中国城镇居民教育与收入代际流动的关系研究六、中国城镇居民教育促进收入代际流动的功能（一）子女收入的影响因素本部分主要探讨父亲收入这一先赋性因素和子女教育这一后致性因素对子女收入的影响，所以收入通径分析模型主要考虑父亲收入、子女教育和子女收入这三个变量。其中，父亲收入主要由父亲2004年收入来测度，子女教育主要由子女受教育程度来衡量，子女收入主要由子女2004年收入来测量。通径系数的计算结果如表4所示，通径图如图所示。收入通径分析的结果表明，父亲收入这一先赋性因素和子女教育这一后致性因素对子女收入均具有显著影响。前者的通径系数为0.159，后者的通径系数为0.189，说明与父亲收入这一先赋性因素相比，子女教育这一后致性因素对子女收入的影响更大。父亲收入对子女收入的影响可以分解为父亲收入对子女收入的直接影响和父亲收入通过影响子女教育继而影响子女收入的间接影响。其中，父亲收入对子女收入的总影响为父亲收入对子女收入的简单回归系数，为0.183；父亲收入对子女收入的直接影响为0.159，占总影响的比例为86.9%；父亲收入通过影响子女教育继而对子女收入产生的间接影响为0.129乘以0.189，乘积为0.024，间接影响占总影响的比例为13.1%。换言之，父代收入对子代收入的影响更多地表现为直接影响，其通过影响子女教育继而影响子女收入的间接影响相对较弱。---本文来源于网络，仅供参考，勿照抄，如有侵权请联系删除---也就是说，教育在其中具有一定的复制原有经济地位的功能，但这种复制功能相对较弱。（二）教育对子女进入最高收入组群的作用在上部分中，笔者将父亲收入和子女收入分别进行四等分，分成最高收入组群、中等偏上收入组群、中等偏下收入组群和最低收入组群。为分析子女教育对其进入最高收入组群的作用，笔者建立一个二元logistic回归模型：模型的因变量为“子女收入是否为最高收入组群”的二分类变量，如果子女收入为最高收入组群，二分类变量的值为1；如果子女收入并非为最高收入组群，二分类变量值为0。自变量有子女的受教育年数、父亲的受教育年数以及三个有关父亲收入组群的虚拟变量（最高收入组群、中等偏上收入组群和中等偏下收入组群，最低收入组群为收入组群虚拟变量的参考变量）。表5的回归结果表明，子女受教育程度的提高有助于其进入最高收入组群。子女受教育程度的B值为0.171，B的反对数值为1.186，说明子女的受教育年数增加一年，其进入最高收入组群的加权机会比例将增加18.6%，这意味着在控制了父亲受教育程度和父亲收入等家庭背景因素后，子女受教育年数的增加有助于提高其进入最高收入组群的可能性。表5的回归结果还表明，不同收入组群的子女进入最高收入组群的可能性存在较大的差异。父亲是最高收入组群的exp（B）为3.639，说明最高收入组群的子女进入最高收入组群的可能性是最低收入组群子女的3.6倍；父亲是中等偏上收入组群的exp（B）为2.188，说明中等偏上收入组群的子女进入最高收入组群的可能性是最低收入组群子女的2.2倍；父亲是中等偏下收入组群的exp（B）为1.795，说明中等偏下收入组群的子女进入最高收入组群的可能性是最低收入组群子女的1.8倍。换言之，最高收入组群的子女继续雄踞最高收入组群的可能性明显高于其他三类收入组群的子女。中等偏上和中等偏下收入组群的子女进入高收入组群的可能性在四个收入组群中位居中间层次，低于最---本文来源于网络，仅供参考，勿照抄，如有侵权请联系删除---高收组群的子女，但却高于最低收入组群的子女。相形之下，最低收入组群作为整个社会收入分配的最弱势群体，其子女要想摆脱父代收入的影响，进入最高收入组群的难度相对较大。父亲所属收入组群的虚拟变量与子女受教育年数的三个交互项的回归结果表明，不同收入家庭的子女所接受的教育对其进入最高收入组群的作用存在一定的差异。父亲为最高收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互项的回归系数为-0.054，B的反对数值为0.947；父亲为中等偏上收入组群的虚拟变量和子女受教育年数的交互项的回归系数为-0.018，B的反对数值为0.982；父亲为中等偏下收入组群的虚拟变量和子...