張杰

摘 要：教育是實現(xiàn)階層流動的可行途徑，教育機會的分布與父母的相對收入水平緊密相關。利用2010～2016年的CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)，考察父母相對剝奪感對子女教育機會的影響效應。研究表明：（1）父母相對剝奪感對子女教育機會存在顯著的抑制作用;此外，父母的年齡、戶口、教育、婚姻狀態(tài)、健康狀態(tài)，孩子的年齡、戶口，及家庭的教育支出、家庭規(guī)模等因素均對子女教育機會有顯著影響。（2）區(qū)分父母戶籍后來看，農(nóng)村戶籍的父母相對剝奪感對子女教育機會的作用顯著為負，非農(nóng)戶籍的作用則不明顯。（3）依據(jù)子女性別分樣本的回歸結(jié)果表明，相較于女孩，父母相對剝奪感對男孩的影響效應略大。（4）縱觀子女學齡階段，父母相對剝奪感對子女教育機會的影響隨子女學齡階段的增長呈顯著“U”型特征，具體表現(xiàn)為：學前教育階段<高等教育階段<高中教育階段，在義務教育階段并不顯著。進一步利用PSM方法，在考慮了選擇偏差后，結(jié)論依舊穩(wěn)健。

關鍵詞：父母相對剝奪感;教育機會;分層logit模型

文章編號：2095-5960（2022）01-0075-14;中圖分類號：F069，G521.9;文獻標識碼：A

一、引言

教育因素作為社會分層研究的核心內(nèi)容，是解釋當前社會階層代際流動的重要依據(jù)之一。改革開放以來，我國的教育事業(yè)蓬勃發(fā)展，取得一系列重大成果。我國財政性教育經(jīng)費支出從1978年的112.66億元增長到2018年的32169.47億元，年均增速15.2%，實際增長36.9倍，明顯高于同期的GDP增速。隨著教育事業(yè)快速發(fā)展，1990～2018年我國居民平均受教育年限從4.8年增長至7.9年，增幅顯著。但需要注意的是，同時期我國居民平均受教育年限的性別間不平等卻未明顯改善，且似乎有所增長：1990年女性的平均受教育年限為4.8年，男性為5.2年，到2018年女性的平均受教育年限增長至7.5年，而男性則增長至8.3年。此外，受到經(jīng)濟社會“二元”體制的制約，我國居民平均受教育年限的城鄉(xiāng)差異在經(jīng)濟和教育發(fā)展的同時依舊凸顯，1996年城鎮(zhèn)居民的平均受教育年限為8.4年，農(nóng)村居民只有6.1年，到2017年城鎮(zhèn)居民平均受教育年限增至11.1年，而農(nóng)村增至9.2年。在我國教育發(fā)展取得偉大成就的同時，為什么教育的性別差異和城鄉(xiāng)差異未能得到有效改善？為什么人們對教育的發(fā)展方向產(chǎn)生擔憂，愈發(fā)擔心子女的受教育問題？一個可能的原因是，雖然教育的投入和產(chǎn)出有了明顯的改善，但是教育機會的分布問題卻讓人更加擔憂。

一個典型的事實是父母和子女的社會經(jīng)濟地位之間存在顯著的統(tǒng)計相關性，不同的家庭背景對子女的影響具有代際特征。[1]教育作為家庭社會經(jīng)濟地位代際傳遞的重要途徑，不僅能改變家庭在社會經(jīng)濟中的相對位置，也是促進社會階層流動，推動社會結(jié)構(gòu)演進的主要動力之一?；诖?，本文從父母相對剝奪感視角探討其對子女教育機會的代際影響，以期為子女教育機會的差異提供來自代際的證據(jù)。更為重要的是，本文的發(fā)現(xiàn)為評估和調(diào)整教育政策提供理論依據(jù)，從而使教育政策的制定更具有瞄準性，以突破家庭背景對子女教育的制約，促進階層流動。

二、文獻綜述

收入的人際比較會產(chǎn)生相對剝奪感，進而影響人們的生活，這一觀點在經(jīng)濟學、人類學、政治學、心理學和社會學等諸多學科中得到廣泛認可。[2]相對剝奪理論自Stouffer[3]提出以來得到了廣泛的關注，后經(jīng)Merton[4]系統(tǒng)闡述，繼而Runciman[5]在前人的基礎上將相對剝奪感定義為一個條件集，認為在滿足該條件集的情況下即產(chǎn)生相對剝奪感。他認為個體對X產(chǎn)生的相對剝奪感需滿足如下條件：自身沒有X;周圍其他人有X;期望有X;期望是合理可行的。隨時間推移，也有部分學者從其他層面對相對剝奪感進行界定，如Gurr[6]認為相對剝奪是行動者對價值期待和價值能力不一致的認知，但相比較而言Runciman的定義更具有可操作性。關于相對剝奪的早期研究集中于社會學領域，1980年代Stark & Yitzhaki[7]將相對剝奪引入經(jīng)濟學以解釋其對遷移決策的影響。不同學科關于相對剝奪研究的側(cè)重點不同，雖然對相對剝奪概念的界定略有差異，但其核心是社會比較，包含認知成分和情感成分。剝奪感主要來源于參照群體的選擇，與自身利益并無直接關系[8]，即相對他人自身沒有獲得同等的東西所產(chǎn)生的一種不利情感。廣義的相對剝奪概念是指當自己得到的相對較少時的一種負面感情。[9]本文中涉及的相對剝奪特指收入剝奪，即研究對象的收入低于他人時產(chǎn)生的一種剝奪感。因之，本文相對剝奪感的概念本質(zhì)上屬于個體經(jīng)濟不平等的范疇，所以本文以下的文獻回顧主要是從經(jīng)濟不平等對教育機會的作用入手，從宏觀和微觀兩個層次梳理經(jīng)濟不平等對子女教育機會的影響效應。

早期關于經(jīng)濟不平等對教育機會的研究主要是從宏觀層面展開。傳統(tǒng)觀點認為，經(jīng)濟不平等對教育的供需均產(chǎn)生影響，進而對入學率存在潛在沖擊。[10]從供給側(cè)來看，教育作為一項公共服務是依托于國家和地方的財政，不平等的出現(xiàn)滋生部分尋租行為，減少了教育這種公共品的有效提供。因為擁有一定財富的人群可以在公共教育與私立教育間擇優(yōu)選擇，并放棄資助公共教育，這在一定程度上可能會降低公共教育供給。從需求側(cè)來講，有文獻認為在考慮金融市場信息不對稱情況下，借貸機會分配不均，導致財富分配不平等，只有少部分富人有能力支付教育。這為支付能力和經(jīng)濟壁壘對入學率的影響—“奢侈品公理”[11]—提供了現(xiàn)實解釋，即不平等使減貧得不到改善，從而不利于入學率提高。

Mayer[12]認為不平等對教育的影響存在兩種效應：非線性效應（Nonlinearity Effects）和宏觀效應（Macro Effects）。非線性效應更偏重論述宏觀層面的作用，它是指僅當家庭收入對孩子的教育程度影響是非線性① ①這里的非線性與計量模型中的非線性含義不同，是指家庭收入對孩子教育獲得的影響存在異質(zhì)性，即高收入家庭的收入對子女教育獲得影響的彈性低于低收入家庭。 的，經(jīng)濟不平等才能影響教育獲得的平均水平。在收入對孩子的教育程度影響是非線性的前提下，假設1%的收入增長會產(chǎn)生一樣的教育獲得的增長，而從富裕家庭到貧困家庭的無成本再分配會增加孩子的平均教育獲得，因為這種財富的再分配使得貧困兒童教育獲得的比例的增加程度大于富人孩子的教育獲得減少的比例。

隨著研究演進，部分研究開始從微觀層面進行分析。除了考慮經(jīng)濟不平等因素外，眾多學者以父母收入、鄰里特征等構(gòu)成的教育環(huán)境為側(cè)重點，考察其對入學率的影響。[13-16]這與Mayer所論述的收入不平等對教育獲得影響的宏觀效應，即以宏觀層面的不平等影響個體教育機會獲得的具體微觀機制相吻合。這一觀點主要是圍繞教育環(huán)境對教育機會獲得的影響展開，這種影響既包含家庭內(nèi)教育環(huán)境的作用，也包括家庭外部環(huán)境對教育機會的影響。即使在家庭收入和需求相等時，不平等也會影響人們的行為進而影響教育獲得。

在家庭內(nèi)部，父母教育是孩子教育成果的有力預測因素，較高的父母受教育程度提高了孩子入學率。[17]孩子在學校的表現(xiàn)受父母三個方面的影響：個人（關心孩子學業(yè)）、認知（讓孩子接受智力刺激）、行為（參與學?；顒樱@些都直接或間接影響孩子教育。[18]相對剝奪會影響健康[19]，進而影響教育產(chǎn)出：較低的社會經(jīng)濟地位誘發(fā)孩子和父母的壓力和沮喪等身體和精神的疾病。一方面，相對剝奪人群所處的社會層級較低導致其產(chǎn)生一種在社會規(guī)范和價值觀上的隔離和疏遠感，這又導致孩子變得易怒，更有可能產(chǎn)生不規(guī)范行為和反社會行為，導致對教育的感知價值降低進而減少對教育的需求。另一方面，處在較低社會經(jīng)濟地位的父母會低估自我智力評估，認為自我較低的教育效能感可能會復現(xiàn)在孩子的成長經(jīng)歷中，由此決定了孩子的受教育程度。

以家庭外部環(huán)境對孩子教育影響為切入點，部分學者認為經(jīng)濟不平等主要從以下幾種途徑影響孩子的入學率：第一，更高的不平等使窮人的感受更差，從而增加其疏離感和壓力，這種相對剝奪感會直接或間接影響孩子的教育獲得。[12]一方面，與富裕家庭相比，孩子會感覺得不到相同的物質(zhì)資源，很可能產(chǎn)生相對剝奪感，感到邊緣化，從而低估教育回報率，導致自身求學意愿不高或?qū)W習努力程度下降;另一方面，與經(jīng)濟好的家庭比較，父母的壓力感會降低其對孩子教育的期望[20]，進而減少孩子的教育投入，影響孩子的表現(xiàn)。Chetty等[21]也發(fā)現(xiàn)了較大經(jīng)濟不平等地區(qū)的低代際流動性這一事實。第二，基于孩子成長環(huán)境的“楷?！保╮ole models）[22]作用機制，該理論基于傳染病學方法——即個體會受到身邊人（鄰里）的影響[23-25]來論證家庭外部成人的教育水平對孩子入學率的影響。他們認為由于孩子接觸到外部的智力刺激將促進孩子們的學習和學術成就。一方面，成人教育水平與經(jīng)濟水平互相作用可能會增強孩子對上學回報率的信念;另一方面，父母受到教育信號的激勵也可能延長孩子上學時間，這些都會直接或間接地提升孩子的入學率和受教育年限。需要注意的是，關于“楷?！崩碚搶⒆忧髮W行為的影響既存在抑制作用，也存在促進作用，但大部分研究都強調(diào)缺乏積極模范效應造成的傷害，而不是存在消極行為帶來的傷害。[26， 27]第三，經(jīng)濟激勵理論（economic incentive）：相對不平等會激勵個人以社會青睞的方式行動，而由于自身稟賦和外部環(huán)境不同，這種方式不可避免地帶來了收入差距，這會激勵下一代投入更多人力資本。1970年至1990年間，美國教育回報的增加是其不平等加劇的原因之一。[28-30]第四，政治和社會行為理論：經(jīng)濟不平等會影響個人態(tài)度和行為，進而對社會結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。很多文獻表明經(jīng)濟不平等與較低的信任水平、社會凝聚力、公民參與、認同感相關，還有日益遞增的個人主義、反社會、不道德行為，這些都是經(jīng)濟不平等影響入學率的途徑。[31， 32]不平等可能影響投票者支持再分配政策，從而影響稅收;較高的不平等可能導致富人的孩子更愿意進私校，從而減少對公校的資助。

綜上所述，可以總結(jié)出相對剝奪感對教育機會作用的前提假設：收入水平對教育機會的彈性在不同階層間存在差異，這種差異會導致教育機會的分配差異。即收入在個體中的分布狀態(tài)反映了當下收入不平等的狀態(tài)，當收入分布不變時，收入水平總體的提高將對整體受教育機會存在促進作用，我們將此作用總結(jié)為“相對剝奪感影響教育機會的絕對收入假說”。而當收入分布發(fā)生變動時，由于收入對不同階層的教育的彈性不相等，收入不平等的改善使一方的獲益（獲得的教育機會）大于另一方的損失，即富人的一美元轉(zhuǎn)移損失的教育機會小于窮人獲得一美元得到的教育機會，進而改善總體教育機會，即為“相對剝奪感影響教育機會的相對收入假說（非線性假說）”。本文的研究主要基于上述兩個前提假設展開。

現(xiàn)有研究從宏觀層面的收入不平等對教育獲得的影響，到微觀層面的相對剝奪感對教育機會的作用，已經(jīng)較為全面地論證了收入不平等等對教育獲得的作用機制。但微觀層面的研究，多是從家庭層面[33]入手，研究家庭收入對子女入學的影響，鮮有學者關注個體層面的相對剝奪感的代際影響，具體到中國情境下的研究更是寥寥無幾。一些特征事實有助于我們對中國情景下的該議題作出初步判斷，一方面，從教育觀念上看，孩子從學前教育到高等教育階段的入學選擇，受父母影響顯著。另一方面，我國的教育資源供給方面，絕大部分屬于政府提供的公共教育服務，私人教育占比較少，這一現(xiàn)象在無論是在義務教育階段，還是在非義務教育階段均較為普遍。加之我國教育供給在學齡階段的差異，即除義務教育階段完全免費外，其他教育階段均是自費，這一特征顯然與上述理論機制的背景迥異，不能完美地契合國內(nèi)教育的發(fā)展現(xiàn)狀?；诖瞬町?，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）試圖論證這一現(xiàn)象背后的中國故事是否依然成立。與以往文獻相比，本文可能在以下兩個方面有所創(chuàng)新：第一，考慮到所涉及的CFPS數(shù)據(jù)的分層特征，本文利用分層logit模型進行分析，避免了由于傳統(tǒng)的logit模型無法估計不同層級水平上存在的隨機效應。第二，與以往以家庭背景為分析對象的文獻不同，本文有效識別并區(qū)分了父母相對剝奪感對子女教育機會的因果效應，與過去以父母的絕對收入水平為分析對象的文獻有別，本文重點關注的是父母的相對收入水平及收入分布狀態(tài)對子女教育獲得的影響?；诖耍o出了中國情境下父母相對剝奪感對子女教育機會存在明顯代際作用的經(jīng)驗證據(jù)。本文的研究在一定程度上擴展與豐富了收入水平與教育機會這類文獻的研究視角，有助于細致地評估相對剝奪的經(jīng)濟效應，對發(fā)展中國家教育政策調(diào)整具有重要的借鑒意義。

三、變量構(gòu)建及特征事實分析

（一）數(shù)據(jù)來源及說明

本文主要使用的數(shù)據(jù)來自2010～2016年的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS），通過匹配家庭成員關系構(gòu)建個體混合面板數(shù)據(jù)進行分析。具體地，我們利用各年數(shù)據(jù)庫中子女、成人、家庭、家庭關系及村居數(shù)據(jù)相匹配，得到所需要的父母及其對應子女的各變量。需要說明的是，CFPS2012和CFPS2016數(shù)據(jù)中不含村居數(shù)據(jù)庫，為保證合并樣本的觀測值，我們將CFPS2010、CFPS2014中村居信息分別補充到CFPS2012、CFPS2016數(shù)據(jù)中。進一步，剔除樣本中子女年齡為3歲以下24歲以上的孩子數(shù)據(jù)以及主要指標缺失值，及內(nèi)容為“不知道”“拒絕回答”“不適用”等值的樣本之后，得到樣本量為10811個① ①由于所含變量中觀測值的缺省值數(shù)量不同，所含變量越多，造成的樣本量損失越大。此處的樣本量為分層logit模型下的觀測數(shù)，即下文中模型（5）的樣本量，模型（1）～（4）中對應的樣本量為各自模塊下的樣本觀測數(shù)。。

（二）變量選取

（1）因變量：子女受教育機會，以3～24歲（閉區(qū)間）孩子的入學狀況衡量。具體衡量指標是孩子是否正在上學（正在接受學校教育）。由于不同年份的數(shù)據(jù)問卷設計差異，對孩子是否正在上學這一問題存在“一題多問”情況，本文將此多個問題合并。具體合并方法為：多個問題的答案中有且至少有一個回答“是”的在合成的新變量中對應的狀態(tài)為“是”，否則對應狀態(tài)為“否”。

（2）自變量：①父母的個體相對剝奪感，以父母個人的年總收入計算得到。此處的年總收入指“歸入個人名下的各項收入合計，包括工資性、從各種渠道獲得補貼、津貼、補助、酬金，以及個人名義租賃獲得的租金、補償金、存款利息、股票/基金/債券分紅，接受的各種贈予折合人民幣、借貸性收入等”。

本文以Kakwani指數(shù)[34]衡量父母個體年總收入的相對剝奪水平。假設向量X為一個樣本量為n的群體，將此樣本中個體的收入xi按升序排列，得到收入向量X=（x1，x2，…xn），記個體受到的剝奪為RD（xi，xj），具體計算方法如下：

其中，γ+xi是X中收入超過xi的樣本在總樣本X中的份額，μ+xi是X中收入超過xi的樣本的收入均值，μx是總樣本X的收入均值。Kakwani指數(shù)的閾值為[0，1]，代表的相對剝奪水平遞增。

此外，本文還計算了Yitzhaki指數(shù)[35]，具體計算公式為：

在采用兩種指數(shù)以驗證相對收入剝奪對子女受教育機會的影響外，本文還使用父母的絕對收入水平驗證這一影響，與以往文獻形成對照以證穩(wěn)健。

（3）控制變量：主要包含個體、家庭及村居環(huán)境等特征變量。具體包括：①父母的個體特征變量（AD）：性別、年齡、戶口、婚姻、社會地位、生活滿意度、健康狀況、大病沖擊、受教育年限、共產(chǎn)黨員;②孩子的個體特征變量（CH）：性別、年齡、3歲時戶口狀態(tài)、教育期望、醫(yī)療保險;③家庭特征變量（FAM）：教育支出、家庭規(guī)模;④村居環(huán)境特征變量（COM）：勞動力流動強度、交通距離、基礎設施。

（三）變量特征事實及描述性統(tǒng)計

表1給出了本文主要變量的描述性統(tǒng)計情況，不難發(fā)現(xiàn)：孩子的受教育機會均值隨著年齡的增長呈現(xiàn)倒“U”形軌跡（圖1）。具體表現(xiàn)為孩子在學前教育階段，平均教育機會較低（入學率約為61.98%）;進入義務教育階段后平均教育機會明顯提升（入學率約為97.16%）;但在高中教育階段（入學率約為70.4%），尤其是大學教育階段（入學率約為26.83%），平均教育機會有明顯下降（圖2）。自變量方面，從戶口狀態(tài)的總體分布看，孩子與父母的戶口為農(nóng)村戶口的比例分別為94.75%、68.86%，基本吻合普查數(shù)據(jù)中農(nóng)業(yè)—非農(nóng)戶口的分布狀態(tài)。分戶口看，非農(nóng)戶口居民收入均值（8.4）明顯高于農(nóng)業(yè)戶口居民收入均值（7.1）;分性別看，男性收入均值（7.8）明顯高于女性（6.6）;分孩子入學狀態(tài)看，上學孩子的父母的收入均值（7.3）高于沒有上學孩子的父母收入均值（6.9），且在學狀態(tài)的孩子，其父母收入的25%～75%分位數(shù)形成的區(qū)間更大，表明這部分家庭的父母收入存在更大的組內(nèi)差異。這印證了我國目前城鄉(xiāng)間居民收入差距較大、勞動力市場上性別歧視的事實;同時，也與我國中低收入家庭占比提高，總體居民平均收入水平較低的“葫蘆形”的收入分配格局大致吻合（圖3）。

值得注意的是，父母年總收入相對剝奪指數(shù)偏大，均值為0.6以上，這表明我國目前的分配格局中中等收入水平人群占比不夠，分配集中于中低收入群體。分孩子入學狀態(tài)看，沒有上學的孩子，其父母相對剝奪指數(shù)（均值0.66）明顯高于上學孩子的父母（均值0.61）（圖4）。孩子特征變量方面，學齡孩子中男孩比例略高于女孩（均值為0.53）;從入學狀態(tài)看，處于上學狀態(tài)的孩子性別分布，男孩略多于女孩（0.51），但差異不大;而未上學狀態(tài)中的男孩比例高于女孩（0.57），差異較上學狀態(tài)的更為明顯。

四、計量及結(jié)果分析

（一）計量模型

因變量為子女受教育狀態(tài)attainmenti，以3～24歲學齡孩子是否入學表示，其概率為pi，近似服從二項分布：Yi～B（attainmenti，pi）。因此，子女是否入學的概率可以表示為如下線性函數(shù)：

其中，β、γ、φ、η、δ分為別為各個變量的系數(shù)，ρc為個體相對剝奪感在村級水平的隨機斜率，α為截距項，ci、pi分別代表村級水平、省級水平的隨機截距項，εi為殘差項。由于孩子特征、父母特征、家庭特征及村居環(huán)境特征存在明顯的分層特點，個體特征嵌套于家庭，家庭特征又嵌套于村居環(huán)境，且父母與子女間、個體與家庭間存在較強的相關性。因此，本文首先按照各不同主體模塊進行回歸，在剔除各模塊中及模塊間關聯(lián)性較大的變量基礎上，構(gòu)造總體回歸模型，并在分層logit模型的基礎上做進一步驗證。[36]

（二）基準回歸結(jié)果及解釋

以整體分層模型下父母相對剝奪感的影響為例進行分析。父母收入相對剝奪指數(shù)對子女教育機會有顯著負向影響，父母相對剝奪感每上升1個單位，子女的受教育機會下降約21.1%，平均邊際效應為-2.7%。孩子個體特征及家庭特征對子女受教育機會的影響十分顯著。從子女的性別來看，男孩的受教育機會顯著低于女孩，約為女孩的0.91倍，表明隨經(jīng)濟發(fā)展和人們素質(zhì)的提高，“重男輕女”的思想得到轉(zhuǎn)變，“生男生女都一樣”的觀念逐漸普遍，女孩在受教育方面擁有平等權利也逐步被大眾接受。社會對女性地位的逐漸認同，使女性在追求教育方面有明顯的優(yōu)勢，這也可以認為是教育對社會階層代際流動的作用方式之一，即改善了人們的教育觀念。子女年齡對受教育機會有顯著的負向影響，即隨著子女年齡增加，其受教育機會遞減，子女年齡每增加1歲，教育機會平均下降約2.2%。這是因為在我國雖然目前學前教育還未納入義務教育范圍，但學前教育以“社會為主，公辦示范”辦學為主，與此同時，私立辦學在費用制定上更多依靠市場價格引導，相比數(shù)量較少的公立學前教育機構(gòu)，可能入學的制度性門檻隨著收入水平提高，家庭有能力負擔孩子的學前教育，因此學前教育的普及率及參與率也有所提高。而隨著孩子逐步成長，雖然義務教育已經(jīng)普及，高等教育也有所擴張，但相對于學前教育階段，義務教育及以上階段的篩選機制更為明顯。子女的戶口狀態(tài)對受教育機會有顯著的抑制作用，農(nóng)村戶口的孩子相對城市戶口孩子的入學率更低，約為城市戶口孩子的入學率的55.4%。一是由于農(nóng)村地區(qū)的教育資源更匱乏，在以公共教育為主的義務教育階段這一特征就已顯露無遺，通過早期教育階段的累積效應，在以高中和大學教育階段為主的非義務教育階段，子女教育機會的城鄉(xiāng)分布差異在所難免;二是城鄉(xiāng)收入差距存在，即便城鄉(xiāng)居民的教育支出意愿相等，由于城鄉(xiāng)絕對收入水平存在一定差距，農(nóng)村居民普遍面臨更強的消費預算約束，在教育活動部分支出更少。孩子對自身的教育期望顯著提高了其受教育機會，在控制孩子的個體特征變量情況下，孩子的教育期望每增加1單位，其受教育機會增加約74.3%，平均邊際效應約為9.1%，表明孩子自身的主觀學習動機對爭取入學機會有明顯的促進作用。值得注意的是，孩子是否參與醫(yī)療保險對其教育機會的影響顯著為負?？赡艿脑蚴菓艏植级酁檗r(nóng)村，保險作為一種專用性資產(chǎn)，在規(guī)劃家庭預算時不會被用作它圖，在有限的家庭收入中，減少部分可支配收入會加大家庭負擔。家庭教育支出對子女教育機會有顯著促進作用，在教育方面的大量投入，使子女能夠接觸更好的教育資源，同時教育支出更高的家庭收入水平也偏高，其所處教育環(huán)境往往更好。家庭規(guī)模對子女受教育機會有顯著的抑制作用，因為家庭人口越多，人均的可支配資源越少，孩子受教育機會將會減少。父母特征變量及村居水平變量的作用并不明顯?？赡艿脑蚴牵阂皇欠謱幽Ｐ退兞枯^多，刪去缺省值后損失樣本較多，導致部分變量回歸結(jié)果不顯著;二是以孩子作為受教育主體，其是否上學，在控制其他變量情況下，更多地依賴于自身選擇，因此其自身特征顯得更為重要。

總之，無論是分模塊回歸模型，還是分層模型，都證明父母的相對剝奪感對子女教育機會有顯著的抑制作用，這種作用的平均邊際效應在2%～11%之間，平均約為5.5%。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）Yitzhaki指數(shù)及絕對收入水平下的回歸結(jié)果

為了保證文章結(jié)果的穩(wěn)健性，我們利用Yitzhaki指數(shù)及絕對收入，對上文的各模型進行回歸，結(jié)果表明無論是以Kakwani指數(shù)衡量的父母的相對剝奪感，還是Yitzhaki指數(shù)衡量的相對剝奪水平，都對子女的受教育機會有顯著的抑制作用。而以絕對收入衡量的父母經(jīng)濟水平對子女的受教育機會有顯著促進作用，也從反面論證了這一事實。另外，考慮到個體相對剝奪感基于人口范圍的特性，其構(gòu)建可能主要是基于身邊的個體，而相對于全國其他地方個體的情況可比性較低，因此可能造成相對剝奪感測度的偏差。本文進一步在利用各省份對應年度的居民消費價格指數(shù)對原本的收入數(shù)據(jù)進行調(diào)整后（調(diào)整為以2010年為基期），重新以省份為界構(gòu)建了基于省份內(nèi)部的父母相對剝奪感，并據(jù)此新的構(gòu)建指數(shù)，重新對全文的所有模型進行了再次計量回歸。結(jié)果均與以全國范圍構(gòu)建的相對剝奪指數(shù)的回歸結(jié)果相符，只是系數(shù)大小上有略微的不同，再次證明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性① ①具體的回歸結(jié)果限于篇幅，正文不做展示，如有需要可向作者索取。 。

（二）異質(zhì)性分析

為進一步分析父母相對剝奪感在不同年齡、戶籍因素下對子女教育的影響，基于分層模型的回歸結(jié)果，我們對父母相對剝奪感的平均邊際效應作用進行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：隨著孩子的年齡增加，父母相對剝奪感對孩子的教育影響的平均邊際效應呈“U”型變化，即父母的相對剝奪感對子女受教育機會的影響隨孩子年齡的增加呈現(xiàn)先擴大后縮小的趨勢，拐點出現(xiàn)在21歲（圖5）?？梢钥吹剑⒆痈改笐艨跔顟B(tài)為農(nóng)業(yè)戶口的，其相對剝奪感對子女受教育機會的平均邊際效應略高于非農(nóng)業(yè)戶口的父母（農(nóng)業(yè)戶口下父母相對剝奪感的平均邊際效應為2.9%，非農(nóng)戶口下為2.7%）（圖6）。接下來，我們將具體分析在孩子的不同的學齡階段、孩子不同的性別及在父母不同的戶口狀態(tài)下，父母相對剝奪感對子女教育機會的異質(zhì)性。

1.分戶口狀態(tài)的回歸分析

前文回歸結(jié)果表明農(nóng)村戶口對子女的受教育機會有顯著的負向影響（原因不再贅述，見表2），為了解二元經(jīng)濟體制下戶籍分割對城鄉(xiāng)間子女教育的影響的異同，我們依據(jù)父母的戶口狀態(tài)，將樣本分為農(nóng)村戶口和非農(nóng)村戶口進行回歸分析。我們首先對各變量進行均值差異性對比，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)兩樣本的所有主要變量及絕大部分控制變量存在顯著的差異，這與我國目前的城鄉(xiāng)差距過大的情形較為吻合。進而在分樣本的前提下進行回歸，結(jié)果（見表4）發(fā)現(xiàn)：在控制個體特征和環(huán)境變量的情況下，農(nóng)業(yè)戶口下父母相對剝奪感對子女的受教育機會存在顯著的抑制作用，非農(nóng)戶口下父母相對剝奪感對子女的教育機會未產(chǎn)生顯著影響。即使在控制了省級層面的招生人數(shù)、師生比及教育投資等教育供給因素后，父母的相對剝奪感對子女受教育機會依然存在戶口的異質(zhì)性。以分層模型結(jié)果為例，農(nóng)業(yè)戶口下的父母相對剝奪感每增加1個單位，子女受教育機會下降約17.4%，其平均邊際效應約為-2.2%。這一結(jié)果在利用Yitzhaki指數(shù)及絕對收入數(shù)據(jù)回歸時也得到了驗證。從邊際效應上來看，在父母是農(nóng)業(yè)戶口狀態(tài)下，子女教育機會的變化對父母相對剝奪感的變動更為敏感，以Kakwani指數(shù)為例，農(nóng)村戶籍的父母相對剝奪感的平均邊際效應為-2.2%，城市戶籍的父母相對剝奪感的平均邊際效應約為-1.9%。究其原因，我們認為在我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)并未消融的情況下，戶口作為“身份證”，證明了城鄉(xiāng)收入差距存在，農(nóng)村居民用于教育的預算相對城市居民更少;戶口作為“通行證”，限制了農(nóng)村居民獲得城市地區(qū)更高層次、更優(yōu)質(zhì)教育的機會。

2.按子女性別分樣本的回歸結(jié)果及解釋

由于孩子在不同入學狀態(tài)下的性別分布存在明顯的差異（圖4），據(jù)此我們分性別樣本進行回歸分析，結(jié)果（見表5）發(fā)現(xiàn)：在控制個體特征和環(huán)境變量的情況下，父母相對剝奪感對男孩和女孩的受教育機會均存在顯著的抑制作用，相較于女孩，這種影響對男孩的效應略大（除模型（5）中以Kakwani指數(shù)回歸結(jié)果外）。這一結(jié)論在控制了省級層面的招生人數(shù)、師生比及教育投資等教育供給因素后，依然成立。以模型（5）為例，以Kakwani指數(shù)衡量的父母相對剝奪感每增加1個單位，男孩的受教育機會下降約21.5%，平均邊際效應約為-2.7%;女孩的受教育機會下降約29.7%，平均邊際效應約為-3.5%。且利用Yitzhaki指數(shù)及絕對收入數(shù)據(jù)回歸亦支持該結(jié)論。從邊際效應上來看，男孩的受教育機會對父母相對剝奪感的變動更為敏感，一個可能的原因是，男孩的學業(yè)成績在各個學齡階段均落后于女孩，學業(yè)落后導致男孩在校園里更容易被忽視，從而影響其求學心態(tài)，導致其更容易產(chǎn)生曠課逃學、離開學校、厭學、反教育的行為。[37]

3.按子女學段分樣本的回歸結(jié)果及解釋

由于我國目前只針對小學及初中階段實行九年制義務教育，且采取“地方負責，分級管理以及各有關部門分工負責”教育管理體制，導致教育的供給在不同階段存在明顯差別。一方面是義務教育的強制性保證了中小學階段孩子的較高的入學率;另一方面是教育投入短缺、重點學校制度、示范性學校效應甚囂塵上，導致義務教育階段之外的教育收費逐年上漲，以及擇校風氣的愈演愈烈?？紤]到不同學齡孩子的教育供給的差異，尤其是義務教育階段作為公共服務的免費性特點，能夠有效保障中小學孩子的入學率。本文將樣本分為學前教育階段（3～6歲）、義務教育階段（7～15歲）、高中教育階段（16～18歲）及大學階段（19～23歲）四個階段分別進行回歸，以檢驗不同學齡階段父母相對剝奪感對子女教育機會影響的差異。結(jié)果如表6，我們發(fā)現(xiàn)：在控制個體特征和村居環(huán)境變量情況下，除義務教育階段外，父母相對剝奪感對子女教育機會有顯著的抑制作用，且父母的相對剝奪感對子女教育機會存在顯著的“U”型特征，即隨子女的學齡增加，父母的相對剝奪感呈現(xiàn)先降后升的趨勢，其影響在高中階段最大。這種“U”型影響特征在控制宏觀的教育供給變量后亦十分顯著。以分層模型為例，在學前階段父母相對剝奪感每上升1個單位，子女受教育下降約16.2%，這一影響的平均邊際效應約為-1.1%;對應的高中教育階段、高等教育階段父母相對剝奪感每上升1個單位，子女受教育分別下降約42.6%、36.8%，這一影響的平均邊際效應分別約為-6.9%、-7.6%。

對此“U”型特征的一個解釋是，教育作為一種準公共品，因為其供給的有限性及優(yōu)質(zhì)教育的稀缺性，使得其具有一定的排他性。在學前教育階段，“不能輸在起跑線上”已成為現(xiàn)代子女教育的主流觀點之一。但我國目前學前教育的普及率還未跟上義務教育階段的普及水平，為了能爭取到優(yōu)質(zhì)的教學資源，一些父母寧愿選擇高價的私立幼兒園，這一定程度上緩和了對學前教育機會的競爭程度。在此階段，父母剝奪感雖然會顯著影響子女的教育機會，但是敏感程度相對較低。相對其他學齡階段而言，義務教育階段以其強制性保證了自身的普及性和覆蓋范圍，即使是家庭情況極端貧困的孩子，也可能獲得受教育的機會。因此即使父母有較高的剝奪感，但義務教育的強制性彌補了由于剝奪感而帶來的受教育機會的損失。高中階段作為一個家庭的“重要一躍”，人們必定更加關注獲得優(yōu)質(zhì)資源的機會，在此激烈競爭的背后傾注更多的物質(zhì)資本和社會資本。加之社會上對重點學校的追逐之風，使得這一競爭日趨白熱化，因此對于一個優(yōu)質(zhì)的高中受教育機會，父母們具有更高的“敏感性”。而這一“重要一躍”之后是對高等教育的追求，伴隨著二十多年的高等教育擴張政策之后，大學生普及率有了明顯提升，使得在更高層次的教育機會獲得方面，父母們的相對剝奪感的“敏感性”有所下降。

（三）進一步分析

考慮到父母相對剝奪感與子女教育機會之間潛在的相互影響，我們將進一步考察父母相對剝奪感對子女教育機會的因果關系。對此，我們選取義務教育及以上階段的子女樣本進行分析。因為義務教育階段的子女教育機會較大程度上受到國家和地方政府政策支持，因而較少的受到家庭決策的影響。但在進入非義務教育階段后，教育決策可以由家庭自行決定，作為家庭經(jīng)濟來源貢獻者的父母，對于子女的教育機會有很強的話語權，因而更可能影響子女非義務教育階段的教育機會。

依據(jù)CFPS數(shù)據(jù)中子女庫對應的“您/你現(xiàn)在在上學嗎？”和“受訪者離校/上學階段”兩個問題，將樣本范圍篩選為初中階段離校和高中及以上階段在學的孩子?；赑SM的方法，依據(jù)樣本中父母相對剝奪感的均值，將樣本中父母相對剝奪感低于樣本均值的作為處理組，反之作為對照組，進而討論義務教育及以上階段的父母相對剝奪感對子女教育機會的影響。為了使結(jié)論更加穩(wěn)健，我們還依據(jù)樣本中父母相對剝奪感的中位數(shù)和75%分位數(shù)作為分組標準進行驗證。

本文使用一對一匹配、半徑匹配、最近鄰匹配、核匹配及局部線性回歸匹配等多種方法進行匹配，結(jié)果均表明父母相對剝奪感對子女教育機會產(chǎn)生了明顯的影響。表7為利用匹配后的數(shù)據(jù)進行分層回歸的結(jié)果，不難看到兩種匹配方法下，父母相對剝奪感對子女初中之后是否繼續(xù)上高中均有明顯的抑制作用。以均值分組后的一對一匹配為例，在控制宏觀層面的教育供給的相關因素后，與初中階段離校相比，父母相對剝奪感每增加1個單位，子女繼續(xù)進行高中及以上教育階段的機會下降約49.1%，其平均邊際效應約為-8.6%。與表6中高中階段的回歸結(jié)果相比，本節(jié)的回歸結(jié)果明顯偏大。一個原因是，表6的回歸結(jié)果在選取高中學齡階段作為樣本進行回歸時，只區(qū)分了在學和未在學狀態(tài)，并未區(qū)分子女在何種教育階段離校，得到的估計結(jié)果只表明在所有學段內(nèi)是否入學受父母相對剝奪感的平均影響，因此估計系數(shù)與基本結(jié)果有所差異。更為重要的是在有效控制宏觀教育供給因素后，這一系數(shù)增大，印證了我們區(qū)分義務教育階段的必要性，同時證實父母相對剝奪感的確是子女能否獲得高中及以上教育階段受教育機會的重要原因。

六、結(jié)論及政策啟示

父母的收入水平對子女受教育機會有著重要影響，父母收入的不平等狀態(tài)更可能直接影響其對子女的教育決策。本文利用2010～2016年的CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建混合面板，以父母的收入水平為基礎衡量父母的相對剝奪感對子女教育機會的影響。結(jié)果表明：（1）父母相對剝奪感對子女受教育機會存在顯著的抑制作用，結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。（2）上述抑制作用具有明顯的異質(zhì)性：從父母戶籍來看，農(nóng)村戶口狀態(tài)下父母相對剝奪感對子女教育機會的作用顯著，非農(nóng)戶口狀態(tài)下作用不顯著;區(qū)分孩子性別來看，父母相對剝奪感對男孩和女孩的受教育機會均存在顯著的抑制作用，這種影響效應對男孩略大;從孩子學齡階段來看，父母相對剝奪感對子女教育機會的影響呈顯著的“U”型特征，即隨著孩子年齡增加，父母相對剝奪感對子女教育機會的影響大小依次為：學前教育階段<高等教育階段<高中教育階段。（3）需要注意的是，考慮到義務教育階段的強制性和廣覆蓋性的特征，父母相對剝奪感對子女教育機會的影響在義務教育階段并不顯著，這表明我國實行義務教育政策有助于改善子女教育機會缺失。（4）進一步，我們以義務教育階段與義務教育以上階段的樣本為分析對象，采用PSM方法進行了因果識別，結(jié)果表明在控制宏觀教育供給因素后，父母相對剝奪感的確是子女能否獲得高中及以上教育階段受教育機會的重要原因。與初中階段離校相比，父母相對剝奪感每增加1個單位，子女繼續(xù)進行高中及以上教育階段的機會約下降49.1%，這種影響的平均邊際效應約為-8.6%。

基于上述結(jié)論，在以下方面提供了政策啟示：（1）父母個人收入的增長是子女受教育機會提高的重要推力。在經(jīng)濟發(fā)展、人民收入水平增長的同時，合理將“蛋糕”分配顯得尤為重要。一方面，父母收入的增長使得可用于子女教育的投入增加，可以刺激家庭對教育的需求，從而有助于子女接受更高層次的、更優(yōu)質(zhì)的教育;另一方面，經(jīng)濟增長“紅利”的再分配必須做到既要保證效率，也要促進公平，因為“蛋糕”的不同分配方式直接影響“吃蛋糕的人”的切身利益和主觀感受，進而影響其經(jīng)濟行為決策。（2）戶籍制度的改革是推進社會融合，緩解社會階層固化的有利因素。二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)決定了社會結(jié)構(gòu)的二元性，而戶籍制度充當了階層流動的“絆腳石”，但教育是促使階層變動的最有利途徑，只有改變教育機會和資源的城鄉(xiāng)分配差別，才能從根本上緩和由于階層固化帶來的一系列社會矛盾。（3）完善教育制度改革，尤其是基礎教育階段的普及，重點鞏固義務教育的覆蓋率，同時加大學高等教育的供給，是提高孩子受教育機會的重要途徑。

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責任編輯：張建偉