城乡二元结构与教育代际流动

/城乡二元结构与教育代际流动【摘要】改善教育代际流动，对于缓解教育机会不平等、加快城乡融合至关重要。文章基于CFPS2018数据分析了中国教育代际向上流动的城乡差异，并将其分解为城市接触效应和城乡分组效应，通过分组对照法识别了城乡外部环境对教育代际向上流动的净效应，同时借助CMDS2017数据，使用迁移冲击法缓解了内生性问题。研究结果表明，全样本的教育代际向上流动城乡差异中，城市接触效应约占三分之一，城乡分组效应约占三分之二；趋势分析显示，教育代际向上流动的城乡差异整体趋势平缓，而城市接触效应呈下降趋势，其中出生在1980-1990年代间的子代经历了城市接触效应的快速下降和城乡分组效应的大幅提升，教育代际向上流动城乡差异的主要原因正逐渐从外部环境差异转向个体能力禀赋差异上。基于强度DID的进一步检验表明，义务教育“新机制”改革是期间城市接触效应下降的关键渠道。【关键词】城乡二元结构；机会不平等；教育代际流动；迁移冲击 一、引言 城乡二元结构是中国经济社会发展进程中的一个关键障碍，主要表现为城乡户籍壁垒、城乡资源配置差异、城乡居民收入差距等方面。在教育领域，城乡二元结构从结果上表现为城乡教育获得差距。代际流动是决定社会变迁和不平等演进的关键因素[1-3]。如果农村教育代际流动性长期不及城市，从动态的角度来看，这种教育纵向不平等①决定城乡之间横向不平等②的变化趋势[4]。如果农村子代的教育获得受父母教育的影响程度更大，长期将会导致农村教育贫困代代相传，教育城乡横向不平等程度进一步加重，且代际流动的城乡差异越大，横向不平等恶化的速度越快。因此，教育代际流动的城乡差异大小直接衡量了教育城乡横向不平等的扩张速度，研究教育代际流动的城乡差异可以为城乡二元结构下教育贫困代际粘连现象提供更深层次的理论解释，为防止农村地区陷入“教育贫困陷阱”制定更有方向性的政策贡献指引。 习近平总书记指出，教育公平是社会公平的重要基础，要不断促进教育发展成果更多更公平惠及全体人民，以教育公平促进社会公平正义。教育机会不平等通常被视为“起点不平等”，是引起后续收入等一系列不平等的根源[5]。教育机会公平要求每个社会成员都享有同等的机会接受符合其自身能力禀赋的教育，而不受居住地(城市或农村)、种族、性别等客观因素的制约。但在许多国家，教育机会不平等致使教育资源的分配与经济制度安排偏向于富人和特权者，即使个体具有很高的与生俱来的“天赋”，他们在教育产出方面能够实现天赋价值的可能性也受制于家庭背景和社会环境的影响[6]。中国教育向上机会获得呈现出城市-农村二元分布不均的特征，许多父母教育背景与城市子代相当的农村子代，尽管天资很高也无法享有同等的接受符合其能力禀赋的教育机会，这可能与诸如教师质量差距、升学机会差距、社会资源体系差距等城乡外部环境差异相关。因此，探究由城乡客观环境因素引起的机会不平等对于缩小城乡教育机会差距、完善社会公平保障体系具有重要意义。代际流动性近年来备受关注，正因其很可能与机会不平等密切相关[7，8]。本文将从教育代际向上流动视角出发，在充分考虑子代自身能力禀赋差异后，分离出城市接触效应(urbanexposureeffect)③来衡量教育向上获得的城乡机会不平等程度。 本文的边际贡献主要包括以下几点：首先，本文深度剖析了形成教育代际流动城乡差异的两大渠道，即外部环境和能力禀赋，并构建了父子两代动态优化理论模型，以解释环境和能力对教育代际流动的影响机制。其次，本文基于城乡二元视角，首次将教育代际流动城乡差异分解为由城乡环境差异引起的城市接触效应和城乡子代能力禀赋差异引起的城乡分组效应。采用分组对照法估计城市接触效应的绝对大小，并通过链接城乡人口迁移数据，借用外生冲击法缓解了自选择性偏误带来的内生性问题。同时，本文量化了城市接触效应和城乡分组效应在不同时期的影响占比及其动态趋势，并发现造成教育代际向上流动城乡差异的主要原因正逐渐从外部环境差异转向个体能力禀赋差异上。最后，本文通过识别城乡外部环境对子代教育代际向上流动的因果关系，从教育向上获得层面分析了城乡机会不平等现象，丰富了城乡机会不平等理论，同时验证了义务教育“新机制”改革对于促进城乡教育机会公平发挥的巨大作用。本文揭示了城乡间因能力禀赋差异导致的不平等现象，强调了城乡要素流动合理配置和平衡发展的必要性，为破解城乡二元结构难题提供了新的观察视角和研究思路。 二、文献综述与理论基础 (一)文献综述 国外学者对于代际流动的研究由来已久，Solon[10]较早测度了美国的收入代际相关系数，发现社会不同阶层之间的流动性相当弱，阶层固化问题开始被引起重视。随着可使用的家庭和个人层面微观数据的增加，学者开始关注教育、职业、健康等社会经济指标的代际传递[11，12]。其中，教育作为影响收入的关键变量和实现阶层流动的重要途径，其代际流动性在学术和政策层面受到广泛关注[13]。国内已有文献主要关注教育代际流动的现状描述和测度方法。吕炜等[14]构建了中国城市层面的教育代际流动指数，发现各城市之间教育代际流动水平存在较大差异，反映了地区间在教育机会公平方面存在不平衡现象。胡志安[3]研究发现，中国教育代际流动性呈现出改革开放之前上升、之后下降的特征。本文则进一步分析了改革开放之后我国教育代际流动的城乡差异在不同阶段的变化趋势。 教育代际流动的测度方法主要包含相对代际流动和绝对代际流动两大类。绝对代际流动衡量的是，来自父代特定受教育水平家庭的子代，其受教育程度达到某一水平的概率[9]。由于其直观度量了特定人群受教育水平的代际变化方向，具有现实含义，因此受到了学者的青睐。例如，Guo等[15]根据子代受教育年限是否超过父代来定义代际向上流动指数，研究了中国教育政策对代际向上流动的影响。但由于该指数对不同年龄段父子两代受教育水平的分布差异非常敏感[9]，因此其在中国的适用性有待进一步考究。Alesina等[16]将父代未完成小学教育，子代完成了小学教育的情形定义为代际向上流动，研究了非洲27个国家的教育双向代际流动的分布特征和影响因素。在中国，底层群体实现向上流动的通畅性至关重要，而教育作为向上跃升的重要工具，教育代际的向上流动必然要先受到重视[17]。本研究将依据Alesina等[16]的代际向上流动定义方式，构建本文的核心被解释变量，以衡量特定学历父代群体的子代实现教育向上流动的概率。 能力禀赋一直被认为是学习的基础[18]，它与外部环境共同决定了个体的教育成就，故代际流动的城乡差异是城乡外部环境差异和子代能力禀赋差异共同作用的结果。我们将影响教育成就的自致因素，即个体的先天禀赋和后天努力，统称为“能力禀赋”，虽然二者无法直接观测且缺乏评价指标，但基于广泛的经验和直觉，我们认为城乡子代之间的能力禀赋差异在某种程度上是可比的。在先天禀赋层面，过往农村高能力禀赋群体大多学有所成，并突破户籍限制，在城市工作定居安家生子[19]，且将优良认知禀赋传承给在城市接受教育的下一代，而改革开放以来伴随城镇化进程的加速推进，鲜有城市高认知禀赋群体迁往农村。在努力程度层面，城市子代大多生活在父母身边，受父母言传身教，而中国农村留守儿童问题依然严峻，在青少年时期缺乏监督和相对落后的幼年成长环境下，农村子代花在学习上的时间也不如城市子代[20]。正如郑磊等[21]发现，中国农村青少年与城市同龄人的能力禀赋水平存在显著差距。研究教育代际流动城乡差异时，作为影响教育成就的能力禀赋因素已然成为不可忽视的关键要素。 中国城镇教育代际流动性高于农村已形成共识，但鲜有研究考虑由基因遗传所导致的能力禀赋可能会对教育代际传递产生的影响，而只侧重代际流动城乡差异的观测性描绘[22]。我们更关心的是相同能力禀赋的个体，如果在城市接受教育，比在农村接受教育，实现代际向上流动的可能性高出多少。邹薇和马占利[23]在测算代际流动时构造“努力”变量来缓解内生性问题，但先天禀赋难以通过“努力”变量得到控制。也有文献尝试采用数学能力来衡量个人的认知能力[24]，但这种测度方法下的认知能力水平可能与教育获得水平高度重合，且存在双向因果关系。由于能力禀赋难以观测和评估，本文并未直接在模型中加入代理变量来控制，而是基于自然实验状态下的两个能力禀赋可比组来构造因果识别策略，通过对比农村迁出子代和农村常住子代的代际流动组间差异来识别城乡外部环境对代际向上流动的净效应，并借助外生冲击法缓解模型识别的内生性问题。 (二)理论基础 借鉴Emran等[25]的理论框架，本文构建城乡二元结构下教育代际流动的动态优化理论模型，以阐述城乡外部环境和子代能力禀赋对代际向上流动城乡差异的影响机制。假定经济体由城市和农村两部分组成，其中典型家庭由一单位父代和一单位子代构成。子代i的父代教育状况由(Spi，Rpj)描述，Spi是其受教育年限，p代表父代，Rpj是父代的教育回报率，j∈｛r，u｝，其中，r代表农村，u代表城镇。给定教育程度和居住地，父代的收入由下式给出： Ypi=Ypj0+RpjSpi，j=r，u (1) 子代受教育年限由下式决定： Sci=δj0+δ1Ai+δ2Ii，j=r，u (2) 其中，Ai为子代能力禀赋，δ1为能力禀赋对教育获得的边际回报率，Ii为父代对子代的教育投资，δ2为教育的投资回报率，δj0则是子代未接受父代教育投资且能力禀赋为0的条件下，所能获得的受教育水平，它反映了外部环境对子代教育获得的兜底贡献。一般来说，地区的公共部门提供的教育资源越优质(如教育基础设施、师资力量、教育经费等)，δj0期望值越高。父代面临消费支出、子代教育投资和剩余收入带来的效用取舍，其最优化问题如下： 我们假定子代在城市和农村工作的回报率不同，如式(1)所示，πuji是子代i在城镇工作的概率；Rcu为在城市工作的教育回报率，Rcr为在农村工作的教育回报率。父代的预算约束为： Ypi≥Cpi+Ii (6) 解父代的优化问题可得： 设置最高学历虚拟变量H，IMupj表示在j接受教育的代际向上流动概率，当，即子代受教育年限高于某一临界年限时，取高学历变量H=1，当时，H=0，则代际向上流动可表示为： 结合式(8)～(11)、(12)表明，给定父代的教育水平，子代实现代际向上流动的概率与外部教育环境质量δj0和子代能力禀赋A呈正相关关系。基于中国城乡二元结构背景，本文作如下假设： (1)δu0＞δr0，即城市外部教育环境优于农村。城市相对优渥的教育资源和制度保障为城市子代的教育向上获得提供了基础，而农村地区无论是师资水平与教育基础设施等水平，还是教育财政支出水平都落后于城市。 (2)E(A｜j=u)＞E(A｜j=r)，即城市子代的预期能力禀赋高于农村子代。无论是先天禀赋还是后天努力，城市父代都为子代打下了相较优良的基础。 (3)πuu＞πur，即城市子代在城市工作的概率大于农村子代在城市工作的概率。 (4)Ru＞Rr，即无论是父代还是子代，其在城市工作的教育回报率高于在农村工作的教育回报率。 基于以上假设可得： 结合式(12)，可以推出IMupu＞IMupr。由于βj0包含了教育环境δj0和工作环境信息Ypj0、πuji、Rcj，βj1包含了工作环境信息Rcj，我们令环境变量βj=βj0+βj1，进而由式(12)得出本文核心预期结论： ΔIMup=IMupu-IMupr∝Δβ+ΔA (13) 即城乡代际向上流动差异ΔIMup取决于城乡外部环境差异Δβ和子代能力禀赋差异ΔA。 三、数据、变量与描述性统计 (一)数据来源 本文使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)提供的中国家庭追踪调查数据库(CFPS)。之所以采用该数据库，主要有以下三点考量：一是有效避免了同住性偏差问题④，在CFPS家庭关系问卷设计中，只要在经济上是一家人，与父母分居的子女同样始终在调查范围内；二是调查信息详尽，除个体教育、户籍、居住地等信息外，CFPS还包含了家庭历史迁移等关键信息，为后文处理内生性问题提供了必要数据支撑；三是父代受教育信息缺漏较少，CFPS家庭关系库中父母至少有一方有教育信息的样本比例较高。 此外，本文在做外生迁移冲击检验时，借助了中国流动人口动态监测调查数据(ChinaMigrantsDynamicSurvey，简称CMDS)，该数据库是国家卫生健康委一年一度采集的大规模全国性流动人口抽样调查数据，覆盖全国31个省份(未包含港澳台地区)和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地，调查内容涉及流动人口的户口状况、居住地、流动时间和流动范围等信息，本文使用的CMDS2017样本量近17万户，代表性强，能较为全面地反映各地区历年的人口迁移状况。 (二)变量设置 (1)代际向上流动的测算。常见的测度方法为直接比较父代和子代的受教育年限，即当子代受教育年限高于父代时，定义为教育代际向上流动。然而，中国农村父代文盲占比庞大，其子代即使仅完成小学教育，也会被测度为代际向上流动，故农村子代整体的代际向上流动状况一定程度上会因农村义务教育的普及而被高估，后文稳健性分析部分将检验这种测度方式对代际向上流动城乡差异和城市接触效应的影响。因此，本文在基准回归中借鉴Alesina等[16]在研究非洲代际流动时的定义方式，当子代i的父母的最高学历都在高中以下(不包括高中)，且子代完成了高中教育，代际向上流动指数IMupi取值为1；当孩子代i的父母的最高学历都在高中以下，而子代也没有获得高中学历，IMupi取值为0。 (2)城乡变量的选取。学者通常使用调查对象居住地来区分城乡。由于CFPS中大部分样本在问卷调查时点已完成教育并参加工作，其映射更多的是个体的工作地信息。一种替代办法是使用父亲"urban"变量作为子代受教育时期的城乡外部环境代理变量，但鉴于农村父母随子女迁至城市生活的现象十分普遍，以父亲的居住地信息作为子代在教育时期居住地的判断依据，其有效性还有待考究。本研究通过子代12岁时的户口状况来识别其受教育时期的城乡外部环境。尽管城乡人口流动频繁，但12岁时的户口状态能较好地反映个体在义务教育阶段的外部环境，因为此时城乡流动概率低且户口不易变动。我们设定“12岁户口”为城乡代理变量，当子代12岁户口为非农业户口时取值为1，为农业户口时取值为0。 (3)控制变量。影响教育代际流动的因素主要包括城乡外部环境、家庭背景、无法观测的能力禀赋。其中，家庭背景除核心解释变量父代教育背景之外，还包括家庭收入、父代职业地位、民族、家庭规模。为缓解遗漏变量偏误问题，本文在模型中加入性别、民族[26]、兄弟姐妹数和父亲ISEI⑤作为控制变量。性别可能决定家庭对其教育的投资意愿和数量；民族聚居性和教育资源的区域分布不均可能导致教育机会在汉族和少数民族间存在异质性；兄弟姐妹规模可能影响家庭教育资源的人均分配；父亲职业社会经济地位ISEI则作为子代受教育阶段家庭背景的综合代理变量加入模型。 (4)固定效应。受益于义务教育普及政策和高等教育的大幅扩张，国民平均受教育程度得到长期持续提升。此外不同省份之间的经济发展水平、政府教育投入水平可能存在差异，本文加入子代出生年份固定效应和出生省份固定效应以排除时空差对代际流动城乡差异识别的干扰。 (三)描述性统计 不同于收入代际流动研究中测算永久收入对面板数据的要求，教育代际流动中的核心变量最高学历或受教育年限具有时不变性，故本文使用CFPS2018截面数据作为本文的主要数据来源。此外，本文将父子两代的最高学历、12岁户口信息、民族等2018年缺失又不随时间变化的样本缺漏变量值通过CFPS2010～CFPS2016向前匹配进行了插补，最后剔除最高学历在高中及以下且上学状态为学期中或放假中的子代样本，以最大程度地保证子代样本完成高中教育的可识别性，最终获得来自31个省份自治区共计22203对有效亲子对。 变量的描述性统计如表1所示。在全样本中，无论以是否完成高中教育还是大学教育为参照线，城市子代实现代际向上流动的概率都远高于农村子代。具体来讲，在父母都未完成高中学历的群体中，城市子代完成高中学历的比例为54％，农村子代完成高中学历的概率为22％；在父母都未完成大学学历的特定群体中，城市子代完成大学学历的比例为31％，农村子代完成大学学历的概率为9％。此外，父亲ISEI的城乡差异显著，作为影响子代教育获得的家庭经济背景变量，其控制的必要性较强。 四、实证分析 (一)代际流动的城乡差异 为了考察教育代际流动的城乡差异，我们首先采用非线性概率研究方法，构建以下基准Probit回归模型： Probit(IMupi=1｜Xi)=Φ(λ0+λ1hukou12i+[Ci+δp+μb]+∈i) (14) 其中，被解释变量IMupi为子代代际向上流动虚拟变量，hukou12i为城乡虚拟变量，Ci为其他控制变量向量，δp为出生地省份固定效应，μb为出生队列固定效应，Xi为自变量向量，∈i为误差项，城乡变量系数λ1测度了教育代际向上流动的城乡差异。 全样本基准回归结果如下页表2所示，核心解释变量hukou12i的系数在经济和统计上都显著异于0。由于Probit回归系数缺乏直观经济含义，我们只列出自变量的边际效应(后同)。在加入子代性别、民族、兄弟姐妹数、父亲ISEI以及子代出生队列固定效应和省份固定效应之后，教育代际向上流动的城乡差异略微下降，并稳定在22.5％，且在1％的水平上显著。具体来讲，城市子代实现教育代际向上流动的概率比农村子代高22.5％，与邹薇和马占利[23]的研究结果一致，中国农村地区的教育阶层固化更加严重，代际流动性更低。 其他控制变量系数的符号也符合我们的预期：男性子代相比女性更容易实现代际向上流动。家庭在做教育投入决策过程中存在性别歧视，低学历的父代更可能会把有限的资源倾斜于男性子代，以实现家庭的阶层向上跨越[27，28]；汉族子代实现代际向上流动的概率略高于少数民族；家庭兄弟姐妹数越多，单个子代从父代获得的教育投入越少，从而实现代际向上流动的可能性越小；在父代教育背景相当的情况下，父亲职业社会经济地位越高，父代对子代进行教育投资以实现代际向上流动的意愿越高，这也从向上流动视角印证了家庭经济资源对教育代际流动的中介作用。 (二)代际流动的城乡差异的分解 基于前文分析，不考虑能力禀赋对教育获得的影响，只能识别教育代际向上流动的城乡差异。接下来，我们通过构建自然实验状态下的两个能力禀赋可比组，将教育代际向上流动城乡差异分解为城乡外部环境差异对教育代际向上流动的净效应，即城市接触效应，和城乡子代无法观测的能力禀赋差异带来的城乡分组效应。具体分解如下： 如式(15)所示，λ1为基准回归(14)中识别的教育代际向上流动城乡差异，可表示为E(IMupu｜U=1)-E(IMupr｜U=0)，其中，U=1代表城市子代，U=0代表农村子代，E(IMupu｜U=1)代表城市子代的代际向上流动期望，E(IMupr｜U=0)代表农村子代的代际向上流动概率期望，两者之差即为城市子代和农村子代分别在城市和农村接受教育实现代际向上流动的概率差。 接下来我们构建潜在结果期望E(IMupu｜U=0)，它代表农村子代如果在城市接受教育的反事实代际向上流动概率期望。如式(15)所示，我们将城乡差异进行恒等变形得到等号右侧所示分解，其中第一项E(IMupu｜U=0)-E(IMupr｜U=0)表示农村子代如果在城市接受教育与在农村接受教育的代际向上流动期望概率之差，我们将其定义为城市接触效应，其代表城乡外部环境差异对教育代际向上流动的净效应⑥。 式(15)等号右侧第二项为E(IMupu｜U=1)-E(IMupu｜U=0)，表示的是城市子代在城市接受教育与农村子代如果在城市接受教育的代际向上流动概率期望之差。在保持相同的受教育环境条件下，二者之差恰好反映了由城乡子代自身能力禀赋差异造成的城乡分组效应。直观来讲，分组效应是指能力禀赋的城乡二元组别化对代际流动的影响，主要来源于两个层面，从静态角度来看，城市父代能力禀赋较高，为城市子代传递了较高能力禀赋；从动态角度来看，农村有能力禀赋的父母，往往也更加重视子女教育，从而更有可能为了子女搬到受教育机会更好的地区，进一步造成能力禀赋的城乡二元空间分组化。 1.分组对照法识别城市接触效应 如何从代际向上流动的城乡差异中分离城市接触效应和城乡分组效应?本文接下来构建了自然实验状态下的对照组和处理组来实现城市接触效应的因果识别。具体来讲，我们将12岁户口为农业户口的子代分为农村迁出组和农村常住组两个完备组，将迁出组设限于18岁之前从农村迁往城市的子代，将常住组设限于18岁之前一直居住在农村的子代。假设迁移决策外生于子代能力禀赋，则认为迁出子代和常住子代平均能力禀赋水平相当(虽然迁移决策由父母决定，但是决策外生于子代能力的假定依然很强，后文会放松该假定，进一步处理迁移决策的内生性问题)。 Probit(IMupi=1｜Xi)=Φ(γ0+γ1Outri+[Ci+δp+μb]+∈i) (16) γ1Φ′(X)=E(IMupu｜Rr)-E(IMupr｜Rr) (17) 基于模型(14)，我们进一步构建模型(16)，其中Outri为农村迁出虚拟变量⑦，我们假设当Outri=1时，农村子代i在高中毕业之前前往城市学习⑧，Outri=0时，农村子代i被认为一直在农村接受教育。那么，当使用农村迁出组的代际向上流动期望值E(IMup｜Outr=1)插值E(IMupu｜U=0)，使用农村常住组的代际向上流动期望值E(IMup｜Outr=0)插值时，则式(17)中E(IMupr｜U=0)，式(17)中γ1的边际效应就识别了城市接触效应的大小。 城市接触效应的估计结果如表3所示，前6列的估计结果与基准回归结果接近，在加入子代出生年份固定效应后，迁出变量系数大幅降至8.0％，可能的解释是受教育机会具有很强的年代差异，而迁移行为也同样具有明显的年代特征。该结果表明，排除城乡子代能力禀赋差异之后，城市子代单纯因为出生并在城市接受教育依旧比农村子代更容易实现教育代际向上流动，城市接触效应的大小为8.0％。 2.迁移冲击法检验城市接触效应的内生性 然而，分组对照下城市接触效应的估计可能存在迁移自选择偏误问题，即家庭的迁移决策可能并非完全独立于子代的能力禀赋。虽然能力禀赋对于研究者无法观测，但不同能力禀赋的家庭在迁移决策层面会有所指征，在家庭内部父代对于子代的能力禀赋差异在一定程度上也是可知的，同时也可能会反映在迁移决策上。具体来讲：(1)家庭之间，更加重视教育的农村家庭更有可能将孩子送往城市接受教育；(2)同一家庭，父母可能优先将更有潜力(能力)的孩子送往城市接受教育。换句话说，模型(16)中依然可能遗漏同时影响Outri和IMupu的残余能力禀赋因素。为进一步缓解迁移的自选择性问题，我们使用Chetty等[9]提出的迁移冲击法(displacementshock)，将迁出样本进一步缩减至那些受到不同程度迁移冲击的家庭。 迁移冲击是指，迁出地在某一年的迁出人数高于预期值越多，那么在该年份迁出的当地家庭所做迁出决策更有可能外生于子代能力，而是出于其他因素的考虑，如外地利好政策或仅仅是盲目从众等。根据Chetty等[9]和Alesina等[16]的理论，迁出地某年的实际迁出人数与预期迁出人数之差值越大，代表该年的迁移冲击程度越大，且迁出家庭在迁移年份受到的迁移冲击程度越大，迁移决策的外生性就越强，迁出子代能力禀赋与农村常住子代越接近。 为了识别受迁移冲击影响的家庭样本，首先要筛选出各迁出地(省份层面)的人口异常流出年份。CFPS记录了迁移样本离开户口所在地时间，但缺少迁出地的人口流动全局信息，而由于各省份在各年份的迁出人口规模属外生宏观变量，独立于微观调查样本和调查对象，因此我们可以借用辅助数据库CMDS2017为各省份建立农村迁出人数面板数据，以识别CFPS主样本中受迁移冲击影响的家庭。 具体的识别策略如下：首先我们筛选出CMDS样本中户口性质为农业户口，且样本点类型为居委会的样本，确保剔除掉城市-城市和农村-农村类型迁移样本，并计算各省份各年份农村迁往城市样本数量。其次，将各省份农村迁出样本数对迁移年份作局部多项式核平滑回归⑨。以浙江省为例，图1描绘了农村样本迁出人数随迁移年份的拟合情况。拟合曲线描绘了中国城乡人口流动规模逐年递增的大致趋势⑩。接着，我们用各省份每一年的迁出人数拟合值表示预期迁出人数，并计算每一年的迁出人数残差值，即图中黑点距离拟合曲线的垂直距离(保留正负号)。最后，我们将残差值进行降序排列，若某省份某一年的残差值越大，那么在该年度从该省份农村迁出的家庭在做迁移决策时受外生冲击影响越大(如图1中浙江省三角形所示年份)，反之迁移决策受到子代能力禀赋或家庭重视教育程度等自主因素影响越大(如图1中圆圈所示年份)。 图1浙江省农村历史迁出人数的局部多项式核平滑回归——基于CMDS数据库 注：数据来源于中国流动人口动态监测调查2017年数据。 表4展示了CFPS主样本中受迁移冲击影响的农村迁出样本的城市接触效应。如表所示，从左到右迁出样本受到的迁移冲击越来越大。其中，第100％百分位列回归样本中的迁出样本为CFPS全部农村迁出组样本，第50％百分位列回归样本中的迁出样本删除了那些迁出时间在迁出地历史迁移人数残差中位数以下年份的迁移样本，第10％百分位列回归样本中的迁出样本只保留了那些迁出时间在迁出地历史迁移人数残差前10％的年份的样本。可以看出，迁移冲击下的城市接触效应依旧显著大于0，且从左到右伴随内生性的层层剥除，城市接触效应的迁移冲击估计值略微上浮，这可能是迁出样本量大幅缩减带来的随机波动。 从估计结果主要可以得出三点结论：(1)城市接触效应显著为正，与表3结果相似，抛开能力禀赋因素，在城市的确比在农村更容易实现教育的代际向上流动，中国城乡教育的城乡机会不平等确实存在。(2)城市接触效应估计值依旧在8.0％上下小幅波动，即城乡外部环境差距使得在城市实现教育代际向上流动的概率比在农村大8.0％，该结果与表3结果相近，也侧面表明回归(3)中的内生性问题影响较小，农村父母的迁移决策与子女能力禀赋关联不大。(3)在教育代际向上流动城乡差异中，城市接触效应约占三分之一，进而城乡分组效应约占三分之二。该结果意味着，以往有关文献中忽视城乡分组效应得出的教育代际流动城乡差异只能停留在描述性层面，而无法视其为城市外部环境对代际流动净效应的较好估计，因为城市较高的代际向上流动有近三分之二要归因于城市子代无法观测的高能力禀赋。 (三)稳健性讨论 1.以大学为参照线 为检验代际向上流动指数的稳健性，同时进一步探究高等教育向上获得的城乡机会不平等程度，我们以大学为参照线构建高等教育代际向上流动指数IMuptertiary：当子代i的父母最高学历都在大学以下(不包括大学)，而子代完成了大学教育，代际向上流动IMuptertiary取值为1，子代也没有获得大学学历，IMuptertiary取值为0。同样地，我们基于基准回归模型(14)识别城乡差异，通过模型(16)分组对照法获得城市接触效应的Probit极大似然估计值，并用迁移冲击法检验模型(16)的外生性。 结果显示，与以高中为分界线的向上流动测算结果相似，以大学为分界线的代际向上流动测算方式表明，且在教育代际向上流动城乡差异中，城市接触效应与城乡分组效应各占五成。具体来讲，同一家庭(父母均未完成大学教育)，子代如果在城市接受教育，比在农村接受教育更可能完成大学教育(概率高出5.8％)；而城市子代单纯由于能力禀赋，平均意义上要比农村子代实现高等教育代际向上流动的概率高出5.6％。 2.子代最高学历超过父代 本文基准回归中变量设置的一个潜在担忧是，将“父母未完成高中教育子代完成高中教育”定义为实现代际向上流动，这意味着将样本限制在父母的最高学历为高中以下，可能会导致较少的城市家庭样本和较多的农村家庭样本，造成研究样本中城乡家庭的代表性问题。为了排除样本选择带来的内生性问题，我们重构绝对教育代际向上流动指数再次验证核心结论的稳健性，具体来讲，当子代i的高学历超过父代时，代际向上流动IMup取值为1；反之，低于父代时，IMup取值为0。 结果显示，稳健性检验结果与主回归结果相似。在教育代际向上流动城乡差异中，城市接触效应约占六成，城乡分组效应约占四成。具体来讲，子代如果在城市接受教育，比在农村接受教育更可能实现相对父代的教育向上获得(概率高出3.9％)；而城市子代凭借能力禀赋，平均意义上比农村子代实现相对父代的教育向上获得的概率高出2.9％。这种代际向上流动测度出的城乡差异和城市接触效应远小于基准设定中的结果，这极有可能与前文提到的农村代际向上流动被高估有关。 五、异质性分析 在传统观念的作用下，性别和家庭规模所导致的家庭内部资源的不均等分配会影响教育代际流动。结果显示，男性和女性子代的教育代际向上流动并不存在较大的城乡差异，甚至女性略高于男性。然而，女性子代城市接触效应显著高于男性子代，说明农村男性子代如果在城市接受教育并不比女性子代获益更大，这可能与农村地区重男轻女的普遍现象密不可分，且城市家庭可能更加倾向于子女教育投资的性别平等化理念。结合第四部分(一)中子代性别控制变量的分析可以看出，在性别和出生地的双重机会不平等背景下，农村女性在教育向上获得的机会层面处于明显劣势地位。 结果显示，不同家庭规模背景下，教育代际向上流动城乡差异和城市接触效应并不相同。随着家庭规模的增加，城乡差异在缩小，而城市接触效应却在增大。以独生子女为例，城市独生子女比农村独生子女实现代际向上流动的概率高出28.0％(全样本为22.5％)。剔除能力禀赋分组效应后的城市接触效应只有4.0％(全样本为8.0％)，相应地城乡分组效应高达(24.0％)。而以5兄弟姐妹以上为例的大规模家庭中，代际向上流动城乡差异为18.2％，城市接触效应为14.2％，相应地城乡分组效应只有4.0％。 上述结果表明，城市与农村的独生子女能力禀赋差距较大。这可能是由于高能力禀赋的父代往往追求子女的高质量教育目标，以及更多地关注个人发展空间，从而加剧了高知群体的少子化趋势。而城市接触效应较小的可能原因是，计划生育政策背景下农村独生子女中男孩占比较大，其教育往往受到家庭的高度重视，父代甚至愿意通过借贷来支持子代完成教育的向上跃迁。因此，农村独生子尽管面临相对落后的外部教育环境，但这一劣势在一定程度上被家庭对教育的重视态度所抵消，进而城市接触效应被吸收。相反，对于大家庭来说，多子女意味着家庭资源被分摊，父代对子代的关注程度被分散，城市接触效应被放大。 六、教育代际向上流动城乡差异的趋势与机制分析 改革开放以来，在逐渐走向外向型经济的过程中，中国经济社会发生了翻天覆地的变化。不同年份的代际流动情况受到政策、经济发展和社会变迁等因素的影响，故需要对时间序列进行拆解分析，以深入理解城乡教育代际流动的动态变化趋势。 (一)趋势分解 一些研究已就中国不同年份的教育代际流动做了测算和趋势分析，但大部分研究的测算对象为1990年前出生的样本[3]，本文将研究对象延伸至90后，按照5年划分出生队列组，并深入一步考察我国绝对教育代际流动城乡差异及城市接触效应在不同年龄段的变化趋势。我们将子代样本出生年份限制在1980年至1999年之间，一方面使得研究对象出生在改革开放之后，减少外部因素的干扰，另一方面也确保研究对象在2018年问卷调查时已明确是否完成了高中教育。 结果显示，教育代际向上流动的城乡差异趋势平缓，1980-2000出生队列城市子代比农村子代实现代际向上流动的概率高27％且维持稳定，而城市接触效应在隔代群体间显著下降。具体来讲，城市接触效应从1985-1990出生队列的20％骤降至1990-1995出生队列的-8％(在5％水平不显著)，1995-2000出生队列维持不显著。该结果表明，90后农村子代相对于同龄城市子代在受教育机会方面的出生劣势得到根本性改善，无须再担心因单纯出生于农村而比城市孩子更难实现教育的阶层向上跃升，城乡教育机会公平的实现取得显著成果。相反，分组效应占比明显提升，城乡子代群体间的能力禀赋日益组别化。在农村教育事业投入和城乡人口流动共同作用下，造成教育代际向上流动城乡差异的首要因素正逐渐从外部环境差异转向个体能力禀赋差异上。 (二)机制分析 有关1990年后出生的子代城市接触效应显著下降的原因，我们推测可能与某项农村义务教育扶持政策存在关联。在中国，九年义务教育的适龄人口普遍在7岁到16岁之间。推算可知，1990年出生的子代完成义务教育的时间在2006年，而1999年出生的子代也恰在2006年开始接受义务教育，那么，1990年出生的子代有可能于义务教育末期最早受到政策的暴露。2005年12月24日，国务院发出了《国务院关于深化农村义务教育经费保障机制改革的通知》，“新机制”改革首次将农村义务教育全面纳入公共财政保障范围，提升了农村义务教育公共投入水平，生均预算内教育经费支出的城乡差距快速缩小[29]。我们认为“新机制”改革推动的农村义务教育公共投入加大可能是城市接触效应下降的关键渠道。 为此，我们借助强度DID模型来考察“新机制”分别对城乡教育代际流动的因果效应。2006年开始实施“新机制”时，1990年出生的子代恰于义务教育末期最早受到政策的暴露，因此，我们构造出生队列虚拟变量post90，当子代在1990年后出生，post90取值为1，否则取值为0。DID识别的第二个变化维度是“新机制”在中国各省份实施的强度差异。借鉴周华东等[17]的做法，我们将个体12岁居住地所在省市2005-2008年的义务教育阶段生均预算内教育经费支出增长比率设定为各地“新机制”政策的实施强度指标，该指标数值越大表明“新机制”政策的强度越大。具体定义如下： 其中，EPpj08表示2008年个体12岁居住地所在省市p的城镇(j=u)或农村(j=r)小学生均预算内教育经费，EJ表示初中生均预算内教育经费(11)。由于中国教育与统计年鉴并未直接报告义务教育阶段生均预算内教育经费支出，我们使用各地区城乡小学和初中生均教育经费支出之和的增长比率Ratepj，来反映个体在义务教育阶段受到“新机制”带来的政策冲击强度。 预算内教育经费支出主要包括个人部分、公用部分和基建部分，个人部分主要用于支付教师的基本工资、提供福利补贴和缴纳社会保障费用，以及发放学生奖贷助学金，公用部分涵盖了设备购置、校舍的建设与修缮，以及公务业务费用等开支，基建部分主要用于基本建设。下页图2描绘了各省市城镇和农村地区小学和初中生均预算内教育经费支出之和增长比率，纵向对比可以看见，在2005-2008年间所有省市农村义务教育阶段生均预算内教育经费支出增长比率均大于城镇地区，全国范围内农村地区受到“新机