張杰

摘 要：教育是實(shí)現(xiàn)階層流動(dòng)的可行途徑，教育機(jī)會(huì)的分布與父母的相對(duì)收入水平緊密相關(guān)。利用2010～2016年的CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)，考察父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的影響效應(yīng)。研究表明：（1）父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)存在顯著的抑制作用;此外，父母的年齡、戶口、教育、婚姻狀態(tài)、健康狀態(tài)，孩子的年齡、戶口，及家庭的教育支出、家庭規(guī)模等因素均對(duì)子女教育機(jī)會(huì)有顯著影響。（2）區(qū)分父母戶籍后來看，農(nóng)村戶籍的父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的作用顯著為負(fù)，非農(nóng)戶籍的作用則不明顯。（3）依據(jù)子女性別分樣本的回歸結(jié)果表明，相較于女孩，父母相對(duì)剝奪感對(duì)男孩的影響效應(yīng)略大。（4）縱觀子女學(xué)齡階段，父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的影響隨子女學(xué)齡階段的增長(zhǎng)呈顯著“U”型特征，具體表現(xiàn)為：學(xué)前教育階段<高等教育階段<高中教育階段，在義務(wù)教育階段并不顯著。進(jìn)一步利用PSM方法，在考慮了選擇偏差后，結(jié)論依舊穩(wěn)健。

關(guān)鍵詞：父母相對(duì)剝奪感;教育機(jī)會(huì);分層logit模型

文章編號(hào)：2095-5960（2022）01-0075-14;中圖分類號(hào)：F069，G521.9;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

教育因素作為社會(huì)分層研究的核心內(nèi)容，是解釋當(dāng)前社會(huì)階層代際流動(dòng)的重要依據(jù)之一。改革開放以來，我國(guó)的教育事業(yè)蓬勃發(fā)展，取得一系列重大成果。我國(guó)財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出從1978年的112.66億元增長(zhǎng)到2018年的32169.47億元，年均增速15.2%，實(shí)際增長(zhǎng)36.9倍，明顯高于同期的GDP增速。隨著教育事業(yè)快速發(fā)展，1990～2018年我國(guó)居民平均受教育年限從4.8年增長(zhǎng)至7.9年，增幅顯著。但需要注意的是，同時(shí)期我國(guó)居民平均受教育年限的性別間不平等卻未明顯改善，且似乎有所增長(zhǎng)：1990年女性的平均受教育年限為4.8年，男性為5.2年，到2018年女性的平均受教育年限增長(zhǎng)至7.5年，而男性則增長(zhǎng)至8.3年。此外，受到經(jīng)濟(jì)社會(huì)“二元”體制的制約，我國(guó)居民平均受教育年限的城鄉(xiāng)差異在經(jīng)濟(jì)和教育發(fā)展的同時(shí)依舊凸顯，1996年城鎮(zhèn)居民的平均受教育年限為8.4年，農(nóng)村居民只有6.1年，到2017年城鎮(zhèn)居民平均受教育年限增至11.1年，而農(nóng)村增至9.2年。在我國(guó)教育發(fā)展取得偉大成就的同時(shí)，為什么教育的性別差異和城鄉(xiāng)差異未能得到有效改善？為什么人們對(duì)教育的發(fā)展方向產(chǎn)生擔(dān)憂，愈發(fā)擔(dān)心子女的受教育問題？一個(gè)可能的原因是，雖然教育的投入和產(chǎn)出有了明顯的改善，但是教育機(jī)會(huì)的分布問題卻讓人更加擔(dān)憂。

一個(gè)典型的事實(shí)是父母和子女的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位之間存在顯著的統(tǒng)計(jì)相關(guān)性，不同的家庭背景對(duì)子女的影響具有代際特征。[1]教育作為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位代際傳遞的重要途徑，不僅能改變家庭在社會(huì)經(jīng)濟(jì)中的相對(duì)位置，也是促進(jìn)社會(huì)階層流動(dòng)，推動(dòng)社會(huì)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的主要?jiǎng)恿χ??；诖耍疚膹母改赶鄬?duì)剝奪感視角探討其對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的代際影響，以期為子女教育機(jī)會(huì)的差異提供來自代際的證據(jù)。更為重要的是，本文的發(fā)現(xiàn)為評(píng)估和調(diào)整教育政策提供理論依據(jù)，從而使教育政策的制定更具有瞄準(zhǔn)性，以突破家庭背景對(duì)子女教育的制約，促進(jìn)階層流動(dòng)。

二、文獻(xiàn)綜述

收入的人際比較會(huì)產(chǎn)生相對(duì)剝奪感，進(jìn)而影響人們的生活，這一觀點(diǎn)在經(jīng)濟(jì)學(xué)、人類學(xué)、政治學(xué)、心理學(xué)和社會(huì)學(xué)等諸多學(xué)科中得到廣泛認(rèn)可。[2]相對(duì)剝奪理論自Stouffer[3]提出以來得到了廣泛的關(guān)注，后經(jīng)Merton[4]系統(tǒng)闡述，繼而Runciman[5]在前人的基礎(chǔ)上將相對(duì)剝奪感定義為一個(gè)條件集，認(rèn)為在滿足該條件集的情況下即產(chǎn)生相對(duì)剝奪感。他認(rèn)為個(gè)體對(duì)X產(chǎn)生的相對(duì)剝奪感需滿足如下條件：自身沒有X;周圍其他人有X;期望有X;期望是合理可行的。隨時(shí)間推移，也有部分學(xué)者從其他層面對(duì)相對(duì)剝奪感進(jìn)行界定，如Gurr[6]認(rèn)為相對(duì)剝奪是行動(dòng)者對(duì)價(jià)值期待和價(jià)值能力不一致的認(rèn)知，但相比較而言Runciman的定義更具有可操作性。關(guān)于相對(duì)剝奪的早期研究集中于社會(huì)學(xué)領(lǐng)域，1980年代Stark & Yitzhaki[7]將相對(duì)剝奪引入經(jīng)濟(jì)學(xué)以解釋其對(duì)遷移決策的影響。不同學(xué)科關(guān)于相對(duì)剝奪研究的側(cè)重點(diǎn)不同，雖然對(duì)相對(duì)剝奪概念的界定略有差異，但其核心是社會(huì)比較，包含認(rèn)知成分和情感成分。剝奪感主要來源于參照群體的選擇，與自身利益并無直接關(guān)系[8]，即相對(duì)他人自身沒有獲得同等的東西所產(chǎn)生的一種不利情感。廣義的相對(duì)剝奪概念是指當(dāng)自己得到的相對(duì)較少時(shí)的一種負(fù)面感情。[9]本文中涉及的相對(duì)剝奪特指收入剝奪，即研究對(duì)象的收入低于他人時(shí)產(chǎn)生的一種剝奪感。因之，本文相對(duì)剝奪感的概念本質(zhì)上屬于個(gè)體經(jīng)濟(jì)不平等的范疇，所以本文以下的文獻(xiàn)回顧主要是從經(jīng)濟(jì)不平等對(duì)教育機(jī)會(huì)的作用入手，從宏觀和微觀兩個(gè)層次梳理經(jīng)濟(jì)不平等對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的影響效應(yīng)。

早期關(guān)于經(jīng)濟(jì)不平等對(duì)教育機(jī)會(huì)的研究主要是從宏觀層面展開。傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)不平等對(duì)教育的供需均產(chǎn)生影響，進(jìn)而對(duì)入學(xué)率存在潛在沖擊。[10]從供給側(cè)來看，教育作為一項(xiàng)公共服務(wù)是依托于國(guó)家和地方的財(cái)政，不平等的出現(xiàn)滋生部分尋租行為，減少了教育這種公共品的有效提供。因?yàn)閾碛幸欢ㄘ?cái)富的人群可以在公共教育與私立教育間擇優(yōu)選擇，并放棄資助公共教育，這在一定程度上可能會(huì)降低公共教育供給。從需求側(cè)來講，有文獻(xiàn)認(rèn)為在考慮金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱情況下，借貸機(jī)會(huì)分配不均，導(dǎo)致財(cái)富分配不平等，只有少部分富人有能力支付教育。這為支付能力和經(jīng)濟(jì)壁壘對(duì)入學(xué)率的影響—“奢侈品公理”[11]—提供了現(xiàn)實(shí)解釋，即不平等使減貧得不到改善，從而不利于入學(xué)率提高。

Mayer[12]認(rèn)為不平等對(duì)教育的影響存在兩種效應(yīng)：非線性效應(yīng)（Nonlinearity Effects）和宏觀效應(yīng)（Macro Effects）。非線性效應(yīng)更偏重論述宏觀層面的作用，它是指僅當(dāng)家庭收入對(duì)孩子的教育程度影響是非線性① ①這里的非線性與計(jì)量模型中的非線性含義不同，是指家庭收入對(duì)孩子教育獲得的影響存在異質(zhì)性，即高收入家庭的收入對(duì)子女教育獲得影響的彈性低于低收入家庭。 的，經(jīng)濟(jì)不平等才能影響教育獲得的平均水平。在收入對(duì)孩子的教育程度影響是非線性的前提下，假設(shè)1%的收入增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生一樣的教育獲得的增長(zhǎng)，而從富裕家庭到貧困家庭的無成本再分配會(huì)增加孩子的平均教育獲得，因?yàn)檫@種財(cái)富的再分配使得貧困兒童教育獲得的比例的增加程度大于富人孩子的教育獲得減少的比例。

隨著研究演進(jìn)，部分研究開始從微觀層面進(jìn)行分析。除了考慮經(jīng)濟(jì)不平等因素外，眾多學(xué)者以父母收入、鄰里特征等構(gòu)成的教育環(huán)境為側(cè)重點(diǎn)，考察其對(duì)入學(xué)率的影響。[13-16]這與Mayer所論述的收入不平等對(duì)教育獲得影響的宏觀效應(yīng)，即以宏觀層面的不平等影響個(gè)體教育機(jī)會(huì)獲得的具體微觀機(jī)制相吻合。這一觀點(diǎn)主要是圍繞教育環(huán)境對(duì)教育機(jī)會(huì)獲得的影響展開，這種影響既包含家庭內(nèi)教育環(huán)境的作用，也包括家庭外部環(huán)境對(duì)教育機(jī)會(huì)的影響。即使在家庭收入和需求相等時(shí)，不平等也會(huì)影響人們的行為進(jìn)而影響教育獲得。

在家庭內(nèi)部，父母教育是孩子教育成果的有力預(yù)測(cè)因素，較高的父母受教育程度提高了孩子入學(xué)率。[17]孩子在學(xué)校的表現(xiàn)受父母三個(gè)方面的影響：個(gè)人（關(guān)心孩子學(xué)業(yè)）、認(rèn)知（讓孩子接受智力刺激）、行為（參與學(xué)?；顒?dòng)），這些都直接或間接影響孩子教育。[18]相對(duì)剝奪會(huì)影響健康[19]，進(jìn)而影響教育產(chǎn)出：較低的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位誘發(fā)孩子和父母的壓力和沮喪等身體和精神的疾病。一方面，相對(duì)剝奪人群所處的社會(huì)層級(jí)較低導(dǎo)致其產(chǎn)生一種在社會(huì)規(guī)范和價(jià)值觀上的隔離和疏遠(yuǎn)感，這又導(dǎo)致孩子變得易怒，更有可能產(chǎn)生不規(guī)范行為和反社會(huì)行為，導(dǎo)致對(duì)教育的感知價(jià)值降低進(jìn)而減少對(duì)教育的需求。另一方面，處在較低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的父母會(huì)低估自我智力評(píng)估，認(rèn)為自我較低的教育效能感可能會(huì)復(fù)現(xiàn)在孩子的成長(zhǎng)經(jīng)歷中，由此決定了孩子的受教育程度。

以家庭外部環(huán)境對(duì)孩子教育影響為切入點(diǎn)，部分學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)不平等主要從以下幾種途徑影響孩子的入學(xué)率：第一，更高的不平等使窮人的感受更差，從而增加其疏離感和壓力，這種相對(duì)剝奪感會(huì)直接或間接影響孩子的教育獲得。[12]一方面，與富裕家庭相比，孩子會(huì)感覺得不到相同的物質(zhì)資源，很可能產(chǎn)生相對(duì)剝奪感，感到邊緣化，從而低估教育回報(bào)率，導(dǎo)致自身求學(xué)意愿不高或?qū)W習(xí)努力程度下降;另一方面，與經(jīng)濟(jì)好的家庭比較，父母的壓力感會(huì)降低其對(duì)孩子教育的期望[20]，進(jìn)而減少孩子的教育投入，影響孩子的表現(xiàn)。Chetty等[21]也發(fā)現(xiàn)了較大經(jīng)濟(jì)不平等地區(qū)的低代際流動(dòng)性這一事實(shí)。第二，基于孩子成長(zhǎng)環(huán)境的“楷?！保╮ole models）[22]作用機(jī)制，該理論基于傳染病學(xué)方法——即個(gè)體會(huì)受到身邊人（鄰里）的影響[23-25]來論證家庭外部成人的教育水平對(duì)孩子入學(xué)率的影響。他們認(rèn)為由于孩子接觸到外部的智力刺激將促進(jìn)孩子們的學(xué)習(xí)和學(xué)術(shù)成就。一方面，成人教育水平與經(jīng)濟(jì)水平互相作用可能會(huì)增強(qiáng)孩子對(duì)上學(xué)回報(bào)率的信念;另一方面，父母受到教育信號(hào)的激勵(lì)也可能延長(zhǎng)孩子上學(xué)時(shí)間，這些都會(huì)直接或間接地提升孩子的入學(xué)率和受教育年限。需要注意的是，關(guān)于“楷模”理論對(duì)孩子求學(xué)行為的影響既存在抑制作用，也存在促進(jìn)作用，但大部分研究都強(qiáng)調(diào)缺乏積極模范效應(yīng)造成的傷害，而不是存在消極行為帶來的傷害。[26， 27]第三，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)理論（economic incentive）：相對(duì)不平等會(huì)激勵(lì)個(gè)人以社會(huì)青睞的方式行動(dòng)，而由于自身稟賦和外部環(huán)境不同，這種方式不可避免地帶來了收入差距，這會(huì)激勵(lì)下一代投入更多人力資本。1970年至1990年間，美國(guó)教育回報(bào)的增加是其不平等加劇的原因之一。[28-30]第四，政治和社會(huì)行為理論：經(jīng)濟(jì)不平等會(huì)影響個(gè)人態(tài)度和行為，進(jìn)而對(duì)社會(huì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。很多文獻(xiàn)表明經(jīng)濟(jì)不平等與較低的信任水平、社會(huì)凝聚力、公民參與、認(rèn)同感相關(guān)，還有日益遞增的個(gè)人主義、反社會(huì)、不道德行為，這些都是經(jīng)濟(jì)不平等影響入學(xué)率的途徑。[31， 32]不平等可能影響投票者支持再分配政策，從而影響稅收;較高的不平等可能導(dǎo)致富人的孩子更愿意進(jìn)私校，從而減少對(duì)公校的資助。

綜上所述，可以總結(jié)出相對(duì)剝奪感對(duì)教育機(jī)會(huì)作用的前提假設(shè)：收入水平對(duì)教育機(jī)會(huì)的彈性在不同階層間存在差異，這種差異會(huì)導(dǎo)致教育機(jī)會(huì)的分配差異。即收入在個(gè)體中的分布狀態(tài)反映了當(dāng)下收入不平等的狀態(tài)，當(dāng)收入分布不變時(shí)，收入水平總體的提高將對(duì)整體受教育機(jī)會(huì)存在促進(jìn)作用，我們將此作用總結(jié)為“相對(duì)剝奪感影響教育機(jī)會(huì)的絕對(duì)收入假說”。而當(dāng)收入分布發(fā)生變動(dòng)時(shí)，由于收入對(duì)不同階層的教育的彈性不相等，收入不平等的改善使一方的獲益（獲得的教育機(jī)會(huì)）大于另一方的損失，即富人的一美元轉(zhuǎn)移損失的教育機(jī)會(huì)小于窮人獲得一美元得到的教育機(jī)會(huì)，進(jìn)而改善總體教育機(jī)會(huì)，即為“相對(duì)剝奪感影響教育機(jī)會(huì)的相對(duì)收入假說（非線性假說）”。本文的研究主要基于上述兩個(gè)前提假設(shè)展開。

現(xiàn)有研究從宏觀層面的收入不平等對(duì)教育獲得的影響，到微觀層面的相對(duì)剝奪感對(duì)教育機(jī)會(huì)的作用，已經(jīng)較為全面地論證了收入不平等等對(duì)教育獲得的作用機(jī)制。但微觀層面的研究，多是從家庭層面[33]入手，研究家庭收入對(duì)子女入學(xué)的影響，鮮有學(xué)者關(guān)注個(gè)體層面的相對(duì)剝奪感的代際影響，具體到中國(guó)情境下的研究更是寥寥無幾。一些特征事實(shí)有助于我們對(duì)中國(guó)情景下的該議題作出初步判斷，一方面，從教育觀念上看，孩子從學(xué)前教育到高等教育階段的入學(xué)選擇，受父母影響顯著。另一方面，我國(guó)的教育資源供給方面，絕大部分屬于政府提供的公共教育服務(wù)，私人教育占比較少，這一現(xiàn)象在無論是在義務(wù)教育階段，還是在非義務(wù)教育階段均較為普遍。加之我國(guó)教育供給在學(xué)齡階段的差異，即除義務(wù)教育階段完全免費(fèi)外，其他教育階段均是自費(fèi)，這一特征顯然與上述理論機(jī)制的背景迥異，不能完美地契合國(guó)內(nèi)教育的發(fā)展現(xiàn)狀?；诖瞬町悾疚睦弥袊?guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）試圖論證這一現(xiàn)象背后的中國(guó)故事是否依然成立。與以往文獻(xiàn)相比，本文可能在以下兩個(gè)方面有所創(chuàng)新：第一，考慮到所涉及的CFPS數(shù)據(jù)的分層特征，本文利用分層logit模型進(jìn)行分析，避免了由于傳統(tǒng)的logit模型無法估計(jì)不同層級(jí)水平上存在的隨機(jī)效應(yīng)。第二，與以往以家庭背景為分析對(duì)象的文獻(xiàn)不同，本文有效識(shí)別并區(qū)分了父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的因果效應(yīng)，與過去以父母的絕對(duì)收入水平為分析對(duì)象的文獻(xiàn)有別，本文重點(diǎn)關(guān)注的是父母的相對(duì)收入水平及收入分布狀態(tài)對(duì)子女教育獲得的影響?；诖?，給出了中國(guó)情境下父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)存在明顯代際作用的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文的研究在一定程度上擴(kuò)展與豐富了收入水平與教育機(jī)會(huì)這類文獻(xiàn)的研究視角，有助于細(xì)致地評(píng)估相對(duì)剝奪的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，對(duì)發(fā)展中國(guó)家教育政策調(diào)整具有重要的借鑒意義。

三、變量構(gòu)建及特征事實(shí)分析

（一）數(shù)據(jù)來源及說明

本文主要使用的數(shù)據(jù)來自2010～2016年的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS），通過匹配家庭成員關(guān)系構(gòu)建個(gè)體混合面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。具體地，我們利用各年數(shù)據(jù)庫(kù)中子女、成人、家庭、家庭關(guān)系及村居數(shù)據(jù)相匹配，得到所需要的父母及其對(duì)應(yīng)子女的各變量。需要說明的是，CFPS2012和CFPS2016數(shù)據(jù)中不含村居數(shù)據(jù)庫(kù)，為保證合并樣本的觀測(cè)值，我們將CFPS2010、CFPS2014中村居信息分別補(bǔ)充到CFPS2012、CFPS2016數(shù)據(jù)中。進(jìn)一步，剔除樣本中子女年齡為3歲以下24歲以上的孩子數(shù)據(jù)以及主要指標(biāo)缺失值，及內(nèi)容為“不知道”“拒絕回答”“不適用”等值的樣本之后，得到樣本量為10811個(gè)① ①由于所含變量中觀測(cè)值的缺省值數(shù)量不同，所含變量越多，造成的樣本量損失越大。此處的樣本量為分層logit模型下的觀測(cè)數(shù)，即下文中模型（5）的樣本量，模型（1）～（4）中對(duì)應(yīng)的樣本量為各自模塊下的樣本觀測(cè)數(shù)。。

（二）變量選取

（1）因變量：子女受教育機(jī)會(huì)，以3～24歲（閉區(qū)間）孩子的入學(xué)狀況衡量。具體衡量指標(biāo)是孩子是否正在上學(xué)（正在接受學(xué)校教育）。由于不同年份的數(shù)據(jù)問卷設(shè)計(jì)差異，對(duì)孩子是否正在上學(xué)這一問題存在“一題多問”情況，本文將此多個(gè)問題合并。具體合并方法為：多個(gè)問題的答案中有且至少有一個(gè)回答“是”的在合成的新變量中對(duì)應(yīng)的狀態(tài)為“是”，否則對(duì)應(yīng)狀態(tài)為“否”。

（2）自變量：①父母的個(gè)體相對(duì)剝奪感，以父母?jìng)€(gè)人的年總收入計(jì)算得到。此處的年總收入指“歸入個(gè)人名下的各項(xiàng)收入合計(jì)，包括工資性、從各種渠道獲得補(bǔ)貼、津貼、補(bǔ)助、酬金，以及個(gè)人名義租賃獲得的租金、補(bǔ)償金、存款利息、股票/基金/債券分紅，接受的各種贈(zèng)予折合人民幣、借貸性收入等”。

本文以Kakwani指數(shù)[34]衡量父母?jìng)€(gè)體年總收入的相對(duì)剝奪水平。假設(shè)向量X為一個(gè)樣本量為n的群體，將此樣本中個(gè)體的收入xi按升序排列，得到收入向量X=（x1，x2，…xn），記個(gè)體受到的剝奪為RD（xi，xj），具體計(jì)算方法如下：

其中，γ+xi是X中收入超過xi的樣本在總樣本X中的份額，μ+xi是X中收入超過xi的樣本的收入均值，μx是總樣本X的收入均值。Kakwani指數(shù)的閾值為[0，1]，代表的相對(duì)剝奪水平遞增。

此外，本文還計(jì)算了Yitzhaki指數(shù)[35]，具體計(jì)算公式為：

在采用兩種指數(shù)以驗(yàn)證相對(duì)收入剝奪對(duì)子女受教育機(jī)會(huì)的影響外，本文還使用父母的絕對(duì)收入水平驗(yàn)證這一影響，與以往文獻(xiàn)形成對(duì)照以證穩(wěn)健。

（3）控制變量：主要包含個(gè)體、家庭及村居環(huán)境等特征變量。具體包括：①父母的個(gè)體特征變量（AD）：性別、年齡、戶口、婚姻、社會(huì)地位、生活滿意度、健康狀況、大病沖擊、受教育年限、共產(chǎn)黨員;②孩子的個(gè)體特征變量（CH）：性別、年齡、3歲時(shí)戶口狀態(tài)、教育期望、醫(yī)療保險(xiǎn);③家庭特征變量（FAM）：教育支出、家庭規(guī)模;④村居環(huán)境特征變量（COM）：勞動(dòng)力流動(dòng)強(qiáng)度、交通距離、基礎(chǔ)設(shè)施。

（三）變量特征事實(shí)及描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況，不難發(fā)現(xiàn)：孩子的受教育機(jī)會(huì)均值隨著年齡的增長(zhǎng)呈現(xiàn)倒“U”形軌跡（圖1）。具體表現(xiàn)為孩子在學(xué)前教育階段，平均教育機(jī)會(huì)較低（入學(xué)率約為61.98%）;進(jìn)入義務(wù)教育階段后平均教育機(jī)會(huì)明顯提升（入學(xué)率約為97.16%）;但在高中教育階段（入學(xué)率約為70.4%），尤其是大學(xué)教育階段（入學(xué)率約為26.83%），平均教育機(jī)會(huì)有明顯下降（圖2）。自變量方面，從戶口狀態(tài)的總體分布看，孩子與父母的戶口為農(nóng)村戶口的比例分別為94.75%、68.86%，基本吻合普查數(shù)據(jù)中農(nóng)業(yè)—非農(nóng)戶口的分布狀態(tài)。分戶口看，非農(nóng)戶口居民收入均值（8.4）明顯高于農(nóng)業(yè)戶口居民收入均值（7.1）;分性別看，男性收入均值（7.8）明顯高于女性（6.6）;分孩子入學(xué)狀態(tài)看，上學(xué)孩子的父母的收入均值（7.3）高于沒有上學(xué)孩子的父母收入均值（6.9），且在學(xué)狀態(tài)的孩子，其父母收入的25%～75%分位數(shù)形成的區(qū)間更大，表明這部分家庭的父母收入存在更大的組內(nèi)差異。這印證了我國(guó)目前城鄉(xiāng)間居民收入差距較大、勞動(dòng)力市場(chǎng)上性別歧視的事實(shí);同時(shí)，也與我國(guó)中低收入家庭占比提高，總體居民平均收入水平較低的“葫蘆形”的收入分配格局大致吻合（圖3）。

值得注意的是，父母年總收入相對(duì)剝奪指數(shù)偏大，均值為0.6以上，這表明我國(guó)目前的分配格局中中等收入水平人群占比不夠，分配集中于中低收入群體。分孩子入學(xué)狀態(tài)看，沒有上學(xué)的孩子，其父母相對(duì)剝奪指數(shù)（均值0.66）明顯高于上學(xué)孩子的父母（均值0.61）（圖4）。孩子特征變量方面，學(xué)齡孩子中男孩比例略高于女孩（均值為0.53）;從入學(xué)狀態(tài)看，處于上學(xué)狀態(tài)的孩子性別分布，男孩略多于女孩（0.51），但差異不大;而未上學(xué)狀態(tài)中的男孩比例高于女孩（0.57），差異較上學(xué)狀態(tài)的更為明顯。

四、計(jì)量及結(jié)果分析

（一）計(jì)量模型

因變量為子女受教育狀態(tài)attainmenti，以3～24歲學(xué)齡孩子是否入學(xué)表示，其概率為pi，近似服從二項(xiàng)分布：Yi～B（attainmenti，pi）。因此，子女是否入學(xué)的概率可以表示為如下線性函數(shù)：

其中，β、γ、φ、η、δ分為別為各個(gè)變量的系數(shù)，ρc為個(gè)體相對(duì)剝奪感在村級(jí)水平的隨機(jī)斜率，α為截距項(xiàng)，ci、pi分別代表村級(jí)水平、省級(jí)水平的隨機(jī)截距項(xiàng)，εi為殘差項(xiàng)。由于孩子特征、父母特征、家庭特征及村居環(huán)境特征存在明顯的分層特點(diǎn)，個(gè)體特征嵌套于家庭，家庭特征又嵌套于村居環(huán)境，且父母與子女間、個(gè)體與家庭間存在較強(qiáng)的相關(guān)性。因此，本文首先按照各不同主體模塊進(jìn)行回歸，在剔除各模塊中及模塊間關(guān)聯(lián)性較大的變量基礎(chǔ)上，構(gòu)造總體回歸模型，并在分層logit模型的基礎(chǔ)上做進(jìn)一步驗(yàn)證。[36]

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果及解釋

以整體分層模型下父母相對(duì)剝奪感的影響為例進(jìn)行分析。父母收入相對(duì)剝奪指數(shù)對(duì)子女教育機(jī)會(huì)有顯著負(fù)向影響，父母相對(duì)剝奪感每上升1個(gè)單位，子女的受教育機(jī)會(huì)下降約21.1%，平均邊際效應(yīng)為-2.7%。孩子個(gè)體特征及家庭特征對(duì)子女受教育機(jī)會(huì)的影響十分顯著。從子女的性別來看，男孩的受教育機(jī)會(huì)顯著低于女孩，約為女孩的0.91倍，表明隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人們素質(zhì)的提高，“重男輕女”的思想得到轉(zhuǎn)變，“生男生女都一樣”的觀念逐漸普遍，女孩在受教育方面擁有平等權(quán)利也逐步被大眾接受。社會(huì)對(duì)女性地位的逐漸認(rèn)同，使女性在追求教育方面有明顯的優(yōu)勢(shì)，這也可以認(rèn)為是教育對(duì)社會(huì)階層代際流動(dòng)的作用方式之一，即改善了人們的教育觀念。子女年齡對(duì)受教育機(jī)會(huì)有顯著的負(fù)向影響，即隨著子女年齡增加，其受教育機(jī)會(huì)遞減，子女年齡每增加1歲，教育機(jī)會(huì)平均下降約2.2%。這是因?yàn)樵谖覈?guó)雖然目前學(xué)前教育還未納入義務(wù)教育范圍，但學(xué)前教育以“社會(huì)為主，公辦示范”辦學(xué)為主，與此同時(shí)，私立辦學(xué)在費(fèi)用制定上更多依靠市場(chǎng)價(jià)格引導(dǎo)，相比數(shù)量較少的公立學(xué)前教育機(jī)構(gòu)，可能入學(xué)的制度性門檻隨著收入水平提高，家庭有能力負(fù)擔(dān)孩子的學(xué)前教育，因此學(xué)前教育的普及率及參與率也有所提高。而隨著孩子逐步成長(zhǎng)，雖然義務(wù)教育已經(jīng)普及，高等教育也有所擴(kuò)張，但相對(duì)于學(xué)前教育階段，義務(wù)教育及以上階段的篩選機(jī)制更為明顯。子女的戶口狀態(tài)對(duì)受教育機(jī)會(huì)有顯著的抑制作用，農(nóng)村戶口的孩子相對(duì)城市戶口孩子的入學(xué)率更低，約為城市戶口孩子的入學(xué)率的55.4%。一是由于農(nóng)村地區(qū)的教育資源更匱乏，在以公共教育為主的義務(wù)教育階段這一特征就已顯露無遺，通過早期教育階段的累積效應(yīng)，在以高中和大學(xué)教育階段為主的非義務(wù)教育階段，子女教育機(jī)會(huì)的城鄉(xiāng)分布差異在所難免;二是城鄉(xiāng)收入差距存在，即便城鄉(xiāng)居民的教育支出意愿相等，由于城鄉(xiāng)絕對(duì)收入水平存在一定差距，農(nóng)村居民普遍面臨更強(qiáng)的消費(fèi)預(yù)算約束，在教育活動(dòng)部分支出更少。孩子對(duì)自身的教育期望顯著提高了其受教育機(jī)會(huì)，在控制孩子的個(gè)體特征變量情況下，孩子的教育期望每增加1單位，其受教育機(jī)會(huì)增加約74.3%，平均邊際效應(yīng)約為9.1%，表明孩子自身的主觀學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)爭(zhēng)取入學(xué)機(jī)會(huì)有明顯的促進(jìn)作用。值得注意的是，孩子是否參與醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)其教育機(jī)會(huì)的影響顯著為負(fù)?？赡艿脑蚴菓艏植级酁檗r(nóng)村，保險(xiǎn)作為一種專用性資產(chǎn)，在規(guī)劃家庭預(yù)算時(shí)不會(huì)被用作它圖，在有限的家庭收入中，減少部分可支配收入會(huì)加大家庭負(fù)擔(dān)。家庭教育支出對(duì)子女教育機(jī)會(huì)有顯著促進(jìn)作用，在教育方面的大量投入，使子女能夠接觸更好的教育資源，同時(shí)教育支出更高的家庭收入水平也偏高，其所處教育環(huán)境往往更好。家庭規(guī)模對(duì)子女受教育機(jī)會(huì)有顯著的抑制作用，因?yàn)榧彝ト丝谠蕉?，人均的可支配資源越少，孩子受教育機(jī)會(huì)將會(huì)減少。父母特征變量及村居水平變量的作用并不明顯?？赡艿脑蚴牵阂皇欠謱幽Ｐ退兞枯^多，刪去缺省值后損失樣本較多，導(dǎo)致部分變量回歸結(jié)果不顯著;二是以孩子作為受教育主體，其是否上學(xué)，在控制其他變量情況下，更多地依賴于自身選擇，因此其自身特征顯得更為重要。

總之，無論是分模塊回歸模型，還是分層模型，都證明父母的相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)有顯著的抑制作用，這種作用的平均邊際效應(yīng)在2%～11%之間，平均約為5.5%。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）Yitzhaki指數(shù)及絕對(duì)收入水平下的回歸結(jié)果

為了保證文章結(jié)果的穩(wěn)健性，我們利用Yitzhaki指數(shù)及絕對(duì)收入，對(duì)上文的各模型進(jìn)行回歸，結(jié)果表明無論是以Kakwani指數(shù)衡量的父母的相對(duì)剝奪感，還是Yitzhaki指數(shù)衡量的相對(duì)剝奪水平，都對(duì)子女的受教育機(jī)會(huì)有顯著的抑制作用。而以絕對(duì)收入衡量的父母經(jīng)濟(jì)水平對(duì)子女的受教育機(jī)會(huì)有顯著促進(jìn)作用，也從反面論證了這一事實(shí)。另外，考慮到個(gè)體相對(duì)剝奪感基于人口范圍的特性，其構(gòu)建可能主要是基于身邊的個(gè)體，而相對(duì)于全國(guó)其他地方個(gè)體的情況可比性較低，因此可能造成相對(duì)剝奪感測(cè)度的偏差。本文進(jìn)一步在利用各省份對(duì)應(yīng)年度的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)原本的收入數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整后（調(diào)整為以2010年為基期），重新以省份為界構(gòu)建了基于省份內(nèi)部的父母相對(duì)剝奪感，并據(jù)此新的構(gòu)建指數(shù)，重新對(duì)全文的所有模型進(jìn)行了再次計(jì)量回歸。結(jié)果均與以全國(guó)范圍構(gòu)建的相對(duì)剝奪指數(shù)的回歸結(jié)果相符，只是系數(shù)大小上有略微的不同，再次證明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性① ①具體的回歸結(jié)果限于篇幅，正文不做展示，如有需要可向作者索取。 。

（二）異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步分析父母相對(duì)剝奪感在不同年齡、戶籍因素下對(duì)子女教育的影響，基于分層模型的回歸結(jié)果，我們對(duì)父母相對(duì)剝奪感的平均邊際效應(yīng)作用進(jìn)行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：隨著孩子的年齡增加，父母相對(duì)剝奪感對(duì)孩子的教育影響的平均邊際效應(yīng)呈“U”型變化，即父母的相對(duì)剝奪感對(duì)子女受教育機(jī)會(huì)的影響隨孩子年齡的增加呈現(xiàn)先擴(kuò)大后縮小的趨勢(shì)，拐點(diǎn)出現(xiàn)在21歲（圖5）?？梢钥吹剑⒆痈改笐艨跔顟B(tài)為農(nóng)業(yè)戶口的，其相對(duì)剝奪感對(duì)子女受教育機(jī)會(huì)的平均邊際效應(yīng)略高于非農(nóng)業(yè)戶口的父母（農(nóng)業(yè)戶口下父母相對(duì)剝奪感的平均邊際效應(yīng)為2.9%，非農(nóng)戶口下為2.7%）（圖6）。接下來，我們將具體分析在孩子的不同的學(xué)齡階段、孩子不同的性別及在父母不同的戶口狀態(tài)下，父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的異質(zhì)性。

1.分戶口狀態(tài)的回歸分析

前文回歸結(jié)果表明農(nóng)村戶口對(duì)子女的受教育機(jī)會(huì)有顯著的負(fù)向影響（原因不再贅述，見表2），為了解二元經(jīng)濟(jì)體制下戶籍分割對(duì)城鄉(xiāng)間子女教育的影響的異同，我們依據(jù)父母的戶口狀態(tài)，將樣本分為農(nóng)村戶口和非農(nóng)村戶口進(jìn)行回歸分析。我們首先對(duì)各變量進(jìn)行均值差異性對(duì)比，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)兩樣本的所有主要變量及絕大部分控制變量存在顯著的差異，這與我國(guó)目前的城鄉(xiāng)差距過大的情形較為吻合。進(jìn)而在分樣本的前提下進(jìn)行回歸，結(jié)果（見表4）發(fā)現(xiàn)：在控制個(gè)體特征和環(huán)境變量的情況下，農(nóng)業(yè)戶口下父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女的受教育機(jī)會(huì)存在顯著的抑制作用，非農(nóng)戶口下父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女的教育機(jī)會(huì)未產(chǎn)生顯著影響。即使在控制了省級(jí)層面的招生人數(shù)、師生比及教育投資等教育供給因素后，父母的相對(duì)剝奪感對(duì)子女受教育機(jī)會(huì)依然存在戶口的異質(zhì)性。以分層模型結(jié)果為例，農(nóng)業(yè)戶口下的父母相對(duì)剝奪感每增加1個(gè)單位，子女受教育機(jī)會(huì)下降約17.4%，其平均邊際效應(yīng)約為-2.2%。這一結(jié)果在利用Yitzhaki指數(shù)及絕對(duì)收入數(shù)據(jù)回歸時(shí)也得到了驗(yàn)證。從邊際效應(yīng)上來看，在父母是農(nóng)業(yè)戶口狀態(tài)下，子女教育機(jī)會(huì)的變化對(duì)父母相對(duì)剝奪感的變動(dòng)更為敏感，以Kakwani指數(shù)為例，農(nóng)村戶籍的父母相對(duì)剝奪感的平均邊際效應(yīng)為-2.2%，城市戶籍的父母相對(duì)剝奪感的平均邊際效應(yīng)約為-1.9%。究其原因，我們認(rèn)為在我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)并未消融的情況下，戶口作為“身份證”，證明了城鄉(xiāng)收入差距存在，農(nóng)村居民用于教育的預(yù)算相對(duì)城市居民更少;戶口作為“通行證”，限制了農(nóng)村居民獲得城市地區(qū)更高層次、更優(yōu)質(zhì)教育的機(jī)會(huì)。

2.按子女性別分樣本的回歸結(jié)果及解釋

由于孩子在不同入學(xué)狀態(tài)下的性別分布存在明顯的差異（圖4），據(jù)此我們分性別樣本進(jìn)行回歸分析，結(jié)果（見表5）發(fā)現(xiàn)：在控制個(gè)體特征和環(huán)境變量的情況下，父母相對(duì)剝奪感對(duì)男孩和女孩的受教育機(jī)會(huì)均存在顯著的抑制作用，相較于女孩，這種影響對(duì)男孩的效應(yīng)略大（除模型（5）中以Kakwani指數(shù)回歸結(jié)果外）。這一結(jié)論在控制了省級(jí)層面的招生人數(shù)、師生比及教育投資等教育供給因素后，依然成立。以模型（5）為例，以Kakwani指數(shù)衡量的父母相對(duì)剝奪感每增加1個(gè)單位，男孩的受教育機(jī)會(huì)下降約21.5%，平均邊際效應(yīng)約為-2.7%;女孩的受教育機(jī)會(huì)下降約29.7%，平均邊際效應(yīng)約為-3.5%。且利用Yitzhaki指數(shù)及絕對(duì)收入數(shù)據(jù)回歸亦支持該結(jié)論。從邊際效應(yīng)上來看，男孩的受教育機(jī)會(huì)對(duì)父母相對(duì)剝奪感的變動(dòng)更為敏感，一個(gè)可能的原因是，男孩的學(xué)業(yè)成績(jī)?cè)诟鱾€(gè)學(xué)齡階段均落后于女孩，學(xué)業(yè)落后導(dǎo)致男孩在校園里更容易被忽視，從而影響其求學(xué)心態(tài)，導(dǎo)致其更容易產(chǎn)生曠課逃學(xué)、離開學(xué)校、厭學(xué)、反教育的行為。[37]

3.按子女學(xué)段分樣本的回歸結(jié)果及解釋

由于我國(guó)目前只針對(duì)小學(xué)及初中階段實(shí)行九年制義務(wù)教育，且采取“地方負(fù)責(zé)，分級(jí)管理以及各有關(guān)部門分工負(fù)責(zé)”教育管理體制，導(dǎo)致教育的供給在不同階段存在明顯差別。一方面是義務(wù)教育的強(qiáng)制性保證了中小學(xué)階段孩子的較高的入學(xué)率;另一方面是教育投入短缺、重點(diǎn)學(xué)校制度、示范性學(xué)校效應(yīng)甚囂塵上，導(dǎo)致義務(wù)教育階段之外的教育收費(fèi)逐年上漲，以及擇校風(fēng)氣的愈演愈烈。考慮到不同學(xué)齡孩子的教育供給的差異，尤其是義務(wù)教育階段作為公共服務(wù)的免費(fèi)性特點(diǎn)，能夠有效保障中小學(xué)孩子的入學(xué)率。本文將樣本分為學(xué)前教育階段（3～6歲）、義務(wù)教育階段（7～15歲）、高中教育階段（16～18歲）及大學(xué)階段（19～23歲）四個(gè)階段分別進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)不同學(xué)齡階段父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)影響的差異。結(jié)果如表6，我們發(fā)現(xiàn)：在控制個(gè)體特征和村居環(huán)境變量情況下，除義務(wù)教育階段外，父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)有顯著的抑制作用，且父母的相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)存在顯著的“U”型特征，即隨子女的學(xué)齡增加，父母的相對(duì)剝奪感呈現(xiàn)先降后升的趨勢(shì)，其影響在高中階段最大。這種“U”型影響特征在控制宏觀的教育供給變量后亦十分顯著。以分層模型為例，在學(xué)前階段父母相對(duì)剝奪感每上升1個(gè)單位，子女受教育下降約16.2%，這一影響的平均邊際效應(yīng)約為-1.1%;對(duì)應(yīng)的高中教育階段、高等教育階段父母相對(duì)剝奪感每上升1個(gè)單位，子女受教育分別下降約42.6%、36.8%，這一影響的平均邊際效應(yīng)分別約為-6.9%、-7.6%。

對(duì)此“U”型特征的一個(gè)解釋是，教育作為一種準(zhǔn)公共品，因?yàn)槠涔┙o的有限性及優(yōu)質(zhì)教育的稀缺性，使得其具有一定的排他性。在學(xué)前教育階段，“不能輸在起跑線上”已成為現(xiàn)代子女教育的主流觀點(diǎn)之一。但我國(guó)目前學(xué)前教育的普及率還未跟上義務(wù)教育階段的普及水平，為了能爭(zhēng)取到優(yōu)質(zhì)的教學(xué)資源，一些父母寧愿選擇高價(jià)的私立幼兒園，這一定程度上緩和了對(duì)學(xué)前教育機(jī)會(huì)的競(jìng)爭(zhēng)程度。在此階段，父母剝奪感雖然會(huì)顯著影響子女的教育機(jī)會(huì)，但是敏感程度相對(duì)較低。相對(duì)其他學(xué)齡階段而言，義務(wù)教育階段以其強(qiáng)制性保證了自身的普及性和覆蓋范圍，即使是家庭情況極端貧困的孩子，也可能獲得受教育的機(jī)會(huì)。因此即使父母有較高的剝奪感，但義務(wù)教育的強(qiáng)制性彌補(bǔ)了由于剝奪感而帶來的受教育機(jī)會(huì)的損失。高中階段作為一個(gè)家庭的“重要一躍”，人們必定更加關(guān)注獲得優(yōu)質(zhì)資源的機(jī)會(huì)，在此激烈競(jìng)爭(zhēng)的背后傾注更多的物質(zhì)資本和社會(huì)資本。加之社會(huì)上對(duì)重點(diǎn)學(xué)校的追逐之風(fēng)，使得這一競(jìng)爭(zhēng)日趨白熱化，因此對(duì)于一個(gè)優(yōu)質(zhì)的高中受教育機(jī)會(huì)，父母?jìng)兙哂懈叩摹懊舾行浴?。而這一“重要一躍”之后是對(duì)高等教育的追求，伴隨著二十多年的高等教育擴(kuò)張政策之后，大學(xué)生普及率有了明顯提升，使得在更高層次的教育機(jī)會(huì)獲得方面，父母?jìng)兊南鄬?duì)剝奪感的“敏感性”有所下降。

（三）進(jìn)一步分析

考慮到父母相對(duì)剝奪感與子女教育機(jī)會(huì)之間潛在的相互影響，我們將進(jìn)一步考察父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的因果關(guān)系。對(duì)此，我們選取義務(wù)教育及以上階段的子女樣本進(jìn)行分析。因?yàn)榱x務(wù)教育階段的子女教育機(jī)會(huì)較大程度上受到國(guó)家和地方政府政策支持，因而較少的受到家庭決策的影響。但在進(jìn)入非義務(wù)教育階段后，教育決策可以由家庭自行決定，作為家庭經(jīng)濟(jì)來源貢獻(xiàn)者的父母，對(duì)于子女的教育機(jī)會(huì)有很強(qiáng)的話語(yǔ)權(quán)，因而更可能影響子女非義務(wù)教育階段的教育機(jī)會(huì)。

依據(jù)CFPS數(shù)據(jù)中子女庫(kù)對(duì)應(yīng)的“您/你現(xiàn)在在上學(xué)嗎？”和“受訪者離校/上學(xué)階段”兩個(gè)問題，將樣本范圍篩選為初中階段離校和高中及以上階段在學(xué)的孩子?；赑SM的方法，依據(jù)樣本中父母相對(duì)剝奪感的均值，將樣本中父母相對(duì)剝奪感低于樣本均值的作為處理組，反之作為對(duì)照組，進(jìn)而討論義務(wù)教育及以上階段的父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的影響。為了使結(jié)論更加穩(wěn)健，我們還依據(jù)樣本中父母相對(duì)剝奪感的中位數(shù)和75%分位數(shù)作為分組標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行驗(yàn)證。

本文使用一對(duì)一匹配、半徑匹配、最近鄰匹配、核匹配及局部線性回歸匹配等多種方法進(jìn)行匹配，結(jié)果均表明父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)產(chǎn)生了明顯的影響。表7為利用匹配后的數(shù)據(jù)進(jìn)行分層回歸的結(jié)果，不難看到兩種匹配方法下，父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女初中之后是否繼續(xù)上高中均有明顯的抑制作用。以均值分組后的一對(duì)一匹配為例，在控制宏觀層面的教育供給的相關(guān)因素后，與初中階段離校相比，父母相對(duì)剝奪感每增加1個(gè)單位，子女繼續(xù)進(jìn)行高中及以上教育階段的機(jī)會(huì)下降約49.1%，其平均邊際效應(yīng)約為-8.6%。與表6中高中階段的回歸結(jié)果相比，本節(jié)的回歸結(jié)果明顯偏大。一個(gè)原因是，表6的回歸結(jié)果在選取高中學(xué)齡階段作為樣本進(jìn)行回歸時(shí)，只區(qū)分了在學(xué)和未在學(xué)狀態(tài)，并未區(qū)分子女在何種教育階段離校，得到的估計(jì)結(jié)果只表明在所有學(xué)段內(nèi)是否入學(xué)受父母相對(duì)剝奪感的平均影響，因此估計(jì)系數(shù)與基本結(jié)果有所差異。更為重要的是在有效控制宏觀教育供給因素后，這一系數(shù)增大，印證了我們區(qū)分義務(wù)教育階段的必要性，同時(shí)證實(shí)父母相對(duì)剝奪感的確是子女能否獲得高中及以上教育階段受教育機(jī)會(huì)的重要原因。

六、結(jié)論及政策啟示

父母的收入水平對(duì)子女受教育機(jī)會(huì)有著重要影響，父母收入的不平等狀態(tài)更可能直接影響其對(duì)子女的教育決策。本文利用2010～2016年的CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建混合面板，以父母的收入水平為基礎(chǔ)衡量父母的相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的影響。結(jié)果表明：（1）父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女受教育機(jī)會(huì)存在顯著的抑制作用，結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。（2）上述抑制作用具有明顯的異質(zhì)性：從父母戶籍來看，農(nóng)村戶口狀態(tài)下父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的作用顯著，非農(nóng)戶口狀態(tài)下作用不顯著;區(qū)分孩子性別來看，父母相對(duì)剝奪感對(duì)男孩和女孩的受教育機(jī)會(huì)均存在顯著的抑制作用，這種影響效應(yīng)對(duì)男孩略大;從孩子學(xué)齡階段來看，父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的影響呈顯著的“U”型特征，即隨著孩子年齡增加，父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的影響大小依次為：學(xué)前教育階段<高等教育階段<高中教育階段。（3）需要注意的是，考慮到義務(wù)教育階段的強(qiáng)制性和廣覆蓋性的特征，父母相對(duì)剝奪感對(duì)子女教育機(jī)會(huì)的影響在義務(wù)教育階段并不顯著，這表明我國(guó)實(shí)行義務(wù)教育政策有助于改善子女教育機(jī)會(huì)缺失。（4）進(jìn)一步，我們以義務(wù)教育階段與義務(wù)教育以上階段的樣本為分析對(duì)象，采用PSM方法進(jìn)行了因果識(shí)別，結(jié)果表明在控制宏觀教育供給因素后，父母相對(duì)剝奪感的確是子女能否獲得高中及以上教育階段受教育機(jī)會(huì)的重要原因。與初中階段離校相比，父母相對(duì)剝奪感每增加1個(gè)單位，子女繼續(xù)進(jìn)行高中及以上教育階段的機(jī)會(huì)約下降49.1%，這種影響的平均邊際效應(yīng)約為-8.6%。

基于上述結(jié)論，在以下方面提供了政策啟示：（1）父母?jìng)€(gè)人收入的增長(zhǎng)是子女受教育機(jī)會(huì)提高的重要推力。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民收入水平增長(zhǎng)的同時(shí)，合理將“蛋糕”分配顯得尤為重要。一方面，父母收入的增長(zhǎng)使得可用于子女教育的投入增加，可以刺激家庭對(duì)教育的需求，從而有助于子女接受更高層次的、更優(yōu)質(zhì)的教育;另一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“紅利”的再分配必須做到既要保證效率，也要促進(jìn)公平，因?yàn)椤暗案狻钡牟煌峙浞绞街苯佑绊憽俺缘案獾娜恕钡那猩砝婧椭饔^感受，進(jìn)而影響其經(jīng)濟(jì)行為決策。（2）戶籍制度的改革是推進(jìn)社會(huì)融合，緩解社會(huì)階層固化的有利因素。二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)決定了社會(huì)結(jié)構(gòu)的二元性，而戶籍制度充當(dāng)了階層流動(dòng)的“絆腳石”，但教育是促使階層變動(dòng)的最有利途徑，只有改變教育機(jī)會(huì)和資源的城鄉(xiāng)分配差別，才能從根本上緩和由于階層固化帶來的一系列社會(huì)矛盾。（3）完善教育制度改革，尤其是基礎(chǔ)教育階段的普及，重點(diǎn)鞏固義務(wù)教育的覆蓋率，同時(shí)加大學(xué)高等教育的供給，是提高孩子受教育機(jī)會(huì)的重要途徑。

參考文獻(xiàn)：

[1]Bjrklund A， Salvanes K G. Education and Family Background： Mechanisms and Policies[M]. Handbook of the Economics of Education. Elsevier. 2011： 201～47.

[2]Esposito L， Villaseor A. Relative Deprivation and School Enrolment. Evidence from Mexico[J]. Review of Income and Wealth， 2019，65（1）： 166～86.

[3]Stouffer S A， Suchman E A， DeVinney L C， et al. The American Soldier： Adjustment to Army Life （Vol. 1）[M]. Princeton， NJ： Princeton University Press. 1949.

[4]Merton R K， Merton R C. Social Theory and Social Structure[M]. Simon and Schuster， 1968.

[5]Runciman W G. Relative Deprivation and Social Justice： A Study of Attitudes to Social Inequality in Twentieth～Century England[M]. Routledge & Kegan Paul， 1966.

[6]Gurr T R. Why Men Rebel[M]. Routledge， 2015.

[7]Stark O， Yitzhaki S. Labour Migration as a Response to Relative Deprivation[J]. Journal of Population Economics， 1988，1（1）： 57～70.

[8]熊猛， 葉一舵. 相對(duì)剝奪感： 概念， 測(cè)量， 影響因素及作用[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展， 2016，24（3）： 438～453.

[9]Turley R N L. Is Relative Deprivation Beneficial？ The Effects of Richer and Poorer Neighbors on Children's Outcomes[J]. Journal of Community Psychology， 2002，30（6）： 671～86.

[10]Esposito L， Villaseor A. Wealth Inequality， Educational Environment and School Enrolment： Evidence from Mexico[J]. The Journal of Development Studies， 2018，54（11）： 2095～118.

[11]Basu K， Van P H. The Economics of Child Labor[J]. American Economic Review， 1998，412～27.

[12]Mayer S E. How Did the Increase in Economic Inequality between 1970 and 1990 Affect Children’s Educational Attainment？[J]. American Journal of Sociology， 2001，107（1）： 1～32.

[13]Angelucci M， De Giorgi G， Rangel M A， et al. Family Networks and School Enrolment： Evidence from a Randomized Social Experiment[J]. Journal of Public Economics， 2010，94（3～4）： 197～221.

[14]Bobonis G J， Finan F. Neighborhood Peer Effects in Secondary School Enrollment Decisions[J]. The Review of Economics and Statistics， 2009，91（4）： 695～716.

[15]Chetty R， Hendren N， Katz L F. The Effects of Exposure to Better Neighborhoods on Children： New Evidence from the Moving to Opportunity Experiment[J]. American Economic Review， 2016，106（4）： 855～902.

[16]Hill M S， Duncan G J. Parental Family Income and the Socioeconomic Attainment of Children[J]. Social Science Research， 1987，16（1）： 39～73.

[17]Handa S. Raising Primary School Enrolment in Developing Countries： The Relative Importance of Supply and Demand[J]. Journal of Development Economics， 2002，69（1）： 103～28.

[18]Grolnick W S， Slowiaczek M L. Parents' Involvement in Children's Schooling： A Multidimensional Conceptualization and Motivational Model[J]. Child Development， 1994，65（1）： 237～52.

[19]Currie J. Healthy， Wealthy， and Wise： Socioeconomic Status， Poor Health in Childhood， and Human Capital Development[J]. Journal of Economic Literature， 2009，47（1）： 87～122.

[20]McLoyd V C. The Impact of Economic Hardship on Black Families and Children： Psychological Distress， Parenting， and Socioemotional Development[J]. Child Development， 1990，61（2）： 311～46.

[21]Chetty R， Hendren N， Kline P， et al. Where Is the Land of Opportunity？ The Geography of Intergenerational Mobility in the United States[J]. The Quarterly Journal of Economics， 2014，129（4）： 1553～623.

[22]Jencks C， Mayer S E. The Social Consequences of Growing up in a Poor Neighborhood[J]. Inner～city poverty in the United States， 1990，111～186.

[23]Dahl G B， Lochner L. The Impact of Family Income on Child Achievement： Evidence from the Earned Income Tax Credit[J]. American Economic Review， 2012，102（5）： 1927～56.

[24]Dahl G B， Lochner L. The Impact of Family Income on Child Achievement： Evidence from the Earned Income Tax Credit： Reply[J]. American Economic Review， 2017，107（2）： 629～31.

[25]Kling J R， Liebman J B， Katz L F. Experimental Analysis of Neighborhood Effects[J]. Econometrica， 2007（1）： 83～119.

[26]Ogbu J U. Origins of Human Competence： A Cultural～Ecological Perspective[J]. Child Development， 1981：413～29.

[27]Wilson W J. The Truly Disadvantaged. Chicago： Univ[M]. Chicago Press， 1987.

[28]Juhn C， Murphy K M， Pierce B. Wage Inequality and the Rise in Returns to Skill[J]. Journal of Political Economy， 1993，101（3）： 410～42.

[29]Murphy K M， Welch F. The Structure of Wages[J]. The Quarterly Journal of Economics， 1992，107（1）： 285～326.

[30]Murphy K M， Welch F. Industrial Change and the Rising Importance of Skill[J]. Uneven tides： Rising inequality in America， 1993：101～32.

[31]Alesina A， Rodrik D. Distributive Politics and Economic Growth[J]. The Quarterly Journal of Economics， 1994，109（2）： 465～90.

[32]Perotti R. Growth， Income Distribution， and Democracy： What the Data Say[J]. Journal of Economic Growth， 1996，1（2）： 149～87.

[33]潘云華， 吳茗.教育獲得的家庭決策影響因素及其演變——基于CFPS數(shù)據(jù)的應(yīng)用[J]. 江西師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）， 2020（5）： 104～114.

[34]Kakwani N. The Relative Deprivation Curve and Its Applications[J]. Journal of Business & Economic Statistics， 1984，2（4）： 384～94.

[35]Yitzhaki S. Relative Deprivation and the Gini Coefficient[J]. The Quarterly Journal of Economics， 1979：321～324.

[36]郭志剛. 分析單位、分層結(jié)構(gòu)、分層模型北京大學(xué)社會(huì)學(xué)學(xué)刊：第一輯[M].北京：北京大學(xué)出版社，2004：1-11.

[37]孫云曉， 李文道， 趙霞. 男孩危機(jī)是一個(gè)客觀存在的事實(shí)——對(duì)《男孩危機(jī)： 一個(gè)危言聳聽的偽命題》 一文的回應(yīng)[J]. 青年研究， 2010（3）： 70～76.

責(zé)任編輯：張建偉