“讀書無用”還是“知識改變命運”?
——教育對代際流動的影響及其認知偏差研究

吳本健, 王 蕾, 羅 玲

(1.中央民族大學 經濟學院, 北京 100081; 2.中國農業大學 經濟管理學院, 北京 100083)

一、引言

改革開放以來,我國經濟逐步實現了體制轉型與發展轉型疊加的雙重轉型。但由于轉型過程中社會發展明顯滯后于經濟發展,催生了貧富差距、分配不均和階層分化等抑制社會活力的現象,這阻礙了人民獲得感、幸福感和安全感的進一步提升,并對經濟社會實現高質量發展帶來了潛在威脅。合理、公正、順暢的代際流動既是激發社會活力的源泉,也是實現公平正義的重要保障。尋找并拓展對代際流動產生積極影響的因素,是實現共同富裕、踐行社會公平和建設社會主義現代化強國的重要路徑之一。教育是現代社會階層固化破除的主要工具,是實現代際向上流動的關鍵一環。在很長一段時間,我國“萬般皆下品,惟有讀書高”“朝為田舍郎,暮登天子堂”等經典名言,以及“砸鍋賣鐵也要支持子女上學”的樸素經驗,反映了社會各界普遍認可“知識改變命運說”。然而,近年來新“讀書無用論”開始盛行,“寒門難出貴子”之論調又不時見諸媒體并形成一定社會影響,這背后蘊含的是當前中國教育和社會階層的橫向機會結構以及縱向代際結構的非均衡問題[1],由此引發的教育投資動力缺乏以及潛在階層固化影響不容忽視。在此背景之下,教育對代際流動的影響究竟如何值得進一步深入探討。

已有研究分別從主觀或客觀的單一視角出發,考察教育對代際流動的影響。一方面,部分學者用個體主觀感知的社會階層轉換情況來衡量代際流動,研究發現教育對于代際流動具有顯著的負向影響,受教育水平越高的個體對于代際流動的主觀感知越可能向下偏移[2]。另一方面,部分學者則以收入、職業等客觀指標衡量代際流動,研究認為教育是重要的代際流動機制之一,具有促進社會流動、保障社會公平以及維護社會穩定等多重作用[3]。綜上,代際流動衡量指標的主觀和客觀差異,可能是目前學術界對于教育在促進代際流動中所扮演的角色尚未達成統一意見的重要原因之一。因此,在關注以經濟資本為尺度的客觀階層的同時,加以考慮個體對于社會階層的主觀感知,將有助于從真正意義上理解和促進社會階層的公平有序流動。

本研究綜合運用中國綜合社會調查(CGSS)2010-2017年間的6輪調查數據,采用多項Logit模型,從主觀和客觀的雙重視角出發,實證分析了子代受教育年限對代際流動的影響及其具體機制,以及這種影響是否存在主觀和客觀層面的認知偏差;并進一步討論了子代受教育年限對代際流動影響的性別異質性和戶籍異質性。本文研究結果將有助于綜合評判“讀書無用”還是“知識改變命運”這一重要議題,并為代際流動認知偏差的產生機制提供了新的分析視角和理論闡釋,這在如何提高社會代際流動性、增強居民幸福感和獲得感方面具有鮮明的價值含蘊。

二、文獻綜述

代際流動是指多代之間的社會階層關系以及子代社會階層獲得的影響機制變遷,能在更長的歷史尺度內揭示社會機會結構的開放水平,以判斷社會資源供給能否滿足各階層通過合理途徑實現成功的需要[4]。代際流動的核心問題是父代的社會地位如何影響子代的經濟機會,反映了個體在發展機遇上的平等程度,是檢驗機會是否公平的重要指標。個體的代際流動水平與外部因素密切相關,包括社區環境[5]、政策變動[6]以及社會變遷[4]等。與此同時,一些個人特征因素也會對代際流動產生影響,包括婚姻狀況、認知技能等[7]。近年來,部分研究對代際傳承背后的機制進行了探討,發現父母的工作經歷[8]和戶籍類別[9]會對子代的職業選擇產生顯著影響。此外,一眾學者就教育與代際流動之間的因果效應展開了激烈討論。部分學者支持“知識改變命運”這一觀點,認為教育是促進社會階層升遷性流動的關鍵途徑,具備維系社會公平和維護社會穩定的功能[10]。在低收入者更為集聚的農村地區,教育同樣能夠促進勞動力實現代際職業向上流動[3],但男性相較于女性通過教育實現階層跨越的概率更大[11],且所在社區(村)布局有初中以上學校的子代更具優勢[9]。部分學者則持相反觀點,并對新“讀書無用論”的根源作出了解釋。已有研究主要從投入-產出的經濟視角評價“學校教育價值”[12],將新“讀書無用論”的成因歸結于勞動力市場競爭激烈、“學歷通脹”等結構性因素[13],以及家庭背景等先賦性因素[14],認為教育是精英階層實現階層地位再生產的關鍵工具[15],對社會底層群體而言則收效甚微。還有學者從教育政策的角度出發,發現并沒有充足的證據證明中等教育分流[16]和高等教育擴招[17]等政策可以扭轉家庭背景所帶來的影響,進而促進個體實現代際向上流動。

尋求可靠的度量指標和方法是評估社會代際流動性的首要前提。Becker &Tomes(1979)開創了代際流動的標準模型[18],但數據和方法的缺乏導致收入彈性的估計值嚴重偏低。在收入跟蹤調查數據的基礎上,Solon(1992)提出了以永久收入估計社會代際流動性的方法,對估計偏誤進行了糾正[19]。不可否認,代際收入流動是代際流動的重要尺度。但由于我國的收入跟蹤調查數據庫建立較晚,且數據缺乏維護,導致代際收入流動研究的可信度較低。此外,有學者通過個人感知的主觀層面代際流動[2],或職業[3]、教育[20]等指標測度的客觀層面的代際流動來衡量社會的代際流動性,但同樣尚未達成一致結論?；诖?本文以主觀階層認知(自評階層地位)和客觀階層地位(國際社會經濟地位指數)的雙重評價標準對個人的社會階層進行評估,并以父子兩代社會階層的轉換衡量社會代際流動性,將為現有研究提供更加嚴謹的經驗證據。

在現實生活中,個體對于自身階層地位的主觀認知往往與客觀現實之間存在偏差,即階層地位認知偏差[2]?，F有研究通常圍繞以下三種理論對此現象進行解釋。第一種理論在“地位決定論”的邏輯基礎之上進行解釋[21],該理論認為當今社會中個體的教育、收入和職業聲望通常并非完全匹配,而多重疊加的身份將致使個體對自身的社會階層地位認知模糊。第二種理論稱為“階層軌跡論”[22],強調個體不單單依據當今的生活水平對其自身的社會階層做出判斷,而是會結合其過去的社會階層地位進行總體評價。一旦社會發生劇烈變遷,個體的社會階層也會隨之變化,此時其對于階層流動的主觀感知將極易導致階層認知偏差的出現[1]。第三種理論則為“參照群體論”,認為個體對于社會階層的主觀感知是以其他社會成員的階層地位作為參照。由于社會階層地位較為相似的群體更有可能成為參照對象[23],個體的階層感知與其參照群體往往具有同質性,這使其更容易認定自己處于社會中間位置,即“趨中傾向”。事實上,個體不僅對于自身的社會階層存在認知偏差,對于社會階層的代際流動情況也同樣存在認知偏差,然而目前鮮有學者對此進行研究。

在既有相關研究的基礎之上,本文進一步補充和拓展了教育對代際流動的影響及其認知偏差研究。邊際貢獻主要體現為以下三個方面:第一,從主觀和客觀的雙重視角出發,回應了“讀書無用”還是“知識改變命運”這一重要議題,得出了更為綜合和準確的判斷;第二,基于階層地位認知偏差的相關研究,本文首次對代際流動認知偏差問題給予關注,這將是對已有文獻的有益補充;第三,豐富了代際流動的影響機制研究,本文分別探討了教育影響主觀層面和客觀層面代際流動的機制,并進一步分析了教育對不同社會群體實現代際向上流動的貢獻程度是否存在差異。

三、理論框架與研究假說

教育通常被賦予改變個人前途和命運的重要使命。但不可否認,家庭背景對于個人階層地位以及代際向上流動的實現具有一定影響,而這種先賦性因素的影響水平及范圍一直是學術界爭論的焦點,主要包括“精英循環論”和“精英再生論”兩派觀點?！熬⒀h論”以布迪厄(Bourdieu)為代表,認為教育是精英階層鞏固優勢社會地位的重要而隱秘的渠道,精英階層占據了絕對優勢的文化資本,其會通過文化再生產進而實現社會再生產[15]?！熬⒃偕摗痹从诓紕?Blau)和鄧肯(Duncan)所提出的地位獲得模型,他們認為教育是個體地位獲得的重要自致性因素,其能否實現代際向上流動主要取決于所接受的教育程度[24],教育是實現“寒門出貴子”的關鍵途徑。

從客觀層面出發,隨著教育資源均等化進程的不斷推進,家庭背景等先賦性因素在當前社會地位分配中的主導作用可能在逐漸弱化,個體受教育程度將成為影響其社會地位獲得的主要機制[25]。由于不同受教育水平個體的知識儲備和專業技能存在一定差距,這將導致職業差異和階層分化。首先,專業性較強的工作崗位往往會有學歷門檻,而這些職業的發展前景相對更好,社會地位也相對較高。其次,接受過高等教育的人群會掌握更加專業化的知識與技能[26],且其學習能力和應變能力普遍更強,在就業競爭和職業選擇等方面更具優勢,更容易進入較高的社會階層。換言之,教育能夠通過為社會弱勢階層提供相對公平的就業機會,推動以能力水平為標準的個人地位決定機制的形成,進而實現客觀層面的代際向上流動。

值得注意的是,從主觀層面出發,教育作為一項重要的人力資本投資,個體對于教育回報的期望會隨著受教育年限的累加而提高。但隨著教育擴招等相關政策的實施,受過高等教育的求職者日益增多,就業競爭的加劇導致個體獲得心儀工作的門檻越來越高,難以獲得真正理想的就業崗位和收入[17]。精英階層的子代可能會認為自身難以實現對父代社會地位的超越;而弱勢階層的子代即使實現了較高的受教育水平,也可能會傾向于認為沒有家庭背景,僅靠學歷難以實現階層跨越。因此,隨著受教育年限的提高,個體可能會因為教育回報低于預期而產生心理落差,進而低估個人的代際向上流動水平。由此,提出本文的假說1。

假說1:受教育年限越高,個體主觀上越傾向于認為自身代際向下流動,但客觀上卻實現了代際向上流動,即對代際流動的認知會向下偏移。

教育會通過何種機制影響代際流動,從而導致對于代際流動的認知出現偏差是一個值得關注的議題。首先,就主觀層面而言,教育可能會通過激發個體的物質渴求,進而抑制代際向上流動。Inglehart(1990)和Michalos(1991)在對“Easterlin悖論”(1)Easterlin(1974)首次提出了Easterlin悖論,指出個體收入的提高本身對幸福感的提升有積極的促進作用,但當所有人的收入都提高時,人們的幸福感卻沒有隨之提升。進行解釋時提出了“物質渴求”這一概念[27,28]。根據欲求水平理論,物質渴求及滿足程度會對個體的主觀福利水平產生重要影響。物質渴求的形成主要來源于兩個方面:一是與自身過去收入和消費水平的縱向比較,二是與周圍人群收入和消費水平的橫向比較。就縱向比較而言,隨著受教育年限的提高,個體的收入水平也會隨之上升,可能會逐漸形成對于高收入水平的自動心理預期,從而導致對于客觀經濟地位提升的感知并不敏感,呈現出客觀經濟地位改善對于幸福感的邊際遞減規律[29]。就橫向比較而言,受教育年限的提高為個體提供了更多機會接觸到社會經濟地位較高的人群,那么隨著參照對象社會經濟地位的提升,個體的物質渴求水平也會進一步激發,從而低估自身階層地位。綜上,出于社會比較動機,個體可能會在進行橫向和縱向比較后,產生對現有經濟地位的不滿情緒,從而導致其低估了自身社會階層相較于父代社會階層的躍升程度,即抑制了主觀層面的代際向上流動。由此,提出本文的假說2。

假說2:教育會通過激發個體的物質渴求,進而抑制主觀層面的代際向上流動。

其次,就客觀層面而言,教育可能會通過提升個體的配置能力,進而促進代際向上流動。配置能力是指個體能夠發現機會并抓住機會,有效配置既定資源,從而實現資源價值最大化的能力[30]。一是,教育能夠通過提高個體的信息配置能力,促進客觀層面的代際向上流動。當前,信息通信技術迅速發展并普遍推廣,互聯網潛移默化地對社會成員的經濟生活帶來了廣泛且深遠的影響,改變了個體的就業渠道、消費計劃、生活安排以及經濟福利等。隨著受教育年限的提高,個體利用互聯網進行信息配置的能力會隨之提升,可以有效提高工作搜尋效率[31],累積社會資本,并有機會獲得匹配度更高的工作崗位。與此同時,受教育水平較高的個體更傾向于使用“資本強化型”的互聯網應用程序來提升學習和工作技能[32],從而實現社會階層地位的提升。二是,教育能夠通過提高個體的資產配置能力,促進客觀層面的代際向上流動。缺乏金融素養的個體通常會將投資過度集中于儲蓄和房產[33],單一的投資結構既不利于保障家庭的財富安全,還限制了家庭資產增值。隨著受教育水平的不斷提升,個體可以接觸到更良好的金融教育,從而促進金融素養提升[34]。良好的金融素養有助于提高個體投資決策的理性程度和風險承擔能力,并能夠通過資產組合的有效分散化降低非系統性風險,從而顯著提升家庭金融福祉,這將有利于個體通過財富創造效應實現代際向上流動。綜上,隨著受教育年限的增加,個體的信息配置能力和資產配置能力會逐步提升,使其相較于父代將以更大概率獲得高收入和高聲望的工作機會,實現個人和家庭資產價值的最大化,進而促進客觀層面的代際向上流動。

假說3:教育會通過提升個體的配置能力,進而促進客觀層面的代際向上流動。

四、研究設計

(一)模型設定與變量說明

第一,本文考察了受教育年限對代際流動的影響。代際流動可分為代際向上流動、代際繼承和代際向下流動三種類型。借鑒已有研究,本文將采用多項Logit模型進行實證研究,以便對受教育年限在不同代際流動模式間的作用差異進行比較。具體模型設定如下:

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

(1)

mobilityi表示代際流動,包括主觀和客觀層面的代際流動。其中,主觀層面的代際流動用子代的主觀社會階層減去父代的主觀社會階層表示[35]。子代的主觀社會階層用自評社會階層來衡量,在本文所使用的CGSS六輪調查中均通過十級階梯式量表測度受訪者的階層認知情況,1分代表最底層,10分代表最頂層,分值越高表示受訪者對于自身的階層地位評價越高。父代的主觀社會階層通過問卷中“您認為在您14歲時,您的家庭處在哪個等級上?”來衡量,測量標準與子代同。在具體操作時,本文將主觀社會階層劃分為社會下層(1-4分)、社會中層(5-6分)和社會上層(7-10分)三級,依次賦值為1-3。主觀層面的代際流動取值范圍為-2～2,正值表示“代際向上流動”,即子代主觀認為其社會階層高于父代;零值表示“代際繼承”,即子代主觀認為其社會階層與父代一致;負值表示“代際向下流動”,即子代主觀認為其社會階層低于父代。

客觀層面的代際流動用子代的客觀社會階層減去父代的客觀社會階層表示[17]。子代和父代的客觀社會階層均通過國際社會經濟地位指數(International Social and Economic Index,IESI)進行測度。ISEI的計算最初來源于Blau 和 Duncan(1967)[24],Ganzeboom et al.(1992)對這一指標進行了優化[36]。該指數基于職業測度社會經濟地位,實際上綜合了多種社會經濟因素進行排序和賦值,因而被普遍應用于階層形成和社會流動等方面的研究。本文首先將子代和父代在調查時的職業ISCO88代碼轉化為ISEI,該指標為介于16-90之間的連續性指標,數值越大,所代表的社會經濟地位越高。結合實際情況和相關文獻[37],本文進一步將客觀社會階層劃分為三級,16-40分賦值為1,41-66分賦值為2,67-90分賦值為3,分別表示社會下層、社會中層和社會上層?？陀^層面的代際流動取值范圍同樣為-2～2,取值含義與主觀層面類同。

關于代際流動認知偏差的衡量,本文通過比較子代受教育年限對主觀代際流動和客觀代際流動影響的回歸系數的大小、方向以及顯著性來判斷是否存在認知偏差。具體地,首先根據教育對主觀/客觀代際流動回歸系數的大小、方向和顯著性,判斷影響的總效應;其次,通過比較教育對主觀/客觀代際流動影響的總效應方向是否一致,判斷是否存在代際流動認知偏差,包括認知“向上偏移”“一致認同”和認知“向下偏移”三種情形。若教育對主觀代際流動的回歸系數顯著為正,對客觀代際流動的回歸系數顯著為負,則說明存在代際流動認知“向上偏移”;若教育對主觀和客觀層面的代際流動回歸系數方向保持一致,則為“一致認同”;若教育對主觀代際流動的回歸系數顯著為負,對客觀代際流動的回歸系數顯著為正,則說明存在代際流動認知“向下偏移”。

edui為子代受教育年限,用受訪者在調查時的最高受教育年限表示。未受過教育賦值為0、小學(私塾、掃盲班)賦值為6、初中賦值為9、高中(職業高中、普通高中、中專、技校)賦值為12,大學?？瀑x值為15,大學本科賦值為16,研究生及以上賦值為19。

Σcontroli為控制變量集,包括受訪者的個人層面和家庭層面變量。個人層面變量主要包括年齡及年齡平方;性別,男性賦值為1,女性賦值為0;婚姻狀況,已婚賦值為1,其他情形賦值為0;政治面貌,中共黨員賦值為1,其他情形賦值為0;戶籍,城鎮戶籍賦值為1,農村戶籍賦值為0;是否為流動人口,流動人口賦值為1,本地人口賦值為0;信息認知能力,語言作為信息傳播的重要載體,是個體獲取和理解媒介信息的基本途徑,因此語言能力可在一定程度上衡量信息認知能力[38]。CGSS問卷詢問了個體的聽普通話能力、說普通話能力、聽英語能力和說英語能力,并依據熟練程度進行評價打分,從“完全聽不懂(或完全不能說)”到“很好”依次賦值為1-5分,本文將上述四種語言能力的得分加總之后得到信息認知能力得分。家庭層面變量主要包括兒女數量;父母最高受教育年限,用父親和母親的受教育年限中更高的一方來表示,賦值方式與受訪者受教育年限相同;家庭擁有房產數量。λj和μt分別表示省份固定效應和年份固定效應,εi代表隨機擾動項。

(二)數據來源與描述性統計分析

根據研究需要,本文對數據進行了進一步清理。首先,考慮到在校學生尚未形成其社會地位,本文剔除了調查時仍在就讀的樣本;其次,考慮到年齡為60歲以上個體已基本退出勞動力市場,本文剔除了年齡為60歲以上的樣本;最后,本文剔除了存在缺失值、錯填、極端值以及不符合條件的樣本,最終共獲得有效樣本27230份。變量的具體統計描述見表1。

表1 變量描述性統計

表2為不同受教育水平的子代對于代際流動的認知偏差情況。首先,就代際流動認知偏差情況而言,子代對于代際流動的認知“向上偏移”的比例為33.25%,“一致認同”的比例為52.03%,“向下偏移”的比例為14.73%。其次,就子代的受教育水平來看,未受過教育的比例為6.50%;小學水平的比例為19.19%;初中水平的比例為34.17%;高中水平的比例為21.93%;大專及以上水平的比例為18.21%。再次,由表2可以得出,不同受教育水平的子代對于代際流動的認知偏差情況也有所不同。未受過教育、小學、初中、高中、大專及以上受教育水平的子代,對于代際流動的認知向下偏移的比例分別為0.08%、0.59%、2.55%、4.13%和7.38%。即隨著受教育水平的提升,子代對于代際流動的認知偏差表現為向下偏移的趨勢增強。

表2 不同受教育水平子代對代際流動的認知偏差

五、實證結果及分析

(一)基準回歸結果分析

本文運用多項Logit模型檢驗教育對主觀代際流動和客觀代際流動的影響,并進一步分析教育是否會導致個體產生對于代際流動的認知偏差。模型(1)的估計結果如表3所示,表3匯報了以“代際繼承”為參照組,各變量對于代際向上流動和代際向下流動的作用差異。第(1)(2)列報告了教育對主觀層面代際流動的影響。從邊際效應來看,個體受教育年限每提升1年,其主觀上認為自身代際向下流動的概率會顯著增加0.25%;相反地,個體受教育年限每提升1年,其主觀上認為自身代際向上流動的概率會顯著降低0.45%。這表明,隨著受教育年限的提高,個體主觀上更傾向于認為自身代際向下流動。

表3 受教育年限與代際流動認知偏差

第(3)(4)列報告了教育對客觀層面代際流動的影響。邊際效應結果顯示,個體受教育年限每提升1年,其客觀上代際向下流動的概率會顯著降低0.37%;但實現代際向上流動的概率會顯著增加3.38%。這表明,教育是個體實現階層躍升的重要渠道。綜上,教育會導致個體產生對于代際流動的認知偏差,即主觀上認為“讀書無用”,實則“知識改變命運”。本文的假說1得到支持。

(二)工具變量估計結果分析

本文的核心解釋變量受教育年限是促進個體實現代際向上流動的重要途徑。但當子代或父代位于較高的社會階層時,子代有更多機會提升個人的受教育水平,因此本文可能存在反向因果這一內生性問題。與此同時,雖然本文盡可能全面地納入了控制變量,但仍然可能存在因遺漏變量所導致的內生性問題。為了解決反向因果和遺漏變量所帶來的估計偏誤,本文擬進一步通過工具變量方法來解決潛在的內生性問題。

本文選取了樣本中個體所在市(區)其他縣域的平均受教育年限作為個體受教育年限的工具變量。其可行性在于,第一,位于同一市(區)的個體所獲得的教育質量、教育資源和教育機會差距相對較小,市(區)整體的平均受教育年限與個人所能夠實現的受教育水平緊密聯系,即該工具變量與核心解釋變量高度相關;第二,由于更高層級的個體所在市(區)其他縣域的教育水平基本不會對該個體的代際流動情況產生影響,因此該工具變量與被解釋變量基本不相關,即滿足外生性假設。

倒不是說梅賽德斯-奔馳舉辦的體驗活動有什么不足，只不過敦煌市郊那片并不算開闊的松軟沙地實在不足以展示出全新G級越野車的實力。所以，在清涼的車廂里，我開始回憶兩年前在奧地利格拉茨Sch?ckl山上，和麥格納斯太爾工廠的專業試駕工程師們一起體驗上一代G級越野車的經歷。

本文采用兩步法對多項Logit模型進行估計,表4匯報了基于工具變量法的多項Logit模型估計結果。第(1)(2)列顯示,使用工具變量后,主觀層面,受教育年限的提高仍會顯著提升個體認為自身代際向下流動的概率,對代際向上流動的影響則不再顯著,但符號與基準回歸結果保持一致。第(3)(4)列顯示,使用工具變量后,客觀層面,隨著受教育年限的提高,個體代際向下流動的概率仍顯著降低,實現階層躍升的概率仍顯著增加。這說明,隨著受教育年限的提高,主觀上個體傾向于認為自身代際向下流動,但客觀上個體將會有更多機會實現階層跨越。以上工具變量估計結果進一步支持了本文結論的穩健性。

表4 工具變量估計結果

(三)中介機制檢驗結果分析

1.教育通過物質渴求抑制主觀代際流動的機制分析

本文采用KHB分析方法[39]進行中介效應檢驗。KHB分析方法的優勢在于可以對同一樣本的嵌套模型系數進行比較,并且能夠滿足“連續忽略假設”,允許Mlogit模型的解釋變量和被解釋變量為有序類別變量。

首先,本文將教育對主觀代際流動的總效應分解為直接效應和通過物質渴求產生的間接效應,從而更好地考察物質渴求的中介效應。物質渴求通過實際經濟地位與自評經濟地位的差異程度衡量[40],物質渴求=實際經濟地位/自評經濟地位。該數值越大,表明個體的自評經濟地位越低于實際經濟地位,對于客觀物質收入更加重視,物質渴求更加強烈。其中,實際經濟地位通過該家庭在其所在縣的實際收入水平進行測度。具體地,本文將屬于同一個縣域的樣本按照家庭收入從低到高排序,分為5組,依次賦值為1-5。自評經濟地位用受訪者自評家庭經濟狀況進行測度,CGSS問卷中詢問了這樣的問題:“您家的家庭經濟狀況在所在地屬于哪一檔?”,答案從“遠低于平均水平”至“遠高于平均水平”劃分為5級,同樣依次賦值為1-5。

表5報告了對物質渴求的中介效應進行分解的結果。結果顯示,教育對主觀層面代際向下流動的總效應和直接效應在1%的水平上顯著為正,物質渴求作為中介變量的間接效應同樣在1%的水平上顯著為正,物質渴求解釋了總效應的64.80%。與此同時,教育對主觀層面代際向上流動的總效應和直接效應在1%的水平上顯著為負,物質渴求作為中介變量的間接效應同樣在1%的水平上顯著為負,物質渴求解釋了總效應的22.87%。KHB分析方法的研究結果表明,物質渴求在教育對主觀代際流動的影響中發揮著重要的中介作用。隨著受教育年限的提高,個體的物質渴求會更加強烈,進而更易傾向于認為自身代際向下流動。綜上,本文的假說2得到支持。

表5 教育對主觀代際流動的KHB分解結果

2.教育通過配置能力促進客觀代際流動的機制分析

其次,本文將教育對客觀代際流動的總效應分解為直接效應和通過配置能力產生的間接效應,進而對配置能力所發揮的中介效應進行檢驗。配置能力體現為兩方面,一是信息配置能力,通過CGSS問卷中的這樣一個問題進行測度:“過去一年,您對互聯網的使用情況如何”,答案從“從不使用”至“非常頻繁”分為5級,依次賦值為1-5。二是資產配置能力,通過將CGSS數據中個體進行投資活動的類型加總后進行度量。個體的投資活動類型包括股票、基金、債券、期貨、權證、房地產及外匯,根據個體投資活動所覆蓋的類型,從未參與任何投資活動至參與四種以上投資活動,依次賦值為1-5。本文將信息配置能力和資產配置能力賦予同等權重后加總,進而得到個體的配置能力。

表6報告了對配置能力的中介效應進行分解的結果。結果顯示,教育對客觀層面代際向下流動的總效應和直接效應在1%的水平上顯著為負,配置能力作為中介變量的間接效應同樣在1%的水平上顯著為負,配置能力解釋了總效應的12.86%。與此同時,教育對客觀層面代際向上流動的總效應和直接效應在1%的水平上顯著為正,配置能力作為中介變量的間接效應同樣在1%的水平上顯著為正,配置能力解釋了總效應的11.18%。這表明,配置能力在教育對客觀代際流動的影響機制中發揮了重要的中介作用。隨著受教育年限的提高,個體的配置能力會隨之相應提高,進而更易實現客觀層面的代際向上流動。綜上,本文的假說3得到支持。

表6 教育對客觀代際流動的KHB分解結果

(四)異質性分析

教育對代際流動的影響可能存在群體間差異,表現為機會不均等。首先,基于我國就業市場性別歧視問題尚未充分解決的事實,本文分析了教育對代際流動影響的性別異質性。已有研究表明,學習成績越好、學歷越高的女性在就業市場上遭受的性別歧視反而更加嚴重[41]。究其原因,一是“重男輕女”以及“男主外、女主內”等固有思想觀念的制約;二是由于生理和社會角色差異,女性面臨著生育、哺乳等問題,且承受高強度體力活動的能力通常低于男性;三是女性的退休年齡相較更早,工作年限相對較短。因此,相較于男性,女性通過提高受教育程度從而實現代際向上流動的概率可能更小,且更傾向于認為“讀書無用”。

本文通過構造受教育年限和男性的交互項,考察了教育影響代際流動的性別異質性,估計結果如表7所示。其一,就主觀代際流動而言,第(1)(2)列邊際效應結果顯示,相較于女性,受教育年限每增加1年,男性主觀上認為自身代際向上流動的概率會提高0.32%。其二,就客觀代際流動而言,第(3)(4)列邊際效應結果顯示,相較于女性,受教育年限每增加1年,男性客觀上代際向下流動的概率會降低0.30%,而實現代際向上流動的概率會增加1.24%。

表7 教育對代際流動影響的性別異質性回歸結果

其次,我國流動人口教育回報的戶籍差異日益凸顯。隨著改革開放政策的實行和戶籍制度的逐漸松動,流動人口群體應運而生,成為城鎮化進程當中的核心主體,但戶籍制度與人口遷入的矛盾也在這一過程之中逐漸顯現,尤其是農村流動人口正經歷著嚴峻的社會融入問題。一是經濟層面的社會融入問題。在城市新二元結構下,本地城鎮人口和農村流動人口之間可能會出現職業階層分化。已有研究表明,盡管流動人口的教育回報率有趨近于本地城鎮人口的趨勢,但主要貢獻來自城鎮流動人口,而以農民工為代表的農村流動人口仍然是城市勞動力市場的弱勢群體[42]。農村流動人口身上所固化的戶籍標簽以及附著在戶籍標簽上的教育資源分配不均,導致農村流動人口的教育回報率與本地城鎮人口的差距較大,更難通過教育實現階層跨越[43]。二是更深層次的心理層面的社會融入問題。由于農村流動人口在現居住地的社會參照群體變成了本地城鎮人口,其會在就業、社會保障和人際交往等方面以本地城鎮人口為參考依據。一旦農村流動人口感受到與周圍人群所存在的明顯差異,就容易形成相對剝奪感,從而在心理層面產生對自我社會地位的不認同感,導致對自身代際流動水平的低估。

本文通過構造受教育年限、流動人口及農村人口的三重交互項,考察教育影響代際流動的戶籍異質性,估計結果如表8所示。其一,就主觀代際流動而言,第(1)(2)列三重交互項的邊際效應結果顯示,相較于本地城鎮人口,受教育年限每增加1年,農村流動人口主觀上認為自身代際向下流動的概率會提高0.16%;相反地,農村流動人口的受教育年限每增加1年,其主觀上認為自身代際向上流動的概率會顯著降低0.23%。其二,就客觀代際流動而言,第(3)(4)列三重交互項的邊際效應結果顯示,相較于本地城鎮人口,受教育年限每增加1年,農村流動人口實現代際向上流動的概率會下降0.52%。綜上,隨著受教育年限的提高,女性和農村流動人口的相對剝奪感會更強,而男性和本地城鎮人口通過教育途徑實現客觀代際向上流動的概率則更大。

表8 教育對代際流動影響的戶籍異質性回歸結果

(五)穩健性檢驗

為了進一步證實估計結果的穩健性,本文進行了如下檢驗:第一,消除“學歷通脹”所帶來的潛在影響。隨著我國經濟的快速發展和教育體系的不斷完善,高學歷人才層出不窮,這導致“學歷通貨膨脹”問題愈發明顯,即文憑貶值現象?；诖?為了增強不同年齡群體之間受教育水平的可比性,本文根據子代(受訪者)的出生年代信息,將與其處于同一出生年代的群體劃分為同期群,并進一步計算同期群的受教育年限均值。在此基礎之上,采用子代的受教育年限與同期群受教育年限均值的比值來測度其受教育水平。估計結果如表9的第(1-4)列所示,消除教育的通脹作用后,受教育年限對代際流動的邊際效應方向和顯著性與基準回歸結果保持一致,且估計系數明顯增大。第二,剔除55周歲以上樣本?？紤]到多數男性會在60周歲前退休,而多數女性會在55周歲前退休,進一步剔除55周歲以上樣本可以排除受訪者是否在勞動力市場所帶來的影響。表9的第(5-8)列估計結果顯示,剔除55周歲以上樣本進行回歸后,受教育年限對代際流動的估計系數方向和顯著性水平沒有發生變化。以上估計結果再次證明了本文相關結論的穩健性。

表9 消除教育通脹和變換計量方法的穩健性檢驗

六、結論與政策建議

教育是幫扶弱勢群體和打破階層固化的重要工具。但隨著“二代”現象的不斷涌現,社會各界尤其是弱勢群體對教育在促進社會代際流動中的功能和效用產生懷疑。因此,本文圍繞教育能否促進個體實現代際向上流動這一研究議題,綜合運用中國綜合社會調查(CGSS)的6輪調查數據,從主觀和客觀的雙重視角出發,實證檢驗了教育對代際流動的影響;并深入分析了隨著受教育年限的提高,個體是否會產生對于代際流動的認知偏差。通過實證分析,本文主要得出以下幾點結論:第一,受教育年限越高,個體主觀上越傾向于認為自身代際向下流動,但客觀上卻實現了代際向上流動,即對代際流動的認知會向下偏移。第二,對教育導致個體產生代際流動認知偏差的機制進行剖析,一是教育會通過激發物質渴求,進而抑制個體主觀層面的代際流動;二是,教育會通過提高個體的配置能力,進而促進客觀層面的代際流動。第三,教育對代際流動的影響存在群體間的機會不均等,隨著受教育年限的提高,女性和農村流動人口的相對剝奪感會更強,而男性和本地城鎮人口通過教育途徑實現客觀代際向上流動的概率則更大。綜上所述,雖然個體主觀上傾向于認為“讀書無用”,而事實卻是“知識能夠改變命運”。但值得注意的是,這種“改變”的力量在不同人群之間的差異可能會阻礙社會實現公平合理的代際流動,進一步抑制社會活力。

基于以上結論,本文提出如下幾點政策建議:第一,注重發揮教育在打破階層固化中的重要作用,構建規則更加透明、機會更加公平的現代教育體系;加強薄弱環節和關鍵領域的監管,注重調整教育資源在不同社會階層群體間分配的合理性,保障起點公平,推進過程公平,最終實現結果公平。第二,推動營造積極良好的社會氛圍,通過正向輿論引導,破解群眾對階層固化的消極認知,減少“物質渴求”所帶來的負面攀比效應,縮小代際流動的主觀感知與客觀現實之間的“認知鴻溝”,切實增強居民的幸福感、獲得感和安全感。第三,將教育資源適度向偏遠欠發達地區傾斜,解決教育資源的城鄉及地區間分配不均等問題;加大對弱勢群體家庭子女的教育扶持力度,并對其學業和身心健康給予更多關注,切實保障弱勢群體的受教育權益,拓寬其通過教育實現代際向上流動的途徑。第四,完善關于就業的政策法規,規范企業的招聘及用人制度,加大和拓寬職業教育培訓,進一步打破勞動力市場存在的多種壁壘和隱形歧視,切實保障女性和農村流動人口實現公平就業。最后,相關部門還應當加強教育宣傳力度,在“知識改變命運”“男女平等”“同工同酬”等關鍵問題上引導社會、企業和居民做出正確合理判斷。