“读书无用”还是“知识改变命运”?——教育对代际流动的影响及其认知偏差研究

吴本健, 王 蕾, 罗 玲

(1.中央民族大学 经济学院, 北京 100081; 2.中国农业大学 经济管理学院, 北京 100083)

一、引言

改革开放以来,我国经济逐步实现了体制转型与发展转型叠加的双重转型。但由于转型过程中社会发展明显滞后于经济发展,催生了贫富差距、分配不均和阶层分化等抑制社会活力的现象,这阻碍了人民获得感、幸福感和安全感的进一步提升,并对经济社会实现高质量发展带来了潜在威胁。合理、公正、顺畅的代际流动既是激发社会活力的源泉,也是实现公平正义的重要保障。寻找并拓展对代际流动产生积极影响的因素,是实现共同富裕、践行社会公平和建设社会主义现代化强国的重要路径之一。教育是现代社会阶层固化破除的主要工具,是实现代际向上流动的关键一环。在很长一段时间,我国“万般皆下品,惟有读书高”“朝为田舍郎,暮登天子堂”等经典名言,以及“砸锅卖铁也要支持子女上学”的朴素经验,反映了社会各界普遍认可“知识改变命运说”。然而,近年来新“读书无用论”开始盛行,“寒门难出贵子”之论调又不时见诸媒体并形成一定社会影响,这背后蕴含的是当前中国教育和社会阶层的横向机会结构以及纵向代际结构的非均衡问题[1],由此引发的教育投资动力缺乏以及潜在阶层固化影响不容忽视。在此背景之下,教育对代际流动的影响究竟如何值得进一步深入探讨。

已有研究分别从主观或客观的单一视角出发,考察教育对代际流动的影响。一方面,部分学者用个体主观感知的社会阶层转换情况来衡量代际流动,研究发现教育对于代际流动具有显著的负向影响,受教育水平越高的个体对于代际流动的主观感知越可能向下偏移[2]。另一方面,部分学者则以收入、职业等客观指标衡量代际流动,研究认为教育是重要的代际流动机制之一,具有促进社会流动、保障社会公平以及维护社会稳定等多重作用[3]。综上,代际流动衡量指标的主观和客观差异,可能是目前学术界对于教育在促进代际流动中所扮演的角色尚未达成统一意见的重要原因之一。因此,在关注以经济资本为尺度的客观阶层的同时,加以考虑个体对于社会阶层的主观感知,将有助于从真正意义上理解和促进社会阶层的公平有序流动。

本研究综合运用中国综合社会调查(CGSS)2010-2017年间的6轮调查数据,采用多项Logit模型,从主观和客观的双重视角出发,实证分析了子代受教育年限对代际流动的影响及其具体机制,以及这种影响是否存在主观和客观层面的认知偏差;并进一步讨论了子代受教育年限对代际流动影响的性别异质性和户籍异质性。本文研究结果将有助于综合评判“读书无用”还是“知识改变命运”这一重要议题,并为代际流动认知偏差的产生机制提供了新的分析视角和理论阐释,这在如何提高社会代际流动性、增强居民幸福感和获得感方面具有鲜明的价值含蕴。

二、文献综述

代际流动是指多代之间的社会阶层关系以及子代社会阶层获得的影响机制变迁,能在更长的历史尺度内揭示社会机会结构的开放水平,以判断社会资源供给能否满足各阶层通过合理途径实现成功的需要[4]。代际流动的核心问题是父代的社会地位如何影响子代的经济机会,反映了个体在发展机遇上的平等程度,是检验机会是否公平的重要指标。个体的代际流动水平与外部因素密切相关,包括社区环境[5]、政策变动[6]以及社会变迁[4]等。与此同时,一些个人特征因素也会对代际流动产生影响,包括婚姻状况、认知技能等[7]。近年来,部分研究对代际传承背后的机制进行了探讨,发现父母的工作经历[8]和户籍类别[9]会对子代的职业选择产生显著影响。此外,一众学者就教育与代际流动之间的因果效应展开了激烈讨论。部分学者支持“知识改变命运”这一观点,认为教育是促进社会阶层升迁性流动的关键途径,具备维系社会公平和维护社会稳定的功能[10]。在低收入者更为集聚的农村地区,教育同样能够促进劳动力实现代际职业向上流动[3],但男性相较于女性通过教育实现阶层跨越的概率更大[11],且所在社区(村)布局有初中以上学校的子代更具优势[9]。部分学者则持相反观点,并对新“读书无用论”的根源作出了解释。已有研究主要从投入-产出的经济视角评价“学校教育价值”[12],将新“读书无用论”的成因归结于劳动力市场竞争激烈、“学历通胀”等结构性因素[13],以及家庭背景等先赋性因素[14],认为教育是精英阶层实现阶层地位再生产的关键工具[15],对社会底层群体而言则收效甚微。还有学者从教育政策的角度出发,发现并没有充足的证据证明中等教育分流[16]和高等教育扩招[17]等政策可以扭转家庭背景所带来的影响,进而促进个体实现代际向上流动。

寻求可靠的度量指标和方法是评估社会代际流动性的首要前提。Becker &Tomes(1979)开创了代际流动的标准模型[18],但数据和方法的缺乏导致收入弹性的估计值严重偏低。在收入跟踪调查数据的基础上,Solon(1992)提出了以永久收入估计社会代际流动性的方法,对估计偏误进行了纠正[19]。不可否认,代际收入流动是代际流动的重要尺度。但由于我国的收入跟踪调查数据库建立较晚,且数据缺乏维护,导致代际收入流动研究的可信度较低。此外,有学者通过个人感知的主观层面代际流动[2],或职业[3]、教育[20]等指标测度的客观层面的代际流动来衡量社会的代际流动性,但同样尚未达成一致结论。基于此,本文以主观阶层认知(自评阶层地位)和客观阶层地位(国际社会经济地位指数)的双重评价标准对个人的社会阶层进行评估,并以父子两代社会阶层的转换衡量社会代际流动性,将为现有研究提供更加严谨的经验证据。

在现实生活中,个体对于自身阶层地位的主观认知往往与客观现实之间存在偏差,即阶层地位认知偏差[2]。现有研究通常围绕以下三种理论对此现象进行解释。第一种理论在“地位决定论”的逻辑基础之上进行解释[21],该理论认为当今社会中个体的教育、收入和职业声望通常并非完全匹配,而多重叠加的身份将致使个体对自身的社会阶层地位认知模糊。第二种理论称为“阶层轨迹论”[22],强调个体不单单依据当今的生活水平对其自身的社会阶层做出判断,而是会结合其过去的社会阶层地位进行总体评价。一旦社会发生剧烈变迁,个体的社会阶层也会随之变化,此时其对于阶层流动的主观感知将极易导致阶层认知偏差的出现[1]。第三种理论则为“参照群体论”,认为个体对于社会阶层的主观感知是以其他社会成员的阶层地位作为参照。由于社会阶层地位较为相似的群体更有可能成为参照对象[23],个体的阶层感知与其参照群体往往具有同质性,这使其更容易认定自己处于社会中间位置,即“趋中倾向”。事实上,个体不仅对于自身的社会阶层存在认知偏差,对于社会阶层的代际流动情况也同样存在认知偏差,然而目前鲜有学者对此进行研究。

在既有相关研究的基础之上,本文进一步补充和拓展了教育对代际流动的影响及其认知偏差研究。边际贡献主要体现为以下三个方面:第一,从主观和客观的双重视角出发,回应了“读书无用”还是“知识改变命运”这一重要议题,得出了更为综合和准确的判断;第二,基于阶层地位认知偏差的相关研究,本文首次对代际流动认知偏差问题给予关注,这将是对已有文献的有益补充;第三,丰富了代际流动的影响机制研究,本文分别探讨了教育影响主观层面和客观层面代际流动的机制,并进一步分析了教育对不同社会群体实现代际向上流动的贡献程度是否存在差异。

三、理论框架与研究假说

教育通常被赋予改变个人前途和命运的重要使命。但不可否认,家庭背景对于个人阶层地位以及代际向上流动的实现具有一定影响,而这种先赋性因素的影响水平及范围一直是学术界争论的焦点,主要包括“精英循环论”和“精英再生论”两派观点。“精英循环论”以布迪厄(Bourdieu)为代表,认为教育是精英阶层巩固优势社会地位的重要而隐秘的渠道,精英阶层占据了绝对优势的文化资本,其会通过文化再生产进而实现社会再生产[15]。“精英再生论”源于布劳(Blau)和邓肯(Duncan)所提出的地位获得模型,他们认为教育是个体地位获得的重要自致性因素,其能否实现代际向上流动主要取决于所接受的教育程度[24],教育是实现“寒门出贵子”的关键途径。

从客观层面出发,随着教育资源均等化进程的不断推进,家庭背景等先赋性因素在当前社会地位分配中的主导作用可能在逐渐弱化,个体受教育程度将成为影响其社会地位获得的主要机制[25]。由于不同受教育水平个体的知识储备和专业技能存在一定差距,这将导致职业差异和阶层分化。首先,专业性较强的工作岗位往往会有学历门槛,而这些职业的发展前景相对更好,社会地位也相对较高。其次,接受过高等教育的人群会掌握更加专业化的知识与技能[26],且其学习能力和应变能力普遍更强,在就业竞争和职业选择等方面更具优势,更容易进入较高的社会阶层。换言之,教育能够通过为社会弱势阶层提供相对公平的就业机会,推动以能力水平为标准的个人地位决定机制的形成,进而实现客观层面的代际向上流动。

值得注意的是,从主观层面出发,教育作为一项重要的人力资本投资,个体对于教育回报的期望会随着受教育年限的累加而提高。但随着教育扩招等相关政策的实施,受过高等教育的求职者日益增多,就业竞争的加剧导致个体获得心仪工作的门槛越来越高,难以获得真正理想的就业岗位和收入[17]。精英阶层的子代可能会认为自身难以实现对父代社会地位的超越;而弱势阶层的子代即使实现了较高的受教育水平,也可能会倾向于认为没有家庭背景,仅靠学历难以实现阶层跨越。因此,随着受教育年限的提高,个体可能会因为教育回报低于预期而产生心理落差,进而低估个人的代际向上流动水平。由此,提出本文的假说1。

假说1:受教育年限越高,个体主观上越倾向于认为自身代际向下流动,但客观上却实现了代际向上流动,即对代际流动的认知会向下偏移。

教育会通过何种机制影响代际流动,从而导致对于代际流动的认知出现偏差是一个值得关注的议题。首先,就主观层面而言,教育可能会通过激发个体的物质渴求,进而抑制代际向上流动。Inglehart(1990)和Michalos(1991)在对“Easterlin悖论”(1)Easterlin(1974)首次提出了Easterlin悖论,指出个体收入的提高本身对幸福感的提升有积极的促进作用,但当所有人的收入都提高时,人们的幸福感却没有随之提升。进行解释时提出了“物质渴求”这一概念[27,28]。根据欲求水平理论,物质渴求及满足程度会对个体的主观福利水平产生重要影响。物质渴求的形成主要来源于两个方面:一是与自身过去收入和消费水平的纵向比较,二是与周围人群收入和消费水平的横向比较。就纵向比较而言,随着受教育年限的提高,个体的收入水平也会随之上升,可能会逐渐形成对于高收入水平的自动心理预期,从而导致对于客观经济地位提升的感知并不敏感,呈现出客观经济地位改善对于幸福感的边际递减规律[29]。就横向比较而言,受教育年限的提高为个体提供了更多机会接触到社会经济地位较高的人群,那么随着参照对象社会经济地位的提升,个体的物质渴求水平也会进一步激发,从而低估自身阶层地位。综上,出于社会比较动机,个体可能会在进行横向和纵向比较后,产生对现有经济地位的不满情绪,从而导致其低估了自身社会阶层相较于父代社会阶层的跃升程度,即抑制了主观层面的代际向上流动。由此,提出本文的假说2。

假说2:教育会通过激发个体的物质渴求,进而抑制主观层面的代际向上流动。

其次,就客观层面而言,教育可能会通过提升个体的配置能力,进而促进代际向上流动。配置能力是指个体能够发现机会并抓住机会,有效配置既定资源,从而实现资源价值最大化的能力[30]。一是,教育能够通过提高个体的信息配置能力,促进客观层面的代际向上流动。当前,信息通信技术迅速发展并普遍推广,互联网潜移默化地对社会成员的经济生活带来了广泛且深远的影响,改变了个体的就业渠道、消费计划、生活安排以及经济福利等。随着受教育年限的提高,个体利用互联网进行信息配置的能力会随之提升,可以有效提高工作搜寻效率[31],累积社会资本,并有机会获得匹配度更高的工作岗位。与此同时,受教育水平较高的个体更倾向于使用“资本强化型”的互联网应用程序来提升学习和工作技能[32],从而实现社会阶层地位的提升。二是,教育能够通过提高个体的资产配置能力,促进客观层面的代际向上流动。缺乏金融素养的个体通常会将投资过度集中于储蓄和房产[33],单一的投资结构既不利于保障家庭的财富安全,还限制了家庭资产增值。随着受教育水平的不断提升,个体可以接触到更良好的金融教育,从而促进金融素养提升[34]。良好的金融素养有助于提高个体投资决策的理性程度和风险承担能力,并能够通过资产组合的有效分散化降低非系统性风险,从而显著提升家庭金融福祉,这将有利于个体通过财富创造效应实现代际向上流动。综上,随着受教育年限的增加,个体的信息配置能力和资产配置能力会逐步提升,使其相较于父代将以更大概率获得高收入和高声望的工作机会,实现个人和家庭资产价值的最大化,进而促进客观层面的代际向上流动。

假说3:教育会通过提升个体的配置能力,进而促进客观层面的代际向上流动。

四、研究设计

(一)模型设定与变量说明

第一,本文考察了受教育年限对代际流动的影响。代际流动可分为代际向上流动、代际继承和代际向下流动三种类型。借鉴已有研究,本文将采用多项Logit模型进行实证研究,以便对受教育年限在不同代际流动模式间的作用差异进行比较。具体模型设定如下:

Mlogit(mobilityi)=α0+α1edui+Σcontroli+λj+μt+εi

(1)

mobilityi表示代际流动,包括主观和客观层面的代际流动。其中,主观层面的代际流动用子代的主观社会阶层减去父代的主观社会阶层表示[35]。子代的主观社会阶层用自评社会阶层来衡量,在本文所使用的CGSS六轮调查中均通过十级阶梯式量表测度受访者的阶层认知情况,1分代表最底层,10分代表最顶层,分值越高表示受访者对于自身的阶层地位评价越高。父代的主观社会阶层通过问卷中“您认为在您14岁时,您的家庭处在哪个等级上?”来衡量,测量标准与子代同。在具体操作时,本文将主观社会阶层划分为社会下层(1-4分)、社会中层(5-6分)和社会上层(7-10分)三级,依次赋值为1-3。主观层面的代际流动取值范围为-2～2,正值表示“代际向上流动”,即子代主观认为其社会阶层高于父代;零值表示“代际继承”,即子代主观认为其社会阶层与父代一致;负值表示“代际向下流动”,即子代主观认为其社会阶层低于父代。

客观层面的代际流动用子代的客观社会阶层减去父代的客观社会阶层表示[17]。子代和父代的客观社会阶层均通过国际社会经济地位指数(International Social and Economic Index,IESI)进行测度。ISEI的计算最初来源于Blau 和 Duncan(1967)[24],Ganzeboom et al.(1992)对这一指标进行了优化[36]。该指数基于职业测度社会经济地位,实际上综合了多种社会经济因素进行排序和赋值,因而被普遍应用于阶层形成和社会流动等方面的研究。本文首先将子代和父代在调查时的职业ISCO88代码转化为ISEI,该指标为介于16-90之间的连续性指标,数值越大,所代表的社会经济地位越高。结合实际情况和相关文献[37],本文进一步将客观社会阶层划分为三级,16-40分赋值为1,41-66分赋值为2,67-90分赋值为3,分别表示社会下层、社会中层和社会上层。客观层面的代际流动取值范围同样为-2～2,取值含义与主观层面类同。

关于代际流动认知偏差的衡量,本文通过比较子代受教育年限对主观代际流动和客观代际流动影响的回归系数的大小、方向以及显著性来判断是否存在认知偏差。具体地,首先根据教育对主观/客观代际流动回归系数的大小、方向和显著性,判断影响的总效应;其次,通过比较教育对主观/客观代际流动影响的总效应方向是否一致,判断是否存在代际流动认知偏差,包括认知“向上偏移”“一致认同”和认知“向下偏移”三种情形。若教育对主观代际流动的回归系数显著为正,对客观代际流动的回归系数显著为负,则说明存在代际流动认知“向上偏移”;若教育对主观和客观层面的代际流动回归系数方向保持一致,则为“一致认同”;若教育对主观代际流动的回归系数显著为负,对客观代际流动的回归系数显著为正,则说明存在代际流动认知“向下偏移”。

edui为子代受教育年限,用受访者在调查时的最高受教育年限表示。未受过教育赋值为0、小学(私塾、扫盲班)赋值为6、初中赋值为9、高中(职业高中、普通高中、中专、技校)赋值为12,大学专科赋值为15,大学本科赋值为16,研究生及以上赋值为19。

Σcontroli为控制变量集,包括受访者的个人层面和家庭层面变量。个人层面变量主要包括年龄及年龄平方;性别,男性赋值为1,女性赋值为0;婚姻状况,已婚赋值为1,其他情形赋值为0;政治面貌,中共党员赋值为1,其他情形赋值为0;户籍,城镇户籍赋值为1,农村户籍赋值为0;是否为流动人口,流动人口赋值为1,本地人口赋值为0;信息认知能力,语言作为信息传播的重要载体,是个体获取和理解媒介信息的基本途径,因此语言能力可在一定程度上衡量信息认知能力[38]。CGSS问卷询问了个体的听普通话能力、说普通话能力、听英语能力和说英语能力,并依据熟练程度进行评价打分,从“完全听不懂(或完全不能说)”到“很好”依次赋值为1-5分,本文将上述四种语言能力的得分加总之后得到信息认知能力得分。家庭层面变量主要包括儿女数量;父母最高受教育年限,用父亲和母亲的受教育年限中更高的一方来表示,赋值方式与受访者受教育年限相同;家庭拥有房产数量。λj和μt分别表示省份固定效应和年份固定效应,εi代表随机扰动项。

(二)数据来源与描述性统计分析

根据研究需要,本文对数据进行了进一步清理。首先,考虑到在校学生尚未形成其社会地位,本文剔除了调查时仍在就读的样本;其次,考虑到年龄为60岁以上个体已基本退出劳动力市场,本文剔除了年龄为60岁以上的样本;最后,本文剔除了存在缺失值、错填、极端值以及不符合条件的样本,最终共获得有效样本27230份。变量的具体统计描述见表1。

表1 变量描述性统计

表2为不同受教育水平的子代对于代际流动的认知偏差情况。首先,就代际流动认知偏差情况而言,子代对于代际流动的认知“向上偏移”的比例为33.25%,“一致认同”的比例为52.03%,“向下偏移”的比例为14.73%。其次,就子代的受教育水平来看,未受过教育的比例为6.50%;小学水平的比例为19.19%;初中水平的比例为34.17%;高中水平的比例为21.93%;大专及以上水平的比例为18.21%。再次,由表2可以得出,不同受教育水平的子代对于代际流动的认知偏差情况也有所不同。未受过教育、小学、初中、高中、大专及以上受教育水平的子代,对于代际流动的认知向下偏移的比例分别为0.08%、0.59%、2.55%、4.13%和7.38%。即随着受教育水平的提升,子代对于代际流动的认知偏差表现为向下偏移的趋势增强。

表2 不同受教育水平子代对代际流动的认知偏差

五、实证结果及分析

(一)基准回归结果分析

本文运用多项Logit模型检验教育对主观代际流动和客观代际流动的影响,并进一步分析教育是否会导致个体产生对于代际流动的认知偏差。模型(1)的估计结果如表3所示,表3汇报了以“代际继承”为参照组,各变量对于代际向上流动和代际向下流动的作用差异。第(1)(2)列报告了教育对主观层面代际流动的影响。从边际效应来看,个体受教育年限每提升1年,其主观上认为自身代际向下流动的概率会显著增加0.25%;相反地,个体受教育年限每提升1年,其主观上认为自身代际向上流动的概率会显著降低0.45%。这表明,随着受教育年限的提高,个体主观上更倾向于认为自身代际向下流动。

表3 受教育年限与代际流动认知偏差

第(3)(4)列报告了教育对客观层面代际流动的影响。边际效应结果显示,个体受教育年限每提升1年,其客观上代际向下流动的概率会显著降低0.37%;但实现代际向上流动的概率会显著增加3.38%。这表明,教育是个体实现阶层跃升的重要渠道。综上,教育会导致个体产生对于代际流动的认知偏差,即主观上认为“读书无用”,实则“知识改变命运”。本文的假说1得到支持。

(二)工具变量估计结果分析

本文的核心解释变量受教育年限是促进个体实现代际向上流动的重要途径。但当子代或父代位于较高的社会阶层时,子代有更多机会提升个人的受教育水平,因此本文可能存在反向因果这一内生性问题。与此同时,虽然本文尽可能全面地纳入了控制变量,但仍然可能存在因遗漏变量所导致的内生性问题。为了解决反向因果和遗漏变量所带来的估计偏误,本文拟进一步通过工具变量方法来解决潜在的内生性问题。

本文选取了样本中个体所在市(区)其他县域的平均受教育年限作为个体受教育年限的工具变量。其可行性在于,第一,位于同一市(区)的个体所获得的教育质量、教育资源和教育机会差距相对较小,市(区)整体的平均受教育年限与个人所能够实现的受教育水平紧密联系,即该工具变量与核心解释变量高度相关;第二,由于更高层级的个体所在市(区)其他县域的教育水平基本不会对该个体的代际流动情况产生影响,因此该工具变量与被解释变量基本不相关,即满足外生性假设。

倒不是说梅赛德斯-奔驰举办的体验活动有什么不足，只不过敦煌市郊那片并不算开阔的松软沙地实在不足以展示出全新G级越野车的实力。所以，在清凉的车厢里，我开始回忆两年前在奥地利格拉茨Schöckl山上，和麦格纳斯太尔工厂的专业试驾工程师们一起体验上一代G级越野车的经历。

本文采用两步法对多项Logit模型进行估计,表4汇报了基于工具变量法的多项Logit模型估计结果。第(1)(2)列显示,使用工具变量后,主观层面,受教育年限的提高仍会显著提升个体认为自身代际向下流动的概率,对代际向上流动的影响则不再显著,但符号与基准回归结果保持一致。第(3)(4)列显示,使用工具变量后,客观层面,随着受教育年限的提高,个体代际向下流动的概率仍显著降低,实现阶层跃升的概率仍显著增加。这说明,随着受教育年限的提高,主观上个体倾向于认为自身代际向下流动,但客观上个体将会有更多机会实现阶层跨越。以上工具变量估计结果进一步支持了本文结论的稳健性。

表4 工具变量估计结果

(三)中介机制检验结果分析

1.教育通过物质渴求抑制主观代际流动的机制分析

本文采用KHB分析方法[39]进行中介效应检验。KHB分析方法的优势在于可以对同一样本的嵌套模型系数进行比较,并且能够满足“连续忽略假设”,允许Mlogit模型的解释变量和被解释变量为有序类别变量。

首先,本文将教育对主观代际流动的总效应分解为直接效应和通过物质渴求产生的间接效应,从而更好地考察物质渴求的中介效应。物质渴求通过实际经济地位与自评经济地位的差异程度衡量[40],物质渴求=实际经济地位/自评经济地位。该数值越大,表明个体的自评经济地位越低于实际经济地位,对于客观物质收入更加重视,物质渴求更加强烈。其中,实际经济地位通过该家庭在其所在县的实际收入水平进行测度。具体地,本文将属于同一个县域的样本按照家庭收入从低到高排序,分为5组,依次赋值为1-5。自评经济地位用受访者自评家庭经济状况进行测度,CGSS问卷中询问了这样的问题:“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档?”,答案从“远低于平均水平”至“远高于平均水平”划分为5级,同样依次赋值为1-5。

表5报告了对物质渴求的中介效应进行分解的结果。结果显示,教育对主观层面代际向下流动的总效应和直接效应在1%的水平上显著为正,物质渴求作为中介变量的间接效应同样在1%的水平上显著为正,物质渴求解释了总效应的64.80%。与此同时,教育对主观层面代际向上流动的总效应和直接效应在1%的水平上显著为负,物质渴求作为中介变量的间接效应同样在1%的水平上显著为负,物质渴求解释了总效应的22.87%。KHB分析方法的研究结果表明,物质渴求在教育对主观代际流动的影响中发挥着重要的中介作用。随着受教育年限的提高,个体的物质渴求会更加强烈,进而更易倾向于认为自身代际向下流动。综上,本文的假说2得到支持。

表5 教育对主观代际流动的KHB分解结果

2.教育通过配置能力促进客观代际流动的机制分析

其次,本文将教育对客观代际流动的总效应分解为直接效应和通过配置能力产生的间接效应,进而对配置能力所发挥的中介效应进行检验。配置能力体现为两方面,一是信息配置能力,通过CGSS问卷中的这样一个问题进行测度:“过去一年,您对互联网的使用情况如何”,答案从“从不使用”至“非常频繁”分为5级,依次赋值为1-5。二是资产配置能力,通过将CGSS数据中个体进行投资活动的类型加总后进行度量。个体的投资活动类型包括股票、基金、债券、期货、权证、房地产及外汇,根据个体投资活动所覆盖的类型,从未参与任何投资活动至参与四种以上投资活动,依次赋值为1-5。本文将信息配置能力和资产配置能力赋予同等权重后加总,进而得到个体的配置能力。

表6报告了对配置能力的中介效应进行分解的结果。结果显示,教育对客观层面代际向下流动的总效应和直接效应在1%的水平上显著为负,配置能力作为中介变量的间接效应同样在1%的水平上显著为负,配置能力解释了总效应的12.86%。与此同时,教育对客观层面代际向上流动的总效应和直接效应在1%的水平上显著为正,配置能力作为中介变量的间接效应同样在1%的水平上显著为正,配置能力解释了总效应的11.18%。这表明,配置能力在教育对客观代际流动的影响机制中发挥了重要的中介作用。随着受教育年限的提高,个体的配置能力会随之相应提高,进而更易实现客观层面的代际向上流动。综上,本文的假说3得到支持。

表6 教育对客观代际流动的KHB分解结果

(四)异质性分析

教育对代际流动的影响可能存在群体间差异,表现为机会不均等。首先,基于我国就业市场性别歧视问题尚未充分解决的事实,本文分析了教育对代际流动影响的性别异质性。已有研究表明,学习成绩越好、学历越高的女性在就业市场上遭受的性别歧视反而更加严重[41]。究其原因,一是“重男轻女”以及“男主外、女主内”等固有思想观念的制约;二是由于生理和社会角色差异,女性面临着生育、哺乳等问题,且承受高强度体力活动的能力通常低于男性;三是女性的退休年龄相较更早,工作年限相对较短。因此,相较于男性,女性通过提高受教育程度从而实现代际向上流动的概率可能更小,且更倾向于认为“读书无用”。

本文通过构造受教育年限和男性的交互项,考察了教育影响代际流动的性别异质性,估计结果如表7所示。其一,就主观代际流动而言,第(1)(2)列边际效应结果显示,相较于女性,受教育年限每增加1年,男性主观上认为自身代际向上流动的概率会提高0.32%。其二,就客观代际流动而言,第(3)(4)列边际效应结果显示,相较于女性,受教育年限每增加1年,男性客观上代际向下流动的概率会降低0.30%,而实现代际向上流动的概率会增加1.24%。

表7 教育对代际流动影响的性别异质性回归结果

其次,我国流动人口教育回报的户籍差异日益凸显。随着改革开放政策的实行和户籍制度的逐渐松动,流动人口群体应运而生,成为城镇化进程当中的核心主体,但户籍制度与人口迁入的矛盾也在这一过程之中逐渐显现,尤其是农村流动人口正经历着严峻的社会融入问题。一是经济层面的社会融入问题。在城市新二元结构下,本地城镇人口和农村流动人口之间可能会出现职业阶层分化。已有研究表明,尽管流动人口的教育回报率有趋近于本地城镇人口的趋势,但主要贡献来自城镇流动人口,而以农民工为代表的农村流动人口仍然是城市劳动力市场的弱势群体[42]。农村流动人口身上所固化的户籍标签以及附着在户籍标签上的教育资源分配不均,导致农村流动人口的教育回报率与本地城镇人口的差距较大,更难通过教育实现阶层跨越[43]。二是更深层次的心理层面的社会融入问题。由于农村流动人口在现居住地的社会参照群体变成了本地城镇人口,其会在就业、社会保障和人际交往等方面以本地城镇人口为参考依据。一旦农村流动人口感受到与周围人群所存在的明显差异,就容易形成相对剥夺感,从而在心理层面产生对自我社会地位的不认同感,导致对自身代际流动水平的低估。

本文通过构造受教育年限、流动人口及农村人口的三重交互项,考察教育影响代际流动的户籍异质性,估计结果如表8所示。其一,就主观代际流动而言,第(1)(2)列三重交互项的边际效应结果显示,相较于本地城镇人口,受教育年限每增加1年,农村流动人口主观上认为自身代际向下流动的概率会提高0.16%;相反地,农村流动人口的受教育年限每增加1年,其主观上认为自身代际向上流动的概率会显著降低0.23%。其二,就客观代际流动而言,第(3)(4)列三重交互项的边际效应结果显示,相较于本地城镇人口,受教育年限每增加1年,农村流动人口实现代际向上流动的概率会下降0.52%。综上,随着受教育年限的提高,女性和农村流动人口的相对剥夺感会更强,而男性和本地城镇人口通过教育途径实现客观代际向上流动的概率则更大。

表8 教育对代际流动影响的户籍异质性回归结果

(五)稳健性检验

为了进一步证实估计结果的稳健性,本文进行了如下检验:第一,消除“学历通胀”所带来的潜在影响。随着我国经济的快速发展和教育体系的不断完善,高学历人才层出不穷,这导致“学历通货膨胀”问题愈发明显,即文凭贬值现象。基于此,为了增强不同年龄群体之间受教育水平的可比性,本文根据子代(受访者)的出生年代信息,将与其处于同一出生年代的群体划分为同期群,并进一步计算同期群的受教育年限均值。在此基础之上,采用子代的受教育年限与同期群受教育年限均值的比值来测度其受教育水平。估计结果如表9的第(1-4)列所示,消除教育的通胀作用后,受教育年限对代际流动的边际效应方向和显著性与基准回归结果保持一致,且估计系数明显增大。第二,剔除55周岁以上样本。考虑到多数男性会在60周岁前退休,而多数女性会在55周岁前退休,进一步剔除55周岁以上样本可以排除受访者是否在劳动力市场所带来的影响。表9的第(5-8)列估计结果显示,剔除55周岁以上样本进行回归后,受教育年限对代际流动的估计系数方向和显著性水平没有发生变化。以上估计结果再次证明了本文相关结论的稳健性。

表9 消除教育通胀和变换计量方法的稳健性检验

六、结论与政策建议

教育是帮扶弱势群体和打破阶层固化的重要工具。但随着“二代”现象的不断涌现,社会各界尤其是弱势群体对教育在促进社会代际流动中的功能和效用产生怀疑。因此,本文围绕教育能否促进个体实现代际向上流动这一研究议题,综合运用中国综合社会调查(CGSS)的6轮调查数据,从主观和客观的双重视角出发,实证检验了教育对代际流动的影响;并深入分析了随着受教育年限的提高,个体是否会产生对于代际流动的认知偏差。通过实证分析,本文主要得出以下几点结论:第一,受教育年限越高,个体主观上越倾向于认为自身代际向下流动,但客观上却实现了代际向上流动,即对代际流动的认知会向下偏移。第二,对教育导致个体产生代际流动认知偏差的机制进行剖析,一是教育会通过激发物质渴求,进而抑制个体主观层面的代际流动;二是,教育会通过提高个体的配置能力,进而促进客观层面的代际流动。第三,教育对代际流动的影响存在群体间的机会不均等,随着受教育年限的提高,女性和农村流动人口的相对剥夺感会更强,而男性和本地城镇人口通过教育途径实现客观代际向上流动的概率则更大。综上所述,虽然个体主观上倾向于认为“读书无用”,而事实却是“知识能够改变命运”。但值得注意的是,这种“改变”的力量在不同人群之间的差异可能会阻碍社会实现公平合理的代际流动,进一步抑制社会活力。

基于以上结论,本文提出如下几点政策建议:第一,注重发挥教育在打破阶层固化中的重要作用,构建规则更加透明、机会更加公平的现代教育体系;加强薄弱环节和关键领域的监管,注重调整教育资源在不同社会阶层群体间分配的合理性,保障起点公平,推进过程公平,最终实现结果公平。第二,推动营造积极良好的社会氛围,通过正向舆论引导,破解群众对阶层固化的消极认知,减少“物质渴求”所带来的负面攀比效应,缩小代际流动的主观感知与客观现实之间的“认知鸿沟”,切实增强居民的幸福感、获得感和安全感。第三,将教育资源适度向偏远欠发达地区倾斜,解决教育资源的城乡及地区间分配不均等问题;加大对弱势群体家庭子女的教育扶持力度,并对其学业和身心健康给予更多关注,切实保障弱势群体的受教育权益,拓宽其通过教育实现代际向上流动的途径。第四,完善关于就业的政策法规,规范企业的招聘及用人制度,加大和拓宽职业教育培训,进一步打破劳动力市场存在的多种壁垒和隐形歧视,切实保障女性和农村流动人口实现公平就业。最后,相关部门还应当加强教育宣传力度,在“知识改变命运”“男女平等”“同工同酬”等关键问题上引导社会、企业和居民做出正确合理判断。