許長青, 梅國帥, 陸智軍

(1. 中山大學(xué) 粵港澳發(fā)展研究院, 廣東 廣州 510275;2. 華東師范大學(xué) 高等教育研究所, 上海 200241)

一、問題提出

促進(jìn)教育優(yōu)質(zhì)、公平、均衡發(fā)展已成為我國教育關(guān)注的重要議題。教育代際流動反映了父輩受教育水平對子輩受教育水平的影響,是衡量教育機(jī)會公平的重要指標(biāo),體現(xiàn)了社會的機(jī)會公平程度[1-2]。教育代際流動性低,意味著教育機(jī)會偏向于富人和特權(quán)者,普通人將得到較少的教育機(jī)會,加劇社會的不平等[3-4]。此外,教育代際流動性能夠影響人力資本配置效率[5],進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長[6-7]。教育代際流動還與幸福感相關(guān),實證研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)代際流動能夠影響居民幸福感,且二者之間存在倒U型非線性關(guān)系[8]。在如今中國經(jīng)濟(jì)增速放緩的背景下,我們應(yīng)該關(guān)注社會的機(jī)會公平,重視教育代際流動,使得普通人也能接受適當(dāng)?shù)慕逃?/p>

教育代際流動受到眾多因素的影響。人力資本積累可以影響教育代際流動[9],教育擴(kuò)張通過提高人力資本積累,從而提高教育代際流動性,而不同階段的教育擴(kuò)張對教育代際流動性的影響機(jī)制存在差異[10-13]。父輩的受教育水平也能影響教育代際流動,土耳其較發(fā)達(dá)地區(qū)長大的女性的教育水平較少依賴于父母的教育水平[14],而非洲的母親受教育水平通常比父親受教育水平對孩子影響更大[15]。教育代際流動亦受到環(huán)境因素的影響,城鎮(zhèn)居民或城市戶口比農(nóng)村受教育者的教育機(jī)會更大,且城鎮(zhèn)居民中城市戶口受教育者在高中和大學(xué)階段的教育機(jī)會更具優(yōu)勢[16];農(nóng)村家庭收入水平較低且母親受教育水平較低的男生受到鄰里效應(yīng)的影響更大[17];搬遷扶貧則能夠提高搬遷群體中最低收入階層跨越代際貧困陷阱的概率[18]。教育投資是影響教育代際流動的重要因素。數(shù)字金融可以通過緩解家庭的流動性約束,改善家庭的人力資本投資,從而促進(jìn)教育代際流動[19]。相關(guān)實證研究發(fā)現(xiàn),公共教育支出能夠緩解家庭教育投資的不足并提高教育代際流動性[20]。另有研究發(fā)現(xiàn),中國縣級的公共教育支出的增加能降低代際收入彈性,從而提高代際流動性[21]。公共教育支出有助于更多的低收入家庭子女接受高等教育,增強(qiáng)了社會流動性[22]。

過往文獻(xiàn)的結(jié)論表明公共教育支出能夠提高教育代際流動性,然而目前仍然缺乏對公共教育支出結(jié)構(gòu)影響的研究,即不同教育階段公共教育支出是否都能影響教育代際流動以及怎樣影響教育代際流動。本研究將重點關(guān)注基礎(chǔ)教育不同階段公共教育支出對教育代際流動的可能影響并提出如下基本假設(shè):

假設(shè)1:不同階段公共教育支出能提高教育代際流動;

假設(shè)2:不同階段公共教育支出的影響具有異質(zhì)性,小學(xué)階段公共教育支出影響最大、初中次之、高中最小;

假設(shè)3:不同階段公共教育支出對低收入群體子女的教育代際流動都具有正向影響。

本研究采用中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Survey,CFPS)數(shù)據(jù),引入公共教育支出變量并考慮不同階段公共教育支出作用的異質(zhì)性,全面考察公共教育支出與教育代際流動之間的關(guān)系,以為公共教育支出政策制定提供一定的理論依據(jù)。

二、研究設(shè)計

(一)模型建構(gòu)

教育代際流動屬于社會流動研究范疇,本研究借鑒布勞(Blau)和鄧肯(Duncan)的“經(jīng)典地位獲得”[23]與貝克爾(Becker)和湯姆斯(Tomes)的“收入代際彈性”模型[9],立足父輩先賦性因素和子輩自致性因素,構(gòu)建教育代際彈性模型對子輩教育獲得進(jìn)行分析?？紤]到教育作為人力資本的最重要投資方式,其投資主體包括個人、家庭和國家,因此,本研究在分析子輩教育獲得時,進(jìn)一步納入國家教育投入變量(即公共教育支出),綜合考察父輩先賦性因素、子輩自致性因素和公共教育支出的影響。本研究引入貝克爾和湯姆斯的收入代際彈性模型,結(jié)合布勞和鄧肯的經(jīng)典地位獲得模型,構(gòu)建教育代際彈性模型:

lnEsi=α+βlnEfi+β1Xf+β2Zs+ε。

(1)

式(1)中,下標(biāo)i表示第i對父子配對,下標(biāo)s表示子輩,下標(biāo)f表示父輩,E表示教育程度,X、Z(控制變量)分別表示父子兩代人的個體特征,ε表示隨機(jī)擾動項。參數(shù)β是代際彈性,表示父輩教育對子輩教育獲得的影響,反映代際間教育流動性,其數(shù)值范圍在0～1之間。當(dāng)β=0,表示下一代教育與上一代教育沒有聯(lián)系,教育代際完全流動;當(dāng)β=1,則表示下一代的教育完全由上一代決定,代際間教育完全傳遞,教育代際不流動,整個社會的教育程度完全是對上一代的復(fù)制。

為探究公共教育支出對教育代際彈性的作用,本研究借鑒先行研究[20,24-26]成果,在傳統(tǒng)教育代際流動性估計方程式(1)中引入公共教育支出及其與父輩教育程度的交互項,構(gòu)建包含公共教育支出影響的教育代際彈性模型:

lnEsi=α+βlnEfi+β1lnGt+β2(lnEfi*lnGt)+β3Xf+β4Zs+ε。

(2)

式(2)中,G表示公共教育支出,采用樣本所在省的生均公共教育支出作為代理變量;t表示小學(xué)、初中、高中的各級教育階段,鑒于國內(nèi)各高校生均公共教育支出投入差異巨大,而CFPS對樣本高校信息的統(tǒng)計較為粗略,故對大學(xué)階段的公共教育支出不做分析;β1表示公共教育支出對子輩教育獲得的影響;交互項lnEfi*lnGt的系數(shù)表示公共教育支出對教育代際流動的調(diào)節(jié)效應(yīng);其余變量與式(1)相同。為了避免可能存在的由交互項引起的多重共線性問題,研究將交互項中的變量分別減去各自均值(中心化)后引入。此外,調(diào)節(jié)變量lnGt是由地方政府決定,與父子兩代人的教育程度不相關(guān)。

(二)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自CFPS與《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計年鑒》。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的大型微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫,每兩年進(jìn)行一輪,目前數(shù)據(jù)更新到2020年。該調(diào)查涉及面廣、樣本涵蓋多、數(shù)據(jù)全、具有較強(qiáng)代表性。鑒于2020—2023年三年疫情的影響,家庭收入波動很大,極有可能導(dǎo)致數(shù)據(jù)偏離常態(tài),因此本研究依舊選擇疫情前最新的2018年數(shù)據(jù)?！吨袊逃?jīng)費(fèi)統(tǒng)計年鑒》作為官方統(tǒng)計年鑒,具有權(quán)威和系統(tǒng)性的特點,能夠滿足研究數(shù)據(jù)需求。

(三)變量選擇

被解釋變量:子輩受教育年限。本文將受教育年限作為教育發(fā)展程度的代理變量,因為某個地區(qū)某個時點的居民所受教育的程度是衡量個體人力資本的積累水平的重要指標(biāo)。

核心解釋變量:父輩受教育年限(父母中最高學(xué)歷者教育年限)、公共教育支出及其交互項。對于公共教育支出變量,本研究將子輩樣本受教育期間所在省市自治區(qū)所受教育階段生均公共教育支出作為代理變量,并圍繞小學(xué)、初中、高中階段分別進(jìn)行構(gòu)建,以此為基礎(chǔ)探究不同階段公共教育支出對教育代際流動的影響。鑒于公共教育支出與教育代際流動之間可能存在的內(nèi)生性問題,公共教育支出與教育代際流動之間又是一種長周期投資關(guān)系,公共教育支出對教育代際流動存在滯后性影響。為了消除內(nèi)生性問題,使結(jié)果更加符合實際,本研究對不同階段公共教育支出均進(jìn)行了滯后處理,使公共教育支出投入與受教育期限相匹配。2018年調(diào)查數(shù)據(jù)的子輩樣本年齡最高為32歲,其開始接受小學(xué)教育的時間為1992年。因《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計年鑒》所做統(tǒng)計最早可追溯到1996年,因而無法獲得1992—1995年這一時間段所匹配的小學(xué)階段生均公共教育支出。根據(jù)1996—1998年省級生均公共教育支出平均增長率,本研究估算出1992—1995年省級生均公共教育支出,相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)均以1992年為基期進(jìn)行消脹處理。

關(guān)鍵控制變量:年齡、性別、兄弟姐妹數(shù)量及戶籍等?？紤]到個人教育成就的獲得除受公共教育支出影響外,還受到包括父輩先賦性因素和子輩后致性因素影響,研究將父子兩代人個體特征作為控制變量,包括子輩年齡、父輩年齡、子輩性別、兄弟姐妹數(shù)量、戶籍類型等。

(四)數(shù)據(jù)處理

本研究對原始數(shù)據(jù)的處理如下:匹配父輩和子輩兩代人的信息并刪除父子年齡差小于16歲的樣本;考慮到國內(nèi)6歲上學(xué)和 9年義務(wù)教育完成等因素,將樣本篩選為16～60歲年齡區(qū)間非在學(xué)個體;為避免出現(xiàn)重復(fù)統(tǒng)計而造成的偏差(即子輩變量既作為研究自變量,也作為父輩因變量重復(fù)納入研究而造成的統(tǒng)計誤差),子輩樣本篩選將最高年齡控制到32歲,即子輩年齡區(qū)間為16～32歲。

三、研究結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

1. 變量的描述性統(tǒng)計

本研究對構(gòu)建教育代際彈性模型所涉及的變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計。父子兩代人受教育年限、不同階段生均公共教育支出、父子兩代人個體特征及背景變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

由表1可知:相比于父輩教育,子輩平均受教育年限提升超過30%;小學(xué)、初中、高中生均公共教育支出(對數(shù))分別為8.64、8.87和9.79(需要指出的是,各階段生均公共教育支出的統(tǒng)計是關(guān)于樣本所受這一階段的公共教育支出總和,即小學(xué)生均公共教育支出為樣本6年小學(xué)的生均公共教育支出總和,初中生均公共教育支出為樣本所受3年初中教育的生均公共教育支出總和,以此類推),不同階段差距明顯,高中最高,小學(xué)最低;父輩年齡均值為50.82,最小36歲,最大60歲;父輩收入(對數(shù))差距明顯,均值10.15,最小為6.91,最大為13.12。

2. 不同階段生均公共教育支出比較

教育財政經(jīng)費(fèi)更多地與區(qū)域經(jīng)濟(jì)相關(guān)聯(lián),不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平迥異,因此生均預(yù)算內(nèi)公共教育支出在省級層面差異較大。截止到2018年的數(shù)據(jù),以子輩中32歲和18歲的樣本為例,其小學(xué)畢業(yè)的年份為1998和2012年(1)小學(xué)畢業(yè)的年份計算公式為:2018-年齡+開始接受教育的年限(6)+小學(xué)階段學(xué)習(xí)年限(6)。,分別統(tǒng)計這兩年不同階段的生均公共教育支出,結(jié)果見表2～表4。

表2 小學(xué)階段生均公共教育支出

由表2可知:各省(市)小學(xué)生均公共教育支出增長明顯,相比于1998年,2012年各省(市)小學(xué)生均公共教育支出增長了10倍左右,其中北京更是增長了15倍以上;公共教育支出增長的同時,各省(市)小學(xué)生均公共教育支出差距更加明顯,例如各省(市)小學(xué)生均公共教育支出相比于北京占比,均有不同程度的下降,說明北京小學(xué)生均公共教育支出增長最多。

由表3可知:各省(市)初中生均公共教育支出增長明顯;初中生均公共教育支出增量明顯大于小學(xué)生均公共教育支出,但增速上則明顯弱于小學(xué);北京初中生均公共教育支出增長(13倍)最為明顯,各省(市)相比于北京占比均存在不同程度的下降,尤其是上海,由1998年的近120%的占比下降到不足70%。

表3 初中階段生均公共教育支出

由表4可知:與小學(xué)和初中生均公共教育支出(見表2、表3)總體增長趨勢相同,但增長速度略有差異,高中生均公共教育支出增長基本在5倍左右;較為突出的北京增長了近9倍,但明顯低于小學(xué)階段(15倍)和初中階段(13倍)的增長速度;部分省(市)高中生均公共教育支出不到北京的20%,與北京的差距更加明顯。

表4 高中階段生均公共教育支出

(二)不同階段公共教育支出對教育代際流動的影響

1. 小學(xué)階段公共教育支出對教育代際流動的影響

為探究小學(xué)階段生均公共教育支出對教育代際流動的影響,本研究對子輩小學(xué)及以上學(xué)歷者匹配其所在省市自治區(qū)小學(xué)階段生均公共教育支出,構(gòu)建了回歸模型。具體結(jié)果見表5。

表5 小學(xué)階段公共教育支出對教育代際流動的影響

由表5可知:第一,父輩教育年限對子輩教育成就獲得的影響顯著,其系數(shù)大于0.2,表明父輩受教育年限每增加1年,子輩受教育年限提升0.2年,父子兩代教育代際效應(yīng)明顯;第二,小學(xué)生均公共教育支出系數(shù)為正,表明小學(xué)生均公共教育支出對子輩教育有顯著影響;第三,父輩教育年限與小學(xué)生均公共教育支出交互項的回歸系數(shù)在0.01水平上顯著為負(fù)(-0.095),表明小學(xué)生均公共教育支出的增大能夠減小教育代際傳遞,提高教育代際流動性。在其他控制變量中,(1)父輩收入對子輩教育獲得的影響顯著且系數(shù)為正,表明父輩收入可以較好地作用于子輩教育,影響子輩教育成就的獲得。原因可能是高收入家庭可以利用其經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢并作用于教育市場,使其子女獲得更多的教育成功;過度市場化,顯然會造成教育內(nèi)卷現(xiàn)象日趨嚴(yán)重,這在一定程度上解釋了當(dāng)下“雙減”政策的必要性。(2)父輩是否黨員對子輩教育的影響顯著且為正,表明父輩為黨員的子女在教育成就上高于父輩非黨員子女的教育成就。原因可能是黨對優(yōu)秀人群的吸收,黨員對子輩受教育水平的重視程度高于非黨員。(3)子輩性別對子輩教育的影響顯著為負(fù),表明女性的平均受教育程度顯著高于男性,當(dāng)下對男女教育的重視程度趨向平等,教育上的“重男輕女”現(xiàn)象有效緩解。這與劉楠楠、段義德的研究結(jié)果有所不同[27],原因可能是本研究使用更新一期數(shù)據(jù),加之,伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展,國家保障性教育經(jīng)費(fèi)投入持續(xù)增加,使得女性受教育權(quán)得到更有效保障。(4)兄弟姐妹數(shù)量對子輩教育成就均存在顯著負(fù)向影響,即在子輩教育成就上有明顯的“數(shù)量-質(zhì)量”替代關(guān)系。(5)戶籍類型對子輩教育的影響顯著且系數(shù)為正,表明城市子女獲得受教育機(jī)會更大,城鄉(xiāng)差距較為明顯。

2. 初中階段公共教育支出對教育代際流動的影響

為探究初中階段生均公共教育支出對教育代際流動的影響,本研究對子輩初中及以上學(xué)歷者匹配其所在省市自治區(qū)初中階段生均公共教育支出,構(gòu)建了回歸模型。具體結(jié)果見表6。

表6 初中階段生均公共教育支出對教育代際流動的影響

由表6可知:第一,在各模型中,父輩的受教育水平對子輩的受教育水平均產(chǎn)生顯著正向影響。模型1中父輩教育年限對子輩教育的影響系數(shù)為0.188,即父輩受教育年限每增加1年,子輩受教育年限提升將近0.2年,父子兩代教育代際效應(yīng)明顯。第二,初中生均公共教育支出在0.05水平上均顯著,表明初中生均公共教育支出與小學(xué)階段(見表5)相同,對個人教育成就獲得產(chǎn)生正向影響。相比于小學(xué)生均公共教育支出,初中生均公共教育支出在父輩對子輩教育的作用系數(shù)更小,教育代際效應(yīng)更低,相應(yīng)的教育代際流動性更高。第三,模型3的父輩教育年限與初中生均公共教育支出交互項的回歸系數(shù)在0.01水平上顯著為負(fù)(-0.077),表明初中生均公共教育支出對教育代際傳遞的調(diào)節(jié)效應(yīng)與小學(xué)階段相同,都抑制了教育代際傳遞效應(yīng),但相比于小學(xué)階段其作用則有所下降。在其他控制變量中,(1)父輩特征系數(shù)總和高于其在子輩小學(xué)及以上群體中的系數(shù)總和,表明伴隨著子輩教育水平的提高,父輩優(yōu)勢轉(zhuǎn)移更加明顯,對子輩教育獲得的影響更大;(2)相比于小學(xué)階段,女性教育獲得的優(yōu)勢更加突出;(3)相比于小學(xué)階段,“數(shù)量-質(zhì)量”替代關(guān)系則在一定程度上得到了降低,表明這種替代關(guān)系伴隨著子輩受教育水平的提高而有所緩解;(4)與小學(xué)階段相同,戶籍類型對教育獲得產(chǎn)生正向影響。

3. 高中階段公共教育支出對教育代際流動的影響

為探究高中階段生均公共教育支出對教育代際流動的影響,本研究對高中及以上學(xué)歷者匹配其所在省市自治區(qū)高中階段生均公共教育支出,構(gòu)建了回歸模型。具體結(jié)果見表7。

表7 高中階段公共教育支出對教育代際流動的影響

由表7可知:第一,教育代際傳遞效應(yīng)依然明顯。模型1～模型3中父輩教育年限對子輩教育的影響系數(shù)依次為0.156、0.158、0.156,且均在0.01水平上顯著,表明父輩教育年限對子輩教育的影響較大。對比同期的小學(xué)、初中生均公共教育支出,高中階段父輩教育代際效應(yīng)得到降低,表明伴隨著子輩教育水平的提高,教育代際流動性得到一定程度的增加,相應(yīng)的教育代際傳遞效應(yīng)減少。原因可能是改革開放以來國家義務(wù)教育的大力推行和高等教育的規(guī)模擴(kuò)張,使得(父輩是低教育水平的)子輩能夠接受到相比于其父輩更高水平的教育。第二,高中生均公共教育支出對子輩教育產(chǎn)生顯著正向影響。在模型2和模型3中,其系數(shù)與小學(xué)和初中生均公共教育支出系數(shù)相比,均得到一定程度的下降,表明作為非義務(wù)教育階段的高中教育,其生均公共教育支出對于發(fā)揮維護(hù)教育公平、幫助代際間實現(xiàn)教育突破的功能有限。原因可能是非義務(wù)教育階段教育投入多元化,包括家庭在內(nèi)的多元投資主體共同推動著教育的發(fā)展。第三,模型3中父輩教育年限與高中生均公共教育支出交互項的回歸系數(shù)在0.1水平上顯著為負(fù)(-0.047),表明在高中生均公共教育支出的作用下,父輩對子輩教育的代際傳遞效應(yīng)減弱,非義務(wù)教育階段生均公共教育支出仍然能夠提升教育代際流動,如果高中階段的公共教育支出不足,教育公平與高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)就很難實現(xiàn)。在其他控制變量中,相比于小學(xué)和初中階段,(1)父輩特征的影響降低,原因可能是在子輩高中及以上群體中絕大多數(shù)為高等教育獲得者,而高等教育領(lǐng)域并非完全市場化,雖然允許社會資本進(jìn)入其中,但其招生錄取完全獨立,更多的是根據(jù)學(xué)生能力錄取,即與分?jǐn)?shù)相關(guān)聯(lián),同時國家提供了相對完善的獎助體系;(2)在高中及以上群體中子輩特征的影響同樣降低了,子輩在獲得高中及以上教育成就時,性別比例更加均衡,同時“數(shù)量-質(zhì)量”替代關(guān)系更加弱化;(3)戶籍類型的作用減小。

整體來看,中國社會存在明顯的教育代際傳遞效應(yīng),隨著子輩教育成就的提高,這種教育代際效應(yīng)會隨之減弱,教育代際流動性增強(qiáng)。不同階段公共教育支出對子輩教育獲得的影響顯著,且都能促進(jìn)教育代際流動性,這支持了假設(shè)1;小學(xué)公共教育支出的影響最大,初中階段的影響次之,高中階段的影響最小,這支持了假設(shè)2。但公共教育支出作用發(fā)揮過程中是否存在“擠出效應(yīng)”,即僅針對特定人群發(fā)揮作用,這個問題仍未得到解決,公共教育支出對教育代際效應(yīng)的穩(wěn)健性及異質(zhì)性仍然未知,因此我們將進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗以驗證假設(shè)3。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本研究采用分組回歸的方式對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)已有研究,不同收入群體在面臨教育選擇時存在一定差異性,公共教育支出在保障教育機(jī)會公平的過程中可能存在實際保障“富有”階層受教育權(quán)利的情況[17,21-22]。對此,本研究基于父輩收入情況,將父輩樣本分為低收入組、中低收入組、中高收入組和高收入組4組,分別估計不同階段教育的代際彈性及生均公共教育支出對處于不同收入組別的家庭代際流動性的影響以驗證研究結(jié)果的穩(wěn)健性?？紤]到篇幅問題,本文只保留父輩教育年限、不同階段生均公共教育支出及其交互項等重要變量,具體結(jié)果見表8。

表8 公共教育支出對不同收入群體教育代際流動的影響估計

首先,小學(xué)階段計量結(jié)果顯示:各收入群體父輩教育年限對子輩教育的影響顯著,其系數(shù)值由大到小分別為高收入群體(0.283),低收入群體(0.214),中低收入群體(0.191)和中高收入群體(0.086)。總體而言,教育代際彈性系數(shù)呈現(xiàn)兩頭大中間小的趨勢,也就是說,低收入和高收入群體子女教育代際流動性較低,中間收入群體的教育代際流動性較高。小學(xué)生均公共教育支出在中高收入和高收入群體中影響顯著,其系數(shù)分別為0.098、0.142,而在低收入和中低收入群體中影響不顯著,這說明伴隨著父輩收入的增加,小學(xué)生均公共教育支出作用發(fā)揮越明顯,可能存在“富有”階層的“擠出效應(yīng)”,高收入家庭將其經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為教育優(yōu)勢。父輩教育年限與小學(xué)生均公共教育支出交互項在中高收入群體中影響不顯著,在其余收入群體中影響皆顯著,表明小學(xué)生均公共教育支出對父輩教育代際傳遞具有抑制作用,即小學(xué)生均公共教育支出促進(jìn)了教育代際流動,從而保障了社會公平。

其次,初中階段計量結(jié)果顯示:教育代際彈性系數(shù)也呈現(xiàn)兩頭大中間小的趨勢,高收入群體(0.281)最大,低收入群體(0.174)次之,中低收入群體(0.146)又次之,中高收入群體(0.089)最小。也就是說,低收入和高收入群體子女教育代際流動性較低,中間收入群體子女教育代際流動性較高。初中生均公共教育支出對中低收入和高收入群體影響顯著且系數(shù)為正,表明在中低收入和高收入群體中,公共教育支出能夠提高子輩的教育程度。初中生均公共教育支出在父輩低收入群體中影響不顯著。父輩教育年限與初中生均教育支出交互項在兩端收入群體中影響顯著且系數(shù)為負(fù),在中間收入群體中影響不顯著,表明初中生均公共教育支出對父輩高收入和低收入群體的教育代際傳遞具有抑制作用。

最后,高中階段計量結(jié)果顯示:教育代際彈性系數(shù)也呈現(xiàn)兩頭大中間小的趨勢。相比于小學(xué)和初中階段,在子輩高中及以上群體中,教育代際效應(yīng)相對較弱,尤其是兩端收入群體。高中生均公共教育支出在各收入群體中影響都不顯著。父輩教育年限與高中生均公共教育支出交互項,在高收入與低收入群體中影響顯著且系數(shù)為負(fù),即高中生均公共教育支出對高收入與低收入群體的教育代際傳遞具有抑制作用。

通過對父輩不同群體樣本的異質(zhì)性分析,我們發(fā)現(xiàn)公共教育支出能夠提高低收入群體子女教育代際流動性。這支持了假設(shè)3。

四、結(jié)論和建議

本研究采用CFPS與《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù),對中國教育代際流動和公共教育支出的關(guān)系進(jìn)行了探究。研究得到以下基本結(jié)論:(1)父輩教育對子輩教育的影響顯著,代際間存在較為明顯的教育代際效應(yīng);伴隨著子輩教育水平的提高,父輩教育的影響減弱;父輩高收入群體代際彈性系數(shù)最大,低收入群體次之,中高收入群體最小,總體呈兩頭大中間小的趨勢,父輩中間收入群體教育代際流動性較強(qiáng)。(2)不同階段公共教育支出能提高教育代際流動性,但對子輩教育獲得的影響具有異質(zhì)性,小學(xué)和初中階段生均公共教育支出影響較大,高中生均公共教育支出影響較小。(3)公共教育支出對父輩教育作用的發(fā)揮均存在一定程度的抑制效應(yīng),促進(jìn)了教育代際流動;公共教育支出更多地對父輩低收入和高收入群體發(fā)揮抑制作用。(4)教育領(lǐng)域存在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu),城市子女受教育年限更長,城鄉(xiāng)差異明顯,伴隨著子輩教育水平的提高,這種城鄉(xiāng)差距會縮小;女性在教育獲得上更有優(yōu)勢,女性受教育程度更高,但伴隨著教育水平的提高而有所減弱;子輩教育存在“數(shù)量-質(zhì)量”替代關(guān)系。

本研究對不同階段公共教育支出進(jìn)行了深入分析,同時考察了父輩不同收入群體的異質(zhì)性,對優(yōu)化公共教育支出的結(jié)構(gòu)具有啟發(fā)。研究結(jié)論具有實踐意義,各級政府在公共教育支出政策制定過程中,在考慮總體規(guī)模增長的同時應(yīng)該細(xì)化公共教育支出投入工作方案,切實保障農(nóng)村地區(qū)公共教育支出的足額投入,保障弱勢群體平等地獲得受教育權(quán)利。基于此,本研究提出以下建議:首先,繼續(xù)保持國家公共教育支出的總體增長態(tài)勢,公共教育支出的足額投入是保障民眾平等接受教育的前提;其次,在保證義務(wù)教育階段公共教育支出的情況下,適當(dāng)提高高中階段公共教育支出;再次,切實提高農(nóng)村地區(qū)公共教育支出,鑒于當(dāng)下教育領(lǐng)域中出現(xiàn)較為明顯的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、城市子女在教育上的明顯優(yōu)勢,政府有必要加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)教育投入,保障農(nóng)村地區(qū)子女平等受教育權(quán)利;最后,設(shè)立專項資金,保障低收入家庭受教育權(quán)利。合理的教育代際流動能夠有效促進(jìn)社會流動,保障社會持久活力。因此保持適當(dāng)?shù)慕逃H流動性,以發(fā)揮教育在社會主義現(xiàn)代化強(qiáng)國建設(shè)及中華民族偉大復(fù)興中的基礎(chǔ)性作用。