“學世襲”

【摘 要】 文章使用一元線性回歸模型分析CGSS2010調查數據，探討父母結構對“80后”子女受教育程度的影響。結果表明：在數據庫其他因素不變的情況下，父母受教育程度對“80后”子女受教育程度有正向效應;家庭社會資本對“80后”子女受教育程度產生正向效應;居住在城市對“80后”子女受教育程度產生正向效應。

【關鍵詞】 父母結構;“80后”子女;受教育程度;影響

一、研究的問題和文獻綜述

在中國，傳統意義上的“世襲制”在辛亥革命后就已經被破除，然而上一代對子女的影響從未停止。個人的教育程度作為得到尊重，獲得社會地位的一個重要渠道，是否存在受父母結構的影響，影響程度又有多大，是本文重點討論的問題。

“80后”是在改革開放下成長起來的第一代，這一代人在成長過程中備受矚目，所以對于他們受教育程度的研究是具有重要意義的。本文希望觀察“80后”受教育程度除了個人努力的因素以外，受其父母結構的影響有多大。是否會產生良父母良子女，弱父母弱子女，通過子女的受教育程度作為媒介，影響子女的職業以及收入等等，形成一個新形式的家庭“世襲”——“學世襲”模式。李雅楠（2012）指出，家庭收入對子女教育水平有正的影響，家庭收入每提高10%，子女的平均教育水平提高8%;梁晨和李中清（2012）在研究中發現1995—1999年間，干部子女在北大的輩出率為23.4，即是本職業總人口比例的約23倍。干部子女在北京大學與蘇州大學輩出率遠高于其他職業子女;父親的受教育程度或者母親的受教育程度提高，和子女互動的頻率越大 （祁翔，2013）。受教育程度高與社會資本更多的父母會比受教育程度低與社會資本較少的父母更加重視子女教育，他們認為對子女教育投資的回報非常可觀，并有能力為子女學習提供優越的學習環境和服務，花費更多的時間與子女互動，這些都關系到父母結構對子女受教育程度的影響。

二、研究設計

1、數據來源

本文的研究數據運用的是“全國綜合社會調查”數據（CGSS2010），該數據采用分層多階段不等概率抽樣，共11785個樣本。研究對象是“80后”受教育程度，其他年齡的樣本不在本研究的考慮范圍之內。所以，將年齡不符合的樣本剔除，本文使用的“80后”受教育程度的最終樣本量是1672個。

2、變量測量及描述性統計

研究對象的因變量是“80后”受教育程度，可操作因變量是“80后”子女的學歷。根據數據庫原本數據按學歷高低分為：沒有接受過教育（文盲半文盲）;小學;初中;職業高中、普通高中、中專、技校;大學專科、大學本科;研究生及以上分別賦值為1至6，有效樣本數為1672個。研究對象的核心自變量是父母結構對子女受教育程度的影響，文章采用父親受教育程度、母親受教育程度、是否在城市居住、14歲時家庭社會層級來表示。父親受教育程度與母親受教育程度同樣按學歷由低至高賦值為連續型變量1至6。由于研究“80后”的受教育程度所以選取其在讀書時的家庭社會層級作為其影響因素，社會層級賦值為1到10，共10個層級，數字越大則表示14歲時樣本自己認為其所在家庭擁有的社會資本越多。是否居住在城市分別賦值為1和0，其中1表示居住在城市，0表示不在城市。

在表1中我們可以發現“80后”一代的平均受教育程度在3.9左右，其父母的受教育程度分別為2.9和2.5，其標準差也比父母小1左右，說明了“80后”的受教育程度比父母一輩的受教育程度高。我國教育事業成果顯著，公民的文化素質得到了顯著提高，并且受教育程度的兩極分化也比以前小了很多。還可以看出父親的受教育程度會比母親高。在表1中顯示社會層級的均值為3.714，“80后”普遍認為14歲時家庭擁有的社會資本較少。

在表2中，我們可以發現樣本里，父母受教育程度是文盲半文盲的，他們的子女沒有完成九年義務教育的占比達到了40%。父母接受過高等教育的，其子女學歷至少是在高中以上。“80后”大學生，他們父母是初中以上受教育程度占比達到了85%。受教育程度越高的父母能夠讓子女接受高等教育的機會越大。

本文控制了樣本中的“80后”性別、民族、宗教信仰、2009年家庭年收入，如表1所示，性別變量均值為0.47，說明樣本中的男女性別基本平均，比較合理;民族的均值為0.107，說明樣本中少數民族占比在10%，比較合理;宗教信仰的均值為0.22，說明樣本中“80后”有宗教信仰的人數占比為22%，比較合理;2009年家庭年收入均值為56341元。

3、模型設定與假設

對于受教育程度，本文采用Y=1-6表示受教育程度的高低：沒有受過任何教育;私塾、小學;初中;職業高中、普通高中、中專、技校;大學專科（成人高等教育）、大學專科（正規高等教育）、大學本科（成人高等教育）大學本科（正規高等教育）;研究生及以上分別賦值為1至6。文章采用以下模型進行估計：

其中，表示“80后”的受教育程度;x是自變量，β是自變量的回歸系數。

本文為了對“80后”受教育程度除了受個人努力的影響以外，對其受父母特質的影響程度進行分析。特提出以下假設：

假設1：“80后”受教育程度與父母親的受教育程度呈正向效應。

即父母親的受教育程度越高，“80后”受教育程度越高;

父親的受教育程度越低，“80后”受教育程度越低。

假設2：“80后”受教育程度與家庭社會資本呈正向效應。

即家庭社會資本越多，“80后”受教育程度越高;

家庭社會資本越少，“80后”受教育程度越低。

假設3：“80后”受教育程度與是否居住在城市呈正向效應。

即居住在城市的“80后”，受教育程度較高;

居住在農村的“80后”，受教育程度較低。

三、研究結果

表3給出了父母受教育程度、社會階層、是否在城市居住對“80后”受教育程度的影響。回歸結果顯示，本文所使用的模型1、2、3的結果都非常顯著，其擬合優度分別為0.457、0.469、0.491，模型2的解釋力比模型1提高了1.2%，模型解釋力3比模型2提高了2.2%。在模型1中，在控制其他條件不變的情況下，父親受教育程度的每一標準差單位的提高將導致“80后”受教育程度0.2個標準差單位上升。

保持父親受教育程度、社會階層、是否在城市居住不變的條件下，母親受教育程度的每一標準差單位的提高會使得“80后”受教育程度0.18個標準差單位上升。“80后”受教育程度受父母的教育程度的影響都很大，相比較而言母親的影響要比父親小。這樣就得到以下分析，首先，父母受教育程度能夠通過自己的言傳身教影響子女受教育程度，受教育程度越高的父母能夠讓子女接受更高程度教育的機會越大，反之亦然。其次，是父親對“80后”受教育程度的影響要比母親大，因為父親在中國傳統的家庭觀念中是一家之主，對家庭事務的決斷力會大于母親。父親對子女教育投資意愿強弱對子女的最終受教育程度是有較大影響的。

保持父母受教育程度、是否在城市居住的條件不變下，社會層次的每一標準差單位的提高將導致“80后”受教育程度0.03個標準差單位上升。父母無論學歷高低，是否居住在城市，他們通過自己的努力使其家庭處于社會層次較高的地位，家庭條件能夠滿足，父母都希望子女能夠接受更好的教育。他們也有能力通過改善學習環境，請家庭教師等各種方式，讓子女能夠更好的學習。所以，社會層次較高的家庭會讓子女接受更好的教育，形成良性循環。相反，處于社會層次較低的家庭會因為家庭條件原因或多或少地影響子女接受高等教育的機會。

保持父母受教育程度、社會階層不變的條件下，是否在城市居住的每一標準差單位的提高將導致“80后”教育程度0.97個標準差單位上升。這表明了我國在二元經濟下的城鄉教育差距還很大，“80后”的農村學生能接受高等教育并不容易，這與梁晨和李中清（2012）得出的結論是一致的，表明了中國的代際板結還是存在的。

四、結論

本文為了觀察父母結構對“80后”子女受教育程度的影響，以子女受教育程度作為因變量，采用父母受教育程度、家庭社會資本及是否在城市居住作為核心自變量。得出這三者對子女受教育程度的關聯性，父母的受教育程度與自己的職業以及收入是有緊密聯系的，從而能夠影響家庭的社會資本、經濟資本與文化資本。這三方面的父母結構能夠對“80后”子女受教育程度產生強烈的影響，良好的受教育水平或者擁有社會資本較多或者居住在城市的父母可以通過子女的受教育程度作為媒介，對子女的職業以及收入造成影響，形成一個新形式的家庭“世襲”，可能會造成社會的板結。個人認為，教育應該是公平的，每個人接受何等程度的教育是應該由自己的努力決定的，而不是通過父母結構的影響。當然父母結構產生的教育不公平引發的社會板結問題是世界各國都存在的，其中的原因是很復雜的。本文希望通過這樣的思考模式使大家能夠正視這一問題的存在，并找出有效的方式緩解教育不公平，盡可能地創造出一個公平競爭的教育環境。

【參考文獻】

[1] 李雅楠.子女教育水平——基于CHNS數據的實證研究[J].南方人口，2012.46-53.

[2] 梁晨，李中清.無聲的革命：北京大家庭收入是否影響學習與蘇州大學社會來源研究（1952-2002）[J]. 中國社會科學，2012.99-118.

[3] 祁翔.父母受教育程度與子女人力資本投資[J].教育學術月刊，2013.73-79.

[4] 文東茅.家庭背景對我國高等教育機會及畢業生就業的影響[J].北大教育評論，2005.59.

[5] 陸學藝.當代中國社會階層研究報告[M].北京：社會科學文獻出版社， 2002.16.

[6] 王偉宜.父母受教育程度與子女人力資本投資[J].教育學術月刊， 2013（9）73-79.

[7] 楊哲.城市居民居住環境與婚姻穩定性關系研究[J].中國名城，2016（10）47-52.

【作者簡介】

卜澤元（1994—）男，漢族，上海人，安徽工業大學公共管理與法學院2016級碩士研究生，研究方向：公共政策分析.