■王詩(shī)婧

一、引言

早在20世紀(jì)90年代，一些學(xué)者依據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，發(fā)現(xiàn)人力資本的積累能提高生產(chǎn)力，對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要作用，而教育是提高人力資本的重要途徑[1]。Barro[2]通過(guò)分析1960—1985年98個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)人力資本對(duì)人均GDP 增長(zhǎng)有積極影響。此外，教育資源的公平獲得還有利于降低收入不平等，打破“貧困陷阱”，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展。對(duì)個(gè)人而言，教育可以為勞動(dòng)者帶來(lái)經(jīng)濟(jì)收益和其他正向效益，如更好的健康狀況、更高的職業(yè)地位等[3，4]。同時(shí)，個(gè)人受教育程度通過(guò)其擁有的不同社會(huì)和經(jīng)濟(jì)資源對(duì)下一代的收入和職業(yè)產(chǎn)生影響[5]。

盡管中國(guó)教育支出不斷擴(kuò)大，但在教育支出結(jié)構(gòu)和勞動(dòng)者受教育程度方面，仍有待優(yōu)化和提高。中國(guó)人均教育經(jīng)費(fèi)支出處于世界較低水平，僅為8904 美元，而經(jīng)合組織國(guó)家則為11512 美元。在勞動(dòng)者受教育程度方面，盡管在中國(guó)有7409萬(wàn)勞動(dòng)力是受過(guò)高等教育的，但其占總體勞動(dòng)力的比例僅為31.6%，比經(jīng)合組織的平均水平低25%。

在此背景下，研究影響教育人力資本的因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。從國(guó)家層面來(lái)看，教育政策對(duì)下一代受教育程度有重要影響。張建華等[6]研究發(fā)現(xiàn)，高校擴(kuò)招對(duì)教育資源相對(duì)貧乏的省份有更明顯的作用。蘇群等[7]認(rèn)為免費(fèi)義務(wù)教育政策對(duì)子女入學(xué)概率有正向提高作用。從微觀層面來(lái)看，子女個(gè)人特點(diǎn)和其所在的環(huán)境特點(diǎn)對(duì)其教育人力資本的獲得影響較大。父母的受教育程度、收入以及身體狀況對(duì)子女的教育投資有較大的影響[8]。此外，在眾多因素中，社區(qū)總體環(huán)境和家庭自身狀況也是值得關(guān)注的[9，10]。

不難發(fā)現(xiàn)，以上影響因素尤其是微觀因素多與父母自身相關(guān)，因此一些學(xué)者認(rèn)為家庭背景是研究教育人力資本的關(guān)鍵因素[11，12]。對(duì)于如何衡量家庭背景，學(xué)界存在一定的爭(zhēng)議。有些學(xué)者利用家庭擁有的資源來(lái)反映家庭狀況。例如，Van Horn 等[13]通過(guò)家庭資源量表，從基本需求、金錢(qián)、留給自己的時(shí)間、留給家庭的時(shí)間四個(gè)方面來(lái)衡量家庭資源。部分學(xué)者采用家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位衡量家庭背景。例如，龐維國(guó)等[14]以父母學(xué)歷、家庭財(cái)富、學(xué)習(xí)用品的豐裕程度（例如電腦、寬帶等）來(lái)表示家庭經(jīng)濟(jì)地位。

根據(jù)以上分析，父母受教育程度、收入和職業(yè)在多數(shù)情況下作為反映家庭背景的核心變量出現(xiàn)。本文認(rèn)為父母受教育程度本身也會(huì)影響家庭背景變量中的其他變量，如家庭收入、父母的職業(yè)地位等。因此，本文旨在研究父母教育人力資本對(duì)其下一代教育人力資本的影響機(jī)制，探討父輩人力資本是主要通過(guò)直接傳遞給子女，例如基因等先天因素，還是通過(guò)創(chuàng)造更好的家庭環(huán)境通過(guò)后天因素間接影響子女人力資本。

二、理論分析

（一）教育人力資本代際傳遞

大多數(shù)學(xué)者在研究中發(fā)現(xiàn)，父母教育人力資本和子女教育人力資本具有因果關(guān)系，即子女受教育年限的差異可以在很大程度上由父母受教育年限的差異來(lái)解釋[15—17]。

此外，家庭所處的社區(qū)環(huán)境和家庭自身?xiàng)l件也是教育代際傳遞中的重要影響因素，例如富裕且配備有小學(xué)的農(nóng)村會(huì)增加兒童入學(xué)的可能性[18]。孫銀蓮[19]進(jìn)一步利用文化資本理論闡釋代際傳遞機(jī)制，即來(lái)自更有文化教養(yǎng)的家庭的學(xué)生，在學(xué)術(shù)上更容易獲得較高成就。

總體來(lái)說(shuō)，根據(jù)國(guó)內(nèi)外已有研究結(jié)果，父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本有不可忽視的直接影響，同時(shí)也通過(guò)不同路徑對(duì)子女教育人力資本產(chǎn)生間接影響。

直接影響主要表現(xiàn)在由父母基因和父母教育方式、對(duì)教育的認(rèn)知等所衡量的父母自身人力資本差異導(dǎo)致了子女教育人力資本的差異。Plug等[20]通過(guò)對(duì)比美國(guó)同一家庭中的親生子女和被領(lǐng)養(yǎng)子女之間教育程度的差異，發(fā)現(xiàn)基因是教育的代際傳遞的主要途徑。Plug[21]發(fā)現(xiàn)母親基因遺傳會(huì)給子女帶來(lái)學(xué)習(xí)上的優(yōu)勢(shì)。Castelló-Climent 等[22]將不同個(gè)體的壽命納入影響教育人力資本代際傳遞的模型中，結(jié)果發(fā)現(xiàn)低收入人群的壽命更短，這增加了其接受教育的機(jī)會(huì)成本，導(dǎo)致其擁有更低的受教育程度。

而對(duì)于間接影響，父母教育人力資本的高低可能會(huì)導(dǎo)致家庭環(huán)境不同，進(jìn)而影響子女教育人力資本的積累。Haveman 等[23]認(rèn)為父母的教育人力資本通過(guò)家庭收入影響父母能夠?yàn)樽优峁┑奈镔|(zhì)資源，最終影響子女的教育人力資本。祁翔[24]認(rèn)為隨著父母受教育程度的提高，父母對(duì)子女的學(xué)習(xí)投資和與子女互動(dòng)時(shí)間的投入同時(shí)增加。Patacchini 等[25]發(fā)現(xiàn)對(duì)于教育水平高的父母，其花在兒童教育中的時(shí)間對(duì)兒童的學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響更大。Leibowitz[26]認(rèn)為父母的受教育程度會(huì)通過(guò)家庭內(nèi)部的投資，例如對(duì)孩子教育投入的時(shí)間的質(zhì)量與數(shù)量，影響子女的受教育水平。父母教育人力資本差異使其能夠?yàn)樽优逃肆Y本獲得過(guò)程中所能夠提供的資源產(chǎn)生差異。陶東杰等[27]研究證實(shí)，由于家庭資源的限制，家庭規(guī)模越大，子女平均受教育水平越低。高學(xué)歷的母親不僅有能力分擔(dān)子女教育成本[28]，而且還能通過(guò)婚姻選擇為子女創(chuàng)造更好的條件，即高學(xué)歷的母親會(huì)選擇學(xué)歷較高的配偶，從而使得家庭環(huán)境更有利于子女獲得高層次的教育[29]。這是因?yàn)椋阂环矫妫邔W(xué)歷母親通過(guò)婚姻選擇提高了家庭收入狀況和家庭文化資本[30]；另一方面，通過(guò)控制子女?dāng)?shù)量，保證每個(gè)子女獲得足夠的家庭資源以促進(jìn)其學(xué)業(yè)[31]。從已有文獻(xiàn)來(lái)看，國(guó)內(nèi)關(guān)于教育人力資本代際傳遞路徑的研究較少，而且其考慮的因素相較于國(guó)外研究來(lái)說(shuō)不夠全面與深入。此外，少有國(guó)內(nèi)外學(xué)者將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位納入考慮。

基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：父輩教育人力資本積極影響子代教育人力資本。

（二）家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代教育人力資本的影響

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異會(huì)導(dǎo)致子女教育人力資本積累的差異。李忠路等[32]提出擁有高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的家庭有能力為子女提供更加優(yōu)質(zhì)的教育機(jī)會(huì)。王禎梅[33]認(rèn)為家庭社會(huì)地位的差異使得子女能夠獲取的資源類(lèi)型和程度不同，這最終影響了子女的學(xué)歷。

具體而言，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異對(duì)子女人力資本的影響主要可歸納為經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)地位對(duì)子女的影響。在經(jīng)濟(jì)方面，家庭收入會(huì)影響父母對(duì)子女的教育投資，從而影響子女教育人力資本的積累。趙穎[34]發(fā)現(xiàn)父母下崗引起的家庭經(jīng)濟(jì)資源的減少會(huì)導(dǎo)致子女教育人力資本的下降。龔繼紅等[35]認(rèn)為家庭收入在3000元以上時(shí)，家庭收入會(huì)對(duì)父母教育投資決策產(chǎn)生顯著影響。文大稷等[36]認(rèn)為家庭收入會(huì)限制教育投資的意愿和規(guī)模，低收入家庭會(huì)減少家庭教育投資，這會(huì)影響其下一代的教育獲得。Davis-Kean[37]以美國(guó)學(xué)生為樣本分析發(fā)現(xiàn)，家庭收入首先對(duì)父母的教育期望產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響父母的教育行為，使其愿意為子女教育進(jìn)行投資，例如購(gòu)買(mǎi)書(shū)籍等，最終對(duì)子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生影響。

此外，父母不同的社會(huì)階層對(duì)子女教育人力資本積累的影響也不同。謝作栩等[38]研究發(fā)現(xiàn)，處于農(nóng)民和失業(yè)階層的父母其子女受教育程度比同齡人低。Marjoribanks 等[39]認(rèn)為和經(jīng)濟(jì)資源相比，父母的社會(huì)資源可能在子女教育獲得中發(fā)揮更大的作用。趙延?xùn)|等[40]認(rèn)為父母社會(huì)資源尤其是人脈資源能為其子女的教育獲得提供一定優(yōu)勢(shì)，為子女獲得更高的教育創(chuàng)造良好的條件。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)最早由Duncan 提出。Duncan[41]提出通過(guò)自評(píng)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與個(gè)人受教育程度、職業(yè)類(lèi)型、收入進(jìn)行多元回歸，將系數(shù)作為權(quán)重再次計(jì)算社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)。這一思路被國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛運(yùn)用。Robert 等[42]使用一個(gè)家庭中家庭地位高的人的職業(yè)地位、受教育程度和收入衡量家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。齊良書(shū)等[43]根據(jù)受教育程度和職業(yè)進(jìn)行分組，分別進(jìn)行回歸來(lái)考察社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民健康的影響。李培林等[44]則用職業(yè)類(lèi)型代表社會(huì)地位，個(gè)人收入代表經(jīng)濟(jì)地位。

然而，隨著計(jì)量學(xué)科的不斷發(fā)展和新計(jì)量方法的產(chǎn)生，不少學(xué)者認(rèn)為Duncan通過(guò)自評(píng)獲得的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位得分主觀性太強(qiáng)，會(huì)引起較大的偏誤。同時(shí)，有學(xué)者提出家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和衡量不應(yīng)只局限于收入、職業(yè)和受教育程度，研究者應(yīng)根據(jù)研究的主題選擇合適的度量變量[45]。吳延科等[46]提出由于數(shù)據(jù)搜集的困難，尤其是父母收入數(shù)據(jù)難以獲得，可利用兒童在14 歲時(shí)對(duì)其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的評(píng)價(jià)進(jìn)行替代。Sewell 等[5]將家庭財(cái)富和家庭能夠給予子女接受高等教育的資金支持納入模型。Hollingshead[47]則加入婚姻狀況來(lái)衡量家庭社會(huì)地位。

從現(xiàn)有研究可以看出，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和父母?jìng)€(gè)人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位聯(lián)系緊密，而且大部分學(xué)者認(rèn)可收入、職業(yè)類(lèi)型和受教育程度對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的重要影響。但本文認(rèn)為教育程度本身作為一項(xiàng)人力資本，會(huì)對(duì)收入和職業(yè)類(lèi)型產(chǎn)生影響，故本文在后續(xù)研究中將教育這項(xiàng)人力資本獨(dú)立出來(lái)。

基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在父輩教育人力資本到子代教育人力資本的代際傳遞中起中介作用。

三、指標(biāo)選取與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與整理

本文使用美國(guó)北卡羅來(lái)納大學(xué)人口研究中心與中國(guó)疾病與預(yù)防控制中心合作設(shè)計(jì)并加以實(shí)施的“中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”（CHNS）數(shù)據(jù)，并利用1989—2015年間的共計(jì)10 次調(diào)查數(shù)據(jù)分析代際教育人力資本傳遞。合并所有與研究相關(guān)的數(shù)據(jù)表，得到180705個(gè)數(shù)據(jù)樣本，刪除缺失值后得到174226個(gè)樣本。

本文對(duì)子女與父母數(shù)據(jù)進(jìn)行代際匹配以進(jìn)行后續(xù)研究。為減弱年齡對(duì)于子女教育人力資本的限制，對(duì)于年齡大于21歲的被調(diào)查者只選取其首次達(dá)到最高受教育程度所屬的調(diào)查年份的相關(guān)信息。經(jīng)過(guò)篩選后，共得到30008個(gè)樣本數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)被調(diào)查者對(duì)“與戶(hù)主關(guān)系”這一調(diào)查問(wèn)題的回答，為30008個(gè)樣本數(shù)據(jù)匹配其父母信息。

由于家庭戶(hù)主會(huì)發(fā)生變化，為盡可能匹配父母與子女信息，本文將代際匹配分為三類(lèi)：一是戶(hù)主與其父母的匹配；二是戶(hù)主及配偶與其子女的匹配；三是家庭中兒子（女兒）和兒媳（女婿）與家庭中孫子、孫女的匹配。在此思路下，共得到5841個(gè)具備父母雙方信息的有效樣本。

（二）變量選取

1.因變量

子女教育人力資本：本文采用子女受教育程度進(jìn)行衡量，具體選取受正規(guī)教育年限，主要根據(jù)被調(diào)查者對(duì)“您受正規(guī)教育年限”這一問(wèn)題的回答反映子女教育人力資本的大小。

本文采用移動(dòng)平均法和替代法填補(bǔ)缺失值，即如果被調(diào)查者前兩次調(diào)查的受教育程度相同且其第三次調(diào)查的受教育程度缺失，則用前兩次的調(diào)查結(jié)果來(lái)填補(bǔ)。

2.自變量

父母教育人力資本：本文主要以家庭為單位進(jìn)行考察，選取父母中受正規(guī)教育年限較高的一方代表父輩教育人力資本。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位：本文根據(jù)中國(guó)的實(shí)際情況并結(jié)合問(wèn)卷調(diào)查，將父母的職業(yè)、父母所在單位的性質(zhì)和家庭收入納入對(duì)于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的衡量。使用主成分分析法衡量各因子比重，并據(jù)此計(jì)算得出家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量。本文借鑒陸學(xué)藝[48]的分析，將問(wèn)卷中父母職業(yè)分為5 個(gè)層級(jí)。然后參考李春玲[49]的研究，對(duì)父母職業(yè)進(jìn)行重新賦值，使其數(shù)值等距分布在0—100之間。此外，對(duì)父母所在單位性質(zhì)進(jìn)行了重新賦值，分值為1—8。

本文主要使用父母職業(yè)、所在單位性質(zhì)以及父母收入進(jìn)行主成分分析?？紤]到年份影響，以2000年為分界線，對(duì)2000年之前的2478 個(gè)樣本數(shù)據(jù)和2000年之后的3286 個(gè)樣本數(shù)據(jù)分別進(jìn)行主成分分析。同時(shí)控制年齡對(duì)最高受教育程度的影響，只選取年齡大于21 歲的樣本，約占總樣本的60%。首先，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兩組樣本kmo 值分別為0.70 和0.68，且均通過(guò)巴特利特（Bartlett）球形檢驗(yàn)，較為適合使用主成分分析法進(jìn)行分析。其次，選取特征值大于1 且累計(jì)貢獻(xiàn)率在60%的主成分1 和主成分2進(jìn)行分析。最后，通過(guò)分析主成分載荷矩陣判斷各原始變量與主成分的相關(guān)關(guān)系。描述各主成分的含義結(jié)果如表1和表2所示。

表2 2000年之后樣本主成分載荷矩陣

根據(jù)主成分載荷矩陣可以看出，2000年之前，父母職業(yè)和父母單位性質(zhì)對(duì)主成分1 貢獻(xiàn)較多，而父母收入則對(duì)主成分2 貢獻(xiàn)較大。2000年之后，父母職業(yè)對(duì)主成分1 貢獻(xiàn)較大，父母單位性質(zhì)對(duì)主成分2 貢獻(xiàn)較多。同時(shí)，2000年之前父母職業(yè)與父母收入對(duì)主成分2貢獻(xiàn)方向相反。這可能是由于20世紀(jì)末，我國(guó)工資較高的行業(yè)主要為資源型行業(yè)，而類(lèi)似老師、教授等擁有較高社會(huì)地位的職業(yè)工資相對(duì)較低，從而導(dǎo)致負(fù)向關(guān)系的出現(xiàn)。同時(shí)，根據(jù)光明日?qǐng)?bào)2012年的就業(yè)狀況分析，當(dāng)年大多數(shù)應(yīng)屆畢業(yè)生選擇國(guó)企而放棄工資待遇較高的外企或者私企，可以看出中國(guó)對(duì)國(guó)企認(rèn)可度較高。通過(guò)以上分析可以認(rèn)為，兩個(gè)主成分分別代表家庭的經(jīng)濟(jì)資源與社會(huì)資源。

本文借鑒任春榮[50]的方法，當(dāng)有兩個(gè)主成分特征值大于1時(shí)，利用主成分載荷作為權(quán)重，與各因子得分相乘，而后除以第一個(gè)主成分的特征值，最終計(jì)算出家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的數(shù)值。兩組樣本的因子得分如表3和表4所示。

表3 2000年之前主成分得分

表4 2000年之后主成分得分

3.控制變量

控制變量主要包括：子女性別；父母年齡；戶(hù)籍，即家庭戶(hù)口是城市還是農(nóng)村；民族，即被調(diào)查者是否為少數(shù)民族；家庭所在地區(qū)，本文將被調(diào)查者家庭所在地區(qū)歸為東中西部地區(qū)，構(gòu)造三個(gè)虛擬變量。此外，構(gòu)造年份的虛擬變量，如果調(diào)查年份在2000年之前，則為0；在2000年之后，則為1。樣本描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表5。

表5 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型的設(shè)定與假設(shè)

本文主要基于教育人力資本存在代際傳遞且家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在教育人力資本代際傳遞中發(fā)揮一定作用的假設(shè)。

本文建立的模型類(lèi)似于Becker等[11]提出的人力資本的流動(dòng)性模型，并綜合前人在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女人力資本影響方面的研究成果對(duì)模型進(jìn)行調(diào)整，建立以下模型：

式（1）中，e表示教育人力資本，下標(biāo)s和f分別表示子女和父母。es表示子女教育人力資本，ef表示父母教育人力資本。ses 表示家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。X表示一系列控制變量。γ0表示常數(shù)項(xiàng)，ε表示殘差項(xiàng)。

父母教育人力資本差異會(huì)導(dǎo)致家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異，本文通過(guò)建立以下模型來(lái)表示這種關(guān)系：

將式（2）代入式（1）可推導(dǎo)出下式：

式（3）中，γ1+γ2β1表示父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本總量影響；γ1表示父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本的直接影響；γ2β1表示父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本的間接影響。

四、實(shí)證分析

（一）相關(guān)性分析

從表6可以看出，子女教育人力資本、父母教育人力資本和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位存在一定的相關(guān)性且為正向相關(guān)，尤其是父母教育人力資本和子女教育人力資本相關(guān)性較高。

表6 相關(guān)系數(shù)矩陣

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)與分析

本文參考溫忠麟等[51]的研究方法。首先，對(duì)子女教育人力資本和父母教育人力資本進(jìn)行回歸分析（模型1），發(fā)現(xiàn)父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本產(chǎn)生顯著影響；其次，以家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為因變量，以父母教育人力資本為自變量進(jìn)行多元回歸（模型2），發(fā)現(xiàn)父母教育人力資本對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位產(chǎn)生顯著正向影響；最后，將家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和父母教育人力資本加入模型，得到模型3。

從表7 可以看出，父母教育人力資本和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女教育人力資本產(chǎn)生顯著影響。對(duì)比模型1和模型3可以發(fā)現(xiàn)，在加入家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位前后，父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本的回歸系數(shù)有一定程度的下降，但回歸系數(shù)仍顯著。根據(jù)Sobel檢驗(yàn)方法，說(shuō)明家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在教育人力資本的代際傳遞中扮演了中介變量的角色，即父母教育人力資本會(huì)通過(guò)影響家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女教育人力資本產(chǎn)生間接影響。

表7 多元回歸分析

此外，根據(jù)回歸系數(shù)可以進(jìn)一步計(jì)算出父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本的直接效應(yīng)為0.171，間接效應(yīng)為0.085（4.255×0.02≈0.085），故間接效應(yīng)約占總效應(yīng)的33.2%?？梢岳斫鉃?，在教育人力資本的代際傳遞中，有33.2%的子女教育人力資本的差異由父母教育人力資本引起的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異所解釋?zhuān)?6.8%主要由父母教育人力資本直接對(duì)子女教育人力資本產(chǎn)生的影響所解釋。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本部分主要利用Efron 等[52]提出的Bootstrap 方法，采用重復(fù)抽樣的方法再次對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在教育人力資本代際傳遞中的地位進(jìn)行驗(yàn)證。經(jīng)過(guò)重復(fù)抽樣得到6000個(gè)樣本，對(duì)這6000個(gè)樣本進(jìn)行回歸，得到結(jié)果如表8所示。

表8 直接與間接效應(yīng)分析

根據(jù)重復(fù)抽樣后的回歸結(jié)果可以看出，直接效應(yīng)為0.171，與前文檢驗(yàn)后得出的結(jié)果一致。對(duì)于間接效應(yīng)來(lái)說(shuō)，父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本通過(guò)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位產(chǎn)生影響的回歸系數(shù)為0.085，雖然與前文檢驗(yàn)不一致，但檢驗(yàn)結(jié)果也落在Bootstrap 檢驗(yàn)結(jié)果中的95%置信區(qū)間內(nèi)。同時(shí)，直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的置信區(qū)間均不包括0 值，這說(shuō)明中介效應(yīng)是存在的。

五、結(jié)論

本文首先通過(guò)對(duì)教育人力資本代際傳遞、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女教育人力資本獲得及家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位衡量方法進(jìn)行文獻(xiàn)梳理，提出理論模型。并在此基礎(chǔ)上，利用主成分分析法對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)進(jìn)行衡量，然后對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在代際傳遞中的作用進(jìn)行回歸。

利用兩種檢驗(yàn)方法得出相似結(jié)論：即父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本的獲得具有顯著的積極作用；父母教育人力資本的上升會(huì)提高其經(jīng)濟(jì)與社會(huì)資源的獲得能力即提高其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，進(jìn)而促進(jìn)其子女的教育人力資本的獲得。具體來(lái)說(shuō)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在教育人力資本代際傳遞中發(fā)揮了中介作用，父母教育人力資本通過(guò)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女教育資本產(chǎn)生的影響占總影響的33%左右。同時(shí)，在教育人力資本代際傳遞中，父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本的直接影響較大，可以認(rèn)為父母通過(guò)基因傳遞等對(duì)子女教育人力資本的獲得所產(chǎn)生的直接影響較大。

綜上所述，本文從家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位這一視角分析教育人力資本代際傳遞的影響，認(rèn)為家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)教育人力資本代際傳遞有積極影響，后天環(huán)境尤其是家庭經(jīng)濟(jì)資源即家庭收入對(duì)彌補(bǔ)子女教育人力資本先天不足具有一定貢獻(xiàn)，家庭收入的提高有利于縮小子女人力資本的差距。同時(shí)，父母教育人力資本對(duì)子女教育人力資本獲得的直接影響較大，約占總效應(yīng)的60%?；诖?，促進(jìn)中國(guó)教育機(jī)會(huì)的公平獲得，不僅有利于提高我國(guó)國(guó)民的人力資本，而且有利于我國(guó)人力資本的持續(xù)增長(zhǎng)與積累。同時(shí)，促進(jìn)收入公平，縮小收入差距以縮小家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異，對(duì)我國(guó)教育人力資本的提高與積累也有不可忽視的作用?！?/p>