摘要：职业与社会经济地位的代际流动关系到共同富裕的实现，教育能否有效促进代际流动是一个值得探讨的问题。基于中国综合社会调查2015、2018和2021年的混合截面数据，运用两阶段回归法剥离出外生于家庭背景的个体教育水平，实证检验教育与代际流动之间的因果关系。研究发现：第一，教育水平提升在提高劳动者职业地位水平的同时，也加强了职业地位的代际关联，未能有效发挥促进代际流动的作用；第二，机制分析表明，教育质量的不均衡和就业市场的不平等可能是阻碍教育发挥积极作用的两个因素，体制内外和不同区域间表现出的异质性进一步佐证了以上机制的存在；第三，提升区域整体教育水平能在一定程度上缓解这种阻碍作用。据此提出应推进教育质量均衡发展，完善就业市场条件，减少劳动力区域流动阻力，以促使教育有效发挥促进代际流动的作用。
关键词：教育水平；代际流动；职业地位；教育质量均衡；就业市场公平
文献标识码：A"""文章编号：100228482025（01）009115
一、问题提出
随着中国经济的发展，代际流动问题受到学界广泛关注。代际流动是指子辈与父辈之间的社会经济地位变化情况，是反映经济机会公平的重要指标，是推进共同富裕的一个重要方面[1]。党的十九大报告强调，要“破除妨碍劳动力、人才社会性流动的体制机制弊端”，提出了“社会性流动”的概念。党的二十大报告再次强调，要“使人人都有通过勤奋劳动实现自身发展的机会”，“着力促进全体人民共同富裕”。提升代际流动水平意味着降低个体社会经济地位与家庭背景的关联性，一方面能使弱势群体获得更加公平的向上发展机会，防止社会阶层流动性的减弱[2]，另一方面可以缓解劳动力市场扭曲的压力，避免人才禀赋错配，有利于社会生产效率的提高[3]，对于扎实推进共同富裕，促进社会公平具有重要意义。
教育作为人力资本积累的主要手段，通常被认为是促进个体阶层向上流动和推动社会平等的重要因素，良好的教育体制往往有助于社会代际流动性水平的提升[4]。改革开放以来，中国政府积极推动教育事业的发展并取得了明显的成效。第七次全国人口普查数据显示，1982—2020年，中国拥有高中（含中专）及以上文化程度的人口占总人口比例由7.4%上升至30.6%，拥有大学文化程度的人口占比更是由0.6%大幅上升至15.5%。然而，在受教育水平不断提升的同时，中国社会代际流动水平的改善却并非一直顺利。改革开放以来，中国劳动者职业地位的代际流动状况随着出生年代的推移有所改善，但与发达国家相比仍存在一定差距[56]。与此同时，中国家庭社会地位的代际流动性在近年来也未能表现出持续的上升倾向[7]。这意味着教育对代际流动的正向作用并不是必然的，现阶段可能存在某些障碍因素制约着教育的积极作用。教育能否有效提升代际流动性，如何找出并破除潜在的障碍因素，促使教育有效发挥促进代际流动的作用，这些问题在社会经济领域具有重要的探讨价值。
代际流动的测算可以从职业地位、收入水平与受教育程度等多种维度进行，其中，以职业作为衡量社会经济地位代际流动性的指标，具有综合性、稳定性及可靠性等优势。职业地位通常能综合体现劳动者的收入、学历、能力等多维度信息，能较好地代表个体在社会阶层中的位置，因此成为研究社会阶层代际流动性的最佳单一指标。与收入指标相比，职业地位更不易受到短期波动和受访者记忆偏差的影响，因此更能准确衡量个体的长期经济水平[8]。基于此，本文使用中国综合社会调查（CGSS）2015、2018和2021年的多期混合截面数据，利用两阶段回归法实证检验教育对劳动者职业地位代际流动的作用，并从不均衡的教育质量和不完善的就业市场两个维度，探讨阻碍教育促进代际流动的潜在因素。
本文可能的边际贡献如下：第一，从职业地位的角度分析了教育对劳动者代际流动的影响，更加全面地反映了个体的社会经济地位变化情况，并从教育质量差异和就业市场关系网络的维度分析阻碍教育促进代际流动的因素；第二，利用两阶段回归方法解决个体教育水平内生于家庭背景的问题，获得教育影响代际流动的一致性估计，对调节变量与核心解释变量存在相关性问题的实证估计策略进行了有益探索；第三，考察了教育对代际流动影响在区域和就业部门上的异质性，并讨论了区域整体教育水平提升对破除个体代际流动障碍的作用，为共同富裕目标下教育与就业政策的制定提供了参考依据。
二、文献综述
现有研究表明，个体的社会经济地位主要受到家庭背景等先赋性因素、教育水平等后致性因素，以及户籍身份等制度性结构因素的影响[910]。作为后致性因素的代表，教育对劳动者的社会经济地位及其代际流动起到关键性的作用，相关文献主要有三类。
第一类研究分析了教育对个体职业地位提升的直接影响。这部分文献检验了教育对劳动者社会地位向上跃迁的积极作用，并将其与家庭背景的作用进行比较，认为教育是通过后天人力资本积累弥补先天家庭条件差距的重要手段，有助于劳动者实现职业地位的向上流动[11]。然而，直接影响的结果不能解释为教育对职业地位代际关联的改变，教育提升个体职业地位并不意味着其会削弱家庭背景的影响。教育是否能够降低代际间社会经济地位的关联程度，取决于其与家庭背景之间的互补或替代关系。
第二类研究分析了教育在职业地位代际传递过程中的中介作用。教育投入是家庭背景影响子女收入与阶层地位的重要途径[12]，家庭条件较好的个体往往能获得来自父母更充裕的资金支持，从而获得更高的受教育水平，以继续保持该家庭较高的社会经济地位[13]。这部分研究将教育作为关联父辈和子辈社会地位特征的内生变量，厘清了社会经济地位代际传递的重要机制。然而，中介效应分析通常将父辈与子辈社会经济地位之间的弹性视为常量进行估计，未能充分考虑教育的调节作用，因此无法准确评估其对代际间社会地位关联程度变化的影响。
第三类研究分析了教育与家庭背景之间的互补性或替代性，并探讨了教育对职业地位代际关联的调节作用，对教育促进代际流动的可能性进行了深入探索。这部分研究主要通过构造个体教育水平与父辈社会经济地位特征交互项，并评估这些交互项对子辈社会经济地位的影响，根据交互项系数的方向判断教育与家庭背景在提升个体社会地位方面是发挥互补还是替代作用，从而揭示教育对阶层代际流动产生抑制或促进效果[1415]。现有研究存在的分歧可能源于个体的教育水平受到家庭背景的内生影响，从而导致研究无法获得一致的估计结果。当劳动者教育水平变动与家庭背景互不相关时，上述交互项的系数既可解释为不同家庭背景个体的教育回报差异，也可解释为教育水平对代际关联程度的改变。然而，事实上劳动者教育水平受家庭背景的制约，直接构造交互项的方法会造成估计偏误，使得交互项系数反映的可能是家庭背景的非线性效应[16]，而非教育所产生的调节作用。为应对内生性问题，部分学者尝试使用《中华人民共和国义务教育法》的实施以及高等教育扩张等外生政策冲击，借助队列双重差分等方法检验教育水平提升对个体社会经济地位流动性的促进作用[1718]。这部分研究有效解决了个体教育水平内生于父辈社会地位的问题，然而外生冲击仅衡量了由宏观政策因素引起的短期教育扩张，可能无法全面地反映微观个体受教育程度差异对代际流动的长期影响。
通过文献梳理发现，现有研究集中于分析教育对个体社会经济地位水平的直接影响，或将教育作为代际经济地位传递的中介机制。部分研究分析了教育与家庭背景之间可能存在的互补或替代作用，探讨了教育对代际流动的影响。然而，鲜有文献能够妥善处理个体教育水平与家庭背景相关的内生性问题，因而难以获得教育对代际流动影响的准确估计，并且对教育促进代际流动中的潜在障碍也缺乏深入探讨。在现有研究的基础上，本文基于微观个体数据，利用两阶段回归方法剥离出外生于家庭背景的个体教育水平，尝试在更全面地反映劳动者微观教育信息的同时，准确地估计教育对代际流动的影响，并讨论可能阻碍教育积极作用发挥的因素。
三、理论分析与研究假说
经典的人力资本理论认为，教育通过提高劳动生产率和改善劳动者收入状况，对个体职业地位向上流动起到积极作用，有利于促进社会阶层的平等化[4]。社会经济地位较低的家庭往往面临着更严格的信贷约束，因此能够为子女提供的教育投入有限，导致其子女的受教育程度低于均衡条件下的最优化水平，这意味着教育水平的提升对家庭条件一般的个体可能带来更大的收入或阶层地位回报[19]。当出身于较低阶层的劳动者拥有更高的教育回报率，即教育为弱势家庭的子女带来更明显的社会经济地位提升作用时，可以认为教育削弱了家庭背景的影响，促进了劳动者社会经济地位的代际流动。然而，随着教育的扩张，学历的通货膨胀降低了弱势家庭的教育收益率，可能使其在竞争激烈的劳动力市场中，由于家庭出身和社会资源的限制而无法获得良好的职业，富裕家庭的优势地位得以维持[20]。不利的劳动力市场条件将放大家庭背景的影响[6]，如果来自不同家庭背景的个体无法获得相对均衡的教育质量和相对平等的就业资源，那么教育水平的提升甚至可能对代际流动产生抑制作用。基于此，本文提出如下假说：
假说1：教育水平的提升在提高个体职业地位的同时，可能会增强职业地位的代际关联程度，导致代际流动水平降低。
学校教育质量不均衡可能是教育水平提升未能有效改善代际流动性的原因之一。代际流动研究中常用的受教育年限指标仅从数量维度衡量了个体的受教育水平，然而，即便个体拥有相同年限的教育经历，不同学校的教育质量也可能存在差异。社会经济地位较高的家庭往往更注重子女学业成绩的提升，并且能够通过获取更充分的招生录取信息、营造更有利的文化氛围等方式，提升子女进入高质量学校的机会[21]。优质学校的毕业生往往能够获得更高的收入和职业地位[22]。一方面，高质量的教育使学生获得了更先进的知识与技能，提高了其人力资本水平与劳动生产率；另一方面，根据信号理论，用人单位在招聘过程中因信息不对称无法准确评估应聘者的实际能力，而优质学校毕业生的身份可能向用人单位传递了求职者拥有较高潜在生产力的信号。综合以上分析，教育质量的不均衡可能导致受教育年数的增长对于优势家庭子女职业地位的提升作用更大，进而对代际流动产生不利影响。基于此，本文提出如下假说：
假说2：在教育质量不均衡的条件下，教育水平提升放大了优势家庭享受高质量教育产生的求职优势，从而降低了职业地位代际流动水平。
就业市场的不平等可能是制约教育发挥积极作用的另一重要因素。在不完善的就业市场中，存在着基于家庭背景的筛选机制。对于具备同等教育水平的求职者，家庭社会经济背景较好的个体往往拥有更多的社会网络资源，这有助于他们将学历转化为更高的收入与职业地位。家庭的社会关系网络有助于提升个体在就业市场中的教育回报，特别是当子辈从事与职业地位较高的父辈相近领域的工作时，他们更有可能获得更优质的工作岗位[23]。一方面，优势家庭背景所拥有的社会关系网络为进入劳动市场的子女提供了更全面、精准且高质量的就业岗位信息，有助于其获得更好的工作[24]。另一方面，家庭拥有的社会网络资源有利于降低工作搜寻过程中人际间的不信任程度，提高人力资本的配置效率[25]。上述因素使得家庭背景较为优越的个体拥有较高的教育回报率，即教育水平上升对来自优势家庭个体的职业地位提升幅度更大，从而产生对代际流动的抑制作用。基于此，本文提出如下假说：
假说3：在就业市场不完善的前提下，教育水平的上升放大了家庭社会关系网络的求职优势，从而降低了职业地位代际流动水平。
四、研究设计
（一）数据来源
本文使用2015、2018和2021年CGSS的多期混合截面数据，该调查数据覆盖了中国除新疆、西藏和港澳台地区的29个省份，采用多阶分层随机抽样方法，具有较强的代表性和权威性。该调查数据包含个体受教育信息、职业信息等在内的劳动者个人特征以及包括父母职业信息等在内的家庭特征。通过剔除信息缺失及已退出劳动力市场的个体，本文筛选出年龄在18～60周岁范围内的18"543个有效样本。
（二）变量选取
1.被解释变量
本研究以个体的国际职业社会经济地位指数（ISEI）的对数值作为被解释变量。该指标由从事某一职业工作人员的平均教育水平和平均收入水平进行加权计算而得到，以此来衡量各职业的社会经济地位特征，其取值越高，表示某一职业所对应的社会经济地位越高。Ganzeboom[26]采用国际标准职业分类代码（ISCO）作为不同职业的划分标准，基于42个国家及地区2002—2007年的数据，利用迭代最小二乘法确立了教育与收入的最优权重，对556种不同职业的ISEI值进了行测算。该指标考虑了不同经济体的发展差异并进行了标准化处理，现已成为国际上度量劳动者职业地位的通用指标，在关于代际流动的研究中得到广泛应用[67]。ISEI与收入数据相比具有如下优势：第一，ISEI综合体现了个体所从事职业对应的社会经济水平，更全面地反映了劳动者所处的社会阶层地位；第二，ISEI数据基于受访者所报告的职业，相较于受访者报告的收入，受回忆偏差的影响更小，真实度更高；第三，劳动者收入更容易受到短期冲击影响而产生波动，职业信息能更好地反映个体长期所处的社会经济地位[8]。
本文根据CGSS数据库提供的个体ISCO代码，获取其对应的ISEI值
CGSS"2015年原始数据按照1988年版国际标准职业分类代码（ISCO88）对劳动者职业进行编码，而CGSS"2018与2021年数据按照2008年版国际标准职业分类代码（ISCO08）对劳动者职业进行编码。为确保数据的可比性，本研究统一将ISCO08职业分类代码转换为ISCO88代码，再根据该分类代码获取对应职业的ISEI值。。由于该值仅由劳动者所从事的职业决定，不因个体的教育或收入水平变化而改变，可以视为特定职业的固有特征，即个体所拥有的职业地位。在本文的研究样本中，ISEI取值介于16～90之间。部分代表性职业的ISEI值如表1所示，社会经济地位处于顶层的职业为法律、医疗、金融等领域的专业技术型工作，社会经济地位处于底层的职业为农林业生产等体力型劳作，而ISEI值处于中位数的职业多为具有一定技能要求的生产或服务工作，这与中国社会实际情况基本相符。
2.核心解释变量
图1"不同家庭背景个体ISEI均值
随出生队列推移变化情况
本文的核心解释变量由教育与父辈职业地位的交互项构成。参考现有研究，本文以个体父亲的ISEI对数值作为衡量父辈职业地位的代理变量[9]，并在后文分析中进一步考虑个体母亲的ISEI值，以获得更为稳健的结果。如图1所示，随着个体出生队列的推移，父辈ISEI值位于前25%和后25%的子样本社会经济地位均呈上升趋势，但父辈处于弱势阶层的子样本上升趋势更加明显，即家庭背景所导致的个体社会经济地位差异正在缩小。这反映了中国当前社会经济地位代际流动水平与部分发达国家相比虽仍存在差距，但呈现出逐渐改善的趋势。出生于1985—1995年的子样本与此前的世代相比，来自不同家庭背景个体的社会经济水平差异大幅减小，职业代际关联状况明显改善，但这一趋势在1995年之后出生的世代中有所减缓，代际流动性的提升幅度可能不及此前世代明显。然而，个体职业地位的代际关联性朝着何种方向变化，以及教育在此过程中起何种作用，还需经过更为严谨的因果推断才能得出结论。
本文以接受学校教育年数作为衡量个体受教育水平的代理变量。参照惯例，定义小学学历个体的受教育年数为6年，初中学历个体为9年，职高、普高、中专或技校学历个体为12年，大学专科学历个体为15年，大学本科学历个体为16年，研究生及以上学历个体为19年。研究样本个体受教育年限均值为99年，与中国现阶段劳动年龄人口平均受教育年限相近，具有较强的代表性。
3.控制变量
本文在实证估计的过程中控制了个体的性别、年龄、民族、城乡户籍类型以及健康水平等可能影响个体职业选择与职业地位获得的个人特征变量。各变量的描述性统计结果如表2所示，以ISEI对数值均值衡量的子辈职业地位高于父辈，即总体上样本个体的绝对职业地位存在向上流动的趋势。基于均值与标准差进行计算，子辈职业地位的变异系数为0.149，略高于父辈职业地位的变异系数0.134，即与父辈相比子辈职业地位的差异性可能更大。代际关联方面，父辈与子辈间ISEI值的相关系数为0.341，明显高于英国、德国等欧洲国家[6]，与美国、日本相对较为接近[5，27]。
（三）实证估计策略
本文参考现有实证研究，通过构造交互项的方式检验教育对职业地位代际流动的影响作用[1415]。由于劳动者个体的受教育水平受到家庭背景的内生影响，直接获得受教育年限与父辈职业地位交互项对子辈职业地位影响的一致性估计存在困难。当父辈职业地位对子辈个体的受教育水平产生线性影响时，交互项的存在相当于引入了父辈职业地位的二次项，交互项系数可能只是反映了父辈职业地位的非线性作用。为解决这一问题，本文尝试剥离出外生于父辈社会经济地位的个体教育水平。劳动者的教育水平不仅受到家庭背景的影响，还与个体特征、禀赋、努力程度及社会发展环境等因素相关，同时还可能受到与家庭背景无关的外生冲击等随机因素的影响，这为剥离出正交于父辈职业地位的子辈受教育水平变化提供了可能性。本文将根据FrischWaughLovell（FWL）定理，采取两阶段估计方法将个体受教育水平进行正交化分解，重点关注外生于家庭背景的教育水平差异对职业地位代际关联的调节作用，以避免教育内生于父辈职业地位带来的估计偏误，更好地检验教育对代际流动的影响作用。具体操作方法如下：
[HJ2.2mm]利用第一阶段回归将个体教育年限与父辈职业地位正交化，获得外生于家庭背景的个体教育水平差异。第一阶段回归方程如下：
edui"="α0"+"α1lnfISi"+"δ[WTHX]X[WTBX]i"+"λp"+"μt"+"ui[JY]"（1）
其中，edui表示个体i的实际受教育年限，fISi表示个体i父辈的职业地位指数，ui为扰动项。为避免遗漏变量导致扰动项中存在与父辈职业地位相关的因素，式（1）中对个体特征和双向固定效应进行了控制，其中，[WTHX]X[WTBX]i表示个体控制变量向量，λp和μt分别表示省份固定效应和年份固定效应。通过对式（1）中系数进行估计，可计算出残差值u︿i。残差值u︿i表示在控制了父辈职业地位、个体特征以及区域与年份特征后个体教育水平仍存在的差异，这部分差异不可被父辈职业地位所解释，可视为相同家庭社会地位背景下个体教育水平的随机波动。
FWL定理表明，将残差值u︿i引入第二阶段的回归方程不会影响代际关联系数的估计结果。因此，本文构造正交化后的受教育水平差异与父辈职业地位指数对数值的交乘项，并引入第二阶段回归方程，以更加准确地估计教育对职业地位代际流动的影响作用。第二阶段回归方程如下：
lnISEIi"="β0"+"β1lnfISi"+"β2u︿i""+"δu︿i"×"lnfISi"+"γ[WTHX]X[WTBX]i"+"λp"+"μt"+"εi[JY]（2）
其中，ISEIi表示个体i的职业地位指数。正交化后的受教育水平波动u︿i与父辈职业地位对数值交互项的系数δ为本文关注的重点，若其估计值为正，则说明家庭背景与个体受教育水平之间具有互补性，[JP3]受教育水平的提升将增强父辈与子辈职业地位间的关联，即教育抑制了职业地位代际流动，教育正向作用的发挥存在障碍。反之，若该系数估计值为负，则说明教育有效促进了职业地位代际流动。在第二阶段的实证估计过程中，[JP]同样对可能影响劳动者职业地位的个体特征以及地区与时间维度的固定效应进行了控制。
五、实证结果
（一）基准回归
本文基准回归的估计结果如表3所示。其中，第（1）列汇报了第一阶段回归的估计结果，家庭背景对个体教育水平提升具有正向作用，父辈ISEI值每提升10%，子辈受教育年限平均将上升0.16年。利用第一阶段回归得到的残差值表示正交于父辈职业地位的个体教育水平差异，将该值及其与父辈ISEI对数值的交互项纳入对劳动者个体职业地位的回归方程当中，进行第二阶段方程的估计，结果见第（2）（3）列。交互项系数在5%的水平下显着为正，初步验证了教育水平的提升对职业地位代际流动可能产生不利影响。考虑到教育对个体职业地位的获得可能存在非线性作用，因此在回归模型中进一步加入了正交化教育水平的平方项，估计结果见第（4）（5）列。控制双向固定效应后，均值条件下父辈与子辈间的职业地位代际弹性为0.157。与此同时，交互项的估计系数显着为正，即个体的受教育水平与家庭背景对其职业地位的提升具有互补性作用，个体的正交化教育水平每增加1个标准差（3.28年），其职业地位代际弹性将上升20.9%，该结果在1%的水平下显着。这意味着，随着教育程度的上升，尽管个体职业地位水平得到提高，但是职业地位在代际之间的关联性将增强，教育未能有效促进代际流动，反而对职业地位的代际流动表现出阻碍作用，初步验证了本文的研究假说1。
（二）稳健性检验
1.考虑母亲职业地位
在基准回归中，参考多数研究以父亲职业地位特征作为衡量个体家庭背景的指标。然而，这一做法忽视了母亲社会经济地位对子辈的影响。现有研究表明，尽管多数情况下父亲对子女职业地位的影响更大，但母亲社会经济地位对子女的影响同样不可忽略[28]，用父亲单方面的职业ISEI值代表个体家庭父辈的职业地位背景可能会存在测量误差从而产生内生性问题。因此，在本文的稳健性分析中，将对样本个体母亲的职业地位加以考虑。表4第（1）列中，以父亲与母亲职业ISEI均值的对数值表示父辈职业地位，重新进行两阶段回归，结果显示核心解释变量交互项系数仍显着为正。考虑到劳动者的家庭背景可能受双亲中职业地位较高的一方影响较大，故而在表4第（2）列中将解释变量父辈职业地位的指标替换为父母双方职业地位较高一方的ISEI对数值，再次进行两阶段估计，估计结果与基准回归结果接近。这一结果表明，在解决了测量误差问题后，假说1依旧稳健。
2.样本选择模型
本文以劳动者职业的ISEI对数值为被解释变量，而ISEI值可观测的前提条件是被观察的个体进入劳动力市场。部分劳动年龄人口可能由于其潜在的ISEI值低于预期水平而选择不参加工作，这部分个体的职业地位水平不可观测，由此可能产生选择性偏差问题，使得模型参数得不到一致性的估计。为缓解这一内生性问题，本研究构建Heckman样本选择模型进行分析，该模型包括了选择方程与结果方程。其中，选择方程以父辈ISEI对数值、正交化教育水平与其平方项以及各控制变量作为影响因素对个体“是否拥有职业”虚拟变量进行Probit回归，结果方程以各解释变量与逆米尔斯比率函数对个体ISEI对数值进行线性回归。使用效率较高的最大似然估计（MLE）法对该模型进行整体估计，结果方程和选择方程的估计结果分别见表4第（3）（4）列。Wald检验结果显示卡方值为420.03，在显着性水平下明确拒绝了选择变量与结果变量独立的原假设，这表明模型中存在选择性偏误问题。第（3）列结果显示，在解决选择性偏误问题之后，父辈职业地位与正交化教育水平交互项的系数显着为正，且其值与基准回归结果高度接近。这表明，在克服样本选择内生性问题后，前文结论依旧稳健。
3.工具变量法
本文重点关注教育水平对职业地位代际流动的影响，因此在估计过程中，需要将个体受教育程度与其父辈职业地位水平正交化。在此背景下，工具变量不仅需与受教育年限高度相关以及外生于个人能力等遗漏变量，还需同时满足不直接关联父辈职业地位这一条件。因此，父辈受教育水平、家庭兄弟姐妹数量等常作为个体受教育水平工具变量的指标在本文中不再适用。
参考现有文献，本文选取高校扩招政策冲击作为劳动者教育水平的工具变量[29]。自1999年起中国开始实施高校扩招政策，当年高等院校招生人数较1998年上升了约47.4%，并于此后逐年攀升。高校扩招政策作为一项全国性教育政策，提升了个体获得高等教育的可能性，同时改变了个体对自身教育水平的期望，与劳动者个体的受教育程度具有相关性。为体现该政策冲击的渐进性，对于高考年份早于1999年（即出生年份早于1981年）的个体，将工具变量“高校扩招政策冲击”赋值0，对于高考年份为1999年及其后的个体，将该工具变量赋值其高考当年本专科院校招生总人数与1998年招生总人数之比，以反映个体高考当年的扩招强度。由于基准模型式（2）含有内生解释变量的交互项，因此应将工具变量与父辈ISEI对数值的交互项同时纳入工具变量估计的第一阶段方程，分别对内生解释变量及其交互项进行第一阶段估计[30]。
工具变量法的估计结果见表4第（5）列。KleibergenPaap"rk"LM统计量为21.6，在1%的显着水平下拒绝不可识别的原假设，表明工具变量满足识别条件。弱工具变量检验显示，无论扰动项是否满足独立同分布假设，F值均大于10，拒绝了存在弱工具变量的原假设，表明工具变量相关性较强。在排除内生性问题可能造成的估计偏误后，教育水平与父辈职业地位交互项的系数仍显着为正，这意味着教育水平抑制职业地位代际流动的结论较为稳健。
4.控制县级固定效应
由于CGSS调查在2018与2021年不再提供省级以下地区代码，因此在前文的研究中仅控制省级层面固定效应。然而，同一省份不同县市的经济情况与就业市场可能存在较大的差异，为进一步控制更小范围地区的特征对个体职业地位的可能影响，以获得更加精确的估计结果，本文利用2015年截面数据，对县级固定效应进行控制，重新进行基准模型中第二阶段回归的估计，结果见表4第（6）列。结果显示，父辈职业地位与教育水平的交互项系数仍显着为正，进一步验证了研究假说1的稳健性。
（三）阻碍教育有效促进代际流动的机制分析
1.教育质量差异
教育未能有效促进代际流动，反而增加了代际间的职业地位关联程度。其中一个可能的机制是，受教育程度的提升放大了教育质量差异的影响。对于接受相同教育数量的劳动者，家庭背景更优越的个体获得高质量教育的可能性更高。而教育程度的提高，可能使得这种教育质量的差异性对个体职业地位差距的影响更大，对于中学毕业的劳动者而言，所接受教育的质量对其可选择的职业影响可能有限，而具有大学学历的劳动者所接受的大学教育质量对其社会经济地位的贡献则可能大大增强。为对这一机制进行检验，本文设置了个体“就读高中是否为重点高中”以及“就读大学是否为重点大学”两个虚拟变量，并定义省、市、区级重点中学为重点高中，其他中学为非重点高中，定义中央或国家其他部委所属高校以及省属高校为重点大学，地区所属高校及其他高校为非重点大学。
表5第（1）（2）列汇报了以教育质量为被解释变量的Probit估计结果，表明父辈职业地位对个体就读重点高中和重点大学均起有正向促进作用，较好的家庭背景有利于个体教育质量的提升。第（3）列显示了高中阶段教育质量对最高学历为高中的个体职业地位的影响。结果显示，就读于重点中学对拥有高中学历的劳动者提升职业地位并无显着作用。第（4）（5）列汇报了不同阶段教育质量差异对学历为大学及以上的劳动者职业地位的影响，在同时加入重点高中及重点大学虚拟变量后发现，对于经历过大学教育的劳动者而言，高中和大学阶段的优质教育均显着提高了个体的职业地位，且大学阶段的教育质量作用更强。这表明，随着教育程度的提升，所受教育质量对个体职业地位的影响可能更加显着。鉴于不同阶层的个体难以公平地获得均等质量的教育资源，家庭背景成为影响教育质量的重要因素。因此，高学历个体的职业地位可能[JP]与其父辈职业地位关联性更大，即受教育年数的增加抑制了职业地位的代际流动。教育质量的不均衡是阻碍教育对代际[JP]流动产生积极作用的一个重要因素，验证了本文的研究假说2。
2.社会关系网络与就业不平等
教育未能有效促进职业地位代际流动的另一可能原因是就业市场的不平等。不同家庭背景的个体在面临不平等教育机会的同时，还可能面临不平等的就业机会。对于家庭经济社会地位较高的劳动者，由于其家庭可能具有更强的社会关系网络，在同等受教育程度下可选择的就业机会数量可能更多，就业质量可能更高，并且在学历提升时就业机会的改善程度可能更大，因此其教育回报率可能高于家庭背景一般的劳动者。这表明家庭背景与个人受教育水平在职业地位的提升上具有互补性，受教育程度更高的个体在职业地位上与其家庭背景的关联更强。本文利用CGSS"2015年中关于被调查者与工作单位中其他人社会关系的相关问题，构建虚拟变量“在工作单位中是否有关系”，以衡量其家庭拥有的社会关系资源。当被调查者与单位其他员工存在直系亲属、亲戚或亲近关系时，将变量“在工作单位中是否有关系”赋值1，否则赋值0。
当劳动者与单位其他员工有较为亲近的关系时，其可能面临更优的就业机会。表6第（1）（2）列结果显示，父辈职业地位更高的个体，更有可能在单位中拥有熟人关系。第（3）～（6）列汇报了不同社会关系组别个体的教育回报率差异性。第（3）（5）列结果显示，与单位其他员工有亲近关系的劳动者，其教育程度对职业地位的平均提升作用略高于无关系的个体，但二者之间的差距并不显着。然而，考虑到不同阶段教育给劳动者带来的职业地位提升回报可能不同，本文进一步探讨了不同社会关系组别中个体获取高中学历与获取大学学历的教育回报差异。表6第（4）（6）列结果显示，不同组别劳动者接受大学教育对职业地位的提升作用没有明显差异，但与单位员工有亲近关系的劳动者接受高中教育的回报率明显更高，约为无关系者的1.6倍。这表明，父辈职业地位较低的个体在就业市场可能处于劣势，经历同样程度的学历提升后，其获得的职业地位提升可能仍然低于家庭背景较高的个体，这可能导致二者之间的职业地位差距进一步拉大。上述机制导致受教育水平的提升反而巩固了代际间的职业地位关联，对代际流动产生抑制作用，验证了本文的研究假说3。
（四）异质性分析
1.父辈工作单位异质性
前文分析表明，家庭社会关系差异导致的就业不平等可能是阻碍教育有效促进职业地位代际流动的潜在机制之一。在中国社会，体制内工作者与单位领导及其他员工的关系可能产生更大的影响，工作于体制内的父辈可能更容易利用自身的职业地位为子女提供更优质的就业条件。如果上述机制成立，在父亲工作单位为体制内机构的子样本中，教育水平提升对代际流动的抑制作用应该更强。为检验这一异质性，将父亲工作单位性质为党政机关、事业单位、社会团体及村/居委会、军队的个体纳入父辈为体制内工作子样本，其余个体纳入父辈非体制内工作子样本，对式（2）进行分样本回归，估计结果如表7第（1）（2）列所示。结果显示，在父辈为体制内工作子样本中，教育水平与父辈职业地位交互项系数的估计值明显高于父辈非体制内工作子样本。父辈在体制内工作的子辈个体，其外生教育水平每提升1个标准差，其职业地位代际间的关联系数平均将上升36.1%，而父辈非体制内工作个体的这一数值仅为15.0%。对于父辈在体制内工作的劳动者，教育水平的提升对职业地位代际关联性的增强效应更强，这进一步证明了就业不平等机制的存在。[HJ2.4mm]
2.区域异质性
教育对职业地位的代际流动还可能存在区域差异。中国不同区域的发展存在空间不均衡，东部地区拥有更丰富的均等化优质教育资源，更强的人口流动性也可能为其带来更加公平的就业环境。因此，如果前文所述阻碍教育有效促进职业地位代际流动的两个机制存在，教育水平提升对代际流动的抑制作用在发展相对落后的中西部地区将比在东部省份更强。为检验这种区域异质性，本文根据劳动者个体所处省份按东部地区子样本和中西部地区子样本分别对式（2）进行回归，[JP3]估计结果见表7第（3）（4）列。教育水平与父辈职业地位交互项系数在中西部地区子样本中更大，劳动者正交化教育水[JP]平每提升1个标准差，职业地位代际间的关联系数平均将上升29.2%，高于总体样本的估计值，而东部地区子样本中该交互项系数的估计值并不显着为正，教育对代际流动的负向作用在东部地区表现并不明显。教育水平提升对职业地位代际流动的抑制作用在中西部地区更为显着，进一步支撑了上文分析中两个机制存在的可能性。
（五）区域整体教育水平提升的积极影响
以上分析均围绕微观个体受教育水平提升展开，而区域内整体教育水平的提升可能会对职业地位代际流动产生不同的影响。一方面，区域内整体教育水平的提升通常不会直接导致个体面临更高的教育质量差异或更不平等的就业市场，不存在对个体职业地位代际流动的抑制机制。另一方面，同一区域内与被观测者同年出生个体的平均受教育年限一定程度上代表了该地区当时的公共教育水平，而公共教育水平的提升使得家庭背景处于劣势的个体能够获得更多的教育机会，提高了教育的公平性与可及性，从而可能正向促进代际间的职业地位流动。
为探究个体教育与区域整体教育水平的不同作用，本文利用CGSS"2015年数据，在式（2）的基础上，同时加入代表区域（地市级、区县级或乡镇级）平均教育水平
区域平均教育水平通过如下方法获得：以个体实际受教育年限作为被解释变量，以个体出生队列连续变量和个体所在区域（地级市或直辖市、区县和乡镇）虚拟变量为解释变量进行OLS回归，根据参数估计结果获得个体受教育年限的拟合值，该拟合值即为所在区域内特定年份出生个体的平均受教育水平。的变量及其与父辈ISEI对数值的交互项作为解释变量进行回归分析。个体与区域教育水平对职业地位代际流动影响的实证分析结果见表8。尽管个体教育水平的提升显着抑制了职业地位的代际流动，但市级、县级和镇级平均教育水平的提升均显着促进了职业地位的代际流动。区域整体教育水平的提升在一定程度上抵消了个体教育水平提高对代际流动的消极影响，减轻了教育与就业不公平对代际流动的阻碍，有助于促进职业地位代际流动性的提升。
六、结论与政策启示
职业地位的代际流动性提升关系到社会经济机会的公平性以及共同富裕的实现。作为人力资本积累的主要方式，教育能否有效促进代际流动是一个值得深入探讨的问题。本文利用CGSS多期混合截面微观数据，通过两阶段回归法剥离出外生于家庭背景的劳动者受教育水平，从而估计了教育对职业地位代际流动的影响作用，并进行了一系列排除可能内生性的稳健性检验，同时对可能阻碍教育促进代际流动的机制进行了探讨。研究结果表明，个体受教育水平的提升虽然能够提高劳动者的职业地位水平，但同时也抑制了职业地位的代际流动。劳动者外生受教育年数每提升1个标准差，代际间的职业地位关联系数约提高20.9%，这说明教育未能有效促进代际流动。阻碍教育促进代际流动的原因可能在于教育质量的不均衡和就业市场的不完善。个体受教育年数的增长扩大了教育质量差异对职业地位的影响，从而增强了代际间的职业地位关联；在不平等就业市场中，社会关系资源造成的教育回报率差异也促成了教育对职业地位代际流动的抑制作用。基于上述结论，本文通过异质性分析发现，父辈在体制内工作的个体，其职业地位代际流动受教育的负面影响较大，而东部发达地区的代际流动受教育的抑制作用较小。此外，区域整体教育水平的提升与个体教育表现出不同的作用，区域平均受教育程度的提高有利于职业地位代际流动性的提升。据此，本文提出以下政策建议：
第一，着力提升教育质量公平。在推动教育公平的进程中，既要重视数量上的公平，也要关注质量上的公平。在保障社会底层群体、欠发达地区民众享有充分的受教育机会与基本权利的基础上，应注重教育质量的提升与均衡。建议加大对农村地区义务教育学校和贫困地区薄弱学校的资金与硬件投入，借助政府统筹和多元办学主体的力量提供更多、更均衡的优质教育资源；利用互联网资源，通过教师培训、交流与信息资源共享等方式，促进不同层次学校的交流，从软件上提升农村学校、薄弱学校的办学质量。同时，大力加强公共教育建设，持续保障公共教育的投入力度，特别是注重推动县域公共教育及配套的交通、住宿等设施的发展，提升公共教育资源在区县一级的可及性，发挥公共教育对代际流动的促进作用，降低教育质量不公平的不利影响。
第二，不断完善就业市场条件。加强就业市场的透明度与公平性建设，特别是完善中小城市就业市场运行机制，健全相关法律法规和政策体系，保障弱势群体享有相对公平的就业条件与教育回报率。规范用人单位的招聘与晋升流程，特别是加强体制内单位人事管理的公开透明程度，落实监督机制，避免裙带关系，保障就业公平；健全公共就业服务，通过线上平台与线下村居社区等渠道进行就业信息共享，减轻雇主与求职者间的信息不对称，降低家庭社会关系网络在就业匹配中的重要程度；开展针对弱势群体的就业帮扶与就业培训，为失业人员和首次进入劳动力市场的毕业生提供职业技能培训以及与工作搜寻、求职技巧等方面相关的培训，帮助来自弱势家庭的群体营造可依靠自身学历及能力进行公平竞争的就业市场环境。
第三，破除劳动力在区域间的流动障碍。职业地位的代际流动在空间上表现出异质性，人力资本的空间流动有利于降低区域间的代际流动差异。通过户籍改革、社保统筹等政策措施，降低人力资源在区域间的流动成本，方便劳动者前往更容易获得向上流动机会的地区工作与生活，通过劳动力的空间流动降低区域间的社会阶层代际流动差异。与此同时，劳动力流动障碍的破除加强了地方政府的人才竞争压力，可促使地方政府为了吸引人才和留住人才而提供更优质的公共教育与就业服务，改善辖区的教育质量与就业市场环境，从而解决教育对代际流动的抑制问题，扭转教育未能有效促进代际流动的趋势，增强社会经济地位的代际流动性，推动共同富裕的实现。
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[LM]""Vol."47No."1Jan."2025
Education"and"Intergenerational"Mobility："An"Analysis"from"the"Perspective"of"Occupational"Status
XU"Changqing，"LI"Junyu
Institute"of"Guangdong，"Hong"Kong"and"Macao"Development"Studies，"Sun"Yatsen"University，"Guangzhou"510275，"China
Summary"The"improvement"of"intergenerational"occupational"socioeconomic"mobility"is"critical"for"achieving"common"prosperity."Education，"as"a"key"channel"for"human"capital"accumulation，"has"long"been"recognized"as"a"major"driver"of"upward"individual"mobility"and"a"crucial"mechanism"for"promoting"social"equality."However，"despite"significant"advancements"in"educational"development"in"China"over"recent"decades，"intergenerational"mobility"has"not"improved"accordingly."Therefore，"examining"whether"education"effectively"fosters"intergenerational"mobility"and"identifying"the"barriers"that"hinder"this"process"are"of"great"practical"importance"for"promoting"social"equality"and"addressing"class"stratification"in"China.[KH*2D]
Utilizing"a"mixed"crosssectional"dataset"from"the"China"General"Social"Surveys"（CGSS）"of"2015，"2018，"and"2021，"this"study"employs"occupational"status"indicators"to"provide"a"robust"measure"of"workers"longterm"socioeconomic"positions."By"applying"a"twostage"regression"approach，"the"study"isolates"individual"educational"attainment"independent"of"family"background"and"constructs"interaction"terms"to"examine"the"causal"relationship"between"education"and"intergenerational"mobility."The"research"findings"reveal"that："（1）"Increases"in"individual"educational"attainment"simultaneously"hinder"intergenerational"mobility"in"occupational"status"whilenbsp;elevating"workers"occupational"status"levels."Specifically，"a"onestandarddeviation"increase"in"exogenously"acquired"years"of"education"raises"the"intergenerational"correlation"coefficient"of"occupational"status"by"approximately"209%，"suggesting"that"education"does"not"facilitate"intergenerational"mobility"effectively."（2）"The"barriers"preventing"education"from"promoting"intergenerational"mobility"stem"from"disparities"in"education"quality"and"inefficiencies"in"the"labor"market."Individuals"from"different"socioeconomic"backgrounds"often"access"unequal"educational"resources，"and"the"expansion"of"education"amplifies"the"impact"of"these"quality"differences"on"occupational"status，"thereby"strengthening"intergenerational"correlations."Additionally，"in"an"unequal"labor"market，"variations"in"social"capital"result"in"differential"returns"to"education，"further"contributing"to"the"inhibitory"effect"of"education"on"intergenerational"mobility."（3）"Heterogeneity"analysis"reveals"that"individuals"whose"parents"were"employed"in"the"stateowned"sector"face"stronger"negative"impacts"on"intergenerational"mobility"from"education."Conversely，"in"eastern"regions，"the"inhibitory"effect"of"education"on"intergenerational"mobility"is"relatively"weaker，"providing"further"evidence"for"the"identified"mechanisms."（4）"Enhancing"regional"educational"attainment"has"a"differential"impact"on"intergenerational"mobility."An"increase"in"the"average"level"of"education"within"a"region"partially"mitigates"the"inhibitory"effects"of"individual"education"by"improving"intergenerational"mobility"in"occupational"status."Based"on"these"findings，"this"study"recommends"addressing"the"barriers"to"educations"role"in"promoting"intergenerational"mobility"by"ensuring"more"equitable"development"in"educational"quality，"improving"labor"market"efficiency，"and"reducing"obstacles"to"regional"labor"mobility."[KH*2D]
The"potential"contributions"of"this"study"are"threefold："First，"this"study"provides"a"comprehensive"analysis"of"the"impact"of"education"on"intergenerational"mobility"through"the"lens"of"occupational"status."It"highlights"changes"in"individuals"socioeconomic"positions"and"investigates"potential"barriers"to"educations"role"in"promoting"intergenerational"mobility，"focusing"on"disparities"in"education"quality"and"the"dynamics"of"social"capital"within"labor"markets."Second，"this"study"employs"a"twostage"regression"approach"to"address"the"endogeneity"of"individual"education"levels"shaped"by"family"background."By"doing"so，"it"achieves"consistent"estimates"of"educations"impact"on"intergenerational"mobility"and"develops"empirically"robust"strategies"to"mitigate"the"correlation"between"moderating"variables"and"core"explanatory"variables."Third，"the"study"examines"the"heterogeneity"of"barriers"that"impede"educations"promotion"of"intergenerational"mobility"across"different"regions"and"employment"sectors."It"also"explores"how"improving"regional"educational"attainment"can"help"address"individual"barriers"to"intergenerational"mobility，"offering"valuable"insights"for"the"formulation"of"education"and"labor"policies"aimed"at"achieving"common"prosperity.
