公共教育支出促进还是抑制了教育代际流动:基于CFPS数据的实证分析

许长青, 梅国帅, 陆智军

(1. 中山大学 粤港澳发展研究院, 广东 广州 510275;2. 华东师范大学 高等教育研究所, 上海 200241)

一、问题提出

促进教育优质、公平、均衡发展已成为我国教育关注的重要议题。教育代际流动反映了父辈受教育水平对子辈受教育水平的影响,是衡量教育机会公平的重要指标,体现了社会的机会公平程度[1-2]。教育代际流动性低,意味着教育机会偏向于富人和特权者,普通人将得到较少的教育机会,加剧社会的不平等[3-4]。此外,教育代际流动性能够影响人力资本配置效率[5],进而影响经济增长[6-7]。教育代际流动还与幸福感相关,实证研究发现地区代际流动能够影响居民幸福感,且二者之间存在倒U型非线性关系[8]。在如今中国经济增速放缓的背景下,我们应该关注社会的机会公平,重视教育代际流动,使得普通人也能接受适当的教育。

教育代际流动受到众多因素的影响。人力资本积累可以影响教育代际流动[9],教育扩张通过提高人力资本积累,从而提高教育代际流动性,而不同阶段的教育扩张对教育代际流动性的影响机制存在差异[10-13]。父辈的受教育水平也能影响教育代际流动,土耳其较发达地区长大的女性的教育水平较少依赖于父母的教育水平[14],而非洲的母亲受教育水平通常比父亲受教育水平对孩子影响更大[15]。教育代际流动亦受到环境因素的影响,城镇居民或城市户口比农村受教育者的教育机会更大,且城镇居民中城市户口受教育者在高中和大学阶段的教育机会更具优势[16];农村家庭收入水平较低且母亲受教育水平较低的男生受到邻里效应的影响更大[17];搬迁扶贫则能够提高搬迁群体中最低收入阶层跨越代际贫困陷阱的概率[18]。教育投资是影响教育代际流动的重要因素。数字金融可以通过缓解家庭的流动性约束,改善家庭的人力资本投资,从而促进教育代际流动[19]。相关实证研究发现,公共教育支出能够缓解家庭教育投资的不足并提高教育代际流动性[20]。另有研究发现,中国县级的公共教育支出的增加能降低代际收入弹性,从而提高代际流动性[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,增强了社会流动性[22]。

过往文献的结论表明公共教育支出能够提高教育代际流动性,然而目前仍然缺乏对公共教育支出结构影响的研究,即不同教育阶段公共教育支出是否都能影响教育代际流动以及怎样影响教育代际流动。本研究将重点关注基础教育不同阶段公共教育支出对教育代际流动的可能影响并提出如下基本假设:

假设1:不同阶段公共教育支出能提高教育代际流动;

假设2:不同阶段公共教育支出的影响具有异质性,小学阶段公共教育支出影响最大、初中次之、高中最小;

假设3:不同阶段公共教育支出对低收入群体子女的教育代际流动都具有正向影响。

本研究采用中国家庭追踪调查(China Family Panel Survey,CFPS)数据,引入公共教育支出变量并考虑不同阶段公共教育支出作用的异质性,全面考察公共教育支出与教育代际流动之间的关系,以为公共教育支出政策制定提供一定的理论依据。

二、研究设计

(一)模型建构

教育代际流动属于社会流动研究范畴,本研究借鉴布劳(Blau)和邓肯(Duncan)的“经典地位获得”[23]与贝克尔(Becker)和汤姆斯(Tomes)的“收入代际弹性”模型[9],立足父辈先赋性因素和子辈自致性因素,构建教育代际弹性模型对子辈教育获得进行分析。考虑到教育作为人力资本的最重要投资方式,其投资主体包括个人、家庭和国家,因此,本研究在分析子辈教育获得时,进一步纳入国家教育投入变量(即公共教育支出),综合考察父辈先赋性因素、子辈自致性因素和公共教育支出的影响。本研究引入贝克尔和汤姆斯的收入代际弹性模型,结合布劳和邓肯的经典地位获得模型,构建教育代际弹性模型:

lnEsi=α+βlnEfi+β1Xf+β2Zs+ε。

(1)

式(1)中,下标i表示第i对父子配对,下标s表示子辈,下标f表示父辈,E表示教育程度,X、Z(控制变量)分别表示父子两代人的个体特征,ε表示随机扰动项。参数β是代际弹性,表示父辈教育对子辈教育获得的影响,反映代际间教育流动性,其数值范围在0～1之间。当β=0,表示下一代教育与上一代教育没有联系,教育代际完全流动;当β=1,则表示下一代的教育完全由上一代决定,代际间教育完全传递,教育代际不流动,整个社会的教育程度完全是对上一代的复制。

为探究公共教育支出对教育代际弹性的作用,本研究借鉴先行研究[20,24-26]成果,在传统教育代际流动性估计方程式(1)中引入公共教育支出及其与父辈教育程度的交互项,构建包含公共教育支出影响的教育代际弹性模型:

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

(2)

式(2)中,G表示公共教育支出,采用样本所在省的生均公共教育支出作为代理变量;t表示小学、初中、高中的各级教育阶段,鉴于国内各高校生均公共教育支出投入差异巨大,而CFPS对样本高校信息的统计较为粗略,故对大学阶段的公共教育支出不做分析;β1表示公共教育支出对子辈教育获得的影响;交互项lnEfi*lnGt的系数表示公共教育支出对教育代际流动的调节效应;其余变量与式(1)相同。为了避免可能存在的由交互项引起的多重共线性问题,研究将交互项中的变量分别减去各自均值(中心化)后引入。此外,调节变量lnGt是由地方政府决定,与父子两代人的教育程度不相关。

(二)数据来源

本研究数据来自CFPS与《中国教育经费统计年鉴》。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心执行的大型微观调查数据库,每两年进行一轮,目前数据更新到2020年。该调查涉及面广、样本涵盖多、数据全、具有较强代表性。鉴于2020—2023年三年疫情的影响,家庭收入波动很大,极有可能导致数据偏离常态,因此本研究依旧选择疫情前最新的2018年数据。《中国教育经费统计年鉴》作为官方统计年鉴,具有权威和系统性的特点,能够满足研究数据需求。

(三)变量选择

被解释变量:子辈受教育年限。本文将受教育年限作为教育发展程度的代理变量,因为某个地区某个时点的居民所受教育的程度是衡量个体人力资本的积累水平的重要指标。

核心解释变量:父辈受教育年限(父母中最高学历者教育年限)、公共教育支出及其交互项。对于公共教育支出变量,本研究将子辈样本受教育期间所在省市自治区所受教育阶段生均公共教育支出作为代理变量,并围绕小学、初中、高中阶段分别进行构建,以此为基础探究不同阶段公共教育支出对教育代际流动的影响。鉴于公共教育支出与教育代际流动之间可能存在的内生性问题,公共教育支出与教育代际流动之间又是一种长周期投资关系,公共教育支出对教育代际流动存在滞后性影响。为了消除内生性问题,使结果更加符合实际,本研究对不同阶段公共教育支出均进行了滞后处理,使公共教育支出投入与受教育期限相匹配。2018年调查数据的子辈样本年龄最高为32岁,其开始接受小学教育的时间为1992年。因《中国教育经费统计年鉴》所做统计最早可追溯到1996年,因而无法获得1992—1995年这一时间段所匹配的小学阶段生均公共教育支出。根据1996—1998年省级生均公共教育支出平均增长率,本研究估算出1992—1995年省级生均公共教育支出,相关经济数据均以1992年为基期进行消胀处理。

关键控制变量:年龄、性别、兄弟姐妹数量及户籍等。考虑到个人教育成就的获得除受公共教育支出影响外,还受到包括父辈先赋性因素和子辈后致性因素影响,研究将父子两代人个体特征作为控制变量,包括子辈年龄、父辈年龄、子辈性别、兄弟姐妹数量、户籍类型等。

(四)数据处理

本研究对原始数据的处理如下:匹配父辈和子辈两代人的信息并删除父子年龄差小于16岁的样本;考虑到国内6岁上学和 9年义务教育完成等因素,将样本筛选为16～60岁年龄区间非在学个体;为避免出现重复统计而造成的偏差(即子辈变量既作为研究自变量,也作为父辈因变量重复纳入研究而造成的统计误差),子辈样本筛选将最高年龄控制到32岁,即子辈年龄区间为16～32岁。

三、研究结果

(一)数据的描述性统计

1. 变量的描述性统计

本研究对构建教育代际弹性模型所涉及的变量进行了描述性统计。父子两代人受教育年限、不同阶段生均公共教育支出、父子两代人个体特征及背景变量描述性统计结果见表1。

表1 变量的描述性统计

由表1可知:相比于父辈教育,子辈平均受教育年限提升超过30%;小学、初中、高中生均公共教育支出(对数)分别为8.64、8.87和9.79(需要指出的是,各阶段生均公共教育支出的统计是关于样本所受这一阶段的公共教育支出总和,即小学生均公共教育支出为样本6年小学的生均公共教育支出总和,初中生均公共教育支出为样本所受3年初中教育的生均公共教育支出总和,以此类推),不同阶段差距明显,高中最高,小学最低;父辈年龄均值为50.82,最小36岁,最大60岁;父辈收入(对数)差距明显,均值10.15,最小为6.91,最大为13.12。

2. 不同阶段生均公共教育支出比较

教育财政经费更多地与区域经济相关联,不同区域经济发展水平迥异,因此生均预算内公共教育支出在省级层面差异较大。截止到2018年的数据,以子辈中32岁和18岁的样本为例,其小学毕业的年份为1998和2012年(1)小学毕业的年份计算公式为:2018-年龄+开始接受教育的年限(6)+小学阶段学习年限(6)。,分别统计这两年不同阶段的生均公共教育支出,结果见表2～表4。

表2 小学阶段生均公共教育支出

由表2可知:各省(市)小学生均公共教育支出增长明显,相比于1998年,2012年各省(市)小学生均公共教育支出增长了10倍左右,其中北京更是增长了15倍以上;公共教育支出增长的同时,各省(市)小学生均公共教育支出差距更加明显,例如各省(市)小学生均公共教育支出相比于北京占比,均有不同程度的下降,说明北京小学生均公共教育支出增长最多。

由表3可知:各省(市)初中生均公共教育支出增长明显;初中生均公共教育支出增量明显大于小学生均公共教育支出,但增速上则明显弱于小学;北京初中生均公共教育支出增长(13倍)最为明显,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 初中阶段生均公共教育支出

由表4可知:与小学和初中生均公共教育支出(见表2、表3)总体增长趋势相同,但增长速度略有差异,高中生均公共教育支出增长基本在5倍左右;较为突出的北京增长了近9倍,但明显低于小学阶段(15倍)和初中阶段(13倍)的增长速度;部分省(市)高中生均公共教育支出不到北京的20%,与北京的差距更加明显。

表4 高中阶段生均公共教育支出

(二)不同阶段公共教育支出对教育代际流动的影响

1. 小学阶段公共教育支出对教育代际流动的影响

为探究小学阶段生均公共教育支出对教育代际流动的影响,本研究对子辈小学及以上学历者匹配其所在省市自治区小学阶段生均公共教育支出,构建了回归模型。具体结果见表5。

表5 小学阶段公共教育支出对教育代际流动的影响

由表5可知:第一,父辈教育年限对子辈教育成就获得的影响显著,其系数大于0.2,表明父辈受教育年限每增加1年,子辈受教育年限提升0.2年,父子两代教育代际效应明显;第二,小学生均公共教育支出系数为正,表明小学生均公共教育支出对子辈教育有显著影响;第三,父辈教育年限与小学生均公共教育支出交互项的回归系数在0.01水平上显著为负(-0.095),表明小学生均公共教育支出的增大能够减小教育代际传递,提高教育代际流动性。在其他控制变量中,(1)父辈收入对子辈教育获得的影响显著且系数为正,表明父辈收入可以较好地作用于子辈教育,影响子辈教育成就的获得。原因可能是高收入家庭可以利用其经济优势并作用于教育市场,使其子女获得更多的教育成功;过度市场化,显然会造成教育内卷现象日趋严重,这在一定程度上解释了当下“双减”政策的必要性。(2)父辈是否党员对子辈教育的影响显著且为正,表明父辈为党员的子女在教育成就上高于父辈非党员子女的教育成就。原因可能是党对优秀人群的吸收,党员对子辈受教育水平的重视程度高于非党员。(3)子辈性别对子辈教育的影响显著为负,表明女性的平均受教育程度显著高于男性,当下对男女教育的重视程度趋向平等,教育上的“重男轻女”现象有效缓解。这与刘楠楠、段义德的研究结果有所不同[27],原因可能是本研究使用更新一期数据,加之,伴随着经济发展,国家保障性教育经费投入持续增加,使得女性受教育权得到更有效保障。(4)兄弟姐妹数量对子辈教育成就均存在显著负向影响,即在子辈教育成就上有明显的“数量-质量”替代关系。(5)户籍类型对子辈教育的影响显著且系数为正,表明城市子女获得受教育机会更大,城乡差距较为明显。

2. 初中阶段公共教育支出对教育代际流动的影响

为探究初中阶段生均公共教育支出对教育代际流动的影响,本研究对子辈初中及以上学历者匹配其所在省市自治区初中阶段生均公共教育支出,构建了回归模型。具体结果见表6。

表6 初中阶段生均公共教育支出对教育代际流动的影响

由表6可知:第一,在各模型中,父辈的受教育水平对子辈的受教育水平均产生显著正向影响。模型1中父辈教育年限对子辈教育的影响系数为0.188,即父辈受教育年限每增加1年,子辈受教育年限提升将近0.2年,父子两代教育代际效应明显。第二,初中生均公共教育支出在0.05水平上均显著,表明初中生均公共教育支出与小学阶段(见表5)相同,对个人教育成就获得产生正向影响。相比于小学生均公共教育支出,初中生均公共教育支出在父辈对子辈教育的作用系数更小,教育代际效应更低,相应的教育代际流动性更高。第三,模型3的父辈教育年限与初中生均公共教育支出交互项的回归系数在0.01水平上显著为负(-0.077),表明初中生均公共教育支出对教育代际传递的调节效应与小学阶段相同,都抑制了教育代际传递效应,但相比于小学阶段其作用则有所下降。在其他控制变量中,(1)父辈特征系数总和高于其在子辈小学及以上群体中的系数总和,表明伴随着子辈教育水平的提高,父辈优势转移更加明显,对子辈教育获得的影响更大;(2)相比于小学阶段,女性教育获得的优势更加突出;(3)相比于小学阶段,“数量-质量”替代关系则在一定程度上得到了降低,表明这种替代关系伴随着子辈受教育水平的提高而有所缓解;(4)与小学阶段相同,户籍类型对教育获得产生正向影响。

3. 高中阶段公共教育支出对教育代际流动的影响

为探究高中阶段生均公共教育支出对教育代际流动的影响,本研究对高中及以上学历者匹配其所在省市自治区高中阶段生均公共教育支出,构建了回归模型。具体结果见表7。

表7 高中阶段公共教育支出对教育代际流动的影响

由表7可知:第一,教育代际传递效应依然明显。模型1～模型3中父辈教育年限对子辈教育的影响系数依次为0.156、0.158、0.156,且均在0.01水平上显著,表明父辈教育年限对子辈教育的影响较大。对比同期的小学、初中生均公共教育支出,高中阶段父辈教育代际效应得到降低,表明伴随着子辈教育水平的提高,教育代际流动性得到一定程度的增加,相应的教育代际传递效应减少。原因可能是改革开放以来国家义务教育的大力推行和高等教育的规模扩张,使得(父辈是低教育水平的)子辈能够接受到相比于其父辈更高水平的教育。第二,高中生均公共教育支出对子辈教育产生显著正向影响。在模型2和模型3中,其系数与小学和初中生均公共教育支出系数相比,均得到一定程度的下降,表明作为非义务教育阶段的高中教育,其生均公共教育支出对于发挥维护教育公平、帮助代际间实现教育突破的功能有限。原因可能是非义务教育阶段教育投入多元化,包括家庭在内的多元投资主体共同推动着教育的发展。第三,模型3中父辈教育年限与高中生均公共教育支出交互项的回归系数在0.1水平上显著为负(-0.047),表明在高中生均公共教育支出的作用下,父辈对子辈教育的代际传递效应减弱,非义务教育阶段生均公共教育支出仍然能够提升教育代际流动,如果高中阶段的公共教育支出不足,教育公平与高质量发展的目标就很难实现。在其他控制变量中,相比于小学和初中阶段,(1)父辈特征的影响降低,原因可能是在子辈高中及以上群体中绝大多数为高等教育获得者,而高等教育领域并非完全市场化,虽然允许社会资本进入其中,但其招生录取完全独立,更多的是根据学生能力录取,即与分数相关联,同时国家提供了相对完善的奖助体系;(2)在高中及以上群体中子辈特征的影响同样降低了,子辈在获得高中及以上教育成就时,性别比例更加均衡,同时“数量-质量”替代关系更加弱化;(3)户籍类型的作用减小。

整体来看,中国社会存在明显的教育代际传递效应,随着子辈教育成就的提高,这种教育代际效应会随之减弱,教育代际流动性增强。不同阶段公共教育支出对子辈教育获得的影响显著,且都能促进教育代际流动性,这支持了假设1;小学公共教育支出的影响最大,初中阶段的影响次之,高中阶段的影响最小,这支持了假设2。但公共教育支出作用发挥过程中是否存在“挤出效应”,即仅针对特定人群发挥作用,这个问题仍未得到解决,公共教育支出对教育代际效应的稳健性及异质性仍然未知,因此我们将进一步进行稳健性检验以验证假设3。

(三)稳健性检验

本研究采用分组回归的方式对基准回归结果进行稳健性检验。根据已有研究,不同收入群体在面临教育选择时存在一定差异性,公共教育支出在保障教育机会公平的过程中可能存在实际保障“富有”阶层受教育权利的情况[17,21-22]。对此,本研究基于父辈收入情况,将父辈样本分为低收入组、中低收入组、中高收入组和高收入组4组,分别估计不同阶段教育的代际弹性及生均公共教育支出对处于不同收入组别的家庭代际流动性的影响以验证研究结果的稳健性。考虑到篇幅问题,本文只保留父辈教育年限、不同阶段生均公共教育支出及其交互项等重要变量,具体结果见表8。

表8 公共教育支出对不同收入群体教育代际流动的影响估计

首先,小学阶段计量结果显示:各收入群体父辈教育年限对子辈教育的影响显著,其系数值由大到小分别为高收入群体(0.283),低收入群体(0.214),中低收入群体(0.191)和中高收入群体(0.086)。总体而言,教育代际弹性系数呈现两头大中间小的趋势,也就是说,低收入和高收入群体子女教育代际流动性较低,中间收入群体的教育代际流动性较高。小学生均公共教育支出在中高收入和高收入群体中影响显著,其系数分别为0.098、0.142,而在低收入和中低收入群体中影响不显著,这说明伴随着父辈收入的增加,小学生均公共教育支出作用发挥越明显,可能存在“富有”阶层的“挤出效应”,高收入家庭将其经济优势转化为教育优势。父辈教育年限与小学生均公共教育支出交互项在中高收入群体中影响不显著,在其余收入群体中影响皆显著,表明小学生均公共教育支出对父辈教育代际传递具有抑制作用,即小学生均公共教育支出促进了教育代际流动,从而保障了社会公平。

其次,初中阶段计量结果显示:教育代际弹性系数也呈现两头大中间小的趋势,高收入群体(0.281)最大,低收入群体(0.174)次之,中低收入群体(0.146)又次之,中高收入群体(0.089)最小。也就是说,低收入和高收入群体子女教育代际流动性较低,中间收入群体子女教育代际流动性较高。初中生均公共教育支出对中低收入和高收入群体影响显著且系数为正,表明在中低收入和高收入群体中,公共教育支出能够提高子辈的教育程度。初中生均公共教育支出在父辈低收入群体中影响不显著。父辈教育年限与初中生均教育支出交互项在两端收入群体中影响显著且系数为负,在中间收入群体中影响不显著,表明初中生均公共教育支出对父辈高收入和低收入群体的教育代际传递具有抑制作用。

最后,高中阶段计量结果显示:教育代际弹性系数也呈现两头大中间小的趋势。相比于小学和初中阶段,在子辈高中及以上群体中,教育代际效应相对较弱,尤其是两端收入群体。高中生均公共教育支出在各收入群体中影响都不显著。父辈教育年限与高中生均公共教育支出交互项,在高收入与低收入群体中影响显著且系数为负,即高中生均公共教育支出对高收入与低收入群体的教育代际传递具有抑制作用。

通过对父辈不同群体样本的异质性分析,我们发现公共教育支出能够提高低收入群体子女教育代际流动性。这支持了假设3。

四、结论和建议

本研究采用CFPS与《中国教育经费统计年鉴》数据,对中国教育代际流动和公共教育支出的关系进行了探究。研究得到以下基本结论:(1)父辈教育对子辈教育的影响显著,代际间存在较为明显的教育代际效应;伴随着子辈教育水平的提高,父辈教育的影响减弱;父辈高收入群体代际弹性系数最大,低收入群体次之,中高收入群体最小,总体呈两头大中间小的趋势,父辈中间收入群体教育代际流动性较强。(2)不同阶段公共教育支出能提高教育代际流动性,但对子辈教育获得的影响具有异质性,小学和初中阶段生均公共教育支出影响较大,高中生均公共教育支出影响较小。(3)公共教育支出对父辈教育作用的发挥均存在一定程度的抑制效应,促进了教育代际流动;公共教育支出更多地对父辈低收入和高收入群体发挥抑制作用。(4)教育领域存在城乡二元结构,城市子女受教育年限更长,城乡差异明显,伴随着子辈教育水平的提高,这种城乡差距会缩小;女性在教育获得上更有优势,女性受教育程度更高,但伴随着教育水平的提高而有所减弱;子辈教育存在“数量-质量”替代关系。

本研究对不同阶段公共教育支出进行了深入分析,同时考察了父辈不同收入群体的异质性,对优化公共教育支出的结构具有启发。研究结论具有实践意义,各级政府在公共教育支出政策制定过程中,在考虑总体规模增长的同时应该细化公共教育支出投入工作方案,切实保障农村地区公共教育支出的足额投入,保障弱势群体平等地获得受教育权利。基于此,本研究提出以下建议:首先,继续保持国家公共教育支出的总体增长态势,公共教育支出的足额投入是保障民众平等接受教育的前提;其次,在保证义务教育阶段公共教育支出的情况下,适当提高高中阶段公共教育支出;再次,切实提高农村地区公共教育支出,鉴于当下教育领域中出现较为明显的城乡二元结构、城市子女在教育上的明显优势,政府有必要加强农村地区教育投入,保障农村地区子女平等受教育权利;最后,设立专项资金,保障低收入家庭受教育权利。合理的教育代际流动能够有效促进社会流动,保障社会持久活力。因此保持适当的教育代际流动性,以发挥教育在社会主义现代化强国建设及中华民族伟大复兴中的基础性作用。