彭 骏， 赵西亮 | 教育政策能促进农村教育代际流动吗？——基于中国微观调查数据的实证分析

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教育政策能促进农村教育代际流动吗？

——基于中国微观调查数据的实证分析

彭　骏， 赵西亮

(厦门大学 经济学院， 厦门 361005)

摘　要：本文使用中国家庭收入调查(CHIP)2013年农村家庭数据，考察了我国1986年《义务教育法》与1999年高校扩招政策的实施对农村教育代际流动性的影响。本文使用转移矩阵方法描述了我国农村地区教育代际流动性的基本情况，发现父代与子代的受教育程度之间存在高度的相关性。从教育代际流动性和教育代际向上流动的角度，实证分析了以上两项教育政策对农村居民教育代际流动性的影响，发现义务教育政策与高校扩招政策的实施并没有改善农村家庭代与代之间的教育相关性，但显著提高了农村家庭的教育代际向上流动性。一系列稳健性检验的结果表明本文的研究结论是可靠的。政策建议包括：政府应进一步推进教育体系的开放性；统筹城乡教育一体化发展，缓解贫困家庭与受教育程度较低家庭的孩子接受高等教育的资金约束等。

关键词：教育代际流动性；教育代际向上流动性；义务教育法；高校扩招政策

01

引        言

改革开放以来，我国经济高速增长，人民生活水平普遍提高，同时，居民收入差距不断扩大，拼爹晒富的“二代”现象频频见诸新闻媒体中，反映了大众对社会流动性下降和阶层固化的担忧。社会流动性是反映动态收入差距变动和机会平等的重要指标，社会流动性越强，意味着机会公平性越高，无论个体处于什么阶层，只要通过个人努力就有可能实现阶层提升，即使收入差距较大，也不会产生较大的社会问题，反而能够激发社会活力。相反，如果收入差距较大，而社会流动性较低，社会阶层具有固化的趋势，即使个人再努力，也无法提升其社会阶层，必然会打击其努力的积极性，从而影响整个社会的长期经济增长。社会流动性通常可使用不同代际间的收入相关性或教育相关性进行衡量。教育不仅能促进个体未来经济优势的形成^[1]，而且在收入决定与收入差距的形成中也发挥着重要的作用^[2－4]。个体所受教育水平往往能反映其所处的社会阶层，因而，教育代际流动性成为学者广泛使用的指标。教育代际流动不仅是不同社会群体实现代际流动的重要机制和渠道^[5－9]，还是衡量社会公平与否的重要指标。

教育代际流动性的强弱反映了父母教育水平对子女教育成就的影响程度，教育代际流动性越弱(代际相关性越强)，由家庭教育背景差异产生的子女教育成就差距越大，教育机会公平则越差。由于教育成就与收入成正比，因家庭背景差异导致的收入差距扩大会加剧社会阶层固化。与之相反，如果由家庭教育背景差异导致的教育成就差距越小，教育机会越公平，则有利于促进社会流动、保证社会公平、维系社会稳定^[10]。因而，在收入差距较大的情况下，保证教育机会的公平，是促进社会流动的重要手段。而教育政策在保证教育机会公平方面起着重要的作用，教育代际流动性必然受到教育政策的深刻影响^[11]。教育政策的改变或调整不仅直接调节着教育资源的分配，还决定着家庭的教育决策和个人福利。改革开放以来，我国教育事业迅速发展，不同层次的教育机会越来越多，人们的平均受教育年限不断提高。然而，城乡之间、地区之间的经济社会差距越来越大，同时，教育改革逐渐向市场化模式转变，受教育程度在总体改善的同时，城乡之间的教育发展不平衡问题越来越突出，家庭经济背景对子女教育机会的影响也越发显著^[12－14]。在此背景下，教育政策是否可以缓解家庭收入差距造成的不利影响，是否可以促进农村的教育代际流动性？学术界的研究往往集中于城市居民，而对农村居民教育代际流动性的研究较少。因此，本文将利用微观数据，考察我国义务教育政策与高校扩招政策的实施对农村教育代际流动性的影响，并根据研究结果提出相关政策建议。

02

文 献 综 述

公共政策对教育代际流动性有着重要的影响，尤其在存在较大收入差距的情况下，公共教育投资可以提供公平的教育机会，降低社会中低层居民的收入约束，使其获得基本的教育，从而降低代际未来的收入差距，提高教育代际流动性和代际收入流动性^[15]。然而，公共政策对不同教育阶段的投资影响并不相同。基础教育阶段的公共投资往往可以促进教育机会公平，提高教育的代际流动性。Pekkarinen et al.(2009)^[16]考察了芬兰1972—1977年间的“综合性学校改革”对教育代际流动性的影响，发现教育改革可以促进教育的代际流动性。Iannelli(2011)^[17]利用苏格兰的教育扩张政策进行了分析，发现尽管教育扩张政策实施后阶层间的教育差距仍然存在，但底层居民子女向上流动的可能性增加。Rauscher(2012)^[18]利用美国各州实施义务教育法的时间差异，考察了教育扩张对代际流动的影响，发现教育扩张提高了获益群体的教育代际流动性。但是，Sturgis and Buscha(2015)^[19]利用英格兰和威尔士的数据，发现教育扩张反而拉大了贫富阶层子女的教育差距，降低了教育代际流动性。

对发展中国家的研究基本支持基础教育投资或扩张有利于教育代际流动性的提高。Al－Samarrai and Zaman(2007)^[20]、Tinker et al.(2013)^[21]对非洲国家的研究均发现，基础教育学费的取消可以提高入学率和提高教育代际流动性。刘楠楠、段义德(2017)^[22]对我国的研究发现，增加基础教育阶段的财政支出能够降低家庭背景对子女升学的影响，从而促进教育代际流动性。周波、苏佳(2012)^[23]利用我国数据研究发现，增加县级的基础教育开支可以提高代际收入流动性。李力行、周广肃(2014)^[24]利用我国市级基础教育支出数据研究发现，增加公共基础教育支出可以提高收入和教育代际流动性。杨娟等(2015)^[25]通过构建模型进行模拟，发现加大义务教育阶段的公共支出可以降低父母的预算约束，提高子女接受高等教育的可能性，从而提高教育代际流动性。

但是，在高等教育方面的公共支出增加或高校扩招政策，往往不利于代际教育流动性的提高。原因在于，从整个社会而言，接受高等教育的是相对少数的群体，高等教育投资的增加仅仅能提高那些能够进入高校的群体的教育水平，因而，未必能提高整体的教育代际流动性，大量实证研究也基本支持上述结果。Blanden and Machin(2013)^[26]发现英国的高等教育扩张降低了其教育代际流动性。李春玲(2010)^[27]发现，我国的高等教育扩张并没有缩小城乡、阶层之间的高等教育机会差别。高校扩招虽然提供了更多的教育机会，但教育机会差别仍然存在，家庭背景在教育机会获取过程中仍然发挥了不可忽视的作用(刘精明，2014^[12]；杨中超，2016^[13])，并且以教育为中介机制对子女职业社会经济地位产生了间接影响，因而高校扩招没有起到促进代际流动性提高的作用(杨中超，2016)。罗楚亮、刘晓霞(2018)^[28]基于转移矩阵方法，发现教育扩张总体上提高了教育代际向上的流动性，但是城镇家庭从大学扩招中获益比农村家庭更大，并且父母教育程度越高，子女受益越大。

综上所述，既有研究大多考察了义务教育学费的取消与公共教育支出的增加对教育代际流动性的影响，或者研究了在高等教育扩招的背景下，家庭背景对教育机会的影响。还鲜有文献评估我国义务教育政策与高校扩招政策对农村教育代际流动性的直接影响。Guo et al.(2019)^[29]更接近于本文的研究，他们考察了1986年《中华人民共和国义务教育法》(简称《义务教育法》)与1999年高校扩招政策的实施对教育代际流动性的影响，发现《义务教育法》和高校扩招政策的实施提高了城镇家庭子女教育代际向上流动的可能性，并且高校扩招政策进一步提高了其教育代际流动性；但这两个政策既没有改善农村家庭的教育代际流动性，也没有显著提高教育代际向上流动性。

本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：一是样本选择方面。Guo et al.(2019)将16岁之后，即在农村完成义务教育之后才经历“农转非”户籍转换的子代归类为农村样本，而将那些在完成义务教育之前就实现农转非户籍转换的子代个体归类为城镇样本。本文认为，由于中国城乡教育差距，将在农村完成义务教育的“农转非”子代归类为农村样本的处理方法具有一定的合理性。但由于中国城乡户籍制度的特殊性，农村中接受过高等教育的群体或潜在高收入者往往能够通过升学、参军等途径突破户籍的限制，进入城市体系(赵西亮，2017)^[30]，因而仅用农村样本将不能充分地估计教育政策对农村教育代际流动性的影响。因此，为了最大限度地反映农村教育的真实全貌，从而更科学地评估教育政策的影响，本文将CHIP2013农村样本中的农转非个体全部保留。二是教育代际向上流动性指标的定义方面。Guo et al.(2019)对教育代际向上流动性的定义包括子女受教育年限与父母相同的情况。本文认为，如果子女的受教育程度或者受教育年限比父辈更高(更长)，那么子代相对于父代才发生了教育向上流动。第三，Guo et al.(2019)在模型中通过控制“特定省份线性时间趋势”来处理高校扩招政策存在的内生性。虽然各省的教育资源与经济发展情况存在差距，控制特定省份线性时间趋势项并不能消除高校扩招政策的内生性，至少并不适合于截面数据的情形。因而本文通过采取工具变量回归的方法来克服高校扩招政策存在的内生性。

03

数据来源、变量描述与模型设定

(一)数据

本文所使用的数据来源于中国家庭收入项目(Chinese Household Income Project，CHIP)2013年的农村家庭住户调查。CHIP是目前国内使用最为广泛的微观数据之一。CHIP以测量和估计中国城乡收入分配状况为目标，通过国家统计局城调队和农调队调查大样本中的二次抽样生成样本，覆盖了不同地理区位、人口规模和经济发展水平的省份，具有很好的全国代表性。调查样本包含城市居民、农村居民和农村进入城市的暂住户数据。调查采用分层随机抽样方法收集了个人、家庭、社区(村庄)的微观层面数据。CHIP数据样本量大，数据质量高，受到国内外研究机构和学者的广泛认同。更重要的是，CHIP数据提供了子女与其父母详细的受教育年限，以及其他人口与经济社会特征信息，因此非常适合本文的研究需要。

我们根据调查问卷中的家庭代码及家庭成员与户主关系的相关信息，匹配父母与子女样本。对于每一个家庭，共匹配了三种类型的父母－子女关系，分别是：户主与其父亲的配对，户主与其母亲的配对；配偶与其父亲的配对，配偶与其母亲的配对；子女与户主及配偶的配对。由于受教育水平在个人完成教育阶段并进入劳动力市场后便趋于稳定，在之后的生命周期阶段也不会发生较大的变化^[11]，因而，我们将不与户主和配偶同住或已离世的父母样本同样予以保留。这不仅增加了本文的样本量，还有效地缓解了现有研究中广泛存在的样本选择问题和同住偏误误差，提升了研究结果的准确性^[31]。根据本文的研究目的，按照样本在调查时的工作与学习状态，仅保留已经完成正式教育的子代样本。

(二)变量描述

1.核心解释变量

(1)义务教育政策变量。1986年4月，中国第一部《义务教育法》正式通过，并于当年7月1日正式实施。《义务教育法》允许各省(自治区、直辖市)制订具体的实施细则，因而各省的具体实施时间并不一致^[29,32－33]。研究发现，多数省份集中在1986年和1987年开始实施《义务教育法》，但也有些省份(自治区)直到1993年、1994年才实施。根据《义务教育法》的规定，凡是年满六周岁的儿童应该接受九年的义务教育，因而，从理论上来说，6岁入学，接受9年的义务教育，离开学校的最小年龄为15周岁。这意味着，《义务教育法》开始实施时，年龄小于或等于15岁的孩子均受到了它的影响，年龄在15岁以上的孩子不受该法的影响。由于各省实施《义务教育法》的具体时点不一致，需要进行标准化，具体地，利用各省《义务教育法》的实施年份减去15，得到受《义务教育法》影响的临界年份，生于临界年份及之后的个体受到了《义务教育法》实施的影响，生于临界年份之前的个体没有受到《义务教育法》的影响。比如，对于1986年实施《义务教育法》的省份，临界年份为1986－15＝1971年，1971年及以后出生的个体受到了《义务教育法》的影响，出生在1971年以前的个体没有受到《义务教育法》的影响。因此，在本文的实证分析过程中，我们引入衡量《义务教育法》影响的政策虚拟变量，根据各省的临界年份，对于受到《义务教育法》影响的个体取“1”，没有受到影响的个体则取“0”。

(2)高校扩招政策。我国自1999年开始推行高校扩招政策，当年全国高校录取人数为160万，与1998年相比扩招了50%左右。自扩招以来，我国高校招生规模和录取率逐年提高，大学录取人数从2000年的221万逐渐上升到2019年的915万^①。为了反映高校扩招政策的渐进性，本文使用录取扩张率和个体面临高校扩招的年数来衡量扩招政策的影响。具体地，录取扩张率等于某一年的大学录取人数与基年(1977年)的大学录取人数之比，或者等于某一年的高校录取率与基年的录取率之比^②。个体面临高校扩招的年数等于个体参加高考的年份与扩招政策开始实施的前一年(1998年)之差。历年的《中国高等教育统计年鉴》提供了每年的高校录取人数与录取率，录取扩张率可以根据每年的高校录取人数或录取率计算得到。个体面临高校扩招的年数则根据个体的出生年份来计算，本文假设个体“理论上”考大学的年龄为18岁，因而参加高考的年份为：出生年份＋18，录取扩张率与面临高校扩招的年数则根据个体参加高考的年份来确定^③。录取扩张率和个体面临高校扩招的年数这两个变量的取值越大，表明高校扩招政策所影响的范围越广，受到影响的人数越多。

2.被解释变量

教育代际流动性通常包括几个维度，即反映子代与父代教育之间相关性的教育代际流动性(教育代际弹性)，以及子代受教育程度相对于父代的向上、向下或者平行流动。如果子代的受教育程度高于父代，则为教育代际向上流动；如果子代的受教育程度低于父代，则为教育代际向下流动；如果子代的教育程度与父母相同，则为平行流动。由于经济增长及公共教育普及等原因，人们的受教育程度在逐步提升，因此，相关文献主要关注子代教育相对于父代的向上流动。本文同样主要考察教育代际向上流动性，研究使用衡量子女受教育年限是否超过父母教育年限的教育代际向上流动指标作为被解释变量(考察教育代际弹性则以子代教育年限作为被解释变量)，如果子女的受教育年限比父母更长，取值为1，否则为0。

3.控制变量

本文的控制变量包括：父母受正规教育的年限；衡量子代个人特征的变量，包括民族(少数民族＝1；汉族＝0)、性别(男性＝1；女性＝0)、婚姻状况(在婚＝1；非在婚＝0，非在婚包括未婚、离异、丧偶等)，以及出生年份。衡量家庭社会经济地位的变量主要包括父母的职业(本文将父母的职业分为干部、专业技术人员、私营企业主、个体户、蓝领工人、农民与其他职业)，党员身份以及人均家庭财富等。兄弟姐妹数度量了家庭规模的大小，在家庭资源有限的情况下，兄弟姐妹数越多，个人所能获得的资源相应更少，从而接受更多教育的可能性更低。主要变量的描述性统计结果见表1。

(三)模型设定

为了考察教育政策对教育代际流动性的影响，本文借鉴相关文献的识别方法，在教育代际流动性的基本模型中引入衡量政策影响的变量，使用交互项模型进行教育政策效应评估。构建计量模型如下所示：

04

实证检验与结果分析

(一)教育代际流动转移矩阵分析

表2分别基于全样本与按照子女出生年份划分的两个分样本构造代际教育流动转移矩阵，将父代与子女的教育程度划分为小学以下、小学、初中、高中和大专及以上。代际教育流动性表现出几个特征：

第一，随父母教育程度的提高，子女获得高教育层次的概率上升，获得低教育层次的概率下降，表明父母教育水平与子女的教育程度之间表现出正的相关性。全样本中，当父母的受教育程度为初中及以下时，子女接受过大专及以上教育的概率为14.45%(0.78%＋2.65%＋11.02%)；当父母的受教育程度为高中时，子女接受过大专及以上教育的概率为20.82%；而当父母的受教育程度为大专及以上时，子女接受大专及以上教育的概率在41%以上。当父母的受教育程度为初中时，子女的教育水平在初中及以下的概率为65.51%(0.54%＋7.32%＋57.65%)，但当父母接受过大专及以上的教育时，子女的教育水平在初中及以下的概率有了大幅的下降。

第二，从全样本与分样本的边缘分布来看，子女的受教育程度相对于父代有了明显的提高。在全样本转移矩阵中，父母受教育程度为小学以下的比例高达36.83%，但子代的这一比例仅为2.65%；父母接受过高中及以上教育的比例仅为6.9%，但子代接受过高中及以上教育的比例则在20%以上。并且分样本转移矩阵显示，随着子代出生年份的推移，子女的教育程度相对于父代有了更明显的提高。

第三，随着子代出生年份的推移，子代实现教育向上流动的概率有了较大的提高。例如，出生在1949—1969年期间的子代，只有13%左右接受过高中及以上教育；而出生在1970年及以后的子代，这一比例在27%以上。从另一个角度来看，给定父母的教育水平为初中及以下，子女接受大专及以上教育的概率从样本1的4.87%(0.56%＋1.46%＋2.85%)提高到样本2的17.66%(1.64%＋3.72%＋12.30%)，有了大幅的提高。如果父母的受教育程度为高中或中专，出生在1949—1969年的子代仅有2.48%接受过大专及以上教育，但出生在1970年及之后的子代，这一比例为24.3%。当给定父母处于最高教育层次，与样本1相比，样本2的子代接受过大专及以上教育的概率同样有了大幅的提高。

表3进一步计算了衡量教育代际流动性的指标。其中，总流动率是指实际全部观察到的教育代际流动程度，是结构性流动与循环流动两种力量作用的结果。结构性流动率是指由于教育扩张所引起的教育流动性，循环流动率则是指由于教育体系的开放性程度提升所带来的教育流动性(张义祯，2016^[34]；罗楚亮、刘晓霞，2018^[28])。关于这些指数的计算公式在既有文献中已有详细阐述，在此不再赘述。结果显示，在全样本与分样本中，农村家庭均保持了较高的总流动率与向上流动率。然而，与样本1相比，样本2的总流动率出现了一定程度的下降，表明随着子代出生年份的推移，教育代际流动性有所下降，子代教育水平与父代受教育程度之间的相关性有所上升。此外，总流动率中的结构流动率大于循环流动率，表明农村居民的教育流动性更多地受到教育机会扩张的影响。

(二)教育政策对教育代际流动性的影响

上面转移矩阵描述了教育流动性的基本情况，下面，我们重点考察教育政策对教育代际流动性的影响。

表4报告了模型(1)的基本回归结果。第(1)—(3)列估计的是义务教育政策对教育代际流动性的影响，第(4)—(6)列估计的是高校扩招政策对教育代际流动性的影响。第(1)列使用父亲—子女样本进行估计，交互项的系数为0.071，在1%的水平上统计显著。说明《义务教育法》实施后，教育代际传递系数有所上升，父亲—子女间的教育相关性有所增加，尽管上升幅度不算很大，这表明1986年《义务教育法》的实施，对农村教育代际流动性并没有起到改善作用。第(2)、(3)列分别使用母亲—子女和父母—子女样本进行估计，结果基本类似，交互项系数均统计显著为正。我们的结果和Guo et al.(2019)^[29]的结果一致。可能原因有：第一，在广大的农村地区，《义务教育法》并没有被严格执行^[35]。第二，在农村地区，教育支出主要由家庭承担，1986年的《义务教育法》，对家庭教育支出负担没有针对性的改进措施，贫困农村家庭面临严重收入约束，影响到《义务教育法》的实施效果^[36]。2006年修订后的《义务教育法》加大了对家庭教育支出的经费支持，尤其是免除了学杂费，并免费提供书本和作业本，大大降低了贫困家庭子女接受教育的机会成本。并且义务教育公共经费保障机制逐渐完善，这必将大大增加农村地区教育机会公平，提高教育的代际流动性，但由于数据限制，目前还无法对此最新政策进行评估。

表4第(4)列显示，利用父亲—子女样本估计的大学扩招政策对教育代际流动性的影响为0.004，在1%的水平上统计显著，尽管影响幅度很小，但也说明扩招政策提高了教育代际流动性系数，降低了教育代际流动性水平。第(5)列使用母亲—子女样本，交互项系数统计上不显著，第(6)列使用父母—子女样本，交互项系数也显著为正。这说明大学扩招政策对农村地区的教育代际流动性有不利影响，尽管影响程度较小。

大学扩招没有改善农村居民的教育代际流动性，原因可能有：一方面，伴随扩招和录取率逐年上升，高等教育不再免费，并且学费逐年攀升，1995—2004年，学费从平均每年800元提高到5000元^[37]，另外，不断上升的住宿费、生活费等费用，使高等教育成为低收入家庭的沉重负担。相关研究指出，2001—2005年期间，家庭教育支出在家庭总支出中位于第一位(中国青少年研究中心，2007)^[38]。尽管大学扩招提供了更多上大学的机会，但上学成本的增加，抑制了农村居民的教育代际流动。

另一方面，随着高等教育的急速扩张，高技能劳动力供给的迅速增加降低了高等教育的预期收益，农村家庭在进行教育投资决策时不得不考虑高等教育的机会成本^[27]。与城市家庭的子女相比，农村家庭子女接受高等教育的机会成本往往更高^[39]。因此，一部分农村孩子往往倾向于放弃接受高等教育。由于教育资源分布不均，高校扩招政策并不是平等地惠及所有人群。城镇居民从高校扩招中往往受益更大，农村居民受益较小^[27,28,40]。从而，总体上看，大学扩招并没有带来农村教育代际流动性的改善。

(三)教育政策对教育代际向上流动性的影响

上一小节我们从相对流动性的角度探讨了教育政策对教育代际流动性的影响，发现1986年《义务教育法》和1999年大学扩招并没有带来农村地区教育代际流动性的增加。这并不意味着这些教育政策对我国农村地区的教育没有促进作用，实际上，从教育代际向上流动性来看，即子代所受教育相对于父代而言，其教育绝对水平倾向于高于父代，表2的转移矩阵分析就表明了这一点。本节，我们从教育代际向上流动性的角度探讨两种教育政策的影响，被解释变量定义为子代教育年限是否超过父代教育年限。表5估计了模型(2)。

表5第(1)—(4)列估计了义务教育政策对教育代际向上流动性的影响。第(1)列使用父母—子女样本，采取线性概率模型(LMP)进行OLS回归分析，政策影响的系数估计值为0.144，在1%的水平上统计显著，说明义务教育政策实施后，子女教育年限超过父母教育年限的可能性显著提高了^④。交互项的系数估计值为－0.003，统计上不显著。第(2)(3)(4)列分别使用父亲—子女、母亲—子女与父母—子女样本对义务教育政策的影响进行Probit回归分析，结果与第(1)列一致，政策影响的系数估计值均在1%的水平上统计显著，说明子女教育超过父母的可能性因义务教育政策的实施而增大。在使用母亲—子女样本的情况下，交互项系数估计值为－0.060，在5%的水平上统计显著，在使用父亲—子女、父母—子女样本的情况下，交互项的系数估计值为负，但统计上不显著。回归结果表明，1986年《义务教育法》的实施显著提高了农村家庭的教育代际向上流动性水平，使子女的教育年限超过父母的可能性显著增加，尽管教育代际流动性并没有显著提高，即子女教育与父母教育的相关性程度仍然很高，但教育代际向上流动性却有显著提高。

表5第(5)—(8)列估计了大学扩招政策对教育代际向上流动性的影响。从第(5)列OLS回归和第(6)列Probit回归的估计结果来看，政策影响的系数β²的估计值分别为0.019和0.090，均在1%的水平上统计显著，即大学扩招政策显著提高了子代教育年限超过父代的可能性。父代教育与政策变量的交互项系数估计值分别为－0.001、－0.005，分别在5%和1%的水平上统计显著，说明在高校扩招政策实施以后，父代教育水平越高，大学扩招政策对子女教育向上流动的影响越小。但交互项系数的绝对值远小于政策影响的系数β²，因而高校扩招政策仍然提高了子女教育年限超过父母的可能性，说明受扩招政策影响的群体，其教育年限超过父母教育年限的可能性增加了，表现出向上的教育代际流动性。第(7)、(8)列分别使用母亲—子女样本和父母—子女样本进行Probit回归分析，政策影响的系数估计值分别为0.113、0.094，均在1%的水平上统计显著，交互项系数显著为负。基本结论与第(5)、(6)列一致，说明大学扩招均提高了子女教育年限超过母亲教育年限和父母教育年限的可能性，表现出代际向上流动性的提高。结果表明，义务教育政策与高校扩招政策均能够显著提高农村子女教育的代际向上流动性。

05

稳 健 性 检 验

为了进一步检验估计结果的可靠性，本文从样本选择、工具变量估计等方面进行稳健性检验。

(一)样本选择

由于部分子代受到“文革”的影响，文献中一般的做法是将受“文革”影响的子代样本去掉^[11]，或者将子代的出生年份限制在1959年及以后^[29]，仅保留“文革”结束后参加高考的样本^⑤。本文采用第一种处理方法，将生于1950—1959年之间的子代样本去掉^⑥。表7报告了教育政策影响的稳健性检验结果，限于篇幅，仅报告主要变量的回归系数。表6第(1)—(3)列估计义务教育政策的影响，第(4)—(6)列估计大学扩招政策的影响。可以发现，交互项的回归系数显著为正或不显著，表明义务教育政策和大学扩招政策的实施没有明显改善农村家庭的教育代际流动性水平，与表4的结论一致。

类似地，我们利用删除受“文革”影响的样本对模型(2)进行重新估计，结果见表7。表7第(1)—(3)列估计义务教育政策对教育代际向上流动性的影响，第(4)—(6)列估计大学扩招政策对教育向上流动性的影响。回归结果与表5一致，所有的政策影响系数均显著为正，对教育代际向上流动性均有显著的正向影响，说明两项教育政策均改善了教育代际向上流动水平。

(二)工具变量估计

考虑到大学扩招政策与各地基础教育水平和经济发展程度密切相关。拥有更多高校和经济更发达省份的高校扩招率更高^[41]，并且高校扩招政策明显更有利于经济发达地区^[40]。从而出现代际流动性系数越高的地区，往往也是受扩招政策影响更大的地区。尽管控制省份固定效应可以降低遗漏变量偏差，但仍然可能存在一定的内生性问题。因此，本文参考Guo et al.(2019)，以个人面临高校扩招政策的年数作为高校录取扩张率的工具变量。自高考恢复以来，高校录取扩张率逐年提高，并且自1999年高校扩招政策实施起，个人面临高校扩招政策实施的年数越长，高校录取扩张率越高。因而，个人面临的高校扩招政策实施年数与高校录取扩张率密切相关，满足工具变量的相关性条件。

高校扩招作为一项公共政策，它外生于个体的能力、教育年限等特征，满足工具变量的排除性假设。因而，该工具变量构造具有一定的合理性。

表8列出了工具变量第一阶段的回归结果，第(1)(2)列分别报告了高校录取扩张率以及高校录取扩张率与父代受教育年限的交互项对工具变量的回归，系数分别为1.992、1.787，并且统计上非常显著。第(3)(4)列进一步控制了子代人口特征与家庭特征等变量，工具变量系数分别为1.962、1.838，统计上显著。弱工具变量检验的Shea 偏R2 和Kleibergen－PaaprkWald F统计量均通过了弱工具变量检验^⑦。表明该工具变量不是弱工具变量。

表9第(1)—(3)列和第(4)—(6)列分别报告了高校扩招政策对教育代际流动性和教育代际向上流动性影响的IV回归结果。结果表明，工具变量估计结果与表4和表5的基本回归一致，本文的研究结论并没有改变，说明本文的实证结果是稳健的。

以上我们分别从样本选择与工具变量回归的角度对本文的实证结果进行了稳健性检验，分析结果表明本文的结果是比较稳健的。本部分我们则通过使用另一个高校扩招政策变量来检验结果的稳健性，即某一年的高校录取率与基年(1977年)的录取率之比。表10第(1)—(3)列和第(4)—(6)列分别报告了高校扩招政策对教育代际流动性和教育代际向上流动性影响的回归结果。结果表明，使用高校录取扩张率2的估计结果与表4和表5的基本回归一致，研究结论并没有改变，说明在使用不同的高校扩招政策变量的情况下，本文的实证结果是稳健的。

06

结论与政策建议

教育是实现社会流动的重要渠道，教育机会公平是保证社会流动渠道畅通的基本机制，也是缩小收入差距的重要手段，而义务教育政策作为保证教育机会公平的基本公共政策，其作用的发挥为保证社会公平起着重要的支撑作用。尽管高等教育不再免费，相比扩招以前，大学学费逐年上升，但其政策实施仍然会对教育机会产生间接影响。因而，评估这两项重要的教育政策对我国农村居民教育代际流动性的影响具有重要的现实意义。

本文首先利用转移矩阵方法对我国农村居民的教育代际流动性进行了描述性分析，发现子女教育和父母教育之间存在着较强的相关性，但从绝对水平上看，子女教育程度相对于父母教育程度有了较大的提高，另外，随着子代出生年份的推移，教育向上流动的可能性在增加。然后，分别从教育代际流动性和教育向上流动性的角度，分析了义务教育政策与高校扩招政策的实施对教育代际流动性的影响。结果发现，两种教育政策均没有带来教育代际流动性的明显改善，即两种政策没有降低父子代之间的教育代际相关性。但从代际向上流动性上看，两种教育政策均促进了子女教育的向上流动性水平。这说明两项教育政策对我国农村总体教育水平的提高发挥了重要的促进作用，但在教育机会公平方面仍然需要进一步的调整。

上述研究结果表明，尽管农村家庭的教育代际流动性表现出较高的流动率和向上流动性，但教育扩张所产生的结构流动的作用超过由于教育体系开放性提升所带来的循环流动。并且随着子代出生年份的推移，总流动率与结构流动率均出现了下降，表明农村教育的流动性主要得益于教育的扩张。因而政府需要进一步推进教育体系的开放性。

《义务教育法》与高校扩招政策的实施并没有提高农村家庭的教育代际流动性。因而，基本的政策建议是：在义务教育方面，教育政策应该进一步向农村倾斜，改善农村地区基础教育的办学条件、统筹城乡义务教育一体化发展。提高农村教育质量，缩小城乡教育质量差别。加大对农村教育的投资，尤其是对农村贫困人口的教育支持，降低贫困人口收入约束，提高贫困人口子女受教育机会。高等教育方面，也可以对农村居民进行适当倾斜，缓解农村家庭，特别是农村贫困家庭与受教育程度较低家庭的孩子接受高等教育的资金约束，提高农村人口接受高等教育的机会，从而在提高教育代际向上流动性的同时，缓解家庭背景对子女教育成就的影响，提高教育代际流动性水平。

注

释

①数据来源：中华人民共和国国家统计局网站(http：//www.stats.gov.cn)。

②感谢匿名审稿人的建议。

③例如，假设个体出生于1982年，其“理论”上考大学的年份为2000年，对应的录取扩张率为2000年的录取人数或录取率与基年(1977年)的录取人数或录取率之比，个体面临高校扩招的年数为2年。

④本文还使用父亲—子女、母亲—子女样本，采取线性概率模型对两项政策对教育代际向上流动性的影响进行回归分析，所得结果分别与第(1)、第(5)列一致，限于篇幅，没有报告，备索。

⑤关于“文革”对教育产生的冲击以及对特定年份出生的群体所造成的影响参见Chen et al.(2019)。

⑥“文革”同样会对一部分父代的受教育程度产生影响，然而，本文并没有删除这部分父代样本。这是因为处于这一年龄组的父母，其子女不仅赶上了《义务教育法》的实施，而且恰好赶上了1999年开始的高校扩招。因此，如果删除受“文革”影响的父代样本，将同时遗漏掉部分受《义务教育法》与高校扩招政策影响的子代。

⑦表8的回归结果使用录取扩张率1作为政策变量，此外，本文还使用录取扩张率2作为政策变量，以及母亲或父母的受教育年限进行工具变量检验，所得结果与表9类似。限于篇幅，没有报告，备索。

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（原文刊于《教育与经济》2021年第5期）

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