“階層跨越”還是“階層固化”
——基于代際間經濟、教育、社會地位流動的微觀測度與比較分析

郝曉婧

(中國財政科學研究院，北京 100142)

一、引言

改革開放四十余年來，我國經濟社會取得了長足發展，當前社會主要矛盾已經轉變為人民日益增長的美好生活需要同不平衡不充分的發展之間的矛盾。其中，不平衡不充分發展的一個突出問題體現在收入差距依然較大。事實上，社會公平問題不僅體現于此，更重要的是，這一收入分配不公很可能隨著代際進行傳遞，久而久之，階層間的流動便會減弱。代際階層流動(以下也簡稱“代際流動”)反映了社會的流動和變遷，對于維系社會公平具有重大意義，尤其是當前收入分配差距依然較大的情況下，若代際流動較弱，則意味著這一收入不平等現象可能會隨著代際進行傳遞，進一步加劇社會不公，形成“階層固化”。若代際流動較高，則處于社會底層群體的后代有更多機會向上流動，從長期看，有助于減弱收入分配差距帶來的負面影響，產生“階層跨越”。

然而近年來，社會上頻頻出現一些“富二代”“窮二代”“官二代”“拼爹”現象，“鯉魚躍龍門”“寒門出貴子”難再現，由此激發的矛盾不斷，日漸成為社會公眾關注的焦點。當前，我國已順利實現第一個百年目標，站在新的歷史起點上，“扎實推進共同富裕”成為我們下一個階段的奮斗目標，而其核心正是社會公平。

只有認清發展狀況，才能找出痛點、對癥下藥，當前我國的社會公平程度究竟如何？是趨于“階層跨越”還是“階層固化”？必須切實了解現狀，才能有的放矢，更好推動改革，推進共同富裕。已有諸多文獻和指標在同一時間截面上衡量我國的社會公平程度，本文擬從階層流動的視角進行縱向剖析，基于經濟地位、教育背景、社會地位三個維度探討代際階層流動及其變動趨勢。

二、文獻綜述

代際階層流動，最初屬于社會學的研究范疇。1979年，Becker & Tomes首次建立了關于收入分配和代際流動的理論模型，開創了經濟學領域對代際流動研究的先河。[1]根據Becker & Tomes代際收入流動性是用于衡量子代收入在多大程度上受父代收入的影響，這一影響通常可使用代際收入彈性系數(IGE)來度量。要想獲得IGE的無偏估計，需要使用兩代人的終身收入，但這一數據難以從現實中的統計數據或調查數據中直接獲得。為此，隨著計量方法的不斷優化，學者們嘗試了多種方法對其進行改進，如使用多年度收入數據的平均值代替終身收入，加入兩代人年齡及年齡的平方項，使用工具變量，使用非線性回歸模型進行估計。[2-8]

關于我國代際收入流動性的測算最早始于王海港的研究，他首次使用城鎮家庭微觀調查資料，測算了1988年和1995年我國的代際收入流動性，結果表明，兩年的代際收入彈性分別為0.384和0.424，意味著我國代際收入流動性在降低。[9]郭叢斌、閔維方使用《中國城鎮居民教育與就業情況調查》數據測算了我國2004年代際收入彈性系數為0.320。[10]蘇宇楠、許發明為考慮數據的分層嵌套特點，使用分層線性結構模型測算了父親與子女之間的代際收入彈性為0.266。[11]李小勝使用《中國社會綜合調查開放數據庫》 (CGSS)測算得到居民代際收入彈性系數為0.309。[12]陳琳、袁志剛分析了1988～2005年中國居民代際收入流動性的變動趨勢，結果表明代際收入彈性呈現大幅下降而后趨于穩定的態勢。[13]

在代際收入流動的基礎上，眾多學者也從其他層面探討了代際間的階層流動，其中最具代表性的有兩種：一是以教育為代表的人力資本，一方面，父代可以通過影響子代的人力資本投資，進而影響子代；另一方面，父代可以通過自身的受教育程度影響子代。一般而言，受教育程度越高的父代越重視對子代的教育。[1，14-18]二是以職業、政治資本、社會關系網絡為代表的社會資本，一方面，父代可以通過職業的代際傳遞影響子代；另一方面，父代可以通過自身擁有的社會關系網絡，為子代尋求和創造更好的就業機會。[19-24]

綜上，既有文獻多數從收入、教育、職業等單一要素考察代際間的階層流動，關于三者之間的變動趨勢及比較分析較少。鑒于此，本文將經濟地位、教育背景、社會地位同時納入代際階層流動的分析框架，從微觀視角進行測度，不僅回答基于三者的代際間階層究竟是趨于“跨越”還是“固化”，并且期望從三者的變動趨勢和比較分析中得到部分政策啟示，為推進共同富裕下的公共政策提供部分支撐。

三、研究設計

(一)模型設定

沿用傳統研究的一般做法，參考Becker & Tomes等經典文獻[1]，本文使用父代社會階層對子代社會階層的回歸系數來體現社會代際流動性，如式(1)所示：

(二)變量定義

為全面衡量兩代人所處的社會階層，本文擬從經濟地位、教育背景、社會地位三個角度切入分析。這主要基于以下三方面的考慮：第一，經濟地位往往是一個人所處社會階層的最直接體現，經濟地位越高，所處社會階層越高；第二，受教育水平是決定一個人收入水平、社會地位的關鍵要素；第三，社會學研究領域認為，社會階層與一個人的職業緊密相關，本文同樣也借鑒了這一觀點。

1.基于經濟地位的代際流動。本文使用父代收入對數值對子代收入對數值的回歸系數來衡量基于經濟地位的代際流動性，如式(2)所示：

2.基于教育背景的代際流動。使用父代受教育年限對子代受教育年限的回歸系數來體現基于教育背景的代際流動性，具體回歸模型為：

3.基于社會地位的代際流動。使用父代社會地位對子代社會地位的回歸系數來體現基于社會地位的代際流動，具體回歸模型為：

(三)數據與描述性統計

1.數據來源

本文數據來源于1988年、1995年、1999年、2002年、2007年和2013年中國家庭收入調查(CHIPS)，主要基于以下三方面的考慮：第一，樣本覆蓋范圍廣。CHIPS樣本或是覆蓋全國絕大部分省份，如1988年覆蓋了28個；或是調查地區具有代表性，涉及東部沿海地區、內陸地區、西部地區、直轄市等。第二，覆蓋樣本多。CHIPS每年涵蓋上萬個家庭住戶，涉及家庭成員5～8萬人，并且同時包含了城鎮和農村樣本，自2002年始獨立設置了流動人口樣本。第三，時間跨度長。CHIPS調查始于1988年，至今已歷經了7輪調查，這對本文研究代際流動的變化趨勢提供了有利的數據支撐。

2.數據處理

首先，在樣本匹配方面，本文利用CHIPS數據庫中“家庭代碼”和“與戶主關系”兩個變量進行父子對信息的識別，具體方法為：處于同一家庭代碼下的戶主與子女、非親生子女匹配，父母與戶主匹配，岳父母/公婆與配偶匹配，父母與兄弟姐妹匹配，子女與孫子女匹配。(1)這里“父母”“子女”等都是指與戶主的關系。同時為更精確匹配有效父子對，本文剔除了年齡小于23歲(2)正常個體接受完大學教育是22歲，因此本文將年齡限制到23歲及以上。的子代樣本和年齡大于65歲的父代樣本，這是為規避子代年齡過小、未進入社會參與工作以及父代年齡過大、已離開社會工作行列兩種情況。其次，在經濟地位變量方面，綜合考慮數據的代表性、穩定性和連續性，本文主要使用包括基本工資、補貼、津貼、補助、福利、獎金等在內的個人工資性收入，個別未給出總數的年份(1988年和1995年)由相應分項加總得到。為剔除通脹因素，實際收入由各年度城市、農村居民消費價格(1985年為基期)分別處理得到。再次，在教育背景變量方面，本文使用受正規教育的年數(不包括跳級、留級年數)代表個人受教育年限。最后，在社會地位變量方面，本文使用樣本的職業類型、所處行業、單位性質和政治身份經主成分分析得到。在具體識別上，由于我國仍處于發展階段，社會階層尚未完全定型，代際流動研究對社會地位的劃分都宜粗不宜細[25，26]，因此本文采取了如下識別方法：第一，職業類型使用三分法，劃為精英階層(依靠腦力勞動獲得收入并掌握一定社會資源)、次精英階層(依靠腦力勞動獲得收入或在范圍較小的領域掌握部分社會資源)和大眾階層。第二，所處行業使用五分法。根據國家統計局給出的各行業就業人員平均工資標準，將所涉行業劃為五個梯隊。第三，單位性質使用二分法，分為公職群體和非公職群體。第四，政治身份使用二分法，分為黨員和非黨員。CHIPS 2013相關變量的描述性統計如表1所示。(3)限于文章篇幅，此處僅展示CHIPS 2013主要變量的描述性統計，其余年份略。若感興趣可向作者索取。

表1 CHIPS 2013主要變量的描述性統計

四、實證結果

(一)基本回歸結果

表2匯報了基本回歸結果。各年度回歸中，橫向第3～6、7～10、11～14行分別為基于經濟地位、教育背景、社會地位的代際流動性回歸結果。除前述相關控制變量外，考慮到我國經濟社會發展中客觀存在的城鄉二元結構，所有回歸均加入了城鎮/農村控制變量；考慮到職業、行業對個人收入的影響較大，且不同行業和職業的工資動態變化也不一致，在測算代際收入流動性時，各回歸均控制了子代的職業、行業特征。

表2 基本回歸結果

回歸結果顯示，各年度基于經濟、教育、社會地位的代際流動相關性系數均在1%水平上顯著為正，大小處于0.13～0.34范圍之內，體現出了一定程度的代際傳遞。總體看，相較于其他國家，如美國0.60[3]、英國0.58[50]、巴西0.69[51]，我國代際流動性尚未進入令人警惕的低位。這意味著，當前我國階層固化問題仍不甚嚴峻，階層間依然存在一定幅度的流動，這在很大程度上得益于中國特色社會主義的制度優勢和經濟社會的不斷發展。

(二)進一步分析

1.基于經濟地位的階層流動

根據基本回歸結果，圖1描述了1988～2013年我國代際收入彈性系數。可以看到，我國代際收入彈性呈現先下降后上升的“正U形”態勢，整體仍呈下降態勢。這意味著，從經濟地位看，我國代際流動性在改善，趨于“階層跨越”，但近年來出現“固化”風險。這一現象可能與我國的制度優勢和經濟體制改革相關。一方面，我國是社會主義國家，生產資料全民共有，這在意識層面賦予每個個體以平等的身份，任何人只要有相應的能力，即便是底層人群，其及后代都有可能通過努力獲得向上流動的機會；另一方面，大力發展社會主義市場經濟，經濟發展欣欣向榮，為個體的階層流動創造了更多機會和可能。因此1988年之后，基于經濟地位的代際階層流動不斷加強。而2010年以來，改革逐步步入了深水期和攻堅期，我國面臨經濟轉型升級、產業結構調整等諸多難題，迎來了經濟結構調整的“陣痛期”，相比于過往十數年，改革紅利釋放更為艱難，個體在社會中流動的機會相對較少，因此代際流動性又有所減弱。

圖1 我國代際收入彈性系數 圖2 分高、低收入我國代際收入彈性系數

進一步地，為考察高、低收入群體在階層流動上的異質性，本文根據父代收入以其收入中位數為界，將各年度樣本劃分為高收入組群和低收入組群并進行了回歸，代際收入彈性系數回歸結果如圖2所示。可以看到，各年度高收入組群的代際收入彈性均位于低收入組群之上，二者變化趨勢基本同整體趨勢一致。上述結果意味著，從經濟地位看，我國低收入人群的代際流動性高于高收入人群，更容易實現“階層跨越”。這一結果并不意外，我國經濟發展使得勞動力需求大大增加，大量低收入者的后代獲得了提高自身收入的機會，實現了經濟地位的躍升。而對于處于收入高位的個體而言，改革只是“錦上添花”而非“雪中送炭”，故遵循邊際收益遞減原則，高收入群體的代際流動性也相對較弱。

2.基于教育背景的階層流動

圖3描述了1988～2013年我國代際教育相關性系數。可以看到，我國代際教育彈性呈現逐年上升的態勢。這意味著從教育背景來看，我國代際流動性逐步減弱，趨于“階層固化”，與代際收入流動性的變化趨勢恰好相反。這一現象反映出：基于經濟地位的代際流動性的改善可能更大程度與我國社會經濟發展所創造的客觀條件相關，而與以受教育年限為代表的個人能力與素質的相關性相對較小。

圖3 我國代際教育相關性系數 圖4 分高、低受教育情況我國代際教育相關性系數

更進一步地，本文根據父代受教育年限，以其中位數為界限將各年度樣本劃分為高學歷組群和低學歷組群，并進行了回歸，代際教育彈性回歸結果如圖4所示。可以看到，各年度高學歷組群的代際教育彈性均位于低學歷組群之上，二者的相差幅度由1988年的0.12上升至2013年的0.25。在變化趨勢上，高受教育群體基本與整體趨勢保持一致，低受教育群體則呈現振蕩波動的趨勢。這表明，從教育背景來看，我國低學歷人群的代際流動性要高于高學歷人群，并且二者的流動性差異有加大趨勢，進一步揭示了有趨于階層固化的風險。

上述結果實際上體現了教育對代際流動的兩種作用。傳統的代際流動研究表明，教育對于社會流動性是一把雙刃劍，因為社會底層的后代可以通過教育獲得更多向上流動的渠道，擺脫原有社會地位的影響，但教育也具有明顯的自我實現和階層再生產的特征，因而可能成為加強代際傳遞、固化社會階層的利器。對于高學歷群體，相對思想觀念先進并且占據更多的社會資源，因此更有能力、也更有意愿為其子代進行人力資本投資。與此同時，隨著改革的不斷深化，改革紅利短期內難以釋放，處于高社會階層的群體越來越傾向于通過子女教育來體現其優勢，對于本身受教育程度較高的群體來說更是如此，因此代際教育傳遞性有加強的趨勢。對于低受教育群體，教育則是為其后代提供了一個改變“命運”的機會，通過教育，低受教育群體子代就有可能憑借自己的努力提高自身受教育程度和綜合素質，改善在社會中所處的位置，進而減弱代際傳遞。但需要看到，低受教育群體通常占有較少的社會資源，對子女進行人力資本投資的能力有限，因此上述過程的成敗有賴于教育機會均等的實現程度。20世紀90年代以來，無論是“普九”工程的大力實施，還是高等教育擴招，無論是積極發展高中教育，還是強化學前教育財政供給責任，各級政府都在加大教育支出力度積極為社會提供較為公平的公共教育服務，尤其是21世紀以來，財政教育支出更多偏向農村地區以及中西部困難地區、邊遠地區，這在很大程度上能夠彌補低受教育群體對子代人力資本投資的不足，因此近年來其代際教育流動性有所改善。

3.基于社會地位的階層流動

圖5描述了1988～2013年我國代際社會地位相關性系數。可以看到，同代際教育流動相一致，我國代際社會地位彈性呈現逐年上升的態勢。這意味著，從社會地位來看，我國代際流動性逐步減弱，同樣趨于“階層固化”。這一現象可能有以下兩個解釋：首先，從個體角度來看，我國自古以來就有“子承父業”的傳統，子女在成長過程中會受到父母社會地位的滲透。同時，父母傾向于認為若“子承父業”，則其形成的社會關系網將對子代未來的職業發展有所裨益，因此子代在自身社會地位形成的過程中會自覺或不自覺向其靠近。其次，從社會角度出發，改革開放以后的一系列重大改革推動了整個社會的整體向前，但各社會階層的相對壁壘尚未真正打破，由此帶來的結果可能是從“金字塔”的下幾層整體向上躍升，“差的變好，好的更好”，相對位置難以短時間改變。

圖5 1988～2013年我國代際社會地位相關性系數

(三)異質性分析

1.階層流動的城鄉差異

城鄉二元結構是我國在經濟社會發展中以自然地理空間差異為起點、因戶籍制度、產業結構、政策差異等形成的城鎮、農村發展不對等現象，這一不對等是我國發展中固有的、不可回避的客觀事實，因此本文進一步考察代際階層流動的城鄉差異。回歸結果如表3、圖6所示(4)CHIPS 2007由于未統計樣本的政治身份，且農村樣本的單位性質也缺失，因此2007年代際社會地位流動性回歸結果可能有所偏差。。

表3 分城鎮、農村社會代際流動性基本回歸結果

圖6 1988～2013年分城鎮、農村代際流動相關性系數(從左到右依次為收入、教育、社會地位)

基于經濟地位的代際流動方面，城鎮代際收入彈性呈現波動中上升態勢(1988年、2013年分別為0.31、0.38)，農村總體保持下降態勢(1988年、2013年分別為0.43、0.25)。2002年之前農村代際收入彈性大于城鎮，而在2002年城鎮反超農村。上述結果表明，從經濟地位來看，城鎮代際流動總體減弱，趨于“階層固化”；農村代際階層流動總體改善，趨于“階層跨越”，但近年來也出現“固化”風險。這一現象可能與改革的漸進性相關。我國一系列改革大多采取先城鎮后農村，城市帶動農村發展的模式，故改革紅利可能最先惠及城鎮地區，城鎮個體的子代先有更多機會改善自身收入水平，代際流動性加強。而后，隨著城鎮化和農村勞動力大規模轉移，改革紅利逐步擴大到農村地區，農村代際收入流動性也得以改善。

基于教育背景、社會地位的代際流動方面，不論城鎮還是農村，總體代際流動相關性系數均呈現上升的態勢，且城鎮高于農村。這一結果表明，從教育背景和社會地位來看，城鎮和農村代際流動在減弱，均趨于“階層固化”，但總體農村的流動性要高于城鎮。

2.階層流動的代群差異

考慮到不同出生年代的子代可能會因社會客觀環境差異而形成“代群效應”，本文進一步考察代際階層流動的代群差異。回歸結果如表4所示，(1)～(4)分別使用出生于1940～1959年、1960～1969年、1970～1979年、1980～1990年的子代樣本與其相匹配的父代樣本進行回歸。結果顯示，不同出生年代的代際收入、教育、社會地位相關性系數都在1%水平上顯著為正。“60后”“70后”“80后”的代際收入彈性逐步降低(5)若進行更細程度的劃分，即以“60后”“65后”“70后”“75后”……進行劃分，這一趨勢則是呈現振蕩下降的態勢，具體回歸結果可向作者索取。，依次為0.32、029、0.28；代際教育、社會地位流動相關性系數整體上升，前者依次為0.19、0.26、0.32，后者依次為0.30、0.44、0.33。這一結果與上文代際階層流動的時間變動趨勢基本保持一致，也進一步驗證了結論的穩健性。

表4 分出生年代社會代際流動性基本回歸結果

(四)考慮非同住子女情況

鑒于 CHIPS主要是針對同一住戶的調查，本文據此得到的樣本也主要是同住父子對。考慮到非同住子女樣本可能對結論產生影響，本文借助CHIPS部分年份住戶問卷中關于非同住子女的調查，進一步匹配父子對，在基本回歸的基礎上進行結論的穩健性檢驗。

樣本匹配方面，CHIPS 2013、CHIPS 2007對戶主的非同住子女、戶主或配偶的非同住父母的情況進行了較為詳細的統計，因此本文選擇2013年和2007年兩個年份對非同住子女樣本進行分析。其中，問卷中涉及非同住子女情況的共有兩處：一是戶主的非同住子女，二是戶主和配偶的非同住父母。兩年均披露了其受教育程度，2013年的城鎮問卷中還調查了戶主非同住子女的收入情況。(6)另外，兩年均披露了非同住子女、父母的職業情況，但并未完全涵蓋本文測算社會地位所需要的四個指標。基于此，本文利用家庭代碼、與戶主關系，匹配相關非同住子女樣本對，并主要從教育維度對非同住子女樣本及其產生的影響進行分析。

表5匯報了考慮非同住子女情況的回歸結果。結果顯示，2013年和2007年，非同住子女樣本的代際教育相關性系數分別為0.28和0.15，均低于本文基本回歸(表2)中的相應數值0.31和0.27，2013年代際收入流動性情況同樣類似。這意味著非同住子女的代際教育流動性相對于同住子女樣本較強。進一步將兩個樣本混合后可以發現，2013年的代際教育流動相關性系數變化不大，從原來的0.31減小為0.30；2007年系數變化較明顯，從原來的0.27減小為0.15。但從變化趨勢上看，依然呈現從2007年到2013年代際教育流動性減弱的趨勢，與本文基本回歸所得結論一致。

表5 考慮非同住子女樣本回歸結果

此外，本文還進一步考慮了非同住子女樣本的城鄉異質性，并進行了回歸。(7)詳細回歸結果可向作者索取。結果顯示，2013年非同住子女樣本城鎮、農村的代際教育流動性系數分別為0.33和0.15，均低于同住子女樣本相應系數，2007年情況也類似。這意味著，對于非同住子女樣本而言，無論是城鎮還是農村，代際教育流動性均強于同住子女樣本，城鎮流動性弱于農村流動性。合并樣本回歸結果顯示，2013年城鎮、農村的代際教育流動相關性系數分別為0.34、0.17，均低于原回歸相應系數，但依然是城鎮高于農村，2007年情況類似。在變化趨勢上，無論是城鎮還是農村，都呈現出從2007年到2013年的增長趨勢。這意味著，在考慮非同住子女情況后，城鎮的代際教育流動性依然低于農村，且二者的流動性同樣呈減弱趨勢，這與本文之前所得的結論保持一致。

五、結論與政策啟示

本文使用1988～2013年中國家庭收入調查(CHIPS)數據，從經濟地位、教育背景、社會地位三個維度考察了我國代際間階層流動狀況。結果顯示：總體看，當前我國階層固化問題仍不甚嚴峻，階層間依然存在一定幅度的流動。進一步細分維度看，基于經濟地位的代際階層流動性在改善，趨于“階層跨越”，但近年來出現“固化”風險；基于教育背景和社會地位的代際階層流動性在惡化，趨于“階層固化”；代群效應分析進一步證明了上述結論。同時，低收入人群、低學歷人群、農村人群的代際流動性相對更高。

結合我國經濟社會發展的實際情況，本文認為產生這一現象的原因有二：第一，基于經濟地位的代際流動性改善，可能更多得益于我國社會經濟發展所創造的客觀外在環境的轉變，這種階層間的流動是一種“相對流動”，由此產生的社會公平是一種“結果公平”。改革開放以后，我國經濟社會發展成果斐然，為提高代際流動性提供了有利的客觀條件。比如經濟發展創造了更多就業崗位，科技進步帶來勞動生產率的大幅上升，產業結構變化改變了人們的生產方式和就業形態，等等。由此帶來的是全社會人群經濟能力的提升，相對于父代，下一代的經濟地位獲得了躍升，但在子代之間，他們所處的階層位置可能并未發生太大改變。因此這種階層流動僅是相對的，僅是基于代際縱向比較、而非橫向改變。同時，收入是受多種因素影響的綜合結果，基于經濟地位的代際流動性改善更多是一種“結果公平”，難以直接從中窺探出究竟哪些因素在其中發揮了主導作用。第二，基于教育背景和社會地位的代際流動性減弱，意味著個人能力和綜合素質的代際傳遞性依然較強，而這正是影響階層“絕對流動”的關鍵因素，由此反映出的社會公平是一種“起點公平”。相比于收入，教育和社會地位在一定程度上更能反映撇去外部環境影響下的個人能力，更能反映階層間的“絕對流動”。但遺憾地是，本文研究顯示基于教育背景和社會地位代際流動性在減弱，進一步驗證了基于經濟地位的代際流動性改善可能更多源于外部環境變化，當前階層流動僅是相對的、而非絕對的。一旦改革紅利釋放受限，個人能力對收入的影響將會放大，遏制代際流動改善趨勢。這一點也在本文的研究中得到證實——近年來基于經濟地位的代際階層流動出現“固化”風險。這一現象背后折射出的是教育資源分配不公和家庭社會關系網絡影響巨大，由此造成的“起點不公”影響了“結果公平”。

綜上，本文認為相比于收入分配，社會不公平的根源可能更多來自于教育等涉及機會均等的領域。要從根本上撼動代際間的社會階層，還需從個體的能力與素質方面入手，尤其是在改革逐步步入深水期、改革紅利難釋放的當下，如何進一步改善代際流動性，將是一項重要議題，而教育在此將大有可為。

本文研究結論或許在一定程度上可以為當前正在推進的教育“雙減”政策提供部分支撐。“雙減”政策的直接效應在于減輕學生負擔，更深層次的政策效應在于從機會均等入手促進社會公平，尤其是在當前代際教育流動性偏弱的情況下，通過提升校內課后服務水平、限制校外培訓行為，讓每一個享受義務教育的適齡兒童都能擁有公平的受教育機會，而不因家庭財力、父母認知等因素產生機會不均等，以此降低代際傳遞，加強階層間的流動。從這個角度來看，“雙減”政策是面向未來的、真正從根源入手緩解社會不公問題，能夠更好助力促進共同富裕。未來在防止階層固化、加強階層流動的公共政策設計上，可更多從基礎教育等關乎初始機會均等的領域入手，促進教育公平，尤其是要注重惠及處于較低社會階層的群體，使政策真正起到“釜底抽薪”的作用。具體來看，一方面要優化教育資源配置，著重縮小地區差距、城鄉差距以及校際差距。另一方面要提高對貧困家庭的支出精準性。