值得注意的是，虽然以往绝对教育的理论假定为教育对社会分化的作用提供了经典的、有力的解释，但是这样的解释逻辑存在一定局限。

首先，忽略了教育价值的变化，视教育的收入效应或地位获得功能为固定的。人力资本理论假定学历有助于提高劳动者的生产率和技能，然而，劳动力人口中的技能越丰富，拥有该技能劳动者的边际生产率就越低，其平均工资也越低。因此，即使根据人力资本理论的解释，教育学历的价值在某种程度上也是相对变化的（Shavit & Park，2016）。在社会分层与流动领域，布劳和邓肯的地位获得模型强调教育在社会再生产和社会流动中的主导作用，然而，很多研究发现地位获得的特征因同期群体的差异而变化，这说明教育的地位回报会随着不同的同期群体经历不同历史事件而变化（周怡，2009）。因此，就不同的同期群而言，教育回报也是相对变化的，绝对教育的理论假定无法解释这样的相对变化。

其次，就阶层归属而言，教育绝对价值视角下的理论解释有待进一步商榷。我国许多经验研究的结果表明，高等教育扩张并没有减弱由阶层背景主导的先赋性因素的影响。在我国，高等教育扩张并没有减少来自父母教育和阶层的不平等影响（刘精明，2000）。如果考虑高等教育内部分层的因素，那么我国教育体系的扩张与市场化改革使得优质教育资源更倾向于流向优势家庭的子女（丁小浩，2006）。家庭文化和经济资本较多的优势阶层子女主要接受高等教育，而处于弱势阶层的子女主要接受初等、中等教育（郭丛斌、闵维方，2006）。这些研究的解释机制主要在于制度变迁和市场化改革，但是，教育仍被视为一种蕴含绝对价值的人力资本变量，而这种绝对属性实际上无法随着制度变迁而变化。因此，由教育的绝对价值（忽略教育的相对价值）得到的理论诠释还有待进一步检验，需要更深入地探究其他潜在机制。

02

“相对教育”的理论视角

1.教育作为一种位置性商品

“相对教育”的理论假定为我们提供了一种新的解释路径。相对教育的基本含义是劳动力市场中学历或文凭竞争优势的相对变化。赫希最早确定了教育的位置性商品（positional good）概念，为后来的研究奠定了基础（Hirsch，1977）。赫希认为如果一件商品的价值由他人使用的负向价值决定，那么该商品被视为具有位置性属性。比如，高等教育学历的优势取决于同期群体的教育水平高低。随着制度变迁，教育已经从主要是一种绝对人力资本属性商品转变为一种本质上具有位置性属性的商品（Bills，2016）。教育经济学的研究领域将教育视为一类投资性商品（Blaug，1987），这与位置性商品的概念类似。具体而言，在相同条件下，如果一个人想获得更好的工作，他需要比其他潜在求职者接受更高水平的教育。随着教育的扩张，越来越多的人接受较高水平的教育，为了筛选出更好的求职者，雇主会提高教育水平的入职资格，导致部分求职者仍然无法就业。因此，有学历的求职者在劳动力市场中的竞争优势受到同等及以上教育水平的同期群的影响。比较典型的是我国的中专学历，兴办之初，中专毕业生能进入专业技术阶层或管理阶层，但是相较于1990年，2000年中专毕业生在劳动力市场上的社会经济地位指数与其他毕业生相比下降幅度最大（刘精明、张丽，2018）。

实际上，许多理论将教育视为一种“位置性商品”。首先，相对教育的概念类似于教育信号理论中“教育队列”的概念。教育信号理论假定雇主依赖求职者的教育经历来考察他们的工作能力（Spence，1973）。求职者发送的教育信号因其稀缺性而具有价值，而教育筛选机制中传递的信息价值更多的是由个人的受教育程度在人群中的相对位置决定的（Kroch & Sjoblom，1994）。在美国，相比于职业培训带给求职者的工作技能，求职者在求职队伍中的相对位置通常更能帮助他们找到工作（Stasio，2017；Goldthorpe，2014）。其次，工作竞争模型构建了教育分层与职业层次对应的序列。工作竞争模型将劳动力市场描述为由工作排名和不同学历水平的个人排名组成，该模型认为相比于市场环境的地位特征，个人自身特征更重要，因此教育投资对个人而言是一种防御性决策，是为了在市场竞争中巩固自己的地位（Barth & Thurow，1977）。最后，文凭主义认为各教育水平代表了一种文化规范。文凭主义者认为学历价值更多体现在与阶层文化的匹配上，雇主会认为受教育程度更高的求职者掌握了社会主流文化规范，通过设定教育“门槛”排除掌握了非主流文化规范的求职者，如果求职者都具有相同的文化素质，雇主会设定更高的学历标准来保持同样的雇佣决策（柯林斯，2018）。这些理论强调基于不同的制度环境、不同的历史时期，学历或文凭的价值是相对变化的，而不是绝对不变的。“相对教育”的理论假定在教育的职业回报领域更有解释力，它能简单、可靠地解释教育扩张的消极影响（Horowitz，2018）。

2.中国学历膨胀及其后果

学历膨胀是教育扩张的消极影响。教育扩张的消极影响主要在于：在就业人数没有显著增加的情况下，大量受过高等教育的人进入劳动力市场求职，意味着更多的求职者无法将他们的学历转化为相应的职业。我国高等教育扩张使得接受高等教育的人口比例在出生人口中迅速上升（叶晓阳、丁延庆，2015）。为了在劳动力市场中保持自身优势地位，新一代的年轻人必须接受更高水平的教育，以防止其他人超越自己（Van de Werfhorst & Andersen，2005）。但是，高等教育扩张使得技术人才的数量急剧增加，每个学位持有者都更难脱颖而出（Smith，1986）。劳动力市场无法吸收更多受过高等教育的求职者（Slack & Jensen，2008；赖德胜，2013）。因此，学历持有者的数量不断“膨胀”，学历在劳动力市场中不断“贬值”。

过度教育的研究间接支持了“相对教育”的理论假定。在我国劳动力市场不完善的情况下，教育信号需要发挥更大作用，但是教育信号的功能可能出现失灵（宁光杰，2006）。在竞争激烈的就业环境下，我国就业市场已经出现就业人群学历上移和高文凭者挤占低文凭岗位的现象（张军利，2010）。而且人力资本不足的群体出现过度教育的可能性更高，过度教育会给个人带来更大的收入损失（范皑皑，2012）。随着市场经济的成熟，持续和过度的教育扩张在中国也可能会导致教育收益率下降（方长春，2019）。多数研究认为，影响过度教育发生率的主要因素在于教育规模的变化以及劳动力市场中工作匹配的程度。过度教育的实证研究已然支持“相对教育”理论解释的合理性，我们不能否认许多学历已经失去了以往的影响力。伴随着同期群体的教育水平显著提高，在相同条件下，我们可以预计教育的相对价值将逐渐下降。

3.相对教育对代际地位传递的影响

劳动力市场中教育相对价值的变化会导致地位获得机制的转变。如前所述，教育扩张会间接导致学历膨胀，教育的职业回报也会有所减少。基于一项多国比较的研究发现，随着教育规模的扩大，教育机会的平等化效应与高等教育在劳动力市场中的“贬值”相匹配（Bernardi & Ballarino，2014）。如果拥有至少与受访者相同学历的就业者所占百分比越高，那么就业者的职业声望越低（Ortiz & Rodríguez-Menés，2015）。因此，当教育与职业地位之间的关联逐渐减弱，如果同一教育水平无法使个人获得以往的职业地位，那么个人地位获得的决策、途径或方法将发生变化。

这意味着，家庭背景对地位获得的影响随着教育回报的变化而变化。美国年轻人在由求学向工作过渡的阶段，家庭资源可以决定年轻人能否迈向事业成功（Smith，Crosnoe & Chao，2016）。布库迪和哥德索普认为代际地位传递的过程需要考虑父母和雇主是如何看待教育队列的，有抱负的父母与有学历要求的雇主都可能从相对的视角看待教育（Bukodi & Goldthorpe，2016）。以色列的一项研究发现，当采用相对教育的测量方法时，来自家庭背景的社会不平等显著增加，富裕家庭的父母对学校制度的熟悉程度以及他们对学历价值变化的认识，是解释不平等增大的核心因素（Rotman，Shavit & Shalev，2016）。香港地区的一项定性研究表明，父母帮助子女申请学士学位是为了弥补子女没有学历证书的劣势，对于这些父母来说，获得文凭是防止子女在劳动力市场上竞争失败的一种手段（Wong，2008）。简而言之，当子女预期的教育相对价值不断下降时，父母可能倾注更多的家庭资源帮助子女巩固或者获得更高的职业地位，因此来自父母教育和阶层的“不平等”作用会随着教育扩张而逐渐增强。

本文的基本立场是，在中国当前学历膨胀的背景下，家庭背景对地位获得的影响随着教育相对价值的下降而增强。基于上述认识，本文提出如下假设。

假设a：教育相对价值越高，家庭阶层背景对职业地位的影响越小；反之，教育相对价值越低，家庭阶层背景对职业地位的影响越大。

假设b：教育相对价值越高，家庭教育背景对职业地位的影响越小；反之，教育相对价值越低，家庭教育背景对职业地位的影响越大。

三、数据与方法

本文使用2003年至2015年中国综合社会调查数据。本文将分析样本限制在城镇人口以及1986年后取得学历资格者，符合这两种情况的受访者总数为22657。因变量是受访者的国际社会经济地位指数（ISEI）。CGSS调查使用“1988年国际标准职业分类代码”（ISCO-88）记录受访者及其父母的职业类型，本文将其转化为“国际职业社会经济地位指数”（ISEI）。该变量是一个连续型变量，取值范围是0至100。衡量家庭背景因素的两个自变量是父母的受教育年限和国际社会经济地位指数（ISEI）。父母的受教育年限代表家庭教育背景。如果受访者母亲的受教育年限大于父亲的受教育年限，那么该变量就等于母亲的受教育年限。父母社会经济地位指数代表家庭阶层背景，是由受访者父亲或母亲14岁时的职业类型转化而来。该变量取父亲和母亲社会经济地位指数的最大值。另外，分析模型中纳入的控制变量包括性别、年龄和户口。相关变量的描述性统计如表1所示。

本文利用教育竞争优势得分（Educational Competitive Advantage Score, ECAS）测量教育的相对价值。目前，关于教育相对价值的测量有很多方法，大致分为两类：一是计算各年代各教育水平的平均职业声望或经济回报；二是计算拥有学历的就业者在劳动力市场中的排序情况。与第一类方法相比，第二类方法的优点在于，它体现了某教育水平在劳动力市场中的队列假定。其中，第二类方法又分为两种具体的测量方法：百分位排序和教育竞争优势得分。百分位排序的方法往往使用微观分析数据在同期群体内部计算受访者的百分位数，它无法反映教育水平在宏观人口中的真实排序情况。而计算教育竞争优势得分的方法是用某一年有多少人获得了某学历作为衡量其竞争优势的标准。该方法由索伦森的研究发展而来，其理论假定在于，如果某受教育程度越普遍，那么它的职业价值越低（Sorensen，1979）。教育竞争优势反映了教育扩张过程中各种学历的普遍性。另外，如果使用外部宏观数据计算教育竞争优势得分，则能够避免内生性的问题。

依据教育相对价值的宏观特征，本文使用分层模型（Hierarchical Models）进行针对性估计。由于ECAS的值因不同年份的教育水平而不同，分层模型中第二层次的组（groups）是“学历/年”，例如“2000年大专学历”毕业的受访者即为一组。本研究的实证分析步骤主要是：首先，通过拟合随机截距模型（Random Intercept Models）检验ECAS和家庭背景变量是否显著，并估计其方向和强度；其次，通过拟合随机系数模型（Random Coefficients Models）估计ECAS和家庭背景对职业地位的影响效应；最后，引入ECAS和家庭背景变量的交互项拟合随机系数模型，检验家庭背景对职业地位的作用是否受ECAS的影响。

四、实证结果分析

本文首先通过拟合零模型，即两层模型中都不纳入任何自变量，得到组间相关系数（ICC）的值为0.276，这表明组与组之间的差异占个人总体职业地位差异的27.6%，说明本研究使用分层模型是合适的。

表2的三个模型都是随机截距模型。表2模型1的结果表明，层二自变量ECAS对个人职业地位的影响是正向显著的。表2模型2对于每个组的层一自变量（父母职业地位、父母受教育年限及控制变量）的作用已经被规定为相同的固定值，随机效应中的方差分量显示不同的组对职业地位是有作用的。具体而言，在考虑所有自变量的影响后，组间拦截量的变化估计值为0.414（方差分量0.171），而组内拦截量的变化估计值为0.831（方差分量0.690）。表2模型3同时纳入层二自变量ECAS和层一自变量，其结果显示ECAS和职业地位之间显著正相关，ECAS每增加1个单位，职业地位增加34.4%（p