【探索争鸣】侯景怡：家庭资本与教育投入对子代教育获得的影响研究

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作者简介

侯景怡，博士研究生，从事制度经济学、劳动经济学、教育经济学研究；张建平，讲师,博士研究生，从事福利经济学研究。

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引用本文

侯景怡，张建平，葛扬，等.家庭资本与教育投入对子代教育获得的影响研究[J].高校教育管理，2023，17(5)：110-124.

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摘要

采用2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据进行实证检验发现，家庭资本对子代教育获得有显著的正向影响，其中文化资本的影响最大；家庭资本可以通过家庭教育投入对子代教育获得产生影响；农村地区、低学历家庭的教育代际传递性更强，其子女较难摆脱出身的限制，难以通过提高受教育水平实现向上流动，高收入和高学历家庭更容易通过家庭资本的传递维持子代在教育获得上的优势地位。因此，我国应保障区域教育资源均衡供给，提高弱势群体获得优质教育资源的机会；把握因材施教的基本原则，架构不同类别、不同层次的教育模式及与之相配套的评价体系；持续深化育人模式改革，积极推动教育评价改革。

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关键词

家庭资本；代际传递；教育获得；教育投入；文化资本；经济资本；社会资本；教育公平

一、引言

在全面建设社会主义现代化国家的新征程上，教育机会公平与社会流动问题仍是影响我国高质量发展的重要议题。从党的十八大报告到党的十九大报告，再到党的二十大报告，“办好人民满意的教育”这一重要论述三次被写进大会报告。《中国教育现代化2035》提出“到2035年，总体实现教育现代化，迈入教育强国行列，推动我国成为学习大国、人力资源强国和人才强国”的目标。在信息化、知识经济快速发展的新时代，拓宽各级各类教育渠道，促进教育代际公平，有助于子代享受到公平而有质量的教育，进而实现自身发展。这不仅是推动经济结构转型与新型城镇化的内在要求，更有利于提高各类人群，尤其是弱势贫困群体的教育可获得性。当教育可获得性不断提高，教育机会获得的群体异质性，主要表现为乡村教育与城市教育的普及差异能否得到缓解，将深刻影响着社会的和谐稳定与可持续发展。因此，探究如何提高全民的教育可获得性具有重要的理论意义和现实意义。

教育是社会流动和收入代际传递的重要渠道。自改革开放以来，我国先后推行了义务教育、高校扩招等政策大力建设各级各类教育体系。目前，我国九年义务教育基本全面普及，高等教育扩招政策增加了人们平均受教育年限，教育回报率在显著提高的同时也带来了一系列问题。一方面，各层次教育的回报率差距在逐渐扩大，尤其是高等教育的回报率远高于其他学历。另一方面，教育机会不平等问题依然普遍存在，城乡间、地区间的受教育水平差距不断扩大。那么，出现上述问题的原因到底是什么？家庭文化和社会经济背景如何对教育代际流动产生影响？

基于以上考量，本研究将以家庭资本的代际传递为切入点，探究家庭文化资本、经济资本和社会资本如何影响子代教育机会获得，并结合社会流动、机会不平等和家庭资本理论分析不同背景家庭通过教育投入改善子代教育获得的作用机理。进一步，本研究讨论在高等教育扩张背景下，教育机会在不同家庭间的分配是否更加公平，个人教育获得是否因性别、城乡、家庭地位的差异而有所不同。

本研究的创新之处体现在以下几个方面。首先，在理论层面上，教育获得是经济发展的源动力。本研究有助于我们认识和了解现阶段中国不同阶层和群体间的教育代际流动差异及内在机制，通过估计相对代际流动性和绝对代际流动性检验家庭背景主导的教育代际传递是否改善或加剧了教育机会不平等，为相关经济社会发展政策的制定和实施提供理论依据。其次，在研究方法上，相对于大多数文献使用受教育年限变量衡量教育获得，本研究采用教育代际次序指标，有利于避免父代和子代受教育年限方差差异导致的估计偏误。同时，本研究充分考虑到遗传禀赋对个人受教育水平的内生性影响，通过控制个人基本认知水平、努力等因素尝试解决内生性问题。再次，为找到避免陷入教育贫困陷阱的方案，本研究在研究内容上具体探究家庭文化资本、经济实力、社会地位以及个人努力在教育代际流动中分别发挥了怎样的作用。具体而言，在代际传递中，家庭文化资本主要反映家庭人力资本的遗传效应，经济资本反映家庭人力资本投资能力，社会资本反映家庭的政治资源和社会地位。最后，在深入讨论我国教育代际流动性现状与影响因素的基础上，本研究进一步结合中国社会特征，充分考虑高等教育扩张这一政策背景对年轻群体受教育结构的影响，通过事件分析法构建交互项，探讨该政策是否加强或削弱了家庭背景主导的教育代际流动，为提高教育代际流动性，从而面向社会主义现代化培养全面发展的人提供政策依据。

二、理论分析：文献述评视角

（一）家庭资本与教育获得

家庭资本是个体与生俱来的、无法通过个人努力改变的先赋性因素，体现了家庭对各类资源的占有情况，具有自我复制和扩大再生产的潜能。优势阶层凭借在家庭资本存量以及家庭资本转化效率上的优势稳固了其优势地位。社会优势阶层通过在社会经济文化资源占有上的优势，会有效保证自己在不同级别教育中数量和质量上的优势地位，这意味着家庭资本禀赋的初始水平很大程度上决定了一代又一代的教育获得。家庭资本包括文化、经济和社会资本，其对子代教育获得的影响也因此可以细分为家庭文化资本、经济资本和社会资本的代际传递。首先，关于文化资本，家庭文化资本一方面通过人力资本水平的直接传递影响子代教育获得，另一方面通过与父母受教育水平相关的家庭氛围、理念意识等潜移默化影响子代的教育期望和努力程度。其次，关于经济资本，通常来说富裕的家庭更愿意对子女进行物质投入和时间投入，面临的投资预算约束也更小，可以通过购买学区房、投资课外教育等方式提高子代的人力资本水平，但低收入家庭的投资预算约束较大，对子女的教育投入有限。最后，关于社会资本，科尔曼（James S. Coleman）将其分为家庭内社会资本和家庭外社会资本，前者指父母对子女的教育期望和参与，后者指家庭成员的其他社会关系。家庭社会资本是能够帮助实现家庭目标的社会资源结构，并作为资本存在于社会网络中，与家庭所处的社会经济地位息息相关，从而在很大程度上会影响子代的教育前景和教育预期。家庭资本影响子代教育获得实际上是通过文化资本、财富资本和社会资本的代际传递实现的文化再生产过程。已有文献通过构建教育代际转换矩阵、计算教育代际弹性等方法，发现家庭社会经济地位更高、能力更强的子代更容易获得更高质量的教育，且在高等教育机会上，包括家庭背景在内的不可变因素总体贡献度大于个人努力。宋扬研究发现，家庭背景差异、教育代际流动固化以及劳动力市场歧视三者共同导致了机会不均等。

（二）家庭资本、家庭教育投入与子代教育获得

从代际流动的视角来看，家庭资本其实是通过延续有形的家庭资本和无形的地位优势来影响子代教育获得，实现教育及社会地位的代际传递。为实现向上流动，家庭可以通过可直接测量的对子代教育的投资偏好和投资能力，以及不可直接测量的家庭氛围、生活方式等影响子代的教育获得。通常来说，学历更高的父代传递给子代的认知、技巧、方法等更适应教育体制的要求，他们的子女更容易获得高教育成就。学历高且收入水平高的家庭对子女的教育投入意愿更高，教育投入能力更强，对子女的教育投入越多，和子女的互动越频繁，通过社会关系获取的教育资源和信息就越丰富，从而通过充分增加家庭教育支出增加子女人力资本积累，提升子女的教育获得感和成就感。低学历低收入家庭的子女求学失败率更高，且因失败导致的各方面损失也更大，社会经济地位较低、农村家庭的孩子可能在较早教育阶段就主动放弃升学机会。同时，高学历背景的家庭更有可能获得更高的社会经济地位，从而更有能力且更偏好对子女进行教育投入，创造有助于人力资本积累的教育成长环境。即使子女没有达到预期的教育成就，父母也可以凭借优势地位带来的社会经济资源弥补损失，通过“寻租”方式来实现教育投入，从而为子女提供高质量受教育机会和高收入工作。基于上述文献讨论，本研究提出如下假设：

H1：家庭资本将直接影响子代教育获得；

H2：家庭资本将通过影响家庭教育投入间接作用于子代教育获得。

三、数据与变量选取

（一）数据来源

本研究数据来源于2018年中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies,CFPS）数据库。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心开展的一项全国性、综合性的社会追踪调查项目，覆盖了除新疆、西藏、青海、宁夏、海南、内蒙古以及香港、澳门、台湾地区之外的25个省份，收集个体、家庭、社区三个层次的有关家庭结构、社会网络、职业、收入、教育等多维度、多层次、长期追踪数据。其中，个体及其父母详细的受教育情况以及其他人口和社会经济特征信息满足本研究对教育代际流动性的研究需要。

本研究首先根据问卷中的家庭代码匹配子女与父母的相关信息，根据地区编码匹配出每个家庭和个人所在的省份。为保证估计结果准确，本研究剔除了子女及父母受教育情况有缺失、不知道、不适用的样本，保留18～65岁个体样本，并剔除父母年龄大于90岁的样本。为排除父母教育信息重叠可能导致的多重共线性问题,本研究选取父母中受教育程度最高值来表征父代的受教育水平。由于2018年CFPS只提供省份信息，因此本研究只收集了省份层面的相关变量，相关数据来自2018年《中国统计年鉴》。

（二）变量设计

1.被解释变量：子代教育获得。本研究参考柴提（Raj Chetty）等的研究，构建体现教育比较优势和位序的子代和父代教育排名变量，使用子代和父代在其同出生年代组别中所处的教育相对位置指代其受教育水平：所处相对位置越靠前，意味着受教育水平越高；反之，则意味着受教育水平越低。子代和父代教育排名变量的构建方法如下：按照子代和父代的不同出生年代划分组别；将子代和父代的受教育年限在各自出生组里按从低到高的顺序排序，将每个出生组内的受教育年限进行十分位数排序，如1代表受教育水平在同出生组里处于最低的10%，10代表受教育水平在同出生组里位于最高的10%，即用个人受教育水平的分位数排名表示教育获得。

2.解释变量：家庭资本。家庭资本包括家庭文化资本、经济资本和社会资本。本研究选用父母受教育水平表示家庭文化资本，这也是本研究重点关注的解释变量。家庭收入水平最直接影响父母对子女的教育支出和人力资本投资能力，本研究选用家庭人均收入表示家庭经济资本。家庭社会资本是家庭社会资源和声望的重要表征，国际社会经济地位指数（International Socio Economic Index，ISEI）基于职业和教育水平对个体社会经济地位进行了量化排序，分数越高说明个人的综合社会经济地位越高，本研究使用父亲和母亲职业的ISEI指数指代家庭社会资本。

3.机制变量：家庭教育投入。本研究采用家庭教育总支出中的教育培训支出费用表示家庭教育投入。

4.个体特征控制变量。个人特征控制变量包含6个子变量：个人年龄及年龄平方；性别，男性为1，女性为0；婚姻状态，在婚有配偶为1，非在婚（未婚、同居、离异和丧偶）为0；是否为城镇居民，城镇居民为1，农村居民为0；政治面貌，党员为1，其他为0；健康状况，由个人对自己的健康状况进行评价，5为非常健康，1为不健康。

5.省份特征控制变量。家庭所面临的宏观经济条件的变化也可能会影响教育机会，因而本研究控制了以下包括省份层面的经济发展、公共服务和基础设施水平等在内的一系列省份特征变量。一是各省份的经济发展水平，用各省份年度GDP表示；二是各省份的基础设施和公共服务代理变量，用地方财政一般预算支出、每万人医疗机构床位数、绿地面积表示；三是各省份的经济开放程度，用实际利用外商直接投资额表示；四是产业高级化水平，用第三产业与第二产业之比表示；五是公共教育发展水平，用教育经费事业收入表示；六是年末常住人口取对数，用以控制人口规模密度对公共教育发展水平的影响；七是选取失业率代表劳动力市场的变动，以控制劳动力市场变化对人们教育和就业选择的影响。主要变量的描述性统计如表1所示。

表1  主要变量的描述性统计

四、实证分析与稳健性检验

（一）模型设定

本研究设定的教育代际传递基准模型方程为：

式（1）中，i表示子代个体，f表示父亲，m表示母亲；在部分分析中用p表示家庭；β1、β2分别表示父亲和母亲的教育排名对子代教育排名的影响，为教育代际回归系数，在部分回归中解释变量为父代最高受教育水平Rankp，回归系数为βp；X是包含家庭经济资本、社会资本变量以及一系列个人特征和省份特征的控制变量；γt表示出生组固定效应。考虑到我国的区域差异主要存在于大经济区之间，因此，参照国家统计局设定的东部、中部、西部和东北四个经济区，本研究在模型中加入四个地区的虚拟变量以控制地区间的差异，用φ表示；εi是残差项。β1、β2和βp是本研究重点关注的系数，它们的值越大意味着家庭文化资本的传递性越强，教育代际流动性越差，越不利于教育机会公平的实现。

（二）基准回归结果分析

本部分主要考察文化、经济和社会地位方面的家庭资本以及个人努力如何影响教育获得。表2报告了基准回归的结果。表2第（1）至（3）列单独讨论家庭背景对人力资本代际流动的影响。其中，第（1）列单独检验父母教育背景对子代教育的影响，第（2）、第（3）列逐步加入了家庭收入与父母职业地位变量。包含文化资本、经济资本和社会资本三种家庭资本变量的估计结果显示，家庭文化资本、经济资本和社会资本对子代教育获得有显著正向影响。父亲和母亲的受教育程度越高，家庭收入水平越高，家庭经济社会地位越高，子代在同龄人中的教育排名就越高，子代获得高层次教育的概率也就越高。第（3）列结果显示，父亲受教育水平对子代的影响略大于母亲，父亲在同龄人中教育排名每增加1个单位，子代在同龄群体中的教育排名就会提高0.126个百分点；母亲教育排名每增加1个单位，子代的教育排名会提高0.111个百分点,说明受到更好教育的父亲对子代教育获得的正面影响更大。这与大部分研究所得出的家庭教育背景越好，个体受教育水平越高的结论相同。家庭的收入水平以及父母职业所代表的社会经济地位对子代的教育获得也起到显著的正向影响。收入越高、社会经济地位越高的优势家庭越能够为下一代提供优质的教育资源，不仅在子女发育成长时期通过陪伴、言传身教等方式促进子代认知和非认知能力的发展，还可以在子女人力资本积累阶段提供比其他阶层更好的营养条件和教育条件，从而将阶层社会经济优势传递下去。

表2  家庭资本对子代教育获得的影响

从个体特征变量的估计结果来看，年龄变量一次项系数显著为正，二次项系数显著为负，由此可以推断年龄对教育代际流动的影响呈“倒U型”，表明个体提高教育获得性的能力随着年龄增长呈现先上升后下降的演变趋势。相比农村，城镇地区子代更容易得到较高的受教育水平。这可能因为中国长期实行城乡二元分割的发展模式，社会优质资源聚集于城镇，尽管已经开始建立统一的户口登记制度，但城镇和乡村在经济发展水平和教育资源配置方面的差距短时间内仍然无法消除。在婚状态不利于个人受教育程度的提升，这可能是因为已婚群体在进修学业和承担家庭责任之间权衡后更倾向于后者。党员更容易获得更高的教育水平，这主要是因为党员身份一方面说明个人人力资本水平较高，另一方面也代表了较高的社会经济地位和社会资本水平。个人健康也是一种人力资本，但其对教育获得的影响不显著。综上，假设1得到验证。

（三）稳健性检验

1.内生性问题。个人的教育成就不仅受到多方面家庭资本的影响，而且不可观测的先天禀赋，例如智力也起重要作用。这些与人力资本积累相关的遗传禀赋可以通过个人教育获得对劳动收入和终身财富产生影响。同时，个人能力的塑造也取决于与家庭背景相联系的社会文化资本以及其他社会化过程，良好的家庭氛围通常有助于提高个人能力。大量研究证实，父母受教育水平高的孩子和自身能力强的孩子教育回报率更高，这意味着父代受教育水平高的子女倾向于选择更高层次的教育。

为控制父代和子代可能高度相关的基因、智商、能力等因素造成的内生性问题，本研究进一步构造个人基本认知水平（Renzhi）和努力程度（Effort）两个变量加以控制。认知能力是人脑加工、储存和提取信息的能力，不仅部分反映个人智力情况，而且能体现家庭教育和学校培训的作用。有研究发现，个人的认知水平与父母的能力高度正相关，并且相对于其他与生俱来的能力，认知能力的代际传递性更强。2018年CFPS问卷对受访者进行了认知测试，包括字词和数学能力的基准测试，本研究选取以上两个测试得分标准化后的平均值作为个人认知水平的代理变量加入模型。个人努力变量的构建参考邹薇等的研究，分别用子代和父代的受教育年限减去各自所在出生组的受教育年限均值，得到子代和父代相对于同龄人额外获得的教育成就，再用前者减去后者得到个人努力变量。个人努力变量可能为正也可能为负，代表子代是否有能力获得比父代更多的教育比较优势。表2第（4）到（6）列在考虑全部家庭资本变量的基础上引入个人认知变量和个人努力变量，其中第（4）列单独控制个人认知变量，第（5）列单独控制个人努力变量，第（6）列控制个人认知变量和个人努力变量。回归结果显示，基本认知水平和个人努力都对受教育水平有显著的正向影响，其中，个人努力对教育获得的提升作用更大。第（6）列结果显示，个人认知水平每提升1个单位，对子代教育排名的促进作用只有9.4%，而个人努力提升的促进作用则高达56.2%，尽管略小于父亲受教育水平的代际传递系数0.601，但这表明个人靠后天努力是有可能改变教育获得的。

2.排除高校扩招政策的影响。除家庭人力资本遗传效应和家庭培养模式、投资能力的影响外，社会环境也是影响代际流动性的重要因素。公共教育政策的推行有助于营造公平的社会教育环境，尽力保证不同家庭背景、不同阶层的人享受到平等的教育机会和教育资源，从而避免社会优势地位和资源的代际流动固化。自20世纪末以来，我国高等教育事业不断发展，已从精英化阶段过渡到大众普及化阶段,全国劳动年龄人口平均受教育年限由2010年的9.67年提高到了2021年的10.9年。但相关研究发现，高校扩招政策增加了城乡、民族、阶层间的教育机会不平等，且高等教育扩张的福利主要惠及城镇地区，城镇居民代际教育流动性显著提高，但农村家庭教育向上流动性几乎没有改善。在高校扩招政策的进一步“加持”下，子代整体受教育水平有了结构性的提升，这是否会加剧家庭背景差异导致的子代教育“强者更强，弱者更弱”的机会不平等情况值得深究。因此，本研究以高校扩招这一政策背景为出发点，在基准模型中分别加入父母受教育程度与高校扩招影响的交互项，讨论在结构性“学历膨胀”背景下家庭资本是如何对教育获得产生影响的。

式（2）构建了父代受教育排名与子代是否受高校扩招影响的交乘项，用Rankp×Exam表示。Exam变量反映子代是否受高校扩招影响，参考张建华等的方法用高校扩招后子代是否参加高考的虚拟变量表示。若个人学历在高中以下，则没有高考资格，赋值为0；若个人参加高考时间在1998年及以后，则赋值为1，其余情况赋值为0。

式（3）构建了父代受教育排名与高校扩招政策影响强度的交乘项。政策影响强度指标Treat变量的构建参考郭豫媚等的研究，用个体参加高考前受1999年高校扩招政策影响的年数衡量。

在1999年，19周岁及以上以及高中辍学群体不受扩招政策影响，18周岁以下受政策影响的年限存在差异。个体参加高考时间距离高校扩招政策推行年份的年数越久，受政策的影响越大。根据个体18周岁时参加高考的年份来计算，本研究构建如下模型：

模型（2）和模型（3）的回归结果中若交乘项系数显著大于0，则表明在其他变量不变的情况下，扩招后由于家庭背景差异导致的教育获得差距拉大了，父代与子代的教育代际传递加强，教育代际流动性减弱。

表3汇报了扩招政策与家庭文化资本交互的回归结果。第（1）至（3）列选用式（2）构建的父代受教育排名与是否受高校扩招影响的交乘项，并逐步加入家庭收入和家庭地位变量；第（4）至（6）列选用式（3）构建的父代受教育排名与高校扩招政策影响强度的交乘项，并逐步加入家庭收入和家庭地位变量。第（3）列和第（6）列交互项系数都不显著，表明高校扩招政策并没有强化或弱化家庭背景差异导致的教育机会不平等，主回归模型的估计结果没有受到高校扩招政策的影响。

表3  考虑高校扩招后家庭资本对子代教育获得的影响

3.指标替换与样本筛选。为了证实本研究结论的稳健性，本部分依次在表4第（1）列至第（6）列中进行稳健性检验。第（1）列采用大部分文献使用的教育代际传递的衡量方法，使用子代受教育年限和父母各自受教育年限作为被解释变量和解释变量进行回归。第（2）列更换家庭经济资本指标，使用人均家庭纯收入分位数变量衡量，人均家庭纯收入被分为最高25%、中上25%、中下25%和最低25%四类，最低25%设为1，最高25%设为4。第（3）列更换家庭社会资本指标，对父亲和母亲各自的职业ISEI求均值得到新的父代社会资本指标。第（4）列采用进一步细化教育分位数排名变量的构建方法，在同出生年代组的基础上进一步增加性别和省份分组，分出生组、性别和所在省份计算子代和父代的受教育年限分位数排名，放入主回归方程重新估计。第（5）列对样本进一步筛选，考虑到户籍的转变可能会对受教育机会产生影响从而导致估计结果有误差，本研究剔除户口转变的样本。同时，考虑到年龄差距情况，本研究进一步剔除子代55岁以上样本和父子年龄差小于15岁的样本。第（6）列同时采取第（2）列至第（5）列中采用的四种稳健性检验。表4稳健性检验的估计结果与主回归结果一致，说明主回归结果是稳健的。

表4  家庭资本对子代教育获得影响的稳健性检验

（四）机制检验

家庭学历背景、经济实力和社会经济地位一定程度上可能会影响其教育投入行为，主要表现为对子代教育的经济支持，并进一步通过教育投入的数量和质量影响子代教育获得。为此，本研究构建了式（5），用教育培训支出费用衡量家庭教育投入作为被解释变量，家庭文化、经济和社会资本作为解释变量进行回归；式（6）是家庭教育投入对子代教育获得的回归模型：

表5第（1）至第（4）列展示了家庭文化资本、经济资本和社会资本对家庭教育投入的回归结果，第（5）列展示了家庭教育投入对子代教育获得的影响。结果表明，家庭的文化资本、经济资本和社会资本占有量越高，家庭的教育投入就越多，对教育获得就越能产生积极影响。将三种家庭资本拆分来看，家庭经济资本对教育投入的影响最大；同时考虑三种家庭资本对教育投入的影响，父代的教育背景起主要作用。家庭在文化资本、经济资本和社会资本占有上的差距直接导致了家庭教育支出的分化，并进一步影响子代的教育资源获得机会和质量。上述结论较好地验证了假设2。

表5  家庭教育支出对子代教育获得的影响

（五）异质性分析

城乡居住地、家庭资本占有结构的不同可能会导致教育代际流动存在差异，因此，本部分按城乡、家庭文化资本和家庭经济资本差异进行异质性分析。表6第（1）和第（2）列分城乡样本的回归结果显示，城镇地区的教育代际流动性高于农村地区，这一方面是因为相对于农村地区，城镇的教育资源更加丰富，公共服务与支出水平更高，资源分配更加均衡；另一方面是因为乡村地区学历高、能力强的子代可能通过升学、婚配、工作等途径流入城镇地区，从而促进了城镇地区教育代际流动性的提高。第（3）和第（4）列将父代学历在高中及以上的家庭设定为高学历家庭，将父代学历低于高中的家庭设定为低学历家庭，结果表明，低学历家庭的教育代际流动性远低于高学历家庭，这意味着弱势阶层由于先天禀赋上的落后很难通过提升受教育水平实现向上流动。第（5）和第（6）列分别展示了人均家庭纯收入水平在最高25%和最低25%水平的样本回归结果。高收入家庭和低收入家庭的教育代际流动情况较为相似，很可能是因为促进教育公平以及转移支付的各项政策为低收入家庭子女提供了一定保障。

表6  分城乡与家庭学历、收入的异质性对子代教育获得的影响

（六）绝对教育代际流动性

本研究主回归模型中使用的是相对代际流动性指标，体现的是父代受教育水平在同龄人中相对位置上升或下降1%，子代在同龄人中受教育水平所处的相对位置变化多少，严格来说无法直接解释因果关系。相对流动性指标定义比较模糊，无法准确判断不同阶层代际流动的绝对变化，即无法知晓不同家庭背景的子代相对于父辈的受教育水平是上升还是下降了。相对流动性的增加可能是由于富人群体相对变得更差而不是弱势群体的状况改善导致的。因此，参考彭骏等构建的绝对代际流动性指标，本研究进一步判别教育代际流动的方向变化。绝对代际流动性一般表示给定父代的社会地位，子代未来的社会地位预期或收入预期超过父代的概率。本研究以教育获得是否超过父代受教育水平作为教育绝对代际流动性指标，代际间实现向上流动及位次不变均赋值为1，向下流动赋值为0，并分别使用LPM线性概率模型和Probit模型进行估计。

表7汇报了教育代际向上流动的估计结果。结果显示，高学历家庭的文化资本依然显著影响子代的受教育水平，父母受教育水平越处于优势地位，越可以通过文化资本的代际传递维持家庭的人力资本积累水准，其子代甚至可以进一步实现向上流动。低学历家庭的子代难以摆脱家庭背景尤其是文化资本积累上的劣势。教育代际传递性与绝对代际流动性的结果共同表明，文化资本的代际传递稳固甚至强化了优势家庭的优势地位。

表7  绝对代际流动性对子代教育获得的影响

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本研究基于2018年CFPS数据从家庭文化资本、经济资本和社会资本的代际传递角度研究我国家庭资本与个人努力对教育获得的影响，并揭示了家庭资本代际传递的差异性特征和内在机制。研究发现，家庭文化资本、经济实力以及社会经济地位对子代教育获得有显著的正向影响，其中家庭文化资本的影响最大。个人努力对教育获得的影响略小于家庭文化资本，说明个人通过努力仍有可能实现教育的向上流动。家庭背景可以通过作用于家庭教育投入影响子代教育获得。

机理分析表明，家庭资本通过家庭教育投入影响子代教育获得，学历背景越好、经济实力越强以及社会经济地位越高的家庭越有意愿和能力增加教育投入，从而增加子代的人力资本积累。家庭资本占有上处于优势地位的家庭一方面可以通过家庭文化资本、经济资本和社会资本的代际传递延续教育优势，另一方面通过加大家庭教育投入增加子代的教育获得。

分地区、家庭的异质性分析表明，目前我国仍存在一定程度的教育机会不平等问题，主要表现为城镇地区、高学历和高收入家庭的教育代际流动性高，子代教育获得受家庭背景影响的程度小。乡村地区、低学历家庭和低收入家庭的文化资本代际传递性更强，子代教育获得受家庭背景影响的程度高，弱势地位阶层难以摆脱家庭出身的限制，难以通过教育实现代际向上流动，社会资源结构的持续分化带来社会流动的固化。

教育绝对代际流动性的回归结果表明，文化资本占有量高的家庭教育代际流动性更高，教育是人力资本形成的最主要途径，也是优势地位家庭维持身份地位的最主要机制。由此可见，乡村地区、低学历家庭存在代际教育向下流动，高收入家庭代际教育向上流动的情况。这可能是由于乡村地区、低学历家庭存在贫困问题与高辍学率症结，很大一部分贫困地区的子代未能完成初等教育。这也意味着政府除了提高教育供给规模外，还应该更加关注偏远、贫困地区学生的教育贫困陷阱问题，因为家庭资本匮乏的父代极有可能会将较低的教育水平传递至子代。

（二）政策建议

家庭背景可以通过教育和就业环节间接造成机会不平等，优势地位家庭可以通过代际传递稳固并扩大家庭资本优势地位。若子代教育获得很大程度上由出生家庭的学历、收入和职业背景决定，那么社会阶层的不平等将通过教育机会不平等继续强化。因此，我们促进教育公平和有效推行社会就业保障政策，一方面，要降低投资获取特定教育层次的失败风险，避免社会经济地位与特定教育层次的较高相关度，从而避免优势和弱势阶层之间人力资本积累差距的问题；另一方面，应重点从文化资本对教育获得的重要地位出发，在家庭资本代际传递的基础上拓宽各阶层的文化资本获得渠道，提高各级各类教育获得的机会公平。

从经济可持续发展来说，任何一个国家或地区的经济发展都取决于多种因素的综合作用，教育则是主要因素。提高教育机会公平是经济发展的源动力。因此，我国应保障区域教育资源均衡供给，提高弱势群体获得优质教育资源的机会。这不仅有利于社会整体人力资本水平的积累、人口质量的提升，而且有利于畅通社会流动通道，增强居民幸福感及经济可持续发展动力。

从教育发展理念来说，我们要把握因材施教的基本原则，架构不同类别、不同层次的教育模式及与之相配套的评价体系，尤其应找补职业教育短板，积极推进教师轮岗制，打破固有地区、阶层的教育固化，增加不同收入、学历、地区子代的教育获得。我们要积极推进学前教育普惠发展和义务教育城乡一体化发展，从源头上提高子代教育获得机会；以改善家庭资本为突破口，推进普通高中多样化特色发展、职业教育高质量发展以及终身教育全面发展，改善子代教育获得水平。

从人的全面发展来说，促进人口高质量发展，教育当先行。国家现代化的前提是教育现代化，而要想实现教育现代化就要进一步扩大全社会的教育获得渠道、保障教育机会公平，从而实现人的全面发展。我们应坚持将科教兴国战略、人才强国战略当作人口高质量发展的战略工程，坚韧持续地拓宽教育广度与挖掘教育深度。“五育并举”是落实党的教育方针、推动人的全面发展的主要路径。因此，我们应持续深化育人模式改革，积极推动教育评价改革，尽快、尽力将“德育铸魂、智育提质、体教融合、美育熏陶、劳动促进”从多维度、多层次、多方面践行到教育教学的全过程中去。

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