范曉莉, 趙添悅

(天津城建大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院, 天津 300384)

黨的二十大報(bào)告指出,新征程扎實(shí)推進(jìn)共同富裕應(yīng)把縮小中國貧富差距這一問題放在首要位置,其中不難發(fā)現(xiàn)收入不平等是造成貧富差距的重要原因之一[1]。收入不平等不僅受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等宏觀因素的制約,還受到由父母受教育程度、職業(yè)地位與社會關(guān)系等方面組成的家庭背景造成的影響[2]。深入探討收入的影響因素是減輕貧富差距的應(yīng)有之義,亦是實(shí)現(xiàn)中國共同富裕的迫切需求。隨著國家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的逐步推進(jìn),人才已然成為引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的第一資源[3]。教育不僅能夠提高人們的知識專業(yè)化程度,加大人力資本積累,還能直接影響個(gè)人收入水平,進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用[4]。

在以往關(guān)于教育與收入之間關(guān)系的研究中,學(xué)者們普遍認(rèn)為居民的教育水平對其收入的影響是顯著的[5-7]。還有一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),子代的收入水平會受到父母受教育程度的影響。例如劉澤云和袁青青把父母受教育程度納入家庭教育背景中,證實(shí)父母受教育程度對子代收入具有顯著的正向促進(jìn)作用,認(rèn)為其是通過對子代的教育投資進(jìn)而對子代的收入水平產(chǎn)生影響[2]。特別是隨著中國高等教育普及化后,高等教育代際傳遞現(xiàn)象也相繼出現(xiàn)。但值得關(guān)注的是,父母受教育程度對子代收入有何影響?父母受教育程度是通過什么中介進(jìn)而來影響子代收入?由此,本文從微觀數(shù)據(jù)出發(fā),基于共同富裕的背景下,并以2017年中國綜合社會調(diào)查的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本,研究父母受教育程度對子代收入的影響效應(yīng),以期為國家共同富裕的切實(shí)推進(jìn)提供可行的參考依據(jù)和政策啟示。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 教育與居民收入

在高質(zhì)量發(fā)展視域下,實(shí)現(xiàn)中國式教育現(xiàn)代化與“提低擴(kuò)中”是扎實(shí)推進(jìn)共同富裕的關(guān)鍵舉措[8-9]。已有研究發(fā)現(xiàn)有關(guān)教育對居民個(gè)人增收影響的實(shí)證結(jié)論并不完全相同,如美國學(xué)者Watson和James[10]估計(jì)中國1960—1970年的教育收益率為負(fù)值,說明當(dāng)時(shí)教育對增收呈現(xiàn)負(fù)向影響效應(yīng)。與之不同,Psacharopoulos和Patrions[11]、Faggio等[12]研究發(fā)現(xiàn),教育不僅能有助于降低貧困人口的知識困境,還能樹立積極的工作態(tài)度、提高生產(chǎn)力,同時(shí)能起到對增收的促進(jìn)作用。國內(nèi)學(xué)者王廣慧和張世偉[5]證實(shí)了農(nóng)村勞動(dòng)力的受教育程度越高,增收效果越顯著;鄒一南[13]認(rèn)為加大對農(nóng)民工的教育與培訓(xùn)力度,增強(qiáng)其人力資本的持續(xù)性積累進(jìn)而有利于促進(jìn)收入水平的提高。另外,也有學(xué)者提出為使鄉(xiāng)村振興補(bǔ)上共同富裕的短板,中國不僅應(yīng)向農(nóng)村分配優(yōu)質(zhì)的教育資源來縮小農(nóng)村與城鎮(zhèn)在人力資本積累上的差距,還應(yīng)積極推進(jìn)鄉(xiāng)村普惠性教育,進(jìn)而使農(nóng)民由低等收入行列轉(zhuǎn)向中等收入行列[14-15]?？傮w來看,大部分學(xué)者均得出了教育對居民收入是具有顯著效果這一研究結(jié)論,為接下來的內(nèi)容提供了理論依據(jù)。

教育對居民收入的正向促進(jìn)作用已得到廣泛證實(shí),而探討父母受教育程度對子代收入的影響更是共同富裕戰(zhàn)略的題中之義。劉澤云和袁青青[2]、王婷和李科宏[16]分別采用不同的研究方法,最終均證實(shí)父母受教育程度與子代收入之間存在顯著的正向作用,即隨著受教育年限的增加,子代中高等收入人群比例也有所提高。

由此提出假設(shè)1:父母受教育程度對子代收入有顯著影響。

在國際社會上,越來越多的學(xué)者把教育作為衡量國家與社會民生福祉的重要指標(biāo),普遍認(rèn)為教育投資會帶來較高的經(jīng)濟(jì)和社會回報(bào)[17]。國外學(xué)者Deschenes[18]在研究中發(fā)現(xiàn)父親受教育程度對子代收入呈現(xiàn)顯著的正向影響,而母親受教育程度對子代收入則產(chǎn)生負(fù)向作用,即對子代增收的影響程度而言,父親的影響程度遠(yuǎn)高于母親的影響程度。但國內(nèi)學(xué)者張世偉和呂世斌[19]研究證實(shí)父母受教育程度對子代收入具有正向促進(jìn)作用,其中母親的受教育程度對子代收入的影響效果更大。蔡蔚萍[20]則進(jìn)一步利用地位獲取模型,將家庭背景中的母親影響因素單獨(dú)提煉出來,研究發(fā)現(xiàn)母親的受教育程度對子代教育獲得的影響更高,但對子代收入的影響則與父親持平。綜上所述,通過對以往學(xué)者的研究結(jié)論進(jìn)行整理發(fā)現(xiàn),父親、母親受教育程度對子代收入的影響程度是不相同的。

由此提出假設(shè)2:父母受教育程度對子代收入的影響程度不一致。

1.2 教育與收入不平等

最初的人力資本理論認(rèn)為教育是促進(jìn)收入公平的重要途徑,因?yàn)樗哂匈Y源重新配置能力,能使各個(gè)居民階層的收入趨于平等化。然而,白雪梅和呂光明[21]提出了不同的觀點(diǎn),認(rèn)為教育并不是一直在降低收入不平等程度,教育與收入不平等的關(guān)系是受國家整體經(jīng)濟(jì)程度的影響,由于發(fā)達(dá)國家具有完善的勞動(dòng)市場的平等化效應(yīng),隨著居民受教育程度的不斷提高,其收入不平等程度就會降低;但發(fā)展中國家勞動(dòng)市場的平等化效應(yīng)較低,在控制相同研究變量的基礎(chǔ)上,居民收入不平等程度可能降低也可能升高。另外,教育公平不僅是阻斷貧困代際傳遞的有效途徑,還是實(shí)現(xiàn)共同富裕的最根本抓手[22]。在2013—2018年期間,由于中國農(nóng)村居民受教育程度出現(xiàn)了差距擴(kuò)大現(xiàn)象,從而減緩了多維貧困的進(jìn)程[23]。為緩解收入不平等導(dǎo)致的階層固化,有學(xué)者提出“削峰填谷”的解決方法,但由于此方法嚴(yán)重抑制了高等收入群體的積極性,并不是長久之計(jì)。因此需要轉(zhuǎn)換思維,通過提倡職業(yè)教育來加大中、低等收入人群的增收能力才是緩解階層固化的有效措施,同時(shí)教育資源的集聚效應(yīng)加劇了收入不均等[9,24]。還有大部分學(xué)者認(rèn)為教育不平等將會加劇收入不平等,其中童光榮和羅嬋[6]、陳曉東等[25]證實(shí)了受教育程度對收入不平等的影響程度會降低,同時(shí)教育的不公平會進(jìn)一步加劇居民收入的不平等。

由此提出假設(shè)3:父母受教育的不平等會加劇子代收入的不平等。

1.3 父母受教育程度對子代收入的內(nèi)在影響機(jī)制

一般而言,當(dāng)家庭教育投資增大時(shí),不僅可以提高本人的人力資本積累進(jìn)而影響收入水平,還能對子代收入產(chǎn)生積極促進(jìn)作用[19]。若將父親和母親受教育程度進(jìn)行區(qū)分來研究其對子女教育投資的影響,發(fā)現(xiàn)母親受教育程度對子女家庭教育投資的作用性更強(qiáng)。另外,當(dāng)父母受教育程度越高時(shí),除了能加大對其家庭教育的投資力度,其自身的是非認(rèn)知能力也很高,能更好地輔導(dǎo)孩子學(xué)業(yè)促進(jìn)子代受教育水平提高,實(shí)現(xiàn)子代人力資本積累進(jìn)而影響子代的未來收入水平[2,26]。

由此提出假設(shè)4:父母受教育程度越高,子代受教育水平越高,進(jìn)而促進(jìn)了子代收入水平的提升。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

樣本信息來源于2017年中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS)的數(shù)據(jù)庫,CGSS是中國首個(gè)全國性質(zhì)的學(xué)術(shù)型社會調(diào)查項(xiàng)目,其數(shù)據(jù)結(jié)果具有權(quán)威性。從2003年開始,由中國人民大學(xué)聯(lián)合全國學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)對一萬多戶家庭進(jìn)行嚴(yán)格的抽樣調(diào)查,項(xiàng)目調(diào)查區(qū)域覆蓋了河北、北京、河南等28個(gè)省份。2017年的統(tǒng)計(jì)調(diào)查結(jié)果有效樣本共有12 582份。由于本文主要研究的是子代收入問題,故篩選出年齡在18～60歲的樣本,并剔除在問卷中出現(xiàn)“不知道、不適用、拒絕回答”等無效樣本,最終得到有效樣本6 176份。

2.2 變量設(shè)置

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為個(gè)人收入,在CGSS問卷調(diào)查中有很多跟收入相關(guān)的數(shù)據(jù),如個(gè)人去年全年總收入、家庭全年總收入、配偶全年總收入等。參考祁占勇和何佑石[27]的經(jīng)驗(yàn),選擇個(gè)人去年全年總收入作為被解釋變量,通過問卷“您個(gè)人去年全年的總收入是多少?”的回答來獲取樣本。

2.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為父親受教育程度與母親受教育程度。通過參考張欣和陳新忠[28]的做法,對父親、母親受教育程度分別進(jìn)行賦值,通過問卷“您父親的最高教育程度是?”和“您母親的最高教育程度是?”兩個(gè)問題的回答來獲取樣本。

2.2.3 控制變量

除了父母受教育程度對子代收入產(chǎn)生影響,還有很多因素能夠影響研究結(jié)果,為了提高估計(jì)的精確度,借鑒相關(guān)研究經(jīng)驗(yàn),控制變量由個(gè)體屬性與家庭屬性兩方面控制變量組成。個(gè)體屬性控制變量由年齡、年齡的平方、性別、戶籍、地區(qū)、婚姻狀況與健康狀況組成,家庭屬性控制變量由家庭經(jīng)濟(jì)狀況來表示。其中,性別、戶籍、婚姻狀況為虛擬變量,健康狀況與家庭經(jīng)濟(jì)狀況為連續(xù)變量,按照程度依次賦值。

2.2.4 中介變量

中介變量為本人受教育程度。為了更加科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)胤从潮救耸芙逃潭?問卷中采用“A7a. 您目前的最高教育程度是?”這個(gè)問題,借鑒張欣和陳新忠[28]的研究做法,對本人受教育程度進(jìn)行賦值。所有變量的定義、符號、描述及賦值如表1所示。

2.3 模型構(gòu)建

考慮到被解釋變量子代收入是連續(xù)變量,故使用OLS法進(jìn)行基準(zhǔn)回歸,構(gòu)建計(jì)量模型來研究父母受教育程度對子代收入的影響,并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤來進(jìn)一步保障計(jì)量結(jié)果的準(zhǔn)確性。構(gòu)建計(jì)量回歸模型為

Ln incomei=α1+α2Edu_fi+α3xi+εi

(1)

Ln incomei=α4+α5Edu_mi+α6xi+εi

(2)

式中:i為第i個(gè)個(gè)體;Ln incomei為第i個(gè)子代的收入;α1與α4分別為模型(1)與模型(2)的常數(shù)項(xiàng),edu_fi和edu_mi分別為父親、母親受教育程度;α2與α5分別為父親、母親受教育程度對子代收入影響的回歸系數(shù);xi為由個(gè)體屬性和家庭屬性兩方面組成的控制變量;α3與α6分別為控制變量對子代收入影響的回歸系數(shù);εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于模型涉及多個(gè)變量,為了保障變量選取的準(zhǔn)確性與適度性,對所有研究變量都進(jìn)行了VIF檢驗(yàn),結(jié)果均為1.02～2.26且VTF均值為1.56,小于5,說明構(gòu)建的計(jì)量回歸模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸與Bootstrap分位數(shù)回歸

基于父親的角度分析,模型(1)僅研究父親受教育程度對子代收入的影響,系數(shù)為0.162,說明父親的受教育程度每提高一個(gè)等級,子代收入就會提高16.2%。在此基礎(chǔ)上,逐次對模型添加個(gè)人屬性控制變量和家庭屬性控制變量,如模型(3)所示,父親的受教育程度每提高一個(gè)等級,子代的年收入就會增長4.6%,且回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正?；谀赣H的角度分析,模型(6)回歸結(jié)果顯示,母親的受教育程度每提升一個(gè)等級,子代的年收入就會上升5.6%,且回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正(表3)。無論父親還是母親,除了年齡的平方、地區(qū)這兩個(gè)變量的回歸系數(shù)為負(fù)值外,其余變量對子代收入均有顯著正向增收效應(yīng)。假設(shè)1得到驗(yàn)證。對比父母受教育程度對子代收入影響的差異可知,父母受教育程度對子代收入的影響是不一致的。這一結(jié)果與中國式家庭分工密切相關(guān),在大部分家庭中,都是由母親負(fù)責(zé)教育子女,子女的人力資本積累主要受到母親的影響更多一些。同樣,劉文[29]關(guān)于教育“拼媽”現(xiàn)象,即父母參與程度對子代教育的影響研究證實(shí),母親比父親更多地參與到子代的教育過程,且當(dāng)母親受教育水平越高,參與程度越為積極。當(dāng)母親受教育程度較高時(shí),收入水平、家庭地位也會得到相應(yīng)的提高,可能會選擇只生一個(gè)孩子的幾率更大一些,因此給予孩子的各種資源也會越來越好,孩子得到優(yōu)質(zhì)的人力資本積累,收入也會提高。故父母受教育程度對子代收入的影響程度不一致。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表3 父母受教育程度對子代收入的影響:基準(zhǔn)回歸結(jié)果

以上分析基本證實(shí)父親、母親受教育程度能夠顯著促進(jìn)子代收入的增加。但是需要注意的是,以上結(jié)論是基于全樣本的平均效應(yīng),并沒有考慮到不同子代收入水平下的作用效果。為了得到更為全面的研究結(jié)論,采用分位數(shù)回歸法,以不同分位數(shù)水平下的子代收入作為研究對象,分別分析父親、母親受教育程度的影響特點(diǎn),為使回歸結(jié)果更為穩(wěn)健,采用Bootstrap分位數(shù)回歸,估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 父親(母親)受教育程度對子代收入影響:分位數(shù)回歸結(jié)果

把子代收入水平進(jìn)行劃分,θ=20為低等收入水平,θ=40與θ=60為中等收入水平,θ=80為高等收入水平。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示,父母受教育程度對各個(gè)階段的子代收入水平都具有顯著正向增收作用,所得到的結(jié)論與全樣本回歸結(jié)論是一致的,能進(jìn)一步證實(shí)父母受教育程度對子代收入是具有顯著正向增收效果這一研究結(jié)論。把不同分位數(shù)水平下的回歸結(jié)果與總樣本的回歸結(jié)果相比,基于父親的角度分析,除了低等收入水平,中、高等收入水平的增收效果均大于總樣本的增收效果,說明父親受教育程度對子代收入的影響更集中于中、高等收入水平的子代上;基于母親的角度分析,只有高等收入水平下母親受教育程度對子代收入的影響是高于全樣本平均效應(yīng)的回歸結(jié)果。對于影響程度而言,無論是父親受教育程度還是母親受教育程度,對不同收入水平下的子代的影響系數(shù)是不相同的,即影響程度不一致。

采用祁占勇等[30]的研究做法,由于被解釋變量為子代收入的對數(shù)值,故父母受教育程度變量前的回歸系數(shù),可視為父母受教育程度作用于子代的教育回報(bào)率。從圖1和圖2可以直觀看出,隨著子代收入水平的增大,教育回報(bào)率也在提升。由上文分析可知,高等收入水平下的教育回報(bào)率高于全樣本基準(zhǔn)回歸的教育回報(bào)率,圖1和圖2也呈現(xiàn)高等收入水平人群的教育回報(bào)率較高的特征,表明父母受教育的不平等會加劇子代收入的不平等,將會進(jìn)一步擴(kuò)大我國居民收入差距問題。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

注:中間水平線為均值時(shí)的回歸系數(shù),上下虛線之間為95%的置信區(qū)間的回歸系數(shù)圖1 父親受教育程度對子代收入影響的分位數(shù)回歸

注:中間水平線為均值時(shí)的回歸系數(shù),上下虛線之間為95%的置信區(qū)間的回歸系數(shù)圖2 母親受教育程度對子代收入影響的分位數(shù)回歸

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

進(jìn)一步采用袁青青和劉澤云[31]的做法,對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先根據(jù)調(diào)查者的戶籍所在地進(jìn)行劃分,分為城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本,回歸結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示,無論是從父親、母親的角度分析,還是基于城鎮(zhèn)、農(nóng)村樣本研究,父母受教育程度對子代收入均有顯著正向增收效果,假設(shè)1再次得到驗(yàn)證,其結(jié)果具有穩(wěn)健性。同時(shí),進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)農(nóng)村樣本的增收效果均小于城鎮(zhèn)樣本的增收效果。原因可能是,對于農(nóng)村子代而言,其父母大部分也是農(nóng)村戶口,受教育程度較低,對子女的教育問題并不是很重視,因此對子代收入的影響較低。由于城鎮(zhèn)父母受教育程度和收入水平普遍較高,社會資源相對較多,更容易對子代收入產(chǎn)生正向影響,故城鎮(zhèn)樣本的增收效果大于農(nóng)村樣本的增收效果。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn):戶籍劃分

3.3 異質(zhì)性分析

上述分析均論證了父母受教育程度對子代收入具有顯著正向效果,但作用效應(yīng)會根據(jù)地區(qū)劃分而有所變動(dòng)。參考大部分學(xué)者的劃分標(biāo)準(zhǔn)(1)東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東,中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南,西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、內(nèi)蒙古、廣西和寧夏。,把28個(gè)地區(qū)劃分為東部、中部和西部地區(qū),具體回歸結(jié)果如表6所示。回歸結(jié)果顯示,無論是從父親角度出發(fā)還是從母親角度出發(fā),中部地區(qū)的顯著效果最低甚至無顯著效果。原因分析如下:通過整理2016年財(cái)政教育補(bǔ)助支出中對個(gè)人和家庭的補(bǔ)助支出的數(shù)據(jù)(表7)可知,對于個(gè)人和家庭的教育補(bǔ)助來說,東部地區(qū)>西部地區(qū)>中部地區(qū),即出現(xiàn)“中部塌陷”現(xiàn)象[32]。由于中部地區(qū)的個(gè)人和家庭教育補(bǔ)助最少,可能會導(dǎo)致對該地區(qū)教育程度的促進(jìn)效果最低,因此在中部地區(qū)父母受教育程度對子代收入的顯著效果最低甚至無顯著效果。

表6 異質(zhì)性分析:劃分東部、中部、西部地區(qū)

表7 財(cái)政教育補(bǔ)助支出中對個(gè)人和家庭的補(bǔ)助支出

長此以往就會拉大東西部地區(qū)與中部地區(qū)的子代收入差距,不利于實(shí)現(xiàn)以區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展助力共同富裕的長期目標(biāo)。

表1將樣本的家庭經(jīng)濟(jì)狀況分為五類,分別為遠(yuǎn)低于平均水平、低于平均水平、平均水平、高于平均水平與遠(yuǎn)高于平均水平。把不高于平均水平的家庭經(jīng)濟(jì)狀況與高于平均水平的家庭經(jīng)濟(jì)狀況進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果如表8所示。結(jié)果顯示,不高于平均水平家庭經(jīng)濟(jì)狀況的子代收入受父親受教育程度影響的回歸系數(shù)為0.054,高于平均水平家庭經(jīng)濟(jì)狀況的子代收入受父親受教育程度影響的回歸系數(shù)為0.033,不高于平均水平家庭經(jīng)濟(jì)狀況的子代收入受母親受教育程度影響的回歸系數(shù)為0.067,高于平均水平家庭經(jīng)濟(jì)狀況的子代收入受母親受教育程度影響的回歸系數(shù)為0.021。從整體趨勢而言,無論是從父親角度出發(fā)還是從母親角度出發(fā),在父母受教育程度對子代收入的影響中,不高于平均水平家庭經(jīng)濟(jì)狀況的回歸系數(shù)更高,結(jié)果更為顯著。原因可能是不高于平均水平的家庭更容易受到教育成本的限制,進(jìn)而對子代收入產(chǎn)生影響,長期則會加劇不同收入水平家庭之間的馬太效應(yīng),不利于實(shí)現(xiàn)縮小居民貧富差距進(jìn)而扎實(shí)推進(jìn)我國共同富裕。

表8 異質(zhì)性分析:劃分家庭經(jīng)濟(jì)狀況

3.4 中介效應(yīng)

借鑒Baron 和Kenny[33]提出的中介變量檢驗(yàn)方法,采取逐步回歸法證明變量之間存在中介效應(yīng),需要有三步:第一步:Y=cX+e1;第二步:M=aX+e2;第三步:Y=c1X+bM+e3。其中,X為解釋變量,Y為被解釋變量,M為中介變量。若系數(shù)a、b、c顯著,則中介效應(yīng)顯著;若系數(shù)c1不顯著,則稱為完全中介效應(yīng),相反為部分中介效應(yīng)。根據(jù)此方法,構(gòu)建模型如下:

Mi=γ1+γ2edu_fi+γ3xi+εi

(3)

Mi=γ4+γ5edu_mi+γ6xi+εi

(4)

Ln incomei=β1+β2Mi+β3edu_fi+β4xi+εi

(5)

Ln incomei=β5+β6Mi+β7edu_mi+β8xi+εi

(6)

由于系數(shù)γ2、γ5、β2、β6、α2和α5均在1%的水平下顯著,因此上述模型中介效應(yīng)顯著,同時(shí)β3與β7分別在10%的水平下顯著和在5%的水平下顯著,故為部分中介效應(yīng)。為使結(jié)論更為嚴(yán)謹(jǐn),該模型均通過了Sgmediation檢驗(yàn)與Bootstrap檢驗(yàn)。當(dāng)父母受教育程度較高時(shí),父母的社會地位就會有所提升,會更加重視對家庭的高質(zhì)量投入,進(jìn)而對子代要求也更加嚴(yán)格,會加更重視子代的受教育程度,最終實(shí)現(xiàn)對子代收入水平的影響。由此得出結(jié)論,在父母受教育程度對子代收入的影響過程中,子代受教育程度發(fā)揮了部分中介作用。假設(shè)4得到驗(yàn)證。

表9 中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果

4 結(jié)論與對策建議

基于以上研究結(jié)果,得出以下結(jié)論:①父母受教育程度對子代收入有顯著正向增收效應(yīng),即父母的受教育程度每提升一個(gè)檔次,子代的年收入就會有所提升,且與農(nóng)村相比,城鎮(zhèn)樣本的正向增收效應(yīng)更高;②高等收入子代的教育回報(bào)率較高,表明父母受教育的不平等將會加劇子代收入的不平等,這將進(jìn)一步拉大子代收入差距;③父母受教育程度對子代收入的影響存在異質(zhì)性特征,從分區(qū)域來看,東、西部地區(qū)較為明顯,而從不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況考察,不高于平均水平的家庭影響程度更高;④從影響機(jī)制來看,父母受教育程度對子代的增收效應(yīng)可部分歸因于其能提高子代受教育程度,即父母受教育程度可以通過提高子代受教育程度進(jìn)而促進(jìn)子代增收。

綜合以上結(jié)論,提出以下對策建議:

第一,加強(qiáng)社區(qū)教育建設(shè),提高居民個(gè)人的教育水平。社區(qū)作為社會治理的最小單元,加強(qiáng)社區(qū)教育建設(shè)是提高居民教育水平必不可少的舉措,更為我國教育事業(yè)的發(fā)展添磚加瓦。具體做法例如國家加大宣傳力度并盡快出臺《中華人民共和國社區(qū)教育實(shí)施法》,提高居民對社區(qū)教育的認(rèn)知升級;可引進(jìn)周邊大學(xué)的教師來社區(qū)進(jìn)行兼職教學(xué)并制定出教師兼職激勵(lì)機(jī)制,待師資力量穩(wěn)定后定期開展以需求為導(dǎo)向的教學(xué)活動(dòng);當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)應(yīng)積極建設(shè)社區(qū)自習(xí)室、社區(qū)教學(xué)室、社區(qū)閱讀室等公共基礎(chǔ)設(shè)施。

第二,打破二元結(jié)構(gòu)壁壘,改善鄉(xiāng)村教育的資源供給。重點(diǎn)扶持鄉(xiāng)村教育,合理分配城鄉(xiāng)教育資源。發(fā)展鄉(xiāng)村教育是助力鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵力量,進(jìn)而起到扎實(shí)推動(dòng)共同富裕的作用。例如可在鄉(xiāng)村建設(shè)大學(xué)區(qū)、壯大鄉(xiāng)村優(yōu)秀教師隊(duì)伍。在擴(kuò)大教育規(guī)模、保障不同階層均能受到公平教育的同時(shí),更應(yīng)注重教育質(zhì)量問題。學(xué)校與政府可借助互聯(lián)網(wǎng)平臺聯(lián)合開辦類似“翻轉(zhuǎn)課堂”這種線上免費(fèi)短視頻教學(xué)課堂,使鄉(xiāng)村教育爭取早日實(shí)現(xiàn)到高質(zhì)量的轉(zhuǎn)變,縮小城鄉(xiāng)教育差距使其得到均衡發(fā)展。

第三,完善義務(wù)教育與職業(yè)教育,賦能弱勢群體走向教育公平。政府強(qiáng)化義務(wù)教育可在中部不發(fā)達(dá)地區(qū)開展延長義務(wù)教育年限的教學(xué)試點(diǎn),針對目前我國實(shí)施的九年義務(wù)教育,可選擇向前延長到學(xué)前教育或者向后延長到高中,進(jìn)而提高低收入家庭的受教育水平,起到促進(jìn)教育公平并降低居民收入差距的作用。由于我國對于技能型人才和科學(xué)型人才培養(yǎng)模式的趨同化,進(jìn)而阻礙了受教育者的個(gè)性化發(fā)展,尤其是對低收入群體的影響程度最大。職業(yè)教育的種類繁多更能貼近低等收入人群的特點(diǎn),因此,政府理應(yīng)重視職業(yè)教育,全面發(fā)揮職業(yè)教育賦能低等收入人群走向共同富裕的效力。但現(xiàn)階段的職業(yè)教育存在社會認(rèn)同感低、缺乏高質(zhì)量師資隊(duì)伍等弊端,因此需盡快制定技能型人才的最低薪酬標(biāo)準(zhǔn)且跟目前相比應(yīng)有較大的提升,積極從各地的先進(jìn)企業(yè)中引進(jìn)具有實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的工程師到職業(yè)學(xué)校任教,建立職業(yè)資格與普通學(xué)歷的等同互認(rèn)制度等。