公共教育投入、社會階層與居民幸福感
——來自微觀混合橫截面數據的經驗證據

殷金朋 陳永立 倪志良

一、引 言

“二代”“寒門難出貴子”等已成為近年來社會各界的熱議話題。這背后凸顯的是當前中國教育①在國內外研究中，教育一般指學校教育且多是政府舉辦的公共教育，本文所討論的教育亦指代公共(財政性)教育，文中無特別說明將不再辨析。和社會階層②本文將社會階層(social class/ stratification)界定為靜態和動態兩種形式，其中靜態形式稱之為階層認同(social identification)，動態形式即為社會流動(social mobility)。的橫向機會結構和縱向代際結構的非均衡問題(Khor和Pencavel，2010；邸玉娜，2014；李路路和朱斌，2015)。十九大報告明確提出了，應該優先發展教育事業這一民生“短板”，努力讓每個孩子都能享有公平而有質量的教育，使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續。教育作為潛在的社會分層標準和社會流動的重要動力機制，通過高薪工作的獲得、優質社會資源的占有和社會地位的改善等，肩負著個體追求幸福的終極任務。而合理的社會階層及流動可以改善社會地位和資源配置，并且最大可能地激發個體的積極性和創造力，從而促進社會的和諧發展和居民幸福感的有效提升(Wu和Treiman，2004；戴海東和易招娣，2012)。

然而，2002—2011年中國公共教育投入絕對規模占GDP的比重一直徘徊在2%～3%的區間內，2012年剛達到4.09%，這距離1993年“在2000年實現國家財政教育經費占GDP比重為4%”的承諾已經過去了近20年。即便某些年份實現了該目標也較難維持，2014年該指標便下降到了 3.58%。同時，地方和校際間的投入差異也在不斷擴大(趙力濤和李玲，2015；何立華和成艾華，2016)，支出結構不盡如人意，中小學教育經費投入相對較少，高等教育則偏高，而這對于教育投入更為敏感的低收入家庭極為不利，基礎教育作為實現教育公平和社會流動的重要力量無形中被削弱(Rajkumar和Swaroop，2008；趙力濤，2009；Yuan和Zhang，2015)。以上因素一方面弱化了公共教育投入對居民幸福感的直接提升作用，另一方面阻礙了教育投入通過促進合理社會流動而提升居民幸福感的間接路徑。簡言之，我國的公共教育投入可能并未有效地促成合理的社會流動，反而成為了社會階層不均等的再生產機制，進而損害居民幸福感。

鑒于此，本文聚焦于公共教育投入的非物質性回報，基于2010—2015年中國綜合社會調查(Chinese General Social Survey，CGSS)和2014年中國勞動力動態調查(China Labor-force Dynamics Survey，CLDS)構造的混合橫截面數據，實證分析公共教育投入對社會階層與居民幸福感的影響，并探討社會階層的中介效應。本文對以往研究的增益可能在于：第一，引入布爾迪厄的場域理論，建構合理自洽的整體性邏輯分析框架，將公共教育投入、社會階層與居民幸福感放置在教育場域中統一討論，彌補既有文獻分條塊獨立討論的不足。第二，為甄別教育投入結構的不同效應，將公共教育投入細化為學前教育、義務教育、普通高中教育、職業教育和大學教育；為避免階層地位認同偏差問題，社會階層同時采用客觀與主觀自評指標。第三，考慮到潛變量的非連續性和模型內生性問題，采用雙變量有序 Probit模型構建一致性計量框架并提供無偏估計，嘗試為現實問題提供解釋和參考建議。為此，本文的結構安排如下：第二部分是理論分析與文獻綜述，第三部分為模型選擇與構建，第四部分為數據來源說明、變量選擇及其描述性統計，第五部分為實證結果與分析，最后是簡要結論與政策啟示。

二、理論分析與文獻綜述

（一）理論分析：教育場域認知圖式

本文引入皮埃爾·布爾迪厄教育社會學中的場域理論，建構具有相對自主性的教育場域認知圖式，以揭示“公共教育投入—社會階層—居民幸福感”的有機關聯及內在機制。該理論由場域、慣習和資本等要素構成。教育與場域結合而生成教育場域(fields of education)，本質上是關系性的范疇(劉生全，2009)。一方面包含教育構成要素(教育者、受教育者與管理者等)之間客觀存在的網絡關系構型，另一方面蘊涵著以知識的生產、傳播和繼承為附著介質的行動者之間的主觀與客觀的互動關系空間。教育場域建構置身性主體的慣習。慣習(habitus)是社會化了的客觀性，是根植并建構于教育體制和社會環境的實踐理性的個人化過程，是社會結構的歷史積淀(Bourdieu，1987)。而居民幸福感是行動者結合經驗和實踐對客觀世界的感知、體驗和評估，包含情緒、認知和行為三個層次(倪志良，2017)，并非一種孤立狀態下的感知和評價，而是一種可持續的、開放式的情感認知系統。因此居民幸福感本質上是一種慣習，形塑了行動者的行動模式及外在現實約束。教育場域中的居民幸福感客觀上來自自身與教育系統的互動實踐，包括與教育主體的教學與管理互動、知識技能的人力資本積累等具體行為；主觀上形成于對教育體制、物質追求、目標認同感和自我實現的意義感等認知和評價之中。

幸福感的這種認知與評估圖式如何關聯于公共教育投入的客觀結構呢？我們認為主要依賴于文化資本。文化資本(cultural capital)作為人類文化積累的勞動成果構成一種資源和力量，影響社會物理結構并標識行動者的性情傾向(陳治國，2011；Bourdieu和 Passeron，1990)。本文認為國家或政府作為純粹的權益性外部實體，與其他競相交織的場域力量，為教育場域的居民提供各類結構形式的教育，而不再構成教育場域的行動者機構。因此，文化資本構成了政府的強制性力量和行動者的資源獲取工具。這也界定了本文的研究對象是由國家或政府舉辦的公共教育，文化資本則指能夠提供合法學歷證書的制度化的形式①Bourdieu(1977)將文化資本細化為具體化或身體化的形式(如受教育時間、家庭教育積累等)，客觀化的形式(如教材、詞典、圖片及器具等)和制度的形式(如資格認證和學歷證明等)。。不同類型的教育結構及其規模分布對應不同的權力資本，從而決定行動者在分配結構中占據的實際或潛在收益權和空間位置。將其內在運行邏輯顯性化，可發現公共教育投入—社會階層—居民幸福感的關聯路徑有二：第一，公共教育系統通過傳遞合法知識和溝通形式等模式加以確立和發展，作為整個一代人的思想慣習加以揚棄(蕭俊明，1996；Bourdieu，1977)，并與行動者日常生活緊密結合，作為一種后天習得的能力，提供其物質生存(如獲取人力資本和經濟收益)、消費方式、藝術審美和智識生活的能力，從而獲得身心的愉悅和幸福感(Bourdieu，1979)。第二，通過形塑社會空間位置的間接路徑實現居民幸福感的改變。擁有更多文化資本的居民，其社會階層越高，慣習也將隨著社會空間的移動而發生變化，且同一階層的群體慣習具有結構上的親和性(Bourdieu等，1990；Sullivan，2002)。具體的公共教育投入—社會階層—居民幸福感的場域認知圖式如圖1所示。

圖1 教育場域中公共教育投入—社會階層—居民幸福感的內在運行機制

（二）文獻綜述

就本文主題詞而言，既有文獻往往集中于兩兩變量之間的關系探討。第一，公共教育投入與社會流動的關系研究。多數學者認為公共教育投入通過分擔家庭教育負擔和積累人力資本等促進了代際流動(Samuel和 Lucas，2001；Andersen和 Werfhorst，2010；周波和蘇佳，2012；徐俊武和易祥瑞，2014；李力行和周廣肅，2014)。但Hai(2013)發現教育擴張不利于人力資本的積累，并導致了更為嚴重的代際階層固化。周興和張鵬(2014)指出各級教育對農村代際職業向上流動的作用下降，對城鎮家庭的代際職業流動具有持續的正向影響。第二，社會階層與居民幸福感的關系研究。無論是基于跨國樣本的分析(Mizobuchi，2017；Helliwell等，2018)，還是某一國家或地區的具體分析(Di Tella等，2007；Barger和 Donoho，2009)均表明，社會階層認同及其正向流動對居民幸福感存在顯著的正向影響；而且農村居民社會階層變化的幸福效應較城鎮居民更為敏感(閏丙金，2012)，子代相對于父代職業地位下降的敏感度更高(魯元平和張克中，2014)，自評階層認同的變化及其預期對幸福感有著顯著的提升作用(Fischer，2009)。第三，公共教育投入與居民幸福感的關系研究。國內外已有大量文獻涉及教育與居民幸福感的經驗研究，但往往用受教育年限衡量并作為個體人口學與社會學的控制變量出現(Dolan等，2008；Ferreira等，2013；黃嘉文，2013；Case和Deaton，2015)，而專門將公共教育投入視為核心解釋變量的研究較為匱乏。陳前恒等(2011)發現公共基礎教育可及性的弱化將通過直接輟學、教育負擔增加、學生心理危機等路徑降低農民幸福感。姚艷燕等(2015)認為公共教育投入雖然與城鎮居民幸福感呈現正向關系，但統計上并不顯著。總之，現有研究側重于經驗性分析，缺乏理論詮釋和模型構建，且鮮有研究將三者放置在統一的框架內分析，大多是分條塊地獨立討論，可能割裂了關鍵變量的中介效應。因此，本文嘗試在構建教育場域理論的啟發性框架下，利用合適的計量模型進行經驗分析。

三、模型選擇與構建

雖然場域理論提供了一個良好的關聯分析框架，但未明確理論與經驗研究之間的結合點及研究路徑。居民幸福感研究中經常采用 OLS和 Ordered Probit等方法，但沒有充分考慮自變量與因變量間的雙向因果關系以及遺漏變量問題。為避免上述問題誘發的內生性問題，學者一般采用工具變量法。然而，當自變量和因變量均涉及離散數據類型時，標準工具變量技術經常失效并需要更為復雜的分析技術。基于FLML算法(fullinformation maximum algorithm)的雙變量有序 Probit模型(bivariate ordered-probit models，Bioprobit)能夠有效克服內生性，得到無偏且有效率的估計(Sajaia，2008)。

借鑒Sajaia(2008)與Buscha和Conte(2014)關于Bioprobit模型的設定，本文將涉及到的社會階層(social stratification)和居民幸福感(happiness)兩個潛變量分別定義為進而得到雙變量有序Probit方程：

上式中，xki為解釋變量的向量集合，βk為待估計參數；γi表示社會階層對居民幸福感的影響系數，且滿足，這保證了個體選擇的異質性特征；εki為誤差項，并滿足此外，解釋變量應滿足外生性假設，即E(xkiεki)=0。

潛變量在實際處理過程中需要可觀測到的結果來表征，結合 CGSS問卷中相應問題及選項的設置，上述變量分別定義如下：

那么，Strmoi=m且 Happii=n發生的概率為：

假設εki服從二元標準正態累積分布，可進一步得到如下的概率形式：

對式(4)取對數后可得對數似然函數：

需要注意的是，如果 x1i=x2i，方程式(1)是無法識別的，此時需要尋找與 Strmoi相關但獨立于ε1i，而且對Happii無直接影響的外生變量。考慮到工具變量對數據較強的依賴性，我們以被調查者所在省份 2006年度的自評社會地位的均值②本文未選取時間更為靠前的CGSS2003和CGSS2005，原因在于兩次調查未披露受訪者出生月的信息。作為工具變量。顯然，由于社會階層認同及其流動維續和延存的慣性，居民無論是在客觀努力還是主觀評判上，對于自身所處社會階層都會受到以往階層的影響；但由于知識信息和時空感的有限認知，2006年省級層面的均值不會對 2010年度以來的居民幸福感產生直接影響，即符合相關性和外生性的要求③在技術層面，我們采用羅煜等(2016)的做法，利用 2SLS進行了相關性和外生性檢驗。首先，采用工具變量對各樣本的階層認同和社會流動進行回歸，各樣本的估計結果顯著且一階段估計的 F統計值均大于 10，這表明該工具變量滿足相關性條件；其次，再加入階層認同和社會流動變量之后對居民幸福感回歸，此時工具變量不再顯著，即新加入變量的影響覆蓋了工具變量的影響，滿足了外部性條件。。本文的經驗分析在上述模型的基礎上，參照Sajaia(2008)開發的應用程序，采用Stata12.0對相關參數進行估計。

四、數據來源、變量選擇及其描述性統計

（一）數據來源

本文所使用的微觀數據主要來自中國綜合社會調查(CGSS)④本文數據得到了中國綜合社會調查(CGSS)項目組的支持，特此致謝。。該項目始于 2003年，至2015年共開展了10期。根據研究需要，我們將2010—2015年度的數據組合為混合橫截面數據，擴大樣本容量以期得到穩健可靠的經驗結果。為了更好地刻畫公共教育投入對社會階層和居民幸福感的影響，我們對被調查者的樣本進入門檻進行了設定，設定準則是《中華人民共和國義務教育法》正式實施之后，即1986年7月1日之后出生的居民。按照門檻篩選，剔除“無法回答”“拒絕回答”“不適用缺失值”等信息后，最終得到基準回歸的有效樣本為中國大陸 31個省、直轄市和自治區的 2589條信息(Panel A)。為捕捉不同層次公共教育投入的影響效應并保證結論穩健性，在實證部分同時使用了 CGSS2013的教育模塊數據，在未設置進入門檻的基礎上剔除無效數據，共得到除海南、西藏和新疆等省份之外的 5442個樣本(Panel B)。此外，在穩健性分析中為進一步擴充樣本容量，在Panel A基礎上加入CLDS2014①該部分數據來自中山大學社會科學調查中心開展的“中國勞動力動態調查”(CLDS)。本文的觀點和內容由作者自負。如需了解有關此數據的更多信息，請登錄http：//css.sysu.edu.cn。追蹤及新增調查數據，同樣剔除處理后得到的樣本總量為7151個(Panel C)。

（二）變量選擇及其描述性統計

1. 居民幸福感(h)。采用自陳主觀幸福感作為代理變量。雖然主觀幸福感只是效用函數的一部分，并不完全等同于效用，但幸福感的上升的確為個人帶來了很高的邊際效用(Glaeser等，2014)，且自陳主觀偏好是一種更為嚴格的偏好顯示機制(Frey，2013)。依據教育場域分析亦可知，居民幸福感實質上是社會化了的客觀性。因此，自陳主觀幸福感能夠反映居民身心一致的實際生活感知，可視為客觀科學的綜合性量化指標(Kahneman和Krueger，2006)。在 CGSS2010—2015和 CLDS2014問卷中對應的問題為“總的來說，您覺得您的生活(過得)是否幸福？”，選項為“非常/完全/很不幸福(＝1)、比較不幸福(＝2)、說不上幸福不幸福/居于幸福與不幸福之間/一般(＝3)、比較幸福(＝4)、非常/完全幸福(＝5)”。各樣本中居民幸福感的分布情況如表1所示。

2. 公共教育投入(puedu)。嚴格來說，研究所使用的公共教育投入數據應該是與微觀個體相對應的、確切的分配數額，但教育作為一種準公共產品，具體分配到每一位居民身上的數量和質量很難判斷，居民對于自身所受到的同等教育投入水平的偏好、認知和評價等也不盡相同。因此，在綜合考慮財政性生均教育經費可得性以及口徑匹配問題的基礎上，本文采用問卷主觀評價(即公共教育滿意度)為主、生均公共財政預算教育經費支出為輔的分析策略。

比對問卷可知，CGSS2010—2015設置的相關問題并不一致，CGSS2013和CGSS2015對公共教育總體滿意度(puedu)進行了直接調查，對應問題為“綜合考慮各個方面，您對于公共教育服務的總體滿意度”；但CGSS2012、2011、2010未直接涉及該問題，本文分別利用三套問卷中的“您認為本縣/市政府對文化事業單位建設及固定資產的投入怎樣？”(缺失項利用“您對下面這些人的信任程度如何？——老師”來插補)、“總的來說，您對以下方面有多大的信心?——中國的教育”“信任程度——學校及教育系統”來替代①盡管這樣的變量替代方法不盡如人意，但也是較好的權宜之策。在實證環節各部分采用不同的數據樣本也是為了緩解變量替代帶來的可能的穩健性問題。CGSS2010—2015混合樣本和CGSS2013年中關于公共教育投入滿意度的分布結構近似，且后文的實證結論也是穩健的，這都證實了這種變量替代是可行和可信的。。為保證變量取值的一致性，本文對CGSS2013和2015年的百分制答案進行了轉換處理：[90～100]＝5，[80～89]＝4，[70～79]＝3，[60～69]＝2，[0～59]＝1。

表1 居民幸福感的分布情況(單位：個、%)

進一步地，為識別和優化公共教育投入結構，結合CGSS問卷特點，本文將教育投入劃分為學前教育(puedupre)、義務教育(小學和初中，pueducom)、高中教育(普通高中，puedusecd)、職業教育(職業高中、技校、中專，pueduoccu)和高等教育(大學專科、大學本科、研究生及以上，puedugradu)5個層次。為保證結論的穩健性并捕捉不同層次公共教育投入的影響效應，對應部分采用了更為貼切的 CGSS2013教育模塊。需要指出的是，CGSS2013并未直接調查居民對高等教育的滿意度，本文以受訪者教育年限作為權重加總生均公共財政預算教育經費支出，來反映公共財政高等教育投入水平②根據“您目前的最高教育程度”判斷受訪者所屬的生均經費層次及其金額。如果是嵌套性質的(如最高教育為大學，就嵌套了義務教育、高中教育等階段教育)，則以教育層次對應的受教育年限為權重進行加總。這里非常感謝審稿專家提出的具有啟發性的意見。。在穩健性分析中則采用 2009—2014年間各省各層次生均公共財政預算教育經費支出。數據主要來自《中國教育經費統計年鑒》《全國教育經費執行情況統計公告》等。

3. 社會階層認同與社會流動。為避免階層地位認同偏差問題③仇立平和韓鈺(2014)與范曉光和陳云松(2015)在研究中發現，個體客觀階層地位與主觀階層地位認知上存在不一致，并將這種現象定義為階層地位認同偏差或偏移。，本文同時采用了客觀和主觀指標。具體的參考標準和界定如下：

(1) 客觀指標。遵循職業階層劃分的傳統思路，客觀指標選取被調查者當前職業類型及其變化來識別階層認同(sc_va_in)和代際流動(scm_va)。依據 CGSS和 CLDS問卷設置，本文將階層認同和社會流動的定義規則設置如下：第一階層主要有國家機關、黨群組織、企業、事業單位負責人(中高層管理人員/負責人)，私營業主，(高級)專業人員和技術人員及軍人；第二階層包含個體工商戶，一般辦公室人員，辦事人員和有關人員；第三階層主要有商業、服務業人員，生產、運輸設備操作人員及有關人員(體力工人)，農、林、牧、漁、水利業生產人員，非正式就業類型(保姆、醫院看護)，無職業者分類及不清楚和不適用。其中父親和母親的職業階層取其高者作為父代階層。參照邵宜航和張朝陽(2016)的簡易做法，通過比較被調查者和父代職業地位的大小得到代際職業流動。若子代大于父代(＝1)，則表示子代向上流動；若小于父代(＝-1)，則表示子代向下流動；若兩者相同(＝0)，則表示子代與父代階層未發生變化。

(2) 主觀指標。主觀社會階層根基于客觀測量，且與個體的心理認知機能更為一致，能夠較為準確地體現出其所處的社會階層，并且自評社會階層地位及其流動量表的問卷信度較高(胡小勇等，2014)。根據問卷特點，選取了當前自評等級(sc_sub_in)和預期自評等級(sc_exp_in)兩個指標，問題分別設置為“您認為您自己目前在哪個等級上”和“您認為您 10年后將會在哪個等級上”；主觀評價的社會階層流動(scm_sub)問題及答案設置為“與三年(或五年)前相比，您的社會經濟地位發生了什么變化”“上升了(＝1)、差不多(＝0)、下降了(＝-1)”。社會階層的靜態分布與動態流動情況如表2所示。

表2 社會階層的靜態分布與動態流動情況 (單位：%)

4. 控制變量。現有研究已經證實了性別(gender)、年齡(age)、民族(ethnic)、戶籍(hukou)、婚姻狀況(marriage)、教育水平(indi educ / parent educ)、政治面貌(party)、宗教信仰(religion)及自評健康狀況(health)等個體人口學和社會學特征對幸福感和社會階層產生了實質性影響(Frey和 Stutzer，2000；Afridi等，2015)。本文遵循傳統思路定義以上控制變量。絕對收入(abincome)和相對收入(reincome)在居民幸福感和社會階層中起著重要作用(官皓，2010)，本文以問卷中“您的家庭經濟狀況在所在地屬于哪一檔”衡量相對收入；考慮到樣本所處年齡段的人力和物質資本積累特征，以“您家去年全年家庭總收入”除以家庭規模來衡量。此外，財政分權(fd)和城鎮化水平(urban)等宏觀變量也將影響公共教育投入水平、居民幸福感和社會階層的變動。本文使用省人均公共預算支出占全國人均公共財政預算支出的比重衡量財政分權，以城鎮人口占年末總人口數的比重衡量城鎮化水平。宏觀數據來源于歷年《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》，并進行自然對數轉換以排除異方差問題。為避免異常值的干擾，本文對連續變量在1%和99%的分位上進行了Winsorize處理①限于篇幅，各樣本變量的描述性統計未列示，如有需要可向作者索要。。

五、實證結果與解析

（一）基準回歸：公共教育總體投入對社會階層和居民幸福感的影響

表3報告了以公共教育總體投入為自變量的雙變量有序 Probit-twostep估計結果，其中模型(1)～模型(3)是以階層認同為同梯次潛變量的方程，模型(4)～模型(5)包含了客觀和主觀社會流動變量。各方程中的輔助參數ρ(athrho)和 Wald chi2均在90%的置信水平下顯著，表明模型設置中所選擇的工具變量是有效的。參數γ(gamma)均在 95%的置信水平下顯著，表明社會階層與居民幸福感發生了關聯關系，即在教育場域中社會階層在一定程度上影響著居民幸福感的變化。以上參數均表明本文所構建的理論模型和計量模型是合理可信的。

模型(1)～模型(5)中，公共教育總體投入對居民幸福感的影響系數均在 95%的置信水平下顯著為正且系數值相近，表明當前的公共教育總體投入水平有利于居民幸福感的穩步提升。但教育總體投入對主客觀階層認同和社會流動的影響系數并不一致。首先，總體投入對主客觀階層認同的影響均在 90%的置信水平下顯著為負，且對主觀階層認同的影響力略強一些。這說明當前的公共教育總體投入弱化了居民的階層認同，并在一定程度上強化了階層認知下移的傾向。其次，客觀社會流動的系數在 95%的置信水平下顯著為負，而主觀社會流動的系數雖不顯著但為正值。該反向影響與該部分所使用數據的結構分布有關。由表2可知，Panel A中主觀向上流動的樣本較之于客觀樣本高出了 11.2%，而向下流動的樣本減少了 6.45%。顯然，正負“合力值”為17.65%的樣本變化導致了該結果。從橫向來看，這些樣本中城鎮居民占到了 37.82%，說明該群體的韌性更強，反之，農村居民對公共教育總體投入促進社會階層向上流動的敏感度更高②基于LSDV方法，利用公共教育總體投入與戶口的交乘項對客觀社會流動進行估計，得到的系數值為-0.0756(標準誤=0.0201)。結合樣本 57%是農民的統計特征，可說明公共教育總體投入情況不利于農民向上流動的事實。。從縱向來看，社會流動樣本的主觀變化并未帶來主客觀階層認同的向上協同作用，這與范曉光和陳云松(2015)的相關結論不同。基于 LSDV方法，利用教育總體投入與主觀社會流動的交乘項對主客觀階層認同分別進行回歸分析，得到的系數值分別為-0.1055(標準誤＝0.0115)和-0.0317(標準誤＝0.0042)。該結果證實了該樣本并未出現社會階層靜態結構與動態流動之間的協同效應，反而進一步印證了我國當前公共教育總體投入拉低了階層定位。

就控制變量而言，各方程估計系數的顯著性及其符號基本一致，并與大多數相關研究的結論近似。其中，與其他研究不同的是，年齡與幸福感并未表現出倒U型關系，而是在 99%的置信水平下顯著為負，這與該樣本的門檻設置有關。一般而言，17～31歲的個體正處于人力資本積累期或事業起步期，情緒和行為處于不斷適應和調整階段，成長過程中的生活和工作壓力導致了幸福感下降。年齡與社會階層表現出來的倒U型關系則進一步驗證了該結論，通過五個方程簡單計算得到拐點處于[32.84，45.10]歲。顯然，個體需要一定的時間積累和學習來提高社會階層和幸福感，兩者將隨著知識儲備和閱歷的豐富而上升。

表3 基于Bioprobit的公共教育總體投入、社會階層與居民幸福感的估計結果

續表3

續表3

（二）各層次公共教育投入的影響效應與社會階層的中介效應

該部分利用 CGSS2013的教育模塊數據估計各層次公共教育投入的影響效應以及社會階層中介效應。為保證樣本容量，該部分未設置樣本進入門檻。CGSS2013涉及的問題及選項賦值為：“您對我國目前公共教育服務的各個方面的滿意程度——學前教育、九年義務教育、普通高中階段教育、職業教育” “非常滿意＝5，比較滿意＝4，說不清滿意不滿意＝3，不太滿意＝2，非常不滿意＝1”“您覺得目前公共教育服務資源在我國不同地區間的分配是否均衡” “非常均衡＝5，比較均衡＝4，一般＝3，不太均衡＝2，非常不均衡＝1”。

1. 各層次公共教育投入對社會階層和居民幸福感的影響

表4匯報了包含主客觀階層認同和社會流動的雙變量有序 Probit-twostep結果。各方程的輔助參數ρ(athrho)均在90%的置信水平下顯著，表明工具變量的選取是有效的，因此估計結果是可靠的。其中，公共教育總體投入對居民幸福感和主客觀階層認同的影響方向與表3相同，但對主客觀社會流動的影響正好與表3相反。通過表2中Panel B和Panel A的縱向比較可知，代際向上流動的樣本比例增加了11.71%，向下流動的比例減少了21.95%，綜合社會流動改善的樣本多出了33.66%；而主觀社會階層向上流動的樣本減少了3.75%，向下減少了12.94%，綜合社會流動改善的樣本僅僅多出了8.74%。即主客觀社會流動的改善導致了符號改變，這恰恰表明了表3所得結論的穩健性。

表4 基于Bioprobit的各層次公共教育投入的影響效應估計結果

各層次公共教育投入對居民幸福感、主客觀階層認同和社會流動影響系數的顯著性和符號一致，且第(2)和第(4)列的輔助參數優于第(1)和(3)列，因此本文以包含主觀階層認同和社會流動的估計結果為基準進行分析。學前教育、義務教育、普通高中教育、職業教育投入和高等教育的公共投入均在 90%的置信水平下顯著為正，對階層認同和社會流動的影響顯著為負，即各層次教育投入顯著提升了居民幸福感但不利于階層認同和社會流動。這主要由各階段教育資金投入規模相對不足和結構不合理所致(鄭楚楚等，2017；孫婧芳，2016；許多多，2017)，尤其是高中教育投入規模近年來不升反降，普通高中教育和職業教育的財政性經費投入占一般財政預算支出的比重分別從2010年的2.07%和1.31%下降到了2014年的1.31%和0.84%，而2006—2016年間全國普通高等學校生均預算內事業費支出年均增長率僅為 0.13%。樣本中高等教育投入與戶籍的交乘項對社會流動的影響在99%的置信水平下顯著為負(系數值＝-0.0112，標準誤＝0.0048)，占據樣本 55%的農民顯然是主要的受損者。在一定條件下，權力資本和社會資本可以通過制度化文化資本的途徑實現階層與資本的共同代際轉換(Bourdieu，1997；李梅和馬克·貝磊，2006)，但財政投入增長的落后必然弱化教育擴招的公平機會功能、合理階層流動及代際轉換。

公共教育投入的地區差異對居民幸福感和社會流動的影響在 95%的置信水平下顯著為負，說明地區差異產生了負向隧道效應，即居民以通過觀察或媒體等渠道了解的信息為參照半徑，同時進行同地區間的橫向比較和不同地區間的縱向比較，認為公共教育投入可能僅僅使一部分群體得到了實際利益(Fitzroy等，2014；陳云松和范曉光，2015)，從而產生了與其預期相悖的認知和負面情緒。

2. 社會階層對公共教育投入幸福效應的中介作用

由教育場域理論可知，社會階層是公共教育投入影響居民幸福感的間接路徑。前文各模型中γ(gamma)參數值均在 95%的置信水平下顯著，這表明在教育場域中階層認同和社會流動在一定程度上影響著居民幸福感的變化。但這僅是一種粗略的猜測，社會階層是否確實在這一邏輯鏈條中發揮著作用呢？本文基于溫忠麟等(2004)的三步測試程序法，檢驗了社會階層認同及流動的中介作用。表5匯報了基于 Ordered Probit的估計結果。

第(1)列顯示除高等教育投入外，總體和其他各層次的公共教育投入均在 95%的置信水平下對幸福感產生了正向影響，為中介效應的存在提供了前提。第(2)和第(4)列中系數 b大部分并不顯著，通過 Sobel檢驗發現，客觀社會階層整體上并未表現出顯著的中介效應(p＞0.05)，僅有客觀社會流動起到了遮掩效應(suppressing effect)，直接效應(d)和間接效應(ab)的符號相反(溫忠麟和葉寶娟，2014)，即客觀社會流動遮掩了公共教育總體投入對幸福感的直接正向影響，其遮掩效應是直接效應的 0.06倍。當然該效應較小，因而未能轉變教育投入的正向效應，這也是表4中第(3)列估計系數為正值的部分原因。第(3)和第(5)列顯示，主觀社會階層認同及流動的中介效應顯著，其中階層認同在高等教育投入的幸福效應中起到了完全中介作用，而且該間接效應是直接效應的2.62倍；階層認同和社會流動在地區差異對幸福感的影響過程中也扮演了完全中介的作用；階層認同和社會流動在總體和其他各層次教育投入的幸福效應中均起到了部分中介的作用，中介效應占總效應比重的均值分別為 3.75%(標準誤＝0.9423)和14.68%(標準誤＝1.5619)。

表5 基于Ordered Probit的社會階層認同和社會流動的中介效應檢驗結果

續表5

（三）穩健性分析

為避免微觀數據的同源性偏差，該部分使用各層次生均公共財政預算教育經費支出的滯后一期替換教育投入滿意度來衡量公共教育投入。其中人均公共財政預算教育經費支出以該省份的公共財政預算教育經費支出除以該地區年末人口數得到，公共教育支出的地區差異則通過泰爾指數計算。在此基礎上匹配CGSS2010—2015和CLDS2014組成的非同源混合橫截面數據，以進行穩健性分析。

表6報告了穩健性回歸的估計結果。第(1)和第(3)列是包含階層認同的估計方程，第(2)和第(4)列是包含社會流動的估計方程。除第(4)列以外，其他模型的輔助參數均在 95%的置信水平下顯著，說明選取的工具變量依然有效，估計結果是無偏和可靠的。總體來看，各方程中人均教育經費支出和各層次生均經費支出對居民幸福感均具有顯著的正向提升作用，而公共教育經費支出對階層認同和社會流動均是負向影響，且對階層認同的影響更為顯著。控制變量對幸福感的影響系數的符號與前文的研究基本一致。以上表明前文所得結論是非常穩健的。

表6 穩健性回歸結果

六、簡要結論與啟示

本文研究了公共教育投入對居民幸福感和社會階層的影響以及社會階層的中介效應。教育場域理論為三者的關聯分析提供了啟發性的邏輯分析框架，而實證分析進一步揭示了教育場域關鍵要素間的影響路徑。研究發現：(1)公共教育總體投入和各層次教育投入均對居民幸福感產生了顯著的提升作用。(2)不論是從主觀層面還是客觀指標來看，公共教育投入均不利于階層認同和代際流動，并且中下階層居民對公共教育投入的階層向上流動效應更為敏感。這表明公共教育并未有效緩解現實中存在的“二代”“寒門難出貴子”等階層固化現象，顯然這在一定程度上也將弱化公共教育投入的幸福效應。(3)隨后的中介效應檢驗進一步表明了，社會階層在公共教育投入提升幸福感的鏈條中起到了中介作用，尤其是社會階層的主觀指標。其中，主觀階層認同在高等教育投入的幸福效應中扮演了完全中介的角色，且產生的間接效應是直接效應的3倍；階層認同和代際流動在其他層次的教育投入中起到了部分中介的作用，產生的間接效應占到總效應的平均比重分別為 3.75%和 14.68%。(4)公共教育投入的地區差異伴生了負向隧道效應，對居民幸福感、階層認同和代際流動均產生了負向影響。

因此，我們得到如下政策啟示：首先，學前教育應堅持以政府為主導，引導社會資本參與，建立嚴格完善的準入機制，保證財政性教育投入的逐年增加，并有意識地向農村及偏遠地區傾斜；而義務教育投入需要更多地關注校際與地區間的均衡性和農民工子女入學問題。其次，政府應繼續加大公共教育投入規模，在合理配置各層次教育資源的同時，尤其保證高中教育經費支出較快的穩定增長。其中中等職業教育公共投入不可盲目發展，應以社會實際需求為導向來優化財政相關投入方向，促進教育與職業階層獲得的良性互動，有效提升社會階層流動和居民幸福感。再次，在本科教育大眾化的過程中，單純依靠規模的擴張并不能實現人力資本的有效積累，反而加劇了教育不平等和就業壓力等問題。政府應該在保持投入增長速度的基礎上優化高等教育支出結構，有意識地向農村居民傾斜，減少其費用負擔，并加快產業結構轉型與升級，為畢業生提供優質的就業崗位和更多的職業選擇，使其有更多的機會進入更高社會階層，以實現促進合理社會流動和提升居民幸福感的雙贏。