率逐年提高，2021年全国高等教育毛入学率达到54.4%，各类高等教育院校已达3012所。(4)2021年10月25日，教育部发布2021年度全国高等学校名单。名单显示，截至2021年9月30日，全国高等学校数量(不包括我国香港、澳门和台湾地区)共有3012所，其中，普通高校2756所，成人高校256所。高等教育规模扩大的同时，高等教育资源的空间布局也得以优化，增加了对相对欠发达地区教育机会的供给，全国财政性教育经费有一半以上用于中西部地区。但近些年来不同社会阶层代际积累能力的差异进一步拉大，内部的差异性并未随教育普及和高等教育扩张而缩小，教育优势阶层和教育劣势阶层的教育投入(包括收益和动机)的差异性明显加大，我国教育代际流动性的减弱将是一个长期存在的问题。促进教育代际流动，单纯靠增加国家财政性教育经费投入和高等教育扩招是不够的，还要解决重点人群的教育机会和就业机会不均等的问题，进一步保障教育优势阶层和弱势阶层拥有同样的受教育机会，建立市场化监督机制，消除就业市场对求职人员家庭背景的挑剔，建立良好的社会选择机制。

(五)与国际社会相比较，本研究发现，我国两代人教育水平的总体相关系数为0.44**，高于赫兹等人报告的全球平均值0.420。如果我们用回归系数来衡量，结论仍然相似。分不同调查年份测算最近20年亲代与子代教育水平的相关系数，结果是逐年提高的，可见当下我国教育代际流动性不强。与剧烈的社会革命相比，基于精英群体结构的社会转型往往难以察觉，但它对社会发展同样具有深远的价值和意义[17]。近几十年中国社会阶层固化现象不断加剧，教育是提高教育代际流动性、缓解长期不平等、降低社会转型成本的核心因素和驱动力量，同时，教育也是一项回报率很高的人生投资，教育代际流动性应该像GDP、国民幸福指数、大学排名一样，被政府部门、科研机构重点关注并加强研究，不断深化和促进社会公平，提高人类福祉。

由于数据的局限性，本文使用最高学历来衡量人们的教育水平，但另一个更精细地衡量受教育程度的标准是实际完成的教育年限。相当多的样本(占总样本量的1/4)有辍学行为，此部分数据因无法准确测算个体实际受教育年限而被视同缺失值删除了，一定程度影响了研究的精确性。另外，尽管CGSS是子代的代表性样本，但亲代样本具有代表性递增效应：进入老年期的亲代和那些有更多孩子的父母可能被过度代表。(5)亲代代表性递增效应明显的一个例子是，对于20世纪初期出生的人口，CGSS可能仅采集到部分拥有丰富社会资本的人口数据。这一偏差逐渐随着时间的推移逐渐减小，例如，1995年出生的子代所对应的父代样本平均受教育年限在8.9年上下，代表同一群体的1966年(假定平均生育年龄为25岁)子代样本平均受教育年限为10.2年，差值约为1.3年。而1966年出生的子代样本所对应的父代样本平均受教育年限在3.61年上下，代表同一群体的1941年(假定平均生育年龄为25岁)子代样本平均受教育年限在8.86年，差值达到了5.25年。鉴于长寿和教育之间普遍存在正相关、教育与生育率之间普遍存在的负相关关系的事实，我们预计抽样调查中的早期亲代样本受教育程度高于平均水平。另外，大量研究表明，在父母学历和子女学习成就之间，还有很多中介变量。这些中介变量对于子代学习成就具有更直接的现实影响，而且有可能干预改变结果，相比之下，父母学历只是个远端因素，这些在后续研究中可以深入比较分析。