内容提要　本文引入格式塔心理学派的完形理论解释知识青年对其子女教育的代际补偿行为，利用2010 年中国家庭追踪调查数据检验知青的教育代际补偿效应。研究发现：在城镇中，知青比非知青受教育年限少0.41年，大部分知青教育被迫中断在初中或高中阶段，错失接受高等教育的机会；对于第一个子女来讲，知青子女比非知青子女的受教育水平显著高约1年，更可能接受大专及以上学历教育，而第二个子女受教育水平无显著差异。异质性分析剔除了个人能力和家庭背景对子女教育的影响，工具变量估计表明上山下乡运动具有很强的外生性，普通最小二乘法估计结果是无偏和稳健的。本文首次验证了上山下乡运动这种外生政策冲击的教育代际补偿效应，发现了知青弥补其人力资本损失的新机制，为理解教育的代际影响提供了一个崭新的视角。

关键词　上山下乡运动　知识青年　外生政策冲击　教育代际补偿一　导论

自1968年年底，中国开始了一场声势浩大并持续十年之久的知识青年上山下乡运动（下文将参加此运动的青年简称知青），约1700多万城市青年被下放到农村（国家统计局社会统计司，1987），对中国社会产生深远影响。由于国家追认知青下乡时期的工龄，下乡经历对知青工资的负面影响并不显著（杨娟和李实，2011），但知青生活幸福感比非知青要低（王甫勤，2011），文化大革命（下文简称文革）期间下乡的知青社会信任水平显著更低（梁平汉和李佳珈，2014），知青的精神健康状况更差（Gong等，2014），下乡经历甚至改变了知青的个人信念（Gong等，2015）。上山下乡运动使知青失去了接受正规文化教育的机会（潘啸鸣，2005；张化，2009），从而导致其人力资本损失（Deng和Treiman，1997；Zhang等，2007）。

教育中断导致的人力资本损失将产生两方面后果。首先，那些下乡年限越长的知青，在结婚时获得父母作为补偿的礼金和嫁妆越多（Li等，2010）；那些错失初中和高中教育的知青在上山下乡运动结束后，还可能通过读夜校和电大获取半正规的学历（Meng和Gregory，2002），受文革影响的一代会再投资于其自身教育（Han等，2011），知青从父辈获得物质补偿，或通过增加自身教育投入弥补其人力资本损失。其次，Meng和Zhao（2013）以文革造成的教育中断作为父母受教育水平的工具变量考察了父母对子女教育的培育效应，发现父母受教育水平因文革减少1年导致子女的受教育水平减少0.27—0.38年，教育中断不仅影响当代，而且也影响到下一代。然而，他们的估计存在两个问题。第一，文革一代教育被迫中断，其实际的受教育水平低于其潜在的最高学历，文革一代的受教育水平低估了其诸如能力之类的先天因素。第二，格式塔心理学派认为人存在完形趋向，“未被实现的愿望”会驱使人们做很多努力来实现这个愿望（勒温，2003）。在自身教育被迫中断后，文革一代很可能会通过增加子女教育投入来进行教育的代际补偿，这种教育中断可能会通过代际补偿的方式作用于子女教育，其工具变量不满足外生性条件。

知青教育被迫中断后，失去了接受正规大学教育的机会，这构成了知青不完整的心理图形。知青将会通过增加子女教育的方式来弥补其人生缺憾，消除不完整心理图形所造成的紧张：假设知青育有两个后代，当知青（预期）第一个子女的教育水平提高，不完整心理图形的紧张得以缓解，知青对第二个子女教育的投入意愿减弱。本文利用2010年中国家庭追踪调查数据的研究发现：相比城镇非知青，知青的受教育年限平均减少0.41年，而知青家庭子女一受教育水平增加1年，接受正规高等教育特别是四年制本科教育的可能性显著提高，但这种效应在知青家庭适龄子女二身上并不显著。

本文可能的贡献有三方面。第一，劳动经济学文献的研究表明，由于先天基因和父母培育两个机制的作用，父母的受教育水平对子女的教育会产生正向的代际传递（Ermisch和Francesconi，2001；Behrman和Rosenzweig，2002；Black等，2005）。然而，当父辈教育因外部因素被迫中断时，在完形趋向的作用下父母会增加子女教育投入以弥补其不完整的心理图形，知青家庭子女的受教育水平不降反升。本文以格式塔心理学派的完形理论解释并利用微观数据验证了知青的教育代际补偿心理机制，为理解教育的代际影响提供了一个崭新的视角。

第二，佐藤宏和李实（2008）利用2002年中国家庭收入调查数据的研究发现，地主、富农家庭出身的男性户主的受教育水平，在毛泽东时代因成分歧视而下降，在改革开放后又有所反弹，其家庭中年龄在16—18岁之间的后代具有较高的受教育水平。上山下乡运动几乎涉及所有城市家庭（Zhou和Hou，1999），本文利用知青上山下乡这一外生冲击，很大程度上排除了家庭背景或父母能力因素对子女教育的影响，有效地识别了知青上山下乡经历对子女教育的代际影响。

第三，格式塔心理学派早在20世纪30年代就提出了完形理论，“未被实现愿望的诅咒”这一心理机制在很多文学作品中得到阐释，在实验心理学中也得到了印证，但尚未得到现实经验证据的检验。知青的教育因上山下乡运动而被迫中断，未能接受正规高等教育构成了知青的不完整心理图形。本文利用知青上山下乡这一外生政策冲击验证了“未被实现愿望的诅咒”的力量，首次为格式塔心理学派的完形理论提供了现实的经验证据。

文章余下部分安排为：第二节介绍知青上山下乡运动的背景，第三节说明知青教育代际补偿的心理机制，第四节介绍研究的数据、特征事实和计量模型，第五节为结果讨论，第六节是结论。

二　知青上山下乡运动

根据顾洪章和马克森（1997）的划分，中国的知青上山下乡运动分为四个阶段：1955—1961年探索阶段、1962—1966年在全国有计划展开阶段、1967—1977年接受贫下中农再教育的政治运动阶段、1978—1981年重大历史转折阶段。知青上山下乡成为一项运动，实质上是在文革开始后，尤其是1968年12月毛泽东下达“知识青年到农村去”指示之后的事情。知青上山下乡由初期地方自行安排组织、继而国家有计划但非强制性的安排，骤然发展成一项全国动员的带有强制性的政治运动。

如图1（a）所示，知青上山下乡运动在1969年达到高峰，当年下放人数达到267万人。由于老三届中学毕业生已基本被下放，部分高中和中专学校1970年恢复招生及国民经济有所恢复和发展，1970—1972年下乡人数逐年减少。但1971、1972年基本建设规模过大，导致所谓“三个突破”，为控制城镇职工人数，国家再次动员那些在城镇不能升学就业的中学毕业生下乡，知青下放在1975年迎来了又一高峰。1976年文革结束后，知青上山下乡人数趋于下降。进入1981年后，各地通过扶持集体经济、鼓励个体经营、增加城镇就业等方式，安置了历史遗留下来的96万插队知青，城镇知识青年上山下乡运动宣告结束（顾洪章和胡梦洲，1997）。

虽然没有文件明确规定城镇知识青年必须上山下乡，但1968年之后的上山下乡运动具有很大的强制性。Zhou和Hou（1999）研究发现，父亲的职位和家庭成分对青年是否下乡无显著影响，特别是老三届毕业生的上山下乡具有很大的强制性；但下乡时间越久、具有高中以上学历和具有干部家庭背景的知青在上山下乡政策正式结束前回城的可能性更高。因此，虽然家庭背景对是否下乡没有显著影响，但却会对尽早回城有显著作用。如图1（b）所示，上山下乡运动是知青在城市与农村间的双向流动，在新知青下乡的同时，部分前期知青通过各种方式回城。

相对于同时代的非知青而言，知青因长期在农村务农而失去了继续升学尤其是读大学的机会。文革开始后大学停止招生，1972年春，全国推广的推荐入学制度使部分政治成分好的知青得以通过招生方式回城并接受不完整的大学教育。1977年恢复高考，1977和1978年两次高考有1180万人报考，合计录取67.5万人，录取率只有5.7%。因此，只有那些学习能力强的知青才能通过高考进入大学，大部分知青教育止步于初中或高中，沦为“失落的一代”（潘啸鸣，2010）。

三　代际补偿的心理机制：未被实现愿望的诅咒

如上所述，少数知青通过竞争激烈的高考进入大学，部分知青在上山下乡运动结束后接受了非正规的大学教育，大多数知青教育被迫中断在初中或高中，失去了接受正规大学教育的机会。这一人生经历对知青的行为会产生什么影响？

格式塔心理学派代表人勒温（2003）借用拓扑学的概念来描述心理事实在心理生活空间中的移动，从而提出了心理紧张系统说。勒温认为，每一心理事件都取决于其人的状态及环境，即B=f（PE），其中B代表人的行为，P为人的状态，E系人所处的环境或心理生活空间。心理紧张系统说主张，在个人及其环境之间有一种平衡状态，平衡被破坏，就会引起一种紧张，从而导致力图恢复平衡的移动。当一个人具有一定的动机或需要时，在人的身体内部就会出现一个紧张系统，这个系统随着需要的满足或目标的实现就会趋于松弛或紧张得以解除；相反，如果需要得不到满足或动机受阻，这个紧张系统就会继续保持下去，并促使人具有努力满足需要或重新实现目标的意向（车文博，1998）。因此，根据格式塔心理学派的心理紧张系统说，人们会追求一个完整的心理图形，即人们具有一种完形趋向。如果由于外部因素导致人们有“未被实现的愿望”，这就构成了一个不完整的心理图形，人们会做很多努力尝试实现这个愿望。

人的完形趋向会对个体行为产生深远影响。对于大部分知青来说，本应在大学学习的青春年华被迫在农村度过，上大学成为其“未被实现的愿望”，从而构成了知青的一个不完整心理图形。Meng和Gregory（2002）发现知青更可能通过夜校或电大获得半正规的学历，从心理学的角度来说就是知青对未被实现愿望的补偿。然而，夜校和电大的教育毕竟不是正规大学教育，这种愿望的补偿是不完全的。在自身补偿不完全的情况下，子女作为人类家庭的自然延续，知青将会通过增加子女教育的方式来进行代际补偿，从而达成完整的心理图形。

从实际情况看，知青在成为父母后，育有多个子女的知青会将上大学的愿望寄托在第一个子女（下文简称子女一）身上，并增加对子女一的教育投入以提高其受教育水平，这种教育的代际补偿首先体现在子女一身上。根据心理紧张系统说，当知青子女一的受教育水平得以提高，或者知青预期子女一能够实现其未竟的愿望之后，当年未能上大学的愿望很大程度上得到了满足，心理系统就从不平衡状态移动到平衡状态，其心理紧张得以缓解。于是，知青对第二个子女（下文简称子女二）的教育投入动机将减弱，知青家庭子女二的受教育水平未必比非知青家庭子女二的受教育水平高。因此，本文的中心命题可概括为：在自身教育被迫中断后，知青将通过增加子女一教育的方式来弥补其人力资本损失，但这种教育的代际补偿在子女二身上并不显著。

当然，关于知青的教育代际补偿动机还有两个问题需要进一步讨论。第一，由于文革期间国民教育体系遭受破坏，知青教育固然被迫中断，同时代的非知青在文革中也可能面临类似的遭遇，两者的教育代际补偿动机是否有差异？实际上，1970年部分高中和中专学校恢复招生，1972年春全国推广大学推荐入学制度，文革初期遭到破坏的教育体系在一定程度上得到恢复。根据当时的政策，上山下乡运动主要动员的对象是无法在城市继续升学或就业的城镇青年。换言之，那些未被下放的城市青年基本可以在城市继续升学或者谋得工作岗位。尤其是对于那些就业的城市青年来说，他们接受教育的意愿自然下降，谈不上所谓的教育中断。因此，知青教育的代际补偿动机不仅比非文革一代强烈，而且比同时代的非知青也要强烈。

第二，对于那些接受过高等教育的知青来说，是否因为已经实现了上大学的愿望就不具有教育代际补偿动机？如上所述，部分知青通过竞争激烈的高考进入大学或读夜校电大获取大学学历。一方面，在面临同样激烈的高考竞争时，知青因遭遇长时期的物质贫困和文化匮乏，进入大学远比同时代非知青困难，上了大学的知青更懂得受教育机会的来之不易，更加重视子女教育。另一方面，知青通过读夜校或电大获取的是非正规的大学教育，只是部分弥补了其上大学的愿望，上大学接受正规高等教育仍然构成其不完整的心理图形。因此，相对于未上大学的知青，那些接受过高等教育的知青教育代际补偿的动机有所减弱，但仍然比非知青要强烈。

四　数据和模型

（一） 数据

本文利用2010年中国家庭追踪调查（CFPS）数据检验上山下乡经历对知青子女受教育水平的影响，以识别知青的教育代际补偿效应。2010年中国家庭追踪调查范围涉及全国25个省市区共635个村居、14798个家庭、33600个成人样本。其中有825个成人报告有上山下乡经历，本文根据以下标准定义上山下乡样本。（1）选取1968—1978年上山下乡的649个样本作为政治运动时期的知青，另选取在1955—1967年上山下乡、参加建设兵团或到干校劳动的175个样本作为非政治运动时期的知青，以与政治运动时期的知青作对比。如无特殊说明，本文所称知青均指政治运动时期的知青。（2）政治运动时期规定以初中、高中毕业生为主要下乡动员对象，有少部分高小毕业生，因此本文剔除了28个小学以下学历的成人。（3）根据1968年开始上山下乡高中应届毕业生正常的出生年份，本文进一步将样本限定在1946年9月以后出生的成人，剔除掉1946年9月之前出生的17人。（4）上山下乡的对象为城镇知青，因此剔除12岁户籍在农村的46个成人。本文获得558个知青样本，其中男性知青272个，女性知青286个，其中有95对知青夫妻。

2010年CFPS成人数据以成人为观测对象，报告了成人及其配偶、子女、父母的信息，其中22799个成人的配偶为有效样本，另有3556个成人配偶为非有效样本，7245个成人为“不适用”，即约有11400个配偶为有效成人样本，出现“两个成人报告同一个子女”的情形。如果直接以成人为样本会出现重复观测，在成人配偶一方为知青、另一方为非知青的情形下，甚至会出现变量定义混淆。因此，本文以成人数据为基础构造一个以子女为观测的数据集，具体步骤如下：（1）根据成人配偶是否为有效样本，提取3556个成人配偶为非有效样本和7245个成人配偶“不适用”情形下的成人为单方样本，其成人和子女一一对应，不会出现重复观测和变量定义混淆。（2）提取22799个有效成人配偶样本，分别生成11399个丈夫样本和11400个妻子样本，其中218个妻子为知青，220个丈夫为知青，95对夫妻双方均为知青；以子女为观测合并丈夫样本和妻子样本生成涵盖父母双方完整信息的双方样本，双方样本可作为本文经验研究的一个独立数据集。（3）将单方样本和双方样本合并生成以子女为观测的合并样本，其涵盖的知青数量最多，作为本文研究主要的数据集。

558个样本知青出生于1946—1968年，出生年份集中在20世纪50年代；在553个报告上山下乡开始和结束时间的样本中，上山下乡年限介于1—42年之间，平均年限为6.16年，Zhou和Hou（1999）基于20个城市855个知青样本的平均下乡年限为6年，两者非常接近。从回城时间看，322个知青在1979年之前回城，233个知青在1979年之后回城，即1979年前回城知青占比约57.7%。根据国家统计局的统计，1962—1978年累计返城比例为62.5%，调整统计口径后本文样本与全国统计数据接近，说明本文知青样本具有典型性。

本文考察上山下乡经历对知青子女教育的代际补偿效应。为了获取真正的最终学历，本文取完成九年义务教育（16岁及以上）的子女作为考察对象，并根据子女出生先后顺序考察子女一和子女二的情况。CFPS将子女最高学历分为文盲半文盲、小学、初中、高中、大专、大学本科、硕士、博士8个层次，参照CFPS在生成父辈受教育水平时的做法，本文将之转换成相应的受教育年限：0、6、9、12、15、16、19、22。在合并样本中，437个知青家庭报告了子女一的最高学历，均值为13.7年；城乡非知青家庭子女一最高学历均值为10.2年，以两个口径计算的城镇非知青家庭子女一的最高学历均值分别为12.2年、11.9年。65个知青家庭报告了子女二的最高学历，均值为11.8年；城乡非知青家庭子女二最高学历均值为9.7年，以两个口径计算的城镇非知青家庭子女二最高学历均值分别为12年、11.4年。

（二） 特征事实

本文首先考察知青的受教育水平与非知青是否存在显著差异。对城乡样本的单变量回归发现，知青的受教育年限比非知青显著高3.8年，但这可能是城乡样本中包含大量农村居民所致。本文进一步将样本限定在12岁户籍在城镇的样本，获得5481个父辈样本，其中知青558个、非知青4923个，单变量回归发现城镇知青受教育年限比城镇非知青显著少0.41年，证明知青教育的确被迫中断而减少。

在12岁户籍在城镇的成人样本中，558个知青最高学历为小学、初中、高中、大专、本科、硕士的比例分别为5.9%、50.44%、31.22%、10.48%、1.75%、0.22%，没有知青获得博士学历；非知青最高学历从小学到硕士学历的比例分别为8.11%、25.40%、34.09%、15.52%、15.76%、1.08%，有1人获得博士学历。可见，超过半数的知青受教育水平中断在初中上，知青获得大专和本科学历的比例均比非知青要低，表明知青接受高等教育的机会低于非知青。

根据教育的代际补偿传递假说，知青子女的受教育水平应该低于非知青子女。然而，考察城镇知青和非知青家庭子女一的受教育水平的分布发现，知青子女的受教育水平并不逊色于非知青家庭子女。如图3（b）所示，在437个知青家庭子女一中，文盲半文盲、小学、初中、高中的比例分别为0.46%、1.14%、14.65%、22.43%，而大专、本科、硕士、博士的比例分别为27.92%、29.75%、3.20%、0.46%。相反，在1387个非知青子女一中，文盲半文盲、小学、初中、高中的比例分别为2.02%、4.54%、28.77%、32.59%，但大专、本科、硕士、博士的比例只有16.37%、14.71%、0.87%、0.14%。可见，知青家庭子女一接受大学教育的比例远高于非知青家庭子女一。但两类家庭子女二的最高学历分布比较接近，未见显著差异（见图3（c））。

上述特征事实表明，在城镇样本中，知青接受大学教育的可能性低于非知青，但知青家庭子女一接受大学教育的概率则高于非知青家庭子女一，子女教育水平与父母受教育水平出现了背离。其原因可能是知青教育因上山下乡运动而被迫中断，在这一外生冲击结束后，知青倾向于更多地投资于子女教育进行代际补偿。

表1　变量统计性描述

变量	知青家庭			非知青家庭（包括城乡）
	观测数	均值	标准差	观测数	均值	标准差
子女
子女一最高学历	437	13.73	2.95	7601	10.28	3.50
子女一年龄	378	28.24	4.60	6466	28.09	9.33
子女一性别（男性=1）	378	0.58	0.49	6466	0.59	0.49
子女二最高学历	65	11.85	3.51	4652	9.68	3.51
子女二年龄	65	28.78	7.62	4652	30.08	9.83
子女二性别（男性=1）	65	0.60	0.49	4652	0.52	0.50
父或母
最高学历	423	10.53	2.43	7229	8.85	2.70
12岁时户籍在城镇	423	1.00	0.00	7229	0.16	0.36
当前户籍在城镇	423	0.98	0.15	7219	0.34	0.47
性别（男性=1）	423	0.59	0.49	7229	0.85	0.36
年龄	423	55.85	3.58	7229	53.65	10.44
汉族	423	0.98	0.14	7229	0.94	0.23
中共党员	423	0.22	0.41	7229	0.16	0.37
兄弟姐妹数量	423	3.45	1.69	7229	3.41	1.87
孩子个数	423	1.16	0.43	7229	2.17	1.11
收入水平	423	1.56	4.48	7229	1.28	2.37
老三届队列	378	0.37	0.48	6466	0.15	0.35
配偶
年龄	380	55.43	4.88	6487	51.40	9.67
最高学历	380	9.94	3.17	6487	5.76	4.65
变量	非知青家庭（12岁户籍在城镇）			非知青家庭（当前户籍在城镇）
	观测数	均值	标准差	观测数	均值	标准差
子女
子女一最高学历	1195	12.17	3.13	2598	11.89	3.20
子女一年龄	924	27.89	9.83	2103	29.59	10.18
子女一性别（男性=1）	924	0.56	0.50	2103	0.56	0.50
子女二最高学历	369	11.98	3.38	1221	11.43	3.39
子女二年龄	369	36.79	10.12	1221	34.81	10.26
子女二性别（男性=1）	369	0.52	0.50	1221	0.52	0.50
父或母
最高学历	1125	10.61	2.87	2458	10.21	3.05
12岁时户籍在城镇	1125	1.00	0.00	2458	1.00	0.00
当前户籍在城镇	1122	0.98	0.14	2458	1.00	0.00
性别（男性=1）	1125	0.76	0.43	2458	0.81	0.39
年龄	1125	55.41	10.99	2458	56.35	11.11
汉族	1125	0.97	0.17	2458	0.96	0.19
中共党员	1125	0.18	0.39	2458	0.27	0.44
兄弟姐妹数量	1125	2.99	1.90	2458	3.22	1.92
孩子个数	1125	1.52	0.89	2458	1.87	1.10
收入水平	1125	1.79	2.67	2458	1.78	2.45
老三届队列	924	0.13	0.33	2103	0.15	0.35
配偶
年龄	928	52.79	10.25	2112	53.88	10.35
最高学历	928	9.67	3.92	2112	8.13	4.64

（三） 模型

为检验知青上山下乡经历对其子女教育的代际补偿效应，本文建立如下模型：

educ_ij=β₀+β₁senddown_j+αX_j+γZ_j+λC_ij+u_ij              （1）

其中，educ_ij为父/母j第i个子女的最高学历，本文用普通最小二乘（OLS）法回归考察知青上山下乡经历对第一、二个子女受教育年限的影响。中国学制在不同时期或不同省区有所差异，尤其是小学的学制有5年、6年之分。为此，本文根据原始数据将educ_ij赋值为1、2、3、4、5、6、7、8，分别表示从文盲半文盲到博士8个层次的受教育程度，采用Order Probit回归进行稳健性分析，并考察知青上山下乡经历对其子女最高学历分布的影响。

senddown_j表示父/母j是否有上山下乡经历。为了进行稳健性检验，本文同时考察了上山下乡年限对子女受教育水平的作用。无上山下乡经历取值为0，有上下乡经历的知青根据其报告的开始年份和结束年份计算实际的上山下乡年限。本文根据不同标准将知青分为多个子样本考察异质性：是否1979年前回城知青、是否老三届知青、是否政治运动时期下乡知青、下乡和回乡知青，以排除家庭背景或个人能力因素对估计结果的干扰。

X_j代表父/母j的个人特征，包括受教育水平、户籍性质、性别、年龄、民族、政治背景、父辈兄弟姐妹数量、家庭子女数量、收入水平、文革时期阶级成分、省份固定效应等。父母的教育背景对子女的受教育水平有显著正向作用，控制父/母受教育水平可以剔除父辈教育背景对子女受教育水平的影响。为了控制城乡差别，本文引入12岁时成人户籍性质变量，城镇户籍取值为1，否则取值为0，预期城镇样本子女受教育水平高于农村样本子女。给定资源约束下，兄弟姐妹数量增加会减少个体受教育水平，但可能会通过以下两个机制提高下一代的受教育水平：父辈兄弟姐妹多可能更多地动员家族的力量进行下一代的教育投入；父辈因资源约束自身受教育水平下降后可能通过增加下一代的教育投入来弥补。这样的故事将会在下一代人上重演，因此家庭子女数量增加会减少样本子女受教育水平。父辈的收入水平尤其是持久性收入对子女的认知、社会和情感发展有显著影响（David，1999），本文加入了父/母收入水平控制变量。根据佐藤宏和李实（2008）的研究，家庭阶级成分无论是对父母还是子女的受教育水平均有显著影响，本文控制了成人在文革时的阶级成分特征。中国教育发展区域之间有很大差异，地区经济发展程度、尊师重教的文化传统等因素对辖区居民受教育水平有显著影响，因此本文加入了省份虚拟变量以控制一些不随个体变化的省级特征。

Z_j代表父/母j配偶的个人特征，在合并样本中由于数据所限本文只引入了配偶年龄和受教育水平两个变量，在双方样本中则引入了全套控制变量。C_ij表示父/母j第i个孩子的个人特征，包括性别和年龄两个变量。随着经济的发展，国民教育水平不断提高，加入子女年龄变量可以控制国民教育水平随时间变化的队列效应。在考察子女二的受教育水平时，本文加入子女一的受教育水平作为控制变量。

五　经验研究结果

本节首先考察下乡经历对知青子女一受教育水平的影响，并进行稳健性、异质性和内生性分析，其次检验下乡经历对知青子女二受教育水平的影响，最后分析知青下乡经历对子女一最高学历概率分布的作用。

（一） 基准回归

在基准回归中，本文以子女一的最高学历作为被解释变量。研究发现，知青上山下乡经历确实显著增加了其子女的受教育水平，具体结果见表2。模型（1）只放入上山下乡虚拟变量，发现知青家庭子女一比非知青家庭子女一受教育年限高约3.5年。但这个结果并非完全由上山下乡经历所致，也可能是父辈其他特征的结果。模型（2）加入父/母受教育年限，发现父母受教育水平的确具有正向的代际传递，上山下乡变量系数仍然在1%的水平上显著但估计值减少至2.7。模型（3）再加入父/母12岁时的户籍性质，发现城镇个体的受教育水平的确高于农村个体，上山下乡变量系数仍然显著，估计值减少至1.6。模型（4）加入父/母其他特征变量，上山下乡变量的系数仍然显著为正，但系数值下降至1.2。模型（6）加入子女一特征变量，上山下乡经历变量的系数值稳定在1.2，说明在控制了诸多因素之后，上山下乡经历使知青子女一受教育年限增加约1.2年。

表2　上山下乡经历与子女一受教育水平（基准估计）

变量	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）
知青	3.457***	2.716***	1.592***	1.240***	1.225***
	（0.147）	（0.142）	（0.161）	（0.172）	（0.172）
父（母）受教育年限		0.435***	0.381***	0.232***	0.226***
		（0.014）	（0.014）	（0.017）	（0.017）
12岁时城镇户籍			1.440***	0.439***	0.402***
			（0.102）	（0.137）	（0.137）
父母特征				控制	控制
子女特征					控制
观测数	8038	8033	7997	6867	6844
Ｒ2	0.049	0.158	0.176	0.259	0.263

说明：*、**、***分别表示在10%、5%及1%的水平上显著，括号内数值为异方差稳健标准误，下表同。如无特别说明，下文各模型均控制了截距项、父母特征和子女特征变量，因篇幅有限未予报告，备索。

根据本文理论假说，知青因为教育被迫中断而对子女教育追加投入。换言之，那些未上大学的知青教育代际补偿动机比上大学的知青要更为强烈。如果不存在代际补偿效应，可以预期上大学知青家庭子女受教育水平应该比未上大学知青家庭子女高，但识别代际补偿机制存在一定困难。代际补偿的强烈动机倾向于提高子女受教育水平，但父辈的低教育水平可能会通过正向代际传递影响下一代，两个机制的作用相反，其净效应有待检验。表3模型（1）引入上山下乡经历与父辈受教育水平的交互项，根据教育代际传递假说，交互项系数应为正，即那些受教育水平越高的知青其子女一受教育水平也越高。但结果发现交互项系数为负但不显著，说明在知青家庭群体中，子女一的受教育水平并没有因为父辈的受教育水平不同而出现差异。

为了进一步识别知青家庭的教育代际补偿效应，本文根据父辈是否上大学、是否有上山下乡经历两个维度将样本划分为四类家庭，并使参照组的父辈年龄与知青年龄相匹配构建模型。表3模型（2）以父辈未上大学的知青家庭子女一为参照组，发现父辈上大学的知青家庭子女一的受教育水平与参照组没有显著差异，表明那些父辈未上大学的知青家庭的子女一的受教育水平并没有因为父辈没有上大学而处于劣势，这恰好说明知青的教育代际补偿和代际传递两方面作用相互抵消。表3模型（3）以父辈未上大学的非知青家庭子女一作为参照组，发现父辈未上大学的知青家庭子女一的受教育水平显著高约0.8年。虽然两类家庭的父辈都未上大学，但知青未上大学是外部政策所致，非知青未上大学并不完全是外部因素作用的结果，所以知青的教育代际补偿动机更强，其子女一受教育水平更高。模型（4）—（5）以父辈上大学的非知青家庭子女一作为参照组。模型（4）结果表明，父辈上大学的知青家庭子女一受教育水平显著高1.2年，其原因是知青上大学的困难程度远大于非知青，知青更懂得接受正规高等教育的机会来之不易，对子女教育更为重视。模型（5）结果表明，父辈未上大学的知青家庭子女一受教育水平

表3　上山下乡经历、父辈受教育水平与子女一受教育水平

变量＼参照组	非知青 （1）	未上大学知青 （2）	未上大学非知青 （3）	上大学非知青 （4）　　　　　（5）
知青	3.297***
	（0.661）
知青×父（母）	-0.055
受教育年限	（0.058）
上大学知青		-0.629		1.228***
		（0.610）		（0.561）
未上大学知青			0.767***		1.853***
			（0.199）		（0.518）
父（母）受教育年限	0.438***	0.340***	0.237***	0.042	0.373***
	（0.014）	（0.097）	（0.023）	（0.538）	（0.090）
观测数	8033	378	4908	201	651
R2	0.158	0.289	0.251	0.298	0.246

说明：模型（1）未控制父母和子女特征，模型（2）—（5）均控制了父母和子女特征。

显著高1.9年。父辈未上大学使知青子女受教育水平处于一定劣势，但知青子女的受教育水平实际上比非知青子女更高，这是因为未上大学知青具有强烈的代际补偿动机，其作用甚至远大于教育的代际传递。

可见，在控制了是否上大学这个因素之后，知青家庭子女一的受教育水平显著高于非知青家庭子女一，上山下乡经历的确显著提高了知青家庭子女一的受教育水平。

（二） 稳健性检验

合并样本的基准回归表明，知青上山下乡经历对其子女一的受教育水平有显著正向作用。本文在合并样本基础上引入上山下乡年限、区分城乡样本、划分父辈出生年份和子女年龄来考察上述结果的稳健性，并利用双方样本分析父亲或母亲上山下乡对子女受教育水平的影响是否存在差异。

上山下乡运动持续十年之久，在农村时间的长短可能会影响知青对子女教育的代际补偿效应。因此，本文引入知青上山下乡年限及其平方项作为核心解释变量进行稳健性检验，具体结果见表4。基于城乡样本的模型（1）控制12岁户籍性质，模型（2）控制当前户籍性质。结果表明，知青上山下乡年限对其子女受教育水平的作用呈现倒U型，根据模型（1）计算，其临界点约为21.8年。在426个有效样本中，有98.6%的样本下乡年限小于21.8，说明大部分知青随着其下乡年限加长，更加注重对子女一的教育投入。但如果下乡时间过长，知青子女的受教育水平反而下降，原因可能是过晚回城的知青难以适应城市生活，无法对子女教育进行有效投入。模型（3）和（4）将样本限制在12岁户籍在城镇的观测（以下简称城镇样本一），模型（5）和（6）将样本限制在当前户籍在城镇的观测（以下简称城镇样本二）。研究发现，无论是以上山下乡年限还是以虚拟变量来衡量上山下乡经历，模型结果稳健。

表4　知青上山下乡年限与子女一受教育水平

变量	城乡样本		城镇样本一		城镇样本二
	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）
知青下乡年限	0.175***	0.176***	0.172***		0.158***
	（0.036）	（0.035）	（0.041）		（0.037）
知青下乡年限平方	-0.004***	-0.004***	-0.005***		-0.004***
	（0.001）	（0.001）	（0.001）		（0.001）
知青				1.000***		1.076***
				（0.193）		（0.173）
观测数	6839	6850	1300	1302	2480	2483
R2	0.260	0.271	0.241	0.246	0.197	0.202

知青对子女的代际补偿效应可能存在父辈出生年份的差别。知青样本出生年份介于1946—1968年，其中1962年2个，1963、1964、1968年各1个，这些小龄知青样本量比较少，符合历史事实。本文将知青出生年份分别重新定义在1946—1968年、1946—1964年、1946—1963年、1946—1962年，并将各定义的知青家庭子女一与父辈1946年之前出生的非知青家庭子女一、父辈较年幼的非知青家庭子女一、父辈同龄的非知青家庭子女一作对比，具体结果见表5。由于各定义知青家庭与父辈1946年前出生非知青家庭的样本基本一致，表5只报告了父辈1946—1968年出生的知青家庭子女一与父辈1946年前出生的非知青家庭子女一的受教育水平的差异，发现前者比后者的受教育水平显著高约1年，与基准估计结果一致。以父辈较年幼的非知青家庭子女一作为参照组，各定义的知青家庭子女一的受教育水平仍显著高于参照组，而且随着父辈出生年份下限依次从1968年限定在1964、1963、1962年，下乡经历的参数估计值大小和统计显著性逐渐下降，说明随着参照组父辈年龄接近下乡知青的年龄，知青教育代际补偿的效应减弱。从父辈同龄的两类家庭子女一来看，下乡经历的系数仍然显著为正；随着父辈出生年份下限渐次限定在1964、1963、1962年，系数估计值的大小和统计显著性逐渐下降。这说明相对于同时代的非知青，知青对子女教育仍然存在代际补偿效应，不过这种效应比以父辈较年幼的非知青家庭子女一为参照组时弱，而且随着父辈年龄渐次限定在较窄范围，知青和非知青共同面临文革时代类似的教育中断，知青对其子女一的教育代际效应减弱。

表5　上山下乡经历与子女一受教育水平（区分父辈出生年份）

父辈年龄	＜1946	＞1968		＞1964		＞1963		＞1962
	（1）	（2）		（3）		（4）		（5）
知青	0.996**	3.333***		1.242***		0.743**		0.669**
	（0.399）	（0.680）		（0.375）		（0.348）		（0.292）
观测个数	1434	1011		2072		2413		2810
R2	0.427	0.552		0.372		0.341		0.320
父辈年龄	1946—1968		1946—1964		1946—1963		1946—1962
	（6）		（7）		（8）		（9）
知青	1.036***		0.614***		0.557***		0.357*
	（0.185）		（0.194）		（0.197）		（0.207）
观测个数	5228		4167		3826		3429
R2	0.254		0.290		0.299		0.315

在基准回归中，知青家庭子女一的年龄介于16—56岁之间，其中出现41岁、47岁、54岁、56岁等4个大龄子女，这些异常观测可能是报告错误。为此，本文将两类家庭子女一年龄限定在16—40岁之间，并根据应届的高中、大专、本科毕业生的正常年龄将样本进一步划分为大于等于18岁、大于等于21岁、大于等于22岁3个子样本，以考察子女不同年龄段对回归结果的影响（见表6）。表6结果表明，将子女年龄限定在16—40岁之后，知青家庭子女受教育水平比非知青家庭子女高1.1年，与基准估计结果一致。在考虑子女不同年龄阶段的各个子样本中，上山下乡经历的参数估计值仍然显著为正。1962年及以后出生的个体正好赶上1978年恢复高考，其教育受到文革的影响较小，本文将子女年龄进一步限定在16—38岁之间并划分相应的3个子样本，估计结果与子女年龄限定在16—40岁之间的样本类似，说明本文估计结果是稳健的。

表6　上山下乡经历与子女一受教育水平（区分子女年龄段）

子女年龄	16—40岁	18—40岁	21—40岁	22—40岁	16—38岁	18—38岁	21—38岁	22—38岁
	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）	（7）	（8）
知青	1.137***	0.856***	0.410**	0.322*	1.088***	0.845***	0.421**	0.336*
	（0.179）	（0.182）	（0.191）	（0.196）	（0.180）	（0.184）	（0.194）	（0.200）
观测个数	6035	5481	4505	4168	5775	5221	4245	3908
R2	0.264	0.284	0.319	0.325	0.264	0.279	0.312	0.318

表7　上山下乡经历与子女一受教育水平（双方样本）

变量	城乡样本		城镇样本一		城镇样本二
	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）
母亲下乡	0.921***		0.902***		0.934***
	（0.238）		（0.238）		（0.237）
父亲下乡	0.793***		0.857***		0.796***
	（0.238）		（0.237）		（0.238）
父母一方下乡		1.116***		1.101***		1.089***
		（0.216）		（0.214）		（0.215）
父母双方下乡		1.455***		1.538***		1.506***
		（0.304）		（0.313）		（0.308）
观测数	5681	5681	3862	3862	4257	4257
R2	0.267	0.267	0.270	0.270	0.259	0.259

双方样本报告了父母双方完整的信息，可以用来考察父亲或母亲下乡对子女受教育水平影响的差异。表7模型（1）、（3）、（5）结果显示，无论是城乡样本还是城镇样本，母亲或父亲下乡均会显著提高其子女的受教育水平，母亲下乡经历的作用略大于父亲下乡的影响。表7模型（2）、（4）、（6）考察了父母一方下乡、父母双方均下乡对子女教育的影响，结果发现父母一方下乡使其子女教育水平显著提高约1.1年，父母双方均下乡使其子女教育水平显著提高约1.5年，说明父母双方均有下乡经历对子女教育的代际补偿效应更强。

综上所述，知青上山下乡经历对其子女一受教育水平有显著的正向作用。

（三） 异质性分析

上述分析表明，知青上山下乡经历使其子女一受教育水平提高了约1年。下面将知青分为1979年前后回城知青、老三届知青和非老三届知青、政治运动时期知青和非政治运动时期知青、下乡知青和回乡知青进行异质性分析，以排除家庭背景或个人能力的作用。表8模型（1）—（5）样本均为12岁户籍在城镇的观测值，模型（6）包含城乡个体，各模型均控制了全套变量以考察不同类型知青子女一受教育水平的差异。

表8　知青上山下乡经历对子女一受教育水平影响的异质性

变量	是否1979年前回城		是否老三届知青		是否政治运动时期下乡		下乡或回乡
	（1）	（2）	（3）	（4）		（5）	（6）
是	0.987***	-0.222	0.846**	0.006		1.010***	1.225***
	（0.225）	（0.362）	（0.330）	（0.449）		（0.195）	（0.172）
否	0.987***		1.046***			0.244	-0.992
	（0.268）		（0.205）			（0.543）	（0.705）
观测数	1300	378	1302	378		1302	6844
R2	0.244	0.288	0.247	0.291		0.246	0.263

第一，在上山下乡运动正式结束之前，有家庭关系的知青通过招工、招生等方式回城，学习能力强的知青通过1977—1978年高考进入大学回城。因此，本文将1968—1978年回城的知青定义为1979年前回城知青。在456个有效知青样本中，272个知青在1979年前回城，184个知青在1979年后回城。表8模型（1）结果表明，相对于非知青家庭子女而言，回城知青子女一的受教育水平均提高约1年。模型（2）将样本限定在下乡知青，研究发现1979年前回城知青子女一的受教育水平与1979年后回城知青子女一无显著差异。因此，不论是1979年前还是后回城，知青上山下乡经历使其子女一的受教育水平显著增加约1年，结果与基准回归相近，家庭背景或学习能力因素并不会干扰知青对子女教育的代际补偿效应。

第二，在文革初期积压的老三届初高中毕业生几乎全部下乡，其上山下乡具有很强的外生性，本文区分老三届知青和非老三届知青样本进行回归。老三届毕业生的定义须满足以下三个条件：（1）12岁时户籍在城镇；（2）最高学历在初中及以上；（3）初中学历者出生年月在1949年9月至1953年8月间，高中及以上学历者出生年月在1946年9月至1950年8月间。表8模型（3）结果表明，老三届知青子女一比非知青子女一受教育水平高约0.85年，非老三届知青子女一比非知青家庭子女一受教育水平高约1年；模型（4）限定上山下乡知青样本，以非老三届知青家庭子女一为参照组，两类知青家庭子女一的受教育水平无显著差异。既然老三届知青上山下乡具有很强的外生性，其系数估计值能够真实地反映知青上山下乡经历对其子女教育的代际补偿效应。

第三，1968—1978年上山下乡具有浓厚的政治运动性质和强制性，1955—1967年的上山下乡基于自愿原则，很大程度上是地方自行安排。样本中有90人在1955—1967年间上山下乡。模型（5）比较两个时期上山下乡的知青教育代际补偿动机的差异。研究结果显示，与非知青家庭子女一比较，政治运动时期知青子女一受教育水平高1年，非政治运动时期知青子女一的受教育水平无显著差异。这个结果表明，知青对其子女教育的代际补偿只出现在政治运动时期下乡的知青群体，非政治运动时期下乡知青的教育代际补偿效应并不显著，原因在于非政治运动时期的上山下乡是基于自愿原则的，这部分下乡知青并不存在教育代际补偿的内在动机。

第四，上山下乡知青特指家在城镇的知青被下放到农村，实际上有大量农村户籍的知青在接受了中学教育后，无法在城市升学或就业而被迫返回原籍农村，被称为回乡知青。在本文有效子女样本中，有29人的父或母为回乡知青。模型（6）以非知青子女一作为参照组，考察了下乡知青和回乡知青对子女教育的代际补偿效应，结果发现下乡知青的系数为1.225且在1%水平上显著，与基准估计一致，说明即使参照组剔除了回乡知青家庭子女，模型结果依然非常稳健。回乡知青的系数为负但在统计上不显著，说明回乡知青并不存在对其子女教育的代际补偿效应。检查数据发现，回乡知青获取大专以上学历的比例均高于下乡知青和非知青，其进行代际补偿的内在驱动较弱，因此回乡知青对其子女教育的代际补偿效应不显著。

（四） 内生性讨论

前文分析表明，上山下乡运动具有强制性，但上山下乡仍可能具有一定的选择性，一些无法观测的家庭特征既与知青下乡有关，也有可能影响知青子女的受教育水平。如果存在这种内生性，上山下乡变量的系数值就不完全是代际补偿效应，基准估计可能存在偏误。为了检验OLS估计是否存在内生性，本文以老三届队列作为上山下乡的工具变量。具体而言，1966—1968年三届初高中毕业生，出生最早的是1966年高三毕业生，其出生年月最早可追溯至1946年9月；出生最晚的是1968年初三毕业生，其出生年月最晚可追溯至1953年8月。本文定义“老三届队列”虚拟变量，1946年9月至1953年8月出生的人群赋值为1，否则为0。必须指出的是，定义老三届队列的唯一变量是出生年月，而不涉及城镇户籍和学历水平，因此本文定义的老三届队列不等于老三届毕业生，但两者相关。从理论上说，老三届队列很可能是老三届毕业生，其上山下乡的概率会更高，满足工具变量的相关性；但出生年月是前定变量，对子女教育应该没有偏效应，满足工具变量的外生性。

首先检验工具变量的外生性。表9模型（1）—（3）表明，无论是在城乡样本还是在城镇样本中，老三届队列的系数为正但在统计上均不显著，说明老三届队列对子女一最高学历没有偏效应，老三届队列作为上山下乡的工具变量具有极强的外生性。其次检验工具变量的相关性。以老三届队列作为上山下乡的工具变量，第一阶段的估计结果表明，老三届队列上山下乡的概率显著高于非老三届队列，其中老三届队列上山下乡的概率在城镇样本一中最高，在城乡样本中最低。三个模型弱工具变量检验的F值均远大于临界值10，说明老三届队列并非弱工具变量。因此，老三届队列与上山下乡密切相关，满足工具变量相关性条件。

表9　内生性检验

变量	OLS				IV
	城乡样本	城镇样本一	城镇样本二	城乡样本	城镇样本一	城镇样本二
	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）
	因变量：子女一最高学历			第一阶段（因变量：上山下乡经历）
老三届队列	0.041	0.305	0.144	0.063***	0.217***	0.142***
	（0.113）	（0.221）	（0.168）	（0.006）	（0.031）	（0.017）
				第二阶段（因变量：子女一最高学历）
知青				0.658	1.402#	1.072
				（1.696）	（0.976）	（1.128）
Wu-Hausman				0.112	0.170	0.000
p值				［0.737］	［0.679］	［0.996］
弱工具检验F值				86.16	48.68	66.87
观测数	6844	1302	2472	6844	1302	2483
R2	0.258	0.231	0.193	0.262	0.243	0.202

说明：#代表15%的显著性水平。中括号内的数值系Hausman-Wu检验的p值。

概言之，老三届队列与上山下乡相关但对子女教育无偏效应，同时满足工具变量相关性和外生性的条件。以老三届队列作为上山下乡的工具变量进行两阶段最小二乘估计，Hausman内生性检验结果表明，无论是在城乡样本还是在城镇样本中，模型中上山下乡的内生性均不显著，说明上山下乡是外生的。在第二阶段的回归中，上山下乡的参数估计值仍然为正，但在统计上均不显著。其原因是，工具变量（IV）估计会增加参数估计值的标准误，从而使得参数估计值的显著性水平下降，即估计的效率下降了。因此，在模型的内生性问题不显著时，OLS的参数估计值是最优线性无偏的。

（五） 子女二

如果上述结果是家庭背景或学习能力所致，而非上山下乡经历产生的代际补偿效应，那么这种家庭基因的作用应该不仅体现在第一个子女上，还应该体现在第二个子女上。在合并样本中，66个知青家庭报告了子女二的最高学历；在双方样本中，27个母亲有下乡经历的知青家庭报告了子女二的最高学历，28个父亲有下乡经历的知青家庭报告了子女二的最高学历。本文进一步考察知青上山下乡经历对其子女二受教育水平的作用，结果列于表10。研究表明，无论是在合并样本还是双方样本中，无论是在城乡样本还是城镇样本中，子女一与子女二的受教育水平显著正相关，这与教育的代际传递假说一致；但父辈上山下乡经历对子女二的受教育水平均没有显著影响。

表10　上山下乡经历对子女二受教育水平的影响

变量			合并样本					双方样本
	城乡样本	城镇样本一		城镇样本二		城乡样本		城镇样本一	城镇样本二
	（1）	（2）		（3）		（4）		（5）	（6）
知青	-0.377	-0.606		-0.335
	（0.540）	（0.634）		（0.549）
知青×子女	0.565	1.248		0.391
一上大学	（0.953）	（1.146）		（0.992）
子女一上大学	1.614***	1.373***		1.823***
	（0.141）	（0.402）		（0.221）
父母一方下乡						-0.013		0.130	0.166
						（0.479）		（0.490）	（0.492）
父母双方下乡						-1.797		-1.546	-1.537
						（2.121）		（2.132）	（2.120）
子女一受教育水平						0.352***		0.359***	0.384***
						（0.018）		（0.024）	（0.022）
观测数	3999	332		1031		3357		1955	2280
R2	0.252	0.342		0.289		0.337		0.363	0.360

为何知青对其子女教育的代际补偿在第二个子女身上并不显著？格式塔心理学派的完形理论认为，当人的目标（动机和需要）一经达成，紧张就会消失。用经济学的语言来说，知青对子女教育代际补偿的边际效用递减。在国家秩序恢复正常、教育事业步入正轨后，知青会优先将未被实现的愿望寄托在第一个子女身上，加大对第一个子女的教育投入。当知青预期第一个子女的受教育水平提高后，其人生遗憾很大程度上得到了弥补，对第二个子女教育的投入意愿自然减弱，导致教育的代际补偿效应在子女二身上并不显著。

为进一步检验上述假说，本文在合并样本中引入上山下乡与子女一上大学的交互项。根据教育的代际传递假说，预期交互项系数为正；即在知青家庭中，如果子女一接受大学教育，子女二受教育水平也会较高。与表3模型（1）上山下乡经历与父/母受教育水平的交互项系数为负但统计不显著比较，表10模型（1）—（3）中上山下乡经历与子女一上大学的交互项系数发生了微妙的变化，系数估计值为正，尽管在统计上不显著。这说明两个问题：第一，在子女一上大学的群体内，有下乡经历的知青家庭倾向于增加子女二受教育水平，但由于代际补偿的动机减弱所以在统计上不显著；第二，根据教育代际传递假说，相对于子女一未上大学的知青家庭的子女二，子女一上大学的知青家庭的子女二的受教育水平应该更高，但由于子女一未上大学的知青存在较强的代际补偿动机，抵消了那些子女一上大学的知青家庭的教育代际传递效应，以致两类知青家庭子女二的受教育水平无显著差异。因此，这从另一个侧面识别了知青的教育代际补偿效应。

（六） 教育水平分布

上述研究表明，知青下乡经历使其子女一的受教育年限比非知青家庭子一女显著高约1年。表11运用Order Probit回归考察城镇样本子女一受教育水平的具体分布。研究发现，上山下乡经历显著提高了知青家庭子女一接受高等教育的概率。在城镇样本一中，知青家庭子女一从未上学、小学、初中、高中毕业的概率分别下降了0.3%、1.2%、9.5%、4.2%，但获得大专、大学、硕士、博士学历的概率分别提高了3.7%、10%、1.3%、0.2%；在城镇样本二中，知青家庭子女一从未上学、小学、初中、高中毕业的概率分别下降0.3%、1.8%、9.8%、2.5%，但获得大专、大学、硕士、博士学历的概率分别提高3.9%、9.2%、1.1%和0.2%。因此，知青上山下乡经历使其子女接受高等教育尤其是大学本科教育的概率显著提高，这个发现与图3的统计性描述一致。知青因上山下乡而失去了接受正规大学教育的机会，他们倾向于通过增加子女教育投入的方式来实现其上大学的梦想，以弥补其逝去的青春。

表11　上山下乡经历与子女一受教育水平分布（Oder Probit）

变量	从未上学	小学	初中	高中	大专	大学	硕士	博士
A：城镇样本一（N=1342）
知青	-0.003***	-0.012***	-0.095***	-0.042***	0.037***	0.100***	0.013***	0.002*
	（0.001）	（0.002）	（0.016）	（0.010）	（0.006）	（0.019）	（0.003）	（0.001）
B：城镇样本二（N=2562）
知青	-0.003***	-0.018***	-0.098***	-0.025***	0.039***	0.092***	0.011***	0.002**
	（0.001）	（0.002）	（0.015）	（0.007）	（0.006）	（0.017）	（0.003）	（0.000）

说明：小括号内的数值是稳健性标准误。

六　结论

1968年12月，毛泽东发出“知识青年到农村去”的号召，上山下乡从地方自行安排以知青自愿为主骤然演变成一场强制性的长达十年之久的政治运动。本文引入格式塔心理学派的心理紧张系统说解释知青对其子女的教育代际补偿行为，并利用2010年中国家庭追踪调查数据检验了上山下乡运动这个外生政策冲击对知青及其子女受教育水平的影响。研究发现：（1）上山下乡经历使知青受教育水平下降，大部分知青教育被迫中断在初中或高中阶段，接受高等教育的概率下降；（2）知青家庭子女一的受教育水平比非知青家庭子女一显著高约1年，其具有高中及以下学历的概率下降，但接受大专及以上学历教育的概率提高；（3）知青家庭与非知青家庭子女二的受教育水平无显著差异。知青对其子女教育的代际补偿主要体现在第一个子女身上。在“未被实现愿望的诅咒”驱使下，知青会通过增加子女教育投入的方式来弥补其人力资本损失。

从理论层面看，现有劳动经济学文献强调，由于先天基因和父母培育的作用，父母受教育水平对下一代教育具有正向的代际传递。然而，如果父辈教育因为国家政策等外部因素的作用而被迫中断，父母受教育水平无法反映其真实的先天基因，在完形趋向的驱使下父母倾向于增加子女教育投入从而弥补其不完整的心理图形。现有劳动经济学文献忽略了外生冲击造成的教育中断产生的代际补偿效应。本文利用上山下乡运动这一外生政策冲击，识别了知青经历的教育代际补偿效应，为理解教育的代际影响提供了一个崭新的视角。