我国代际社会流动的教育异质性效应

/我国代际社会流动的教育异质性效应【摘要】基于10期全国综合社会调查数据(CGSS)的分析，本研究发现：首先，教育对于代际社会流动性的影响在不同出生世代与教育层级中存在异质性效应，教育层级越高，对代际社会流动性的提升作用越强，且在1960-1980年代出生世代中呈相对上升趋势。其次，高等教育对于促进代际社会流动的作用最强，中低教育层级对于促进代际社会流动的作用相对较弱，但由于后者整体占比较高，极大地遮蔽了教育对于促进代际社会流动的正向作用。加快推进教育政策改革，保证教育资源分配的公平性，增加低地位阶层子女接受高等教育的机会，对于促进我国经济社会高质量发展意义重大。【关键词】教育；代际流动；阶层差异；世代变迁

一、引言 中国教育事业发展成就举世瞩目，对于阻隔贫困的代际传递、促进共同富裕具有重要意义。党的二十大报告中对于我国教育事业的发展定位已实现了从“优先战略”到“战略优先”的历史性跨越，在全面推进实现中国式现代化强国的历史进程中，教育对于社会分层结构的影响不仅是未来我国实现高质量发展、促进共同富裕亟须解决的焦点理论问题，也是当前我国经济社会发展所面临的重大现实问题。其中，教育与代际社会流动的关系作为社会学、经济学与教育学研究的经典议题，已经得到国内外研究的广泛关注(Hout，1984；钱民辉，2004；Torche，2011；余秀兰，2014；王处辉、朱焱龙，2015；Bukodi&Goldthorpe，2018)。现有研究发现主要分为两类：一类认为教育有助于代际社会流动性提升，但存在条件性(张顺、祝毅，2017；宁雯雯，2018；陈爱丽等，2019)；另一类则认为教育尤其是高等教育扩招没有显著促进代际社会流动性提升，而是维持了当前的社会平等程度(Hu&Hibel，2014；郝雨霏等，2014；杨中超，2016)。然而，已有研究均未涉及我国教育与代际社会流动研究的核心问题，即不同教育层级对我国代际社会流动的影响可能存在的差异，缺乏对教育层级影响代际社会流动异质性效应的准确评估。本研究将通过区分教育层级，综合运用流动表分析与调节效应分析方法，考察教育影响我国代际社会流动的异质性效应及其变迁。 二、文献评述与理论分析 (一)教育影响代际社会流动的理论模型英国社会学家戈德索普提出OED三角形来解释父代经济地位、子代教育与子代经济地位之间的关系(Erikson&Goldthorpe，1992)，该理论已在我国代际流动研究中得到广泛应用(郭丛斌、闵维方，2007；李煜，2009；王处辉、朱焱龙，2015)。已有研究主要通过四种不同的策略来分析教育的影响，包括：父代地位与子代教育获得之间的关系(OE)；教育获得与子代地位之间的关系(ED)；父代地位通过教育对子代地位获得的影响(O→E→D)，教育是家庭地位资源与子代地位获得之间的重要纽带；在受教育水平一定的情况下，代际职业地位关联性水平的变化(E→OD)。其中，教育对代际流动的影响主要分为两种模式：一是父代地位通过教育间接影响子代职业经济地位获得[如图1模式(1)所示]，较为一致的结论是教育在社会阶层再生产与促进代际流动中均起到重要作用，因为子代教育同时受到先赋与自致两种因素的影响(Blau&Duncan，1967；周怡，2009)；二是将教育看作相对独立的影响代际流动的外在机制，在不同条件下，教育对代际流动的影响存在一定差异[如图1模式(2)所示](Breen&Jonsson，2007；Goldthorpe，2014)。 图1教育与代际社会流动模式 模式(1)主要基于地位获得模型分析教育对子代经济地位获得的影响，模式(2)则主要将教育作为外生变量考察其对代际地位关联性的影响。模式(1)的优点在于能够同时考虑家庭背景等先赋性因素通过教育对子代经济地位的影响与教育作为自致性因素对子代地位的影响(祝毅、张顺，2020)，但仅聚焦于教育因素对经济地位获得的影响，难以考量教育分层结果对代际社会流动性的影响。模式(2)能够较好地回应该问题，将教育视为调节变量，考察教育(E)对代际经济地位关联性(OD)的影响(Bukodi&Goldthorpe，2018)。在研究设计上，模式(2)有利于从教育分层结果不平等的视角深入理解教育与代际流动性之间的复杂关系，难点在于教育兼具先赋与自致双重属性，如何从实证层面消除家庭背景通过教育对子代地位的间接影响来分析教育(E)与代际职业关联性(OD)之间的关系，是该模式面临的主要挑战。 教育(E)如何影响代际流动(OD)，主要有两种理论解释。教育功能主义理论认为教育有助于打破阶层壁垒，使行动者能够依靠自致性因素实现向上代际流动，强调教育主要通过增强个体能力促进代际社会流动水平提升(Davis&Moore，1945)。与之相对，教育冲突理论认为教育对底层群体向上流动具有抑制作用，是优势阶层实现代际资源传递的隐秘工具，由于不同阶层子代在教育系统中所拥有的资源和能够获取的机会存在差异，教育对于促进代际社会流动具有负向作用(Collins，1979；布尔迪约、帕斯隆，2002；Bowles&Gintis，2011)。从理论预期来看，教育功能主义理论普遍认为教育有助于促进代际社会流动，而教育冲突理论则认为教育不利于提升社会开放性。从教育功能主义理论出发，教育对代际流动的影响被概括为两种不同效应——“组成效应”(compositionaleffect)与“教育均等化效应”(educationalequalization)。组成效应最早由豪特(Hout，1984、1988)提出，他基于美国的调查数据分析发现，家庭背景与子代地位之间的关联性因受教育水平而异。极端情况是大学毕业生群体的职业地位与父代地位关联性最弱，这为教育能够促进代际社会流动提供了有力证据(Breen&Jonsson，2007)。教育均等化效应则是指伴随受教育水平提升，代际职业关联性趋弱(Breen，2010)。二者的主要差异在于，教育均等化效应更偏重于考察教育整体分布变化对代际社会流动的影响，而教育组成效应则更偏重于考察教育内部异质性及其变化对代际社会流动的影响。尽管两种效应都有助于提升代际社会流动性，但在不同的社会情境中所发挥的作用存在一定差异。例如，有研究发现，瑞典社会阶层流动性趋势主要受到教育均等化效应的影响，而德国与英国则主要受组成效应的影响(Breen，2010)。伴随国内实证调查数据增多，更多学者尝试在中国情境下对上述理论命题进行检验。 (二)教育影响代际社会流动的两类观点 代际流动实证研究主要包括两种范式：一是代际收入流动研究，主要关注父代收入与子代收入之间的关联，注重对代际收入弹性变化的分析；二是代际职业流动研究，主要关注代际职业阶层地位的关联，一般采用流动表分析方法考察相对社会流动率的变迁。在中国情境下，教育对代际流动的影响在不同研究范式中均形成了两类观点，可简单概括为促进论与不变论。 第一，促进论。一些观点认为教育对于代际流动具有促进作用，但存在结构性差异。郭丛斌与闵维方利用2004年全国性城镇居民调查数据分析发现，教育对于城镇居民代际收入流动具有较强的促进作用，并且伴随着市场化水平提升，该影响呈上升趋势(郭丛斌、闵维方，2007；Guo&Min，2008)。还有一些研究发现，子代教育获得对我国城乡居民代际收入流动性具有重要影响且作用呈上升趋势(陈琳、袁志刚，2012)，并且教育对于男性群体代际收入流动的促进作用更为显著(朱月季等，2020；侯玉娜，2020)。另有研究发现教育对我国代际社会流动性具有促进效应，受教育程度提升能够显著降低向下代际流动概率，增加向上流动机会(周兴、张鹏，2015；陈爱丽等，2019)，但仅关注教育对公众代际流动模式的影响，难以反映教育对整体社会开放性程度的影响。还有研究通过考察教育对于代际收入弹性与代际地位弹性的影响来揭示教育对于代际社会流动性的影响及变迁，发现教育是影响60后至80后群体职业阶层的重要因素，且作用呈上升趋势(王学龙、袁易明，2015)，遗憾的是该发现与现有研究结论并不相符(李路路等，2018；Zhou&Xie，2019)，因此有关教育如何影响不同出生世代代际社会流动状况仍有待更全面的数据检验。也有研究认为高等教育有助于降低代际职业关联性，但作用仅限于城市中上层居民(张顺、祝毅，2017)。 第二，不变论。代际收入流动研究中持不变论观点的研究相对较少，仅胡安宁等利用CGSS2003与CGSS2010数据综合分析发现，高等教育机会获得与高等教育收益在中国城市社会中的变迁并未促进我国社会平等程度的提升，而是维持了当前的不平等状况(Hu&Hibel，2014)。代际职业流动研究中持不变论者相对较多，且尤其关注高等教育扩张的影响。例如，郝雨霏等发现高校扩招前后我国代际社会流动水平并无显著差异(郝雨霏等，2014)。杨中超提出没有证据表明教育扩张可以提升相对社会流动率，认为教育扩张虽然提升了大学毕业生在总人口中的比例，全社会绝对社会流动率也有所提升，但这更多源于改革开放后我国社会经济快速发展与产业结构升级(杨中超，2016)。也有研究指出，教育扩张虽然使更多学子进入大学，但是中国社会不平等的整体状况并未改变，进入研究型大学依然是农村背景子代获取高等教育的瓶颈(Yeung，2013)。小部分研究发现教育对于代际社会流动具有负向影响，教育扩张政策对于我国居民代际收入流动的影响在短期内(2004-2009)呈现出阻碍效应，长期来看，教育扩张政策对于代际收入流动的影响在2009年后呈降低趋势(杨沫、王岩，2020)。 综上所述，现有研究主要关注教育对代际社会流动的平均影响效应或高等教育扩招政策实施前后的影响，较少考察教育对我国居民代际流动的影响及其异质性效应。考虑到代际收入流动研究长期以来受到永久性收入测量难题的困扰(Solon，1992)，利用较为稳定的职业地位信息来考察教育对于代际流动的影响更能反映教育对我国整体社会开放性水平的影响。本文将同时使用职业阶层与职业经济地位指数(ISEI)来衡量子代与父代职业地位，从两个方面考察教育对我国代际社会流动的影响：一是教育对我国整体相对社会流动率的影响；二是不同教育层级对我国代际社会流动的影响及其异质性效应。 (三)教育对我国代际社会流动的影响 现有研究普遍认为当前我国代际社会流动趋缓。李路路等基于CGSS数据分析认为：我国绝对社会流动率持续上升，相对社会流动率呈“波浪式”变化，代际继承在各时期占据主导模式；在经历了早期的上升与之后近20年的持续下降后，代际社会流动率整体呈"N"形变化，最近10年出现上升(李路路、朱斌，2015；李路路等，2018)。周翔与谢宇也发现，在向市场经济转型的过程中，我国代际社会流动性趋于降低，尽管如此，我国相较其他国家仍然保持着较高的流动率(Zhou&Xie，2019)。 改革开放后我国教育事业的持续发展对于代际社会流动具有深刻影响。1977年恢复高考标志着中国教育发展改革进入新阶段，尤其是20世纪90年代后，在科教兴国与可持续发展战略引领下，我国高等教育事业领域先后启动“211工程”“985工程”、高等学校创新能力提升计划(简称“2011计划”)和“双一流”建设，且取得明显实效(吴愈晓、杜思佳，2018)。基础教育也进行了相应调整，中等教育恢复重点学校制度，绩效主义成为整个教育体系的核心原则(李煜，2006)。义务教育在改革后的发展同样引人注目，1980年代初，我国有关农村教育、教育体制改革的法律法规与义务教育法等相继出台，市场力量也逐步进入教育领域，对我国基础教育发展产生了深刻影响(刘精明等，2016)。当前，我国教育事业呈现以九年义务教育为基础、普通高中教育与职业技术教育相结合、民办与公办高等教育全面发展的繁荣局面。第七次人口普查(以下简称“七普”)数据显示，我国具有高等教育水平的人口占比15.47％，人均受教育年限由六次普查时的9.08年上升至9.91年，全体民众受教育状况持续改善，整体人口素质不断提升。①结合我国教育事业发展状况，本文将改革开放后我国公众受教育程度分为基础教育、中等教育与高等教育，根据“七普”数据计算出各受教育程度群体在每10万人口中占比分别为59.27％、15.09％和15.47％。 从教育层级差异看：其一，基础教育。基础教育程度群体人口基数最大，对于代际社会流动具有根本性影响，本研究将以该群体为参照，考察其他受教育程度对我国代际社会流动的影响。其二，中等教育。中等教育主要分为素质教育与职业教育，普通高中以素质教育为主，为进一步升学做准备，而职业高中、中专、技校主要进行职业教育。中专教育较为特殊，在改革开放初期，中专具有严格的选拔程序，但在1999年大学扩招政策实施后随之升级。中等教育学制普遍为二至三年，该群体的学习能力相对较高，就业后在劳动力市场的竞争力比基础教育群体更大。因此，中等教育群体的绝对社会流动率与相对社会流动率理应高于基础教育群体，同时考虑到教育制度改革的影响，中等教育对代际社会流动的影响可能趋于降低。其三，高等教育。高等教育主要包括大专、本科及研究生教育。②1999年大学扩招前，我国高等教育以精英教育为主，大学录取率较低，大专生与本科生之间的差距相对较小；1999年大学扩招后，大专生与本科生数量随之上升。大专与本科同属高等教育，两者的主要差异在于大专教育的学习年限相对较短，以专业技能培训为重点；本科及以上教育的学习年限相对较长，以素质培养为目标。就此推测，相对于基础教育，高等教育有助于提升代际社会流动率。然而，受教育扩招、经济发展等因素的影响，高等教育对我国不同阶层群体代际社会流动性的影响可能有差异。对中低地位阶层群体而言，高等教育有助于个体突破阶层壁垒，实现向上流动；对高地位阶层群体而言，高等教育可能有助于其维持较高的阶层地位。在我国教育层级结构发生改变的背景下，高等教育对于促进中低地位阶层群体代际社会流动的相对作用可能趋强，而对高地位阶层群体维持代际社会流动水平的作用可能趋弱。 从出生世代差异看：其一，1950年代正值新中国成立初期，社会主义社会经济制度全面形成和确立，这一时期出生者的受教育过程贯穿于我国国民教育体系建设与完善的过程。由于历史原因，高等教育曾一度停顿，国家对大中专、技校毕业生实行统一分配，教育因素并非这一群体获得高地位工作职位的保障(怀莫霆，2002)。其二，1960年代出生世代受教育过程伴随着我国教育体制改革的进程。1977年高考制度恢复，教育在代际地位传递过程中的重要性得以加强。其三，1970年代出生世代的受教育过程正值我国高等教育体制的深化改革，九年义务教育制度实施，基础教育体系不断完善，高等教育整体上偏重于精英化教育，但市场化改革促使劳动力市场得到进一步发展，毕业生包分配政策式微，在这一背景下，教育在地位代际传递过程中的重要性加强。其四，1980年代及以后出生世代受教育时，我国基础教育体系更加完善，高等教育进入大众化发展阶段。国家不再对大专院校毕业生进行统一分配，教育在地位代际传递过程中的重要性引起全社会广泛讨论(梁晨等，2012；宁雯雯，2018)。由于研究数据的限制，本研究将重点关注教育对我国1960年代至1980年代出生世代代际社会流动的影响。 三、研究方法 (一)数据 为克服现有研究中的数据代表性与样本量问题，本研究通过合并2005年至2021年10期全国综合社会调查数据(CGSS)对教育影响代际社会流动问题进行分析③。使用该合并数据的优势在于样本量大、时期跨度长，且对于受访者职业与父代职业测量具有一致性④。在此基础上，本文选取了1960年后出生且年龄在30岁及以上的样本进行分析，主要基于两点考虑：一是本研究将使用职业经济地位指数(ISEI)指标测量地位获得，该指标主要是基于西方工业化社会的情况建立，更适合测量我国改革开放后的样本(1960年后出生的样本)的职业地位结构；二是能够在保证受访者职业进入稳定期的基础上尽可能多地保留1980年以后出生的样本⑤。去除不符合条件的样本与变量缺失值后，进入分析的有效样本量为43296个。 (二)变量 本研究的主要变量包括受访者及其父代职业阶层与职业经济地位，受访者教育层级、出生世代；其他控制变量包括年龄、性别、单位、政治面貌、婚姻状况、户籍、地域与接受调查时的年份信息。 第一，教育层级。现有研究对受教育程度的分类主要有三种：(1)基于升学转换分为小学或以下、初中、高中和大学四类(吴愈晓，2013)；(2)基于教育获得分为小学以下、小学、初中、高中、大专及以上五类(李煜，2008)，或小学及以下、初中、高中/中专、大专、本科及以上五类(石磊，2019)；(3)小学、初中、高中(含中专)、大学(大专及以上)四类(“七普”数据)。本研究主要关注教育对代际社会流动的影响，且更注重考察改革开放以来不同教育层级，尤其是中高等教育对我国整体社会开放性水平的影响，因此将受访者教育程度划分为基础教育(初中及以下)、中等教育(普通高中/职业高中/中专/技校)、高等教育(大专、本科及以上)三个层级⑥。 第二，职业阶层与职业经济地位。阶层结构本质上是一种以权力为核心的关系结构，能够反映各个阶层在资源占有与获取上的能力。李路路提出了一种在中国具有普适性的职业阶层划分方法，将职业阶层划分为管理者阶层、专业技术阶层、一般非体力劳动阶层、工人阶层和农民阶层五大阶层(李路路、朱斌，2015)。该阶层框架以权力关系为划分依据，阶层结构相对稳定，能够相对全面地涵盖新中国成立后我国社会各个阶层在全社会所处的位置。本研究采用此种划分方法。另外，为克服流动表分析方法的不足，本文还将采用职业经济地位(ISEI)⑦指标对教育影响代际社会流动做进一步探究。该指标由甘泽布姆等提出，用于研究二战后工业化社会的职业地位，在不同时期与不同社会均具有较强的稳定性(Ganzeboom，etal.，1992)。父代职业阶层与职业经济地位方面，考虑到母亲阶层地位对于子代地位同样具有重要影响，本研究在测量父代地位时同时考虑了受访者母亲的阶层地位(Beller，2009)，取受访者父亲和母亲中阶层地位较高一方作为父代阶层地位的代表。地位获得模型分析中，为消除共线性问题，本文对受访者及父代职业经济地位变量进行了标准化处理，并根据受访者出生年份将其转换为取值范围为1～100的标准化职业经济地位得分。 第三，出生世代及其他控制变量。基于受访者出生年份与接受调查时的年龄，将样本分为1960世代、1970世代和1980世代。控制变量分别包括受访者年龄、性别、单位、政治面貌、婚姻状况、户籍类型与区域。为控制回归系数大小，将受访者年龄统一除以10纳入模型分析；受访者性别以女性为参照；单位类型分为体制内与体制外，以后者为参照；政治面貌以非中共党员为参照；婚姻状况以非在婚为参照；户籍类型以农村户籍为参照，区域以农村为参照。变量描述性统计分析结果如下页表1所示。 (三)分析策略 第一，采用流动表分析方法考察不同出生世代与不同教育层级的绝对社会流动率与相对社会流动率变迁，并与现有结果进行比较。研究方法主要包括：(1)使用基于列联表分析的差异性指数(DI)与净差异性指数(NDI)分析绝对流动率变迁。前者能够反映子代与父代职业阶层分布之间的差异，后者则能够代表子代职业阶层分布相对于父代职业阶层向上偏移的程度(Lieberson，1976)。(2)使用对数线性模型比较分析不同出生世代与不同教育层级的相对流动率变迁，包括条件独立模型、稳定流动模型与对数可积层面效应模型。对数可积层面效应模型能够通过控制边缘分布，消除阶层结构伴随时间等因素变迁所产生的影响，观察到代际阶层的净关联性，在代际社会流动、婚姻匹配等研究中有广泛应用(谢宇，2006；Torche，2011)。 第二，考虑到流动表分析方法在本质上属于列联表分析，一方面难以控制其他变量对教育与代际社会流动性之间关系可能的影响，另一方面难以同时考察不同教育层级影响代际社会流动性的异质性及其变迁，因此本文还将以地位获得模型为基础，利用调节效应分析方法与分位数回归模型考察教育对于代际地位弹性的调节效应及其变迁。地位获得模型中父代地位回归系数为代际地位弹性，与代际收入弹性相似，代际地位弹性能够反映父代地位与子代地位之间的关联性，体现特定社会的开放性水平(张顺、祝毅，2017)。教育层级与代际地位弹性的交互项所产生的调节效应能够反映不同教育层级对特定群体代际社会流动性的影响。具体而言，本研究将首先利用交互效应分析方法考察教育层级与代际地位弹性的交互项的调节效应(Busenbark，etal.，2022)。该方法强调，在一般线性回归模型中，解释自变量x、调节变量z对因变量y的效应，最恰当的方式是同时考察主效应(x的系数)与调节效应(xz的系数)。调节效应分析方法能够帮助研究者区分调节变量z在不同水平上时x对y的影响。更进一步，本文还将同时利用分位数回归模型与调节效应分析，考察教育层级对于不同阶层群体代际社会流动性的影响及其异质性效应。 四、实证分析结果 (一)教育分层的时期变迁 不同受教育程度群体的分布状况及其变化趋势如下页表2所示⑧。总体上我国接受了高等教育(大专及以上)的群体占比15.14％，中等教育占比19.14％，初中及以下占比65.72％。根据“七普”数据计算得到的三种受教育程度群体占比分别为15.47％、15.09％和59.27％，考虑到本研究将受访者限制在1960年至1991年间出生、接受调查时年龄在30岁及以上的样本，因此认为该结果基本能够代表全国整体受教育水平。 分出生世代统计结果表明，60后群体中本科及以上学历者占比3.33％，大专学历者占比5.28％，中等教育水平的群体占比19.97％，仅接受过基础教育的群体占比71.42％。70后群体中具有本科及以上学历者达到8.17％，相对60后增长一倍以上；大专学历者增长至8.71％；中等教育水平的群体占比相对60后略有降低，为17.75％；基础教育水平群体占比减少至65.37％。80后群体中具有本科及以上学历者相对70后群体增长了一倍以上，达到16.53％；大专学历者达到12.62％。整体上看，我国受过高等教育的群体规模持续扩大，从8.61％上升至29.15％；而仅受过基础教育的群体的规模则持续缩小，由71.42％降低至50.76％。 (二)绝对社会流动率的教育层级差异 为进一步考察不同出生世代与教育层级群体职业阶层结构的差异与变迁，本研究运用绝对社会流动率分析方法进行了检验。分析结果如表3所示，我国整体职业阶层分布的差异性指数(DI)为24.3％，净差异性指数(NDI)为23.9％，表明我国代际阶层分布平均差异为24.3％，并且有23.9％的个体发生净向上阶层流动。分世代结果显示，60后至80后出生世代的差异性指数分别为18.4％、27.5％和36.0％，净差异性指数分别为16.4％、27.0％和42.2％，说明改革开放后我国绝对社会流动率快速增长，70后、80后相对60后群体发生结构性向上社会流动的机会显著提升。 分教育层级结果表明(见表4)，不同教育层级的差异性指数(DI)由低到高分别为25.9％、26.7％、36.1％和39.3％，说明受教育程度越高，父代与子代职业分布之间的差异就越大。相对于差异性指数，净差异性指数(NDI)更能反映子代相对于父代职业阶层向上偏移的程度。分析结果显示，不同教育层级的净差异性指数分别为22.8％、24.1％、35.8％和39.0％，说明中高等教育群体实现代际向上流动的机会更多，尤其是大专及以上学历群体，其净差异性指数远高于社会平均水平，表明中高等教育程度群体实现向上社会流动的机会更多。虽然基于此方法能够得到不同出生世代与教育层级职业阶层分布的结构性差异，但却难以获知不同群体的相对社会流动率状况，因此有必要借助流动表分析方法对我国整体社会流动状况作进一步探讨。 (三)教育影响代际社会流动的异质性效应分析 流动表分析结果如表5所示。分出生世代模型结果中，条件独立模型、稳定流动模型与对数可积层面效应模型的显著度均为0.00，表明模型拟合效果均不理想，但对数可积层面效应模型的拟合效果相对更好。理由有二：一是对数可积层面效应模型的BIC值最小，二是对数可积模型相对稳定流动模型检验系数显著为0，说明父代地位对子代地位的影响在不同出生世代之间发生了变化。具体而言，模型G2减小21.2的同时自由度减少2的双尾卡方检验显著度为0.00，说明相较稳定流动模型，对数可积层面效应模型的拟合效果显著提升。模型Unidiff层系数结果显示：相对60后世代，70后代际职业关联性略高于60后，但二者之间无显著差异；80后代际职业关联性显著高于60后，说明80后代际关联性显著上升、社会流动性降低。 分教育层级结果显示，尽管稳定流动模型的BIC值更小，但从模型检验结果来看，对数可积层面效应模型G2减小12.8、自由度减少3，卡方检验结果为0.01，因此认为在模型拟合均不理想的情况下，对数可积层面效应模型较稳定流动模型对于流动表具有更好的拟合。对数可积层面效应模型层系数结果显示，相对于基础教育程度群体，本科及以上学历群体的代际职业关联性显著更低，而中等教育程度群体代际职业关联性虽然系数为负，但显著度高于0.10，因此认为中低等教育程度群体之间的代际关联性无显著差异。该结果支持教育功能主义理论，即受教育程度越高，对代际社会流动的促进作用越强，高等教育对于代际社会流动具有显著的促进作用。 为进一步考察教育层级对代际社会流动的影响在不同出生世代之间的差别，本研究还在表5基础上进一步检验了不同受教育程度群体代际相对社会流动率的世代差异，分析结果如图2所示。从横向比较结果来看，对于60后群体而言，大专及以上高等教育层级群体的代际职业关联性水平显著更低；对于70后群体而言，不同受教育层级群体的代际地位关联性水平之间无显著差异；对于80后群体而言，高等教育尤其是本科及以上受教育层级的代际职业关联性显著更低。从纵向比较结果来看，以60后初中及以下群体为参照，对于中低教育层级群体而言，代际职业关联性呈现出先降低再升高的变化趋势，即70后代际关联性较60后群体有所降低、80后群体较70后群体代际关联性有所提升；对于高教育层级群体而言，大专学历群体代际关联性同样表现出先降后升趋势，而本科及以上学历群体则表现出持续降低的趋势，且80后群体代际关联性的降低幅度最大。值得注意的是，虽然高等教育对于促进80后群体代际社会流动性作用较强，但80后群体整体代际职业关联性却显著最高。原因可能在于，一方面高等教育对于促进代际社会流动性提升的作用在新时期更加明显；另一方面经济资源、文化资源等在社会地位代际传递过程中的相对作用强度持续增强，综合作用表现为尽管高等教育有助于促进代际社会流动性提升，但总体代际社会流动性趋势仍有所降低，改革开放后高等教育对于代际社会流动性的促进作用在一定程度上受到整体阶层固化趋势的掩盖。总之，以上分析结果显示出不同受教育层级对于我国不同出生世代群体代际社会流动的影响具有明显的异质性效应。 图2不同教育层级代际相对社会流动率及其世代差异 注：(1)具体模型分析结果参见表6；(2)***p＜0.001，**p＜0.01，*p＜0.05，!p＜0.10；(3)系数差异显著性为横向比较结果，即同一出生世代内不同受教育层级系数之间的比较。 由于流动表分析方法并未考虑其他因素的影响，下面将基于地位获得模型，利用教育与代际地位弹性的交互项考察教育对代际社会流动的调节效应，对上述结果进行检验，并借助分位数回归模型进一步考察教育层级在不同世代与不同阶层群体中对代际社会流动的影响。 (四)教育影响代际社会流动异质性效应的进一步分析 下页表7报告了在考虑其他因素的情况下，不同教育层级、父代地位及其交互项影响子代地位获得的模型分析结果。模型(1)为仅纳入控制变量的基准模型。模型(2)在基准模型基础上加入父代地位及其与出生世代的交互项，分析结果显示：总体代际职业地位弹性系数为0.09，即父代职业经济地位增加1个标准分，则子代职业经济地位将增加0.09个标准分。交互项结果显示：1970世代与代际地位弹性交互项系数为0.05，说明70后群体代际地位关联性较1960世代显著提高；1980世代代际地位关联性进一步上升至0.14，表明80后群体代际地位关联性进一步上升。该结果与前述分析结果基本一致，即80后代际职业地位关联性显著上升、代际社会流动性降低。模型(3)进一步加入教育层级及其与父代地位的交互项，一次项系数表明，个体受教育程度越高，职业经济地位标准化得分越高。交互项系数显示，较之基础教育与父代地位交互项结果，中、高等教育对于降低代际地位关联性、促进代际社会流动性提升具有积极作用，并且受教育程度越高，对于降低代际职业地位关联性的作用越强。模型(4)为全模型，父代地位、教育层级及其交互项结果均未发生明显变化，仅出生世代与父代地位交互项结果发生变化，即在考虑教育及其与父代地位交互作用后，70后相较60后交互项系数不显著，80后交互项系数变为-0.02且在90％的显著性水平上显著。该结果说明教育对于降低80后代际地位关联性、促进80后代际社会流动性提升具有重要作用。 模型(5)至(7)报告了分世代回归结果。首先，从代际地位弹性系数来看，60后到80后出生群体代际职业地位关联性有所上升。其次，从交互项结果来看，三个世代统计结果均显示，教育层级越高，对于代际地位关联性的降低作用越大，但强度有所不同。具体来看，本科及以上对于代际社会流动的促进作用较为明显，从-0.08下降至-0.09；大专对社会流动的促进作用略有降低，且对80后群体影响的显著性降低。中等教育对代际社会流动的促进作用有所上升，从-0.02上升到-0.06，但整体强度低于高等教育。虽然模型(5)至模型(7)的结果能够反映教育对代际社会流动的影响及其变迁，但难以同时反映教育影响代际社会流动的结构性差异。分位数回归模型为解决