李祥云 童澤峰

一、引言

第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國具有大學文化程度及以上的人數(shù)占總人口的比例為15.47%，顯著高于第六次人口普查時的8.93%，增幅高達73.24%[1]。由此可見，我國高等教育的快速擴張使得更多適齡學生獲得接受高等教育的機會。然而，在高等教育總量不斷擴張的同時，來自不同家庭背景的學生獲得高等教育的機會是否公平受到廣泛關注。近年來媒體頻頻報道的“學二代”事件正是折射了社會公眾對該問題的擔憂?！皩W二代”反映的是高等教育的代際傳遞現(xiàn)象，指具有較高學歷的父母可以憑借其擁有的優(yōu)勢提高其子女接受高等教育的機會，導致高等教育機會在代際間的傳遞[2]。高等教育的代際傳遞程度越高，由父代教育背景差異導致的子代教育成就差距越大，表現(xiàn)為相較于低學歷父代的子女，高學歷父代的子女可以有更大的概率接受高等教育[3]。此外，相較于基礎教育，高等教育的回報率更高[4]，這使得接受高等教育成為貧困孩子實現(xiàn)收入增長和階層跨越的重要方式[5]。因此，過高的高等教育代際傳遞程度不僅會損害教育公平、擴大收入差距，還會阻礙人力資本投資、減緩經(jīng)濟增長。

目前國內外關于教育代際傳遞的文獻雖然較為豐富，但現(xiàn)有文獻主要是從整體上探討教育的代際傳遞問題[6-8]，對高等教育代際傳遞的專門性研究較少。事實上，教育代際傳遞現(xiàn)象在不同教育層級間存在不同的特征[9]。高等教育是貧困孩子實現(xiàn)階層跨越的重要方式，我們研究其在代際間的傳遞對于提高弱勢群體接受高等教育的機會，促進高等教育公平，進而縮小社會收入差距具有重要意義[10]。同時，現(xiàn)有文獻中對高等教育代際傳遞內在機制的實證分析則更為鮮見。我們要通過公共政策降低我國高等教育的代際傳遞程度，就需要弄清具有高等教育背景的父代是如何將自身的教育優(yōu)勢傳遞給子代，這對于阻斷高等教育代際傳遞，進而弱化父子間接受高等教育機會的關聯(lián)程度至關重要。此外，父子間接受高等教育的質量也可能存在傳遞效應。這是因為在我國，父代接受的高等教育包括專科、本科和研究生三個層級，而其接受的高等教育層級差異可以視為獲得高等教育的質量差異。那么，獲得不同高等教育質量的父代，對其子代獲得的高等教育質量有何影響？目前鮮有學者關注到這個問題。因此，基于現(xiàn)有文獻存在的不足，本文利用中國綜合社會調查（CGSS）2013年、2015年和2017年三期的混合截面數(shù)據(jù)，重點考察了具有高等教育背景的父代對其子代接受高等教育機會的影響及內在機制，并進一步分析了接受不同質量高等教育的父代，其子代接受高等教育的質量差異。

二、理論分析

一般認為，父母的教育背景主要通過先天遺傳和后致途徑影響子代教育的獲得[11]。就先天遺傳來說，子代通過遺傳父代的智力獲取天生稟賦，進而提升他們接受教育的機會。這方面的研究大多是通過測算親生父代與親生子代、領養(yǎng)子代間的教育代際傳遞差異或者比較雙胞胎間的教育差異，來識別先賦遺傳對教育代際傳遞的影響。例如，Plug和Vijverberg通過比較父代受教育程度與親生子代、領養(yǎng)子代受教育程度間的關聯(lián)性差異后發(fā)現(xiàn)，父代的智力對于子代的受教育程度有著重要影響，先天遺傳效應至少可以解釋美國孩子學習成績的50%[12](P637)；Behrman和Rosenzweig通過比較同卵雙胞胎間的教育差異也得出了類似的結論[13]。由于很難收集被收養(yǎng)者或者雙胞胎的數(shù)據(jù)來估計教育代際傳遞的遺傳效應，更多研究聚焦于教育代際傳遞的后致途徑。就高等教育來說，若以通過公共政策降低我國高等教育代際傳遞程度為研究目標，相較于先天遺傳，更重要的是識別各種可觀測的后致途徑，這也是本文關注的重點。其中，識別高等教育代際傳遞機制的核心是中介變量的選擇。借鑒Blanden等對代際收入傳遞中介變量的定義[14](P45)，高等教育代際傳遞的中介變量必須“既受父代高等教育背景的影響，同時又對子代的高等教育獲得產生影響”。

結合中國的實際，我們認為父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本是我國高等教育代際傳遞中最重要的三個中介變量。這不僅是基于微觀數(shù)據(jù)的可獲得性，也是基于中國社會現(xiàn)實的思考。當前我國社會對“學二代”現(xiàn)象的擔憂主要源于三個方面：一是學區(qū)房的過高房價、課外補習的高昂費用等社會問題影響著子代基礎教育階段的學習成就，進而影響他們接受高等教育的機會，而這些問題與其父代的財富資本密切相關。一般而言，受過高等教育的父代擁有較多財富資本[12](P612)，不僅可以通過購買學區(qū)房等方式使子代就讀于高質量名校，還可以為子代提供更多來自學校教育以外的課程補習，提升子代在基礎教育階段的學習成績[15]，進而增加他們接受高等教育的機會。此外，伴隨著高等教育的擴張，個人已經(jīng)成為高等教育成本分擔的主體[16]，子代接受高等教育的私人成本提高則進一步增強了父代財富資本與子代獲得高等教育機會間的關聯(lián)程度。二是權力尋租、社會關系等在學生獲取優(yōu)質教育資源的過程中發(fā)揮了一定的作用，而這主要體現(xiàn)在父代社會資本的積累上。由于優(yōu)質教育屬于稀缺資源，在消費上具有較強的競爭性，因此擁有較多社會資源的父代可以利用社會關系為子代爭取更多的優(yōu)質資源[17]，而具有高等教育背景的父代往往接觸的是掌握較多社會資源的人，這拓寬了他們的人際關系，也令他們積累了更多的社會資本。擁有較多社會資本的父代可以使其子女進入優(yōu)質的中小學就讀，進而提高他們在基礎教育階段的學習成績，增加了他們獲得高等教育的機會。三是我國基礎教育尤其是高中教育階段沉重的學習負擔對子代的健康提出了較高的要求。不具備健康體質的子代可能會因體力或者精力的限制影響學習的時間和效率，降低他們在基礎教育階段的學習成就，進而阻礙他們獲得高等教育的機會。受過高等教育的父代可以通過培養(yǎng)子代良好的生活習慣增加其健康資本的積累[18]。此外，他們還可以為子代提供充足的營養(yǎng)和良好的醫(yī)療條件[19]。

基于以上分析，本文主要考慮父代財富資本、父代社會資本以及子代健康資本這三個影響高等教育代際傳遞的機制，并以此為突破口，試圖尋找降低我國高等教育代際傳遞程度的方法。

三、研究設計

（一）高等教育代際傳遞程度的測算

測算代際傳遞程度的經(jīng)典方法是Becker和Tomes提出的彈性系數(shù)法。該方法通過最小二乘法（OLS）對一個簡單線性模型進行回歸，進而得到代際彈性系數(shù)，并用此衡量代際傳遞程度[20]。但是，本文的被解釋變量為子代是否接受高等教育的二元變量，當被解釋變量為二元變量時，使用最小二乘法（OLS）難以反映樣本的非線性特征。此時，Logit模型可以克服這一缺點?；诖?，我們建立二元Logit模型，驗證父代高等教育背景對子代接受高等教育機會的影響程度。

由于在實證研究中，模型（1）中被解釋變量的變化難以解釋，因此，我們將模型（1）進行變換，得到模型（2）：

其中，Pi表示子代i接受高等教育的概率，1-Pi表示子代i未接受高等教育的概率。fedui為核心解釋變量，表示父代是否接受高等教育。若父代接受高等教育，則fedui=1，否則為0；Xi為一系列控制變量,包括子代性別、子代民族以及父代子女數(shù)量；β0為常數(shù)項。表示優(yōu)勢比（Odds Ratio），衡量的是子代接受高等教育的概率與未接受高等教育的概率之比；β1表示核心解釋變量變化一單位時所引起的優(yōu)勢比的邊際變化，即高等教育代際傳遞程度。如果我們的實證結果表明優(yōu)勢比顯著大于1，就說明我國存在明顯的高等教育代際傳遞現(xiàn)象，且高等教育代際傳遞程度較高。

（二）高等教育代際傳遞內在機制的識別

由于識別高等教育代際傳遞內在機制的關鍵是驗證父代高等教育背景是否對中介變量產生影響，并且中介變量是否進一步影響子代獲得高等教育的機會。因此，我們重點關注回歸模型的系數(shù)大小和顯著性。借鑒Blanden等的中介變量回歸法[14](P45)，我們建立如下OLS模型。在樣本量較大的情況下，OLS回歸與LPM回歸模型趨近于一致，因此OLS模型的回歸結果與Logit模型的回歸結果差別較小。

模型（3）用來識別父代高等教育背景對父代財富資本、父代社會資本以及子代健康資本的影響；模型（4）用來識別父代財富資本、父代社會資本以及子代健康資本對子代接受高等教育機會的影響。其中，Interi表示中介變量，分別為父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本；Edupj和Educi分別代表父代和子代是否接受高等教育；Xi為控制變量；εi和νi為隨機誤差項；α0和γ0為常數(shù)項。若αi和γi均顯著為正，則表明父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本是高等教育代際傳遞的內在機制。此外，我們還可以計算出各中介變量對高等教育代際傳遞的具體貢獻為αiγi。

（三）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文使用的是中國綜合社會調查（CGSS）2013年、2015年和2017年三期的數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)是由中國人民大學中國調查與數(shù)據(jù)中心通過對我國大陸各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）10 000多戶家庭進行多階段和多層次的隨機概率抽樣方法搜集得到，包含受訪者個人及其父母教育、收入、職業(yè)、健康等方面的信息，為本文的研究提供了良好的數(shù)據(jù)支持。出于研究需要，我們將三期CGSS數(shù)據(jù)合并，形成混合截面數(shù)據(jù)。相比橫截面數(shù)據(jù)，混合橫截面數(shù)據(jù)擴大了樣本容量，可以獲得更準確的估計結果[21]。

本文的主要變量包括教育、收入、財產、健康、職業(yè)等。各變量的具體定義如下：（1）父代或子代是否接受高等教育。該變量為虛擬變量，我們根據(jù)子代和父代的最高學歷來判斷其是否接受高等教育。由于在我國國民教育體系中，一般將?？萍耙陨蠈W歷視為高等教育，因此若樣本中個體的最高學歷為專科及以上，則視為接受高等教育，賦值為1，否則賦值為0。（2）父代財富資本。我們用收入和房產數(shù)量的主成分分析結果來衡量父代的財富資本。（3）父代社會資本。我們對父代職業(yè)、政治身份、職業(yè)所處的行業(yè)、單位性質以及父代所處社會層級進行主成分分析，用分析結果來全面衡量父代的社會資本。（4）子代健康資本。我們用子代的健康自評等級來衡量子代健康資本。具體賦值如下：很不健康=1；比較不健康=2；一般健康=3；比較健康=4；很健康=5。為了避免可能存在的遺漏變量對估計結果的影響，我們還引入一系列控制變量。具體如下：（1）子代性別。父代對兒子和女兒接受教育的重視程度差異可能影響不同性別子代接受高等教育的機會。該變量為虛擬變量，若子代為男性，則賦值為1，否則為0。（2）子代民族。我國不同民族地區(qū)的教育資源可能存在差異，并且我國出臺了眾多針對少數(shù)民族的高考優(yōu)惠政策，這些因素可能影響不同民族子代接受高等教育的機會。該變量為虛擬變量，若子代為漢族，則賦值為1，否則賦值為0。（3）父代的子女數(shù)量。在父代擁有的各種資源一定的情況下，父代子女數(shù)量的增加可能影響每個子代從父代獲得的資源，進而影響子代獲得高等教育的機會。

我們對樣本進行如下處理：（1）剔除父代和子代年齡明顯異常和父子年齡差距過大的樣本；（2）剔除子代仍在學、中途輟學和被退學的樣本；（3）剔除缺失樣本；（4）對連續(xù)變量的樣本在1%以下和99%以上進行縮尾處理。在對樣本進行處理后，我們最終共得到11 445個樣本。對樣本進行初步分析可以發(fā)現(xiàn)：子代接受高等教育的比例為30.20%，明顯高于父代的4.10%，這得益于我國新世紀以來的高等教育大規(guī)模擴張。父代和子代接受高等教育的平均比例為17.15%，與第七次人口普查中我國接受高等教育的人口比例基本一致，這也從側面反映了本文樣本的代表性和準確性。從人口特征來看，樣本中子代的男女占比分別為51.20%和48.80%，漢族樣本占比為96.00%，并且父代子女的平均數(shù)量為1.02。

四、實證結果與分析

（一）高等教育代際傳遞程度的測算結果

1.基準回歸結果與分析

表1第二列和第三列報告了二元Logit的回歸結果。為便于直觀解釋，表1中直接報告了優(yōu)勢比。第二列為未加入控制變量的回歸結果，結果顯示，父代是否接受高等教育的優(yōu)勢比為8.870，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正。在加入控制變量后，第三列的結果顯示，父代是否接受高等教育的優(yōu)勢比為8.683，并仍在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明對于接受過高等教育的父代來說，其子代獲得的高等教育概率遠高于未接受高等教育的父代。實證結果表明，父代的高等教育背景對子代是否能夠接受高等教育具有顯著的影響，說明我國存在高等教育的代際傳遞現(xiàn)象，且傳遞程度較高，這也證明了我國存在“學二代”現(xiàn)象。高等教育代際傳遞程度越高，由家庭教育背景差異導致的教育成就差距越大，表現(xiàn)為相較于普通學歷家庭子代，高學歷家庭子女有更高的幾率接受高等教育，進而損害了教育的代際公平，加劇了社會階層的固化。

此外，加入控制變量后，父代是否接受高等教育的優(yōu)勢比降低，這反映了其他控制變量對于子代是否能夠接受高等教育也具有一定的影響。具體說，父代子女數(shù)量的優(yōu)勢比在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且小于1，說明在其他條件不變的情況下，隨著父代子女數(shù)量的增加，子代接受高等教育的機會將減少，這是因為子代數(shù)量的增加導致每個子代所獲得的父代資源的減少。此外，子代性別的優(yōu)勢比不顯著，這體現(xiàn)了父代高等教育背景對子代接受高等教育機會的性別公平。子代民族對子代是否能夠接受高等教育也沒有顯著影響，這得益于我國一直以來對少數(shù)民族地區(qū)的教育扶持政策。

2.穩(wěn)健性檢驗

由于準確識別我國是否存在高等教育的代際傳遞是分析其內在機制的基礎，因此，為了驗證基準回歸結果的穩(wěn)健性，本文采取三種方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是改變衡量接受高等教育的標準。我們采用父代和子代是否獲得本科及以上學歷來重新衡量他們是否接受了高等教育。二是剔除恢復高考制度以前接受高等教育的樣本。我國于1977年恢復高考制度，1977年前高等教育的選拔方式并不是通過高考，而是直接從工人、農民和士兵中推薦產生。基于此，我們剔除這部分樣本，并重新識別父代高等教育背景與子代接受高等教育機會的關聯(lián)程度。三是替換估計方法。我們采用OLS回歸法重新檢驗父代高等教育背景對子代是否接受高等教育的影響。在該檢驗中，我們重點關注回歸系數(shù)的符號及其顯著性。表1第四列和第五列的回歸結果顯示，父代是否接受高等教育的優(yōu)勢比均大于1且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。此外，第六列中OLS的估計結果顯示，父代是否接受高等教育的系數(shù)為正且依然在1%的統(tǒng)計水平上顯著。穩(wěn)健性檢驗結果與主回歸結果基本一致，由此我們再一次驗證了接受過高等教育的父代的確可以增加其子代接受高等教育的機會。

表1 基準回歸與穩(wěn)健性檢驗結果

3.異質性分析

高等教育代際傳遞程度在城鎮(zhèn)與農村地區(qū)、受高校擴招與未受高校擴招影響的群體以及接受正規(guī)高等教育與接受成人高等教育群體間可能存在較大差異。為進一步識別這些差異，并為通過公共教育政策有針對性地降低我國高等教育代際傳遞程度提供參考，我們分樣本測算了高等教育的代際傳遞程度。

（1）城鎮(zhèn)地區(qū)和農村地區(qū)之間的高等教育代際傳遞差異

我們根據(jù)子代十四歲時的戶籍將全樣本分為城鎮(zhèn)和農村樣本，并分別考察不同樣本中高等教育代際傳遞的程度。表2第二列和第三列的回歸結果顯示，城鎮(zhèn)地區(qū)和農村地區(qū)子代是否接受高等教育的優(yōu)勢比分別為6.072和9.267，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明對于城鎮(zhèn)和農村地區(qū)接受過高等教育的父代來說，其子代獲得高等教育的概率均明顯大于未接受過高等教育的父代。但是，農村地區(qū)高等教育代際傳遞程度更大，即農村子代是否接受高等教育在更大程度上受其父代高等教育背景的影響。出現(xiàn)這種結果的原因可能是，相較于城鎮(zhèn)地區(qū)，農村地區(qū)的公共教育資源較為匱乏，這在一定程度上增加了農村地區(qū)父代私人教育投資對子代受教育水平的影響，而父代的私人教育投資又與其是否接受高等教育正相關，進而增強了農村地區(qū)的高等教育代際傳遞程度。

（2）受高校擴招影響群體和不受高校擴招影響群體之間的高等教育代際傳遞差異

由于只有接受過高中及以上教育的子代才有機會參加高考，因此我們根據(jù)這部分子代參加高考的年份將樣本分為受高校擴招和不受高校擴招影響樣本：若子代的學歷為高中或中專，將子代完成高中或中專教育的年份視為其參加高考的年份，若該年份在1999年之前，則視為未受高校擴招影響，反之視為受到高校擴招影響。同時，若子代的學歷為?？萍耙陨希鶕?jù)子代取得最高學歷的時間減去其接受高等教育的年限推算參加高考的年份，若該年份在1999年之前，則視為未受高校擴招影響，反之視為受高校擴招影響?；貧w結果如表2的第四列和第五列所示，不受高校擴招和受高校擴招影響的樣本中，子代是否接受高等教育的優(yōu)勢比分別為4.166和8.734，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這表明高等教育代際傳遞程度在受高校擴招影響的群體中更大。也就是說，高校擴招顯著增強了父代高等教育背景與子代接受高等教育機會間的關聯(lián)程度，這與李春玲基于2005年1%人口抽樣調查數(shù)據(jù)的研究結論一致[22]。我們的研究結果表明，高校擴招雖然提高了高等教育的總量，但是加劇了高等教育代際傳遞的不平等，這也從經(jīng)驗上驗證了Rafter和Hout提出的最大化維持不平等（Maximally Maintained Inequality,MMI）[23]假設在我國的適用性。該假設認為，教育擴張并不能導致教育機會分配的平等化。相反，只要社會中具有優(yōu)勢地位的群體還有可能去提升他們的教育機會，教育機會不平等就會存在。事實上，雖然高校擴招在短期內提高了高等教育的供給，但受制于以往高等教育規(guī)模的限制，社會中的高等教育供給遠不能滿足需求。由于優(yōu)質高等教育資源的稀缺，具有高等教育背景的父代往往通過各種方式使其子女的受教育機會最大化，這就導致高校擴招所增加的高等教育供給更多的被高學歷家庭的子代獲得，進而加劇了我國的高等教育代際傳遞程度。

表2 異質性分析結果

（3）接受正規(guī)教育群體和接受成人教育群體之間的高等教育代際傳遞差異

我們還進一步考察了高等教育代際傳遞程度在接受正規(guī)高等教育和接受成人高等教育父代樣本中的差異。表2第六列和第七列的回歸結果顯示，接受正規(guī)高等教育和接受成人高等教育的父代樣本中，父代是否接受高等教育的優(yōu)勢比分別為8.540和8.065，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。實證結果表明，無論是接受正規(guī)教育還是成人教育的父代，均對子代是否接受高等教育具有顯著影響。但是，接受正規(guī)高等教育的父代對其子代獲得高等教育機會的影響更大，即父代通過接受正規(guī)高等教育可以導致更大的高等教育代際傳遞效應。雖然接受正規(guī)高等教育的父代和接受成人高等教育的父代所積累的人力資本數(shù)量相同，但是通過前者所積累的人力資本質量更高。擁有更高質量人力資本積累的父代可以積累更多的財富資本和社會資本，進而增加其子代接受高等教育的機會。事實上，通過成人教育來獲得高等教育已經(jīng)成為公眾提升學歷水平的重要方式之一，但是相比通過正規(guī)方式獲得高等教育的父代，通過成人高等教育實現(xiàn)學歷提升的父代，其子代獲得高等教育的機會將減少。這表明父代接受正規(guī)高等教育增加了高等教育的代際程度。

(二)高等教育代際傳遞內在機制的識別結果

我們對模型（3）和（4）進行回歸，以此來識別父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本是否為高等教育代際傳遞的內在機制。表3上半部分報告了父代高等教育背景對各內在機制的影響。從中可以看出，當因變量為父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本時，父代是否接受高等教育的系數(shù)分別為1.446、1.353和0.856，并且所有的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這表明父代高等教育背景可以顯著提高父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本。此外，父代是否接受高等教育對于父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本的影響程度依次減弱，說明接受高等教育對個人財富積累產生了更大的影響。表3下半部分報告了三種內在機制對子代是否接受高等教育的影響。結果顯示，父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本的系數(shù)分別為0.220、0.101和0.124，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這說明三者均可以顯著提高子代接受高等教育的機會。同時，父代財富資本對子代是否接受高等教育的影響最大，而父代社會資本和子代健康資本對子代是否接受高等教育的影響則基本一致。

根據(jù)表3中的回歸結果，我們可以認為父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本滿足作為高等教育教育代際傳遞內在機制的條件，這也從經(jīng)驗上驗證了前文的理論分析。此外，我們還可以將父代高等教育背景對各內在機制的影響系數(shù)與各內在機制對子代是否接受高等教育的影響系數(shù)相乘，以此測算出各中介變量對高等教育代際傳遞的貢獻。測算結果表明，父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本對高等教育代際傳遞的貢獻分別為0.318、0.137和0.106。因此，父代財富資本是高等教育代際傳遞最重要的內在機制。

表3 高等教育代際傳遞內在機制的識別結果

五、進一步分析：父代與子代間接受高等教育質量的傳遞

在我國，高等教育的組成部分包括?？?、本科和研究生，雖然前文的分析已經(jīng)表明，父代的高等教育背景可以顯著提高子代接受高等教育的機會。但是，獲取不同高等教育質量的父代對子代接受高等教育質量的影響可能有所不同。因此，我們用高等教育層級作為高等教育質量的代理變量，將父代和子代的高等教育層級分為專科、本科和研究生三類，并基于本文的樣本分別測算當父代處于某一高等教育層級時，其子代處于各個高等教育層級的比例。測算結果顯示，當父代為?？啤⒈究坪脱芯可鷮W歷時，其子代接受高等教育的比例分別為46.31%、63.48%和83.33%，呈逐漸增加的趨勢。具體來說，當父代為?？茖W歷時，其子代接受?？?、本科及研究生教育的概率分別為11.88%、22.66%和11.77%；當父代為本科學歷時，其子代接受?？啤⒈究萍把芯可逃母怕史謩e為16.01%、33.58%和13.89%；當父代為研究生學歷時，其子代接受?？啤⒈究萍把芯可逃母怕史謩e為13.44%、49.06%和20.83%。因此，當父代接受高等教育的層級從?？铺嵘窖芯可鷷r，其子代接受本科教育的概率從22.66%增加到49.06%，增幅高達116.50%，而其子代接受研究生教育的概率從11.77%增加到20.83%，增幅高達76.98%。

我們的分析結果表明，父代接受高等教育的層級越高，其子代有更大的幾率接受更高層級的高等教育，這說明我國不僅存在高等教育機會的代際傳遞，還存在高等教育質量的代際傳遞。接受更高質量高等教育的父代，其財富資本和社會資本存量更高，并且對子代健康資本的投資也越多，從而提高了其子代接受的高等教育質量。

六、結論與政策建議

本文運用中國綜合社會調查（CGSS）的混合截面數(shù)據(jù)考察了我國的高等教育代際傳遞程度及其內在機制。主要結論概述如下：一是具有高等教育背景的父代，其子代接受高等教育的機會大大增加，即我國存在明顯的高等教育代際傳遞現(xiàn)象，且高等教育傳遞程度較高，這表明我國存在“學二代”現(xiàn)象。二是農村地區(qū)較為匱乏的公共教育資源導致我國農村地區(qū)的高等教育代際傳遞程度高于城鎮(zhèn)地區(qū)。同時，由于高校擴招所增加的高等教育供給更多的被高學歷家庭的子代獲得，因此我國的高校擴招并未促進高等教育代際傳遞的公平，這從經(jīng)驗上驗證了MMI理論在我國的適用性。此外，相較于接受成人高等教育的父代，接受正規(guī)高等教育的父代積累的人力資本質量的增加使得其接受的高等教育具有更高的代際傳遞性，導致子代有更大的機會接受高等教育。三是父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本是我國高等教育代際傳遞的主要內在機制，且父代財富資本對高等教育代際傳遞的影響最大。父代高等教育背景對于其財富資本和社會資本以及子代健康資本的影響程度依次減弱。同時，父代財富資本對子代是否接受高等教育的影響最大，而父代社會資本和子代健康資本對子代是否接受高等教育的影響近乎相同。四是我國存在高等教育質量的代際傳遞現(xiàn)象，接受更高質量高等教育的父代，其子代有更大的幾率獲得更高質量的高等教育。

我們的研究結論表明，父代高等教育背景可以通過多條途徑影響子代人力資本和健康資本的積累，進而與子代接受高等教育的機會產生關聯(lián)。我們還可以從理論上進一步推知，運用公共政策降低我國的高等教育代際傳遞程度，重點是要弱化父代教育背景通過父代財富資本、父代社會資本和子代健康資本對子代高等教育機會的影響。因此，我們提出以下幾點建議：一是適當減少貧困家庭承擔高等教育支出的比例，并進一步擴大貧困學生高等教育資助的范圍，提高資助的額度，從根本上緩解父代教育背景差異所帶來的財富差異對子代接受高等教育的影響；二是進一步推進有助于教育公平的各項改革，如規(guī)范民辦中小學的辦學行為、嚴格執(zhí)行就近入學政策等，進而削弱各種權力尋租和社會關系等對子代接受教育的影響，促進子代接受高等教育的機會公平；三是繼續(xù)推行面向貧困地區(qū)的“免費午餐”“學生奶”計劃，提高弱勢學生的健康資本積累水平，進而提高他們基礎教育階段的學習時間和效率；四是繼續(xù)加大對農村地區(qū)基礎教育的公共財政投入，改善其中小學的辦學條件，增加優(yōu)質教育資源的供給，削弱私人教育投資對子代接受高等教育的影響，從而降低父代財富資本與子代接受高等教育間的關聯(lián)程度；五是繼續(xù)實施面向貧困地區(qū)的高校專項招生計劃，適當增加重點高校貧困專項的招生指標，建立更加公平的教育選撥模式，使得貧困孩子可以更多地享受到高校擴招帶來的紅利。