教育如何改變命運？新人力資本視角下教育決定社會地位獲得機制探索

黃艷敏，申家麗

(天津理工大學 管理學院， 天津 300384)

在教育回報機制日趨完善的社會背景下，教育已成為超越家庭出身約束的社會地位獲得機制[1]。從功能主義角度，教育是社會地位生產機制，而從沖突論角度，教育又是社會地位再生產機制[2]。教育的雙重生產機制決定并改變著個人社會地位命運。當中國教育體制和社會分配機制歷經變遷，探究教育到底如何發揮社會地位生產與再生產效能，或將為回答教育如何決定和改變個體社會地位命運提供理論依據。自從Blau和Duncan(1967)[1]提出社會地位獲得模型(B-D模型)以來，教育作為中間變量在家庭背景掣肘子代社會地位獲得中的超越作用[1]抑或代際傳遞效應[3]已被關注。與此不同，當前研究把教育作為社會地位獲得的基礎決定變量而非中間變量，聚焦揭示教育貢獻社會地位生產與再生產的復合效能，為教育賦能，尤其在決定并改變個體社會地位以及社會分層結構上的教育賦能提供支撐。鑒于社會地位不平等是通過非認知因素代際傳遞[4]，非認知能力對收入分配存在重要作用[5]，故引入新人力資本理論的非認知能力，構建“教育—非認知能力—社會地位”分析框架，拓展社會地位考察維度，從中揭示教育在競爭性以及贊助性社會地位獲得中的效能。

教育效能問題一直以來都受到社會和學界的共同關注，勞動收入已成為教育回報效能考察的重要視角[6]。從“書中自有黃金屋”到“讀書改變命運”，再到“讀書掌控命運”，中國人對教育回報預期的變遷，折射出從社會地位角度為教育賦能的廣泛信念?，F實生活中，既有寒門學子懷著讀書改變社會地位命運劣勢的抱負而努力學習，也有社會地位優越者抱著讀書掌控命運的預期而注重教育投入，顯現社會地位回報預期對教育決策的重要參照作用。盡管一代又一代的讀書人抱著對教育改變命運的深厚期待而發奮讀書，但對于教育能否以及如何改善讀書人的社會地位命運，尚且存在知識缺口。鑒于此，本研究將教育效能關注維度從勞動收入[6-7]延伸至社會地位，探尋教育在社會地位生產及其再生產中的作用機制，提出新人力資本理論下教育通過非認知能力牽制社會地位獲得的研究假設，力求校準教育的社會地位回報預期，為教育決定社會地位命運提供基于NCA-B-D框架的支持。

(一)教育引致社會地位生產與再生產效應

教育對社會階層流動的作用具有雙重性：一方面，父輩的社會地位優勢可通過子女教育途徑代際傳遞[3]。父輩依賴自身優勢為子女社會地位獲得提供額外支持的情況，依據社會獲得理論，屬于贊助性社會地位生產，故教育具有保持父輩社會階層優勢的贊助性社會地位生產傾向；
另一方面，寒門子弟為了擺脫固有的社會地位劣勢，憑借自身努力而不依靠外來幫助獲得社會地位，屬于社會獲得理論的競爭性社會地位生產。寒門學子依靠教育途徑實現競爭性社會地位升遷[7]，呈現出教育促進社會階層流動的競爭性社會地位再生產傾向。教育在社會分層形成中到底哪種傾向占據主導地位，決定了社會分層結構的走向，關系到中國能否成功構建橄欖型社會結構。對此，既往研究提供了具有啟發性的碎片化證據。Javed等(2008)[8]曾從小學教育層面探究教育對巴基斯坦某地村民社會經濟地位的影響，發現小學教育并未對當地村民社會地位構成顯著影響。這并不足以說明教育履歷對于社會地位缺乏貢獻效應。隨著人口受教育年限的逐漸延長，拓延的教育經歷是否更容易實現受教育者的社會地位預期，陳彬莉(2007)[2]對此提出了學校教育是獲得社會地位的重要機制的明確論斷，顯示教育與社會地位獲得的潛在關聯?；诟叩冉逃洑v與初職社會地位關系，楊中超和岳昌君(2016)[9]提出碩士畢業生初職社會地位高于本?？飘厴I生，為教育正向貢獻社會地位獲得提供了高等教育階段的局部證據。有關特定教育層次人群的社會地位獲得的前期研究，為探索教育經歷推動多重社會地位生產與再生產效能提供了積極啟示。鑒于收入水平是衡量個體社會地位客觀狀況的重要維度[10]，本研究以收入界定客觀社會地位(OSS)，求證教育的主導效能。如果教育驅動客觀社會地位效能得以揭示，即可將既往教育效能理論延伸到教育決定客觀社會地位層面，把B-D模型中不加區分的社會地位考察范疇具體化，具體化維度之一是OSS。據此，提出教育驅動客觀社會地位生產機制假設。主觀社會地位(SSS)是個體對自我在社會結構中所處地位的自評指標[11]，把主觀社會地位納入教育效能分析，用以評判教育給受教育者帶來的主觀福利改善，可為教育賦能提供主觀社會地位生產的著力點。教育啟迪人們感受生活的美好，也是教育效能的應有指向，故把SSS納入社會地位考察范疇，構成擴展的B-D模型又一具體化維度。為了探求教育在主觀社會地位形成中的作用，提出教育驅動主觀社會地位生產機制假設。當社會地位生產關系確定了社會分層結構之后，社會地位再生產(RSS)成為社會結構保持流動性的機制基礎，教育即被賦予了社會地位再生產效能的期待[2]。但有關教育具有社會地位再生產效能的既往結論主要是依據反事實推定[12]。盡管反事實推定在既往研究中有著廣泛的應用，但鮮有直接證據印證教育擁有社會地位再生產效能，也缺少來自中國教育體系的考證。若能提供教育驅動社會地位再生產的證據，無疑為教育促進社會機制保持活力[2]提供證據支撐，從教育的社會地位再生產角度充實教育效能理論?；诖?，把RSS納入擴展后的B-D模型的第三具體化維度，提出以下教育驅動社會地位再生產的假設，期待其為教育通過社會地位再生產關系促進社會分層結構流動性提供直接證據支撐。

H1:教育具備社會地位生產與再生產效能。

H1.1: 本人教育履歷和父母教育資歷驅動客觀社會地位形成。

H1.2: 教育在主觀社會地位生產中發揮競爭性和贊助性效能。

H1.3: 教育與競爭性和贊助性社會地位再生產存在顯著正向協變關系。

(二)非認知能力在教育決定社會地位中的能動作用

非認知能力(non-cognitive ability)是新人力資本理論的重要概念，表現為做事態度等主觀能動因素。Heckman和Rubinstein(2001)開拓性地把非認知能力引入經濟學領域，認為非認知能力影響勞動群體的收入報酬[13]。非認知能力超越家庭背景成為影響勞動收入的重要因素，也獲得寒門學子的初職收入[7]的證據支持。鑒于收入是衡量社會地位的重要維度[10]，非認知能力的收入貢獻結果預示了非認知能力或將牽制社會地位。許彬 等(2021)明確提出非認知能力對職業地位獲得具有顯著正向作用[14]。非認知能力在勞動者收入回報和職業地位獲得上的效能，顯現非認知能力掣肘社會地位的研究跡象。并且，社會不平等主要通過家庭內部的非認知能力途徑代際傳遞[4]，說明了非認知能力影響社會地位優勢抑或劣勢在代際間傳承。然而，尚無直接證據表明非認知能力與主客觀社會地位形成及變遷存在關聯，局限了社會獲得理論對教育如何決定個人社會地位命運的解釋力。鑒于非認知能力與社會地位關系現存的知識缺口，就此提出第二組研究假設，旨在揭開教育依托何種途徑發揮社會地位回報效能的機制暗箱，預期為印證新人力資本理論融入社會地位獲得理論的契合性提供證據支撐。

H2：非認知能力牽制社會地位獲得。

H2.1：非認知能力同向驅動客觀社會地位生產。

H2.2：非認知能力正向激發主觀社會地位生產。

H2.3：非認知能力與社會地位再生產同向協變。

(三)非認知能力在教育驅動社會地位獲得中發揮中介作用

非認知能力與認知能力在勞動市場上的回報率存在明顯差異。Bowles 等(2001)測算出非認知能力在勞動市場取得回報的比率為80%[5]，而認知能力的市場回報率則為60%[15]。相比之下，非認知能力在貢獻勞動收入中的作用更突出。由于收入是社會地位的重要表征，非認知能力在勞動市場中的相對高回報率，很可能波及其在個體社會地位獲得中的回報率，但鮮有證據反映非認知能力在社會地位獲得中所發揮的作用。鑒于非認知能力在勞動回報中的重要性，且更容易自控，故選擇非認知能力作為社會地位生產系統剖析的錨點。為了明確非認知能力在教育引致社會地位生產與再生產中承擔的角色，需要明確非認知能力與前因變量即教育的關系。在非認知能力的勞動市場回報率比認知能力更突出的情況下[5,15]，探明現行教育體系是否在學生非認知能力培養中發揮了顯著作用，對于積極回應學歷與能力之間的因果關聯困惑是必然選擇。當下，關于高學歷是否等同于高能力，既有來自受教育方的困惑，也有來自勞動市場中用人方的質疑。若能充分揭示非認知能力在教育經歷與教育回報關聯中發揮的作用，或將消解教育領域中學歷與能力的對稱性之謎。故此，提出第三組研究假設，探索非認知能力在教育決定并改變社會地位命運中扮演的角色。

H3：非認知能力在教育決定社會地位獲得中發揮中介效應。

H3.1：非認知能力在教育決定客觀社會地位生產中釋放中介效應。

H3.2：非認知能力在教育驅動主觀社會地位形成中發揮中介效應。

H3.3：非認知能力顯著地中介教育驅動社會經濟地位再生產關系。

(四)NCA-B-D框架的構建

教育直接驅動個體社會地位獲得并通過非認知能力掣肘社會地位形成的研究假設提出：一方面，創新性地選擇教育作為社會地位獲得的基礎決定力量，突破了經典的社會地位獲得理論以家庭出身為基礎決定力量剖析社會地位獲得的宿命主義藩籬，提供了受教育機會抉擇以及非認知能力錘煉等主導社會地位獲得的自控路徑；
另一方面，驅動傳統教育回報理論下教育所能實現的價值期待，從勞動收入和初職社會地位擴展至社會地位，并考察社會地位的決定與變遷，這在傳統教育回報理論與經典社會地位獲得理論間架起新橋梁，即新人力資本理論下非認知能力介入教育在三重社會經濟地位生產和再生產關系中的中介機制。由此，構建起教育回報理論、新人力資本理論與社會地位獲得理論兼容并蓄的NCA-B-D框架(見圖1)。相較于B-D模型主要考察主觀社會地位，本框架將社會地位第一次擴展為客觀社會地位，第二次擴展為社會地位再生產，才有可能反映教育對客觀社會地位形成以及社會地位變遷的影響效應。此框架的第三次擴展為引入新人力資本理論的非認知能力框架，為剖析教育如何通過非認知能力路徑引致競爭性和贊助性社會地位獲得夯實基礎。NCA-B-D框架的構建，為校準公眾對教育投入的價值期待，為來自不同社會階層家庭子弟超越社會地位命運藩籬，提供了理論框架支持。

圖1 社會地位生產與再生產中的教育效能理論框架

(一)數據來源

中國人民大學聯合各地學術機構共同執行的中國綜合社會調查項目(CGSS2017)，覆蓋本研究主題涉及的所有變量量表，相關量表的信度和效度在既往應用中得到過檢驗，為探究教育對社會地位的回報效應提供了可靠的數據來源。使用Stata15.1進行層級回歸分析。在剔除未作回答或回答無效等無效樣本后，共提取1872個有效樣本。

(二)分析策略

為了揭示教育在社會地位獲得過程中發揮的效能，采取逐步遞進的分析策略。第一步，借助CGSS2017提供的大量可靠樣本數據，清洗未對關注題項做出有效回答的無效樣本，對各層次受教育者的主客觀社會地位組間差異性等進行初步分析，并進行Pearson相關性檢驗；
第二步，檢驗教育和非認知能力對客主觀社會地位生產和再生產的直接貢獻；
第三步，檢驗非認知能力在教育驅動社會地位形成和重構過程中的中介效應；
第四步，運用偏差校正的百分位Bootstrap方法，校驗教育通過非認知能力作用社會地位獲得的結果穩健性。

(三)變量處理

1.被解釋變量：社會地位生產及其再生產

本研究的核心任務是探究教育在社會地位生產和再生產上的回報效能，旨在為教育賦能提供精準而具體的著力點，故社會地位現狀及其變遷狀況是要聚焦討論的引致變量，即教育稟賦變化引起的變化量，構成教育效能分析的被解釋變量。社會地位是“人以群分”的重要標度，既有客觀角度的群內聚斂和群間異化，也有主觀角度的群內認同和群間排斥，由此演繹出社會經濟地位客觀與主觀的不同考察角度[9]。本研究確定社會地位生產中的客觀社會地位(OSS)和主觀社會地位(SSS)等作為教育回報考察維度。慮及社會結構流動性在構建橄欖型社會結構中的重要意義，擴展了社會地位再生產(RSS)作為第三個考察維度?？紤]收入是社會地位客觀狀況的重要觀察維度[10]，選取收入作為客觀社會地位測算基礎。A8A提供了被調查者全年總收入數據，依據OECD提供的收入階層劃分標準，界定出基于年總收入的客觀社會地位。為反映受教育者對自我社會地位的主觀判斷，采用主觀社會地位衡量。A43把社會看成是由10個等級構成的分層結構，A43a為“在我們的社會里，有些人處在社會的上層，有些人處在社會的下層，這張卡片的梯子要從上往下看”。最高“10分”代表最頂層，最低“1分”代表最底層，代表被訪者對當前在社會分層結構中所處地位的自評結果，以此衡量主觀社會經濟地位。A43b是調查被訪者十年前所處社會分層地位。A43a與A43b差值，反映被調查者以十年前的社會地位作為參照點對自我社會地位變遷的評判，顯示十年間社會地位再生產引起的社會地位變動程度，以此衡量社會地位再生產。

2.解釋變量：教育與非認知能力

依據本人社會地位形成是否從教育途徑獲得額外的支持，分解教育考察范疇，用以揭示教育在競爭性和贊助性社會地位獲得中的效能。憑借自身投入教育的努力程度形成的競爭性社會地位獲得，對應個人教育履歷(EDU)。依賴父輩教育優勢形成的贊助性社會地位獲得，分別對應父親教育資歷(FED)以及母親教育資歷(MED)，這些支持社會地位獲得的教育維度構成本研究的解釋變量。慮及父親和母親對子女社會地位獲得都可能存在潛在影響，本研究把父親和母親接受教育程度都列入考察范疇。按照被訪者或其父母接受教育年限為進行變量賦值。非認知能力(NCA)是又一重要解釋變量。有關非認知能力的概念尚未達成共識，性格特質和做事態度等都屬于非認知能力范疇。本研究選擇與社會地位獲得緊密關聯的做事態度作為非認知能力的衡量基準。依據機會平等理論，個體追尋目標的努力水平是最終結果的重要決定因素，而努力追尋目標的做事態度恰是內在努力的外化表征，故以做事態度考察非認知能力。D39.2為“目前，我正竭盡全力追求我的目標”，反映了個體由抱負心、成就感和效能感等性格特質形成的做事態度，制約個體社會地位獲取競爭結果，故以此表征非認知能力。被調查者對此表述的認可程度從“完全不符合”到“完全符合”共分八個有效等級，代表非認知能力由弱到強的離散狀態，為厘清教育稟賦依托非認知能力途徑在兩類社會地位獲得中的回報機制奠定了實證分析基礎。

3.控制變量及內生性檢驗

考慮到個體特征對個人社會地位獲得可能產生的潛在影響，借鑒既往研究為了規避核心變量以外的因素的額外干擾而引入控制變量的做法[6-7,11]，從個體特征中抽取控制變量。因此，性別(GEN)、年齡(AGE)、婚姻(MAR)、健康(HEA)、就業狀況(EMP)、房產規模(ASS)、養老保險(LIN)和醫療保險(MIN)列為控制變量。在對核心變量進行描述性統計(見表1)基礎上，采用杜賓-吳-豪斯曼檢驗法進行內生性檢驗，變量內生性均不顯著，為教育在決定個人社會地位命運上的精準賦能提供了可靠的實證分析保障。

表1 核心變量的統計性描述

(一)預檢驗

就客觀社會地位極值水平和樣本出現頻次而言(見表1)，其最大值為3，最小值為1，居于OSS分層結構頂層的樣本占比為24.59%，而OSS分層結構的底層樣本占比46.88%。最優階層規模明顯低于最劣階層，中產階層規模也明顯小于底層，表明以OSS分層的社會結構趨向金字塔型?；诖?，以教育驅動個體社會地位浮動繼而驅使社會分層結構向橄欖型優化存在必然性。由SSS極值水平和出現頻次統計結果顯示，樣本人群分布在SSS結構頂端與底層的比重均為0.06%，SSS分層結構兩端規模遠不及OSS階層結構的，與SSS分割層數較多使得出現在兩端的樣本規模被部分擠占有關，但也折射出主觀認知的社會地位分層結構要比客觀分層，更趨向于橄欖型。社會地位浮動情況顯示，最小值為負值代表社會地位再生產引起社會地位退化，而最大值為正值代表社會地位再生產引起社會地位升遷，RSS平均值為0.6626>0，表明樣本人群社會地位再生產在總體上處于向上升遷狀態。有逾35%人群在十年間保持社會地位不變，說明社會地位分層結構較為穩定。但也存在負面傾向，即感知到社會地位發生退化的人群達到11.81%。社會地位淪落感，既可能是社會流動性的合理結果，也可能是違背正義的分配不公平導致的社會地位變動結果。為辨別社會地位變動正義性與否，需要探索影響社會地位獲得的主導因素，引入非認知能力則是理性選擇。樣本非認知能力最大值為8，其出現頻率4.28%高于最小值1的出現頻率3.41%，顯示出高非認知能力占優跡象。但樣本人群非認知能力的均值接近5，處于非認知能力取值范疇的中間段，反映一部分人做事態度的“佛系”傾向。比較本人教育和父母教育處于最值的樣本規模，本人教育處于最大值的樣本規模大于父輩的，表明高等教育的覆蓋面在擴大。而其最小值的規模卻小于父輩的，反映最小值對應的未受過學校教育人群在萎縮，顯現中國教育良性發展態勢。并且，本人教育履歷的樣本均值為9.513，皆高于父親教育資歷均值5.232抑或母親教育資歷均值3.977，這從教育水平代際差異角度補充了中國教育體系良性發展的現實證據。

獨立樣本t檢驗結果(見表2)顯示，年齡分組的主客觀社會地位生產及其再生產、非認知能力和教育稟賦的均值組間差異顯著，表明社會地位狀況及變遷傾向、自我教育履歷和非認知能力均存在著年齡分化。此外，就業狀況與健康分組在社會地位生產及其再生產等方面的組間差異也顯著。就業人群比未就業人群既在客觀社會地位上占據相對優勢，又在主觀社會地位上顯著占優，表明工作奮斗乃是社會地位獲得的必要基礎。健康人群在三重社會地位獲得上的優勢顯著。有房群體在OSS(2.04±0.85)和SSS(4.38±1.69)上，都優于無房組(1.69±0.79；
4.05±1.09)，表明房產對社會地位分割的影響不可忽視。其他維度組間差異顯著性不足，暫不討論。

(二)相關性檢驗

社會地位生產及其再生產、教育履歷和非認知能力，均在個體特征上呈現出群內聚攏而群間分化的特質(見表2)?；诖?，運用相關性檢驗探索NCA-B-D框架內的核心變量之間的相關性(見表3)，為回歸分析奠定基礎。教育與客觀社會地位顯著相關(0.459，p=0.000)，與主觀社會地位的相關性(0.2405，p=0.000)，與社會地位再生產相關性(0.145，p=0.000)皆顯著，顯示了教育與社會地位的關聯性，為后續用層級回歸分析揭示教育對社會地位生產和再生產的教育回報效能奠定基礎。非認知能力分別與OSS的相關性(0.229，p=0.000)、與SSS的相關性(0.165，p=0.000)及與RSS(0.070，p=0.000)的相關性都顯著。非認知能力與本人教育的相關性(0.328，p=0.000)、與父親教育的相關性(0.356，p=0.000)、與母親教育的相關性(0.324，p=0.000)均顯著，說明深入揭示教育與非認知能力的關聯關系具備了相關性基礎。鑒于當下研究目的是揭示教育及其通過非認知能力的中介路徑對不同側面社會地位的獨立影響，故不考慮三個社會地位變量之間的相關性問題。

表2 變量的描述性統計和組間差異檢驗

(三)教育在社會地位生產和再生產中釋放顯著效能

表4中模型I、IV和VII揭示了個人教育履歷貢獻客觀社會地位生產、主觀社會地位生產以及社會地位再生產的顯著性，為既往研究認為教育具有社會地位生產和再生產機制的理論推定提供了證據。教育對客觀社會地位生產的邊際貢獻系數為0.054，且在P<0.005水平下顯著，表明個體接受教育履歷每增加一年，將促進其在日后的社會結構中的地位等級提升5.44%。相較于Hout等(2006)關于教育驅動社會地位分層反事實證據[12]，三個模型提供的個人教育履歷對三重社會地位的貢獻效應證據表明，個體憑借自身努力學習而不依靠外來幫助就能促進社會地位獲得，為教育賦能提供了競爭性社會地位獲得的支撐。教育的回報效能并不限于對受教育者本人社會地位的貢獻效應，教育的代際外溢效應擴大了教育的社會地位回報效能。父親教育層次對子代社會地位獲得的貢獻系數為0.019，而母親教育程度的貢獻度為0.017，表明教育具有贊助性社會地位回報效能。父母教育資歷引致社會地位贊助性升遷的總效率0.036，明顯低于本人教育履歷貢獻競爭性升遷的效率0.054，說明競爭性社會地位升遷是教育產生社會地位回報效能的主導效能。與此對照，Blau和Duncan曾經測算出美國父親教育資歷對子代職業地位的解釋系數為0.394[1]，明顯高于中國父親教育(0.019)或母親教育(0.017)對子女社會地位的制約程度，表明美國教育體系加劇了美國社會階層固化傾向。中國社會教育體系引致贊助性社會地位獲得傾向較低，為莘莘學子秉承“我的命運，我做主”的社會地位信念提供了證據支撐。

表3 變量間的相關性檢驗

當下研究依托表4模型IV結果顯示，教育對主觀社會地位貢獻系數(0.043，p<0.005)，表明延展教育履歷可提升個人在社會分層結構中的社會地位獲得感。模型VII顯示教育具有競爭性社會地位升遷效應(0.056，p<0.005)，說明教育的社會地位再生產效能顯著存在。既往研究已為教育貢獻社會地位初次生產提供了證據[6-7]，但鮮有提供教育牽制社會地位再生產的證據。教育貢獻RSS的結果揭示，補充了教育通過社會地位再生產而促進社會階層流動的證據，詮釋了當代中國教育體系在決定并改變每位受教育者的社會地位命運同時，也重構了由無數微觀個體的社會地位構筑的社會階層結構的強大效能。

表4 教育的社會地位生產和再生產效能檢驗

(四)非認知能力主宰社會地位沉浮

非認知能力對三重社會地位獲得的驅動效應揭示，為實現社會地位獲得的內生性提供了調控支點。由做事態度表征的非認知能力具有個體可以自主選擇的可控性，依托教育經歷中非認知能力的有效引導，形成非認知能力主宰社會地位沉浮的效應，與既往突出認知能力對社會地位獲得的決定作用形成反差。Herrstein和Murray(1994)主張認知能力是社會分層結構最重要的決定因素[16]。該觀點招致學界和公眾的猛烈抨擊，有人擔心這將加劇以精英意識形態為基礎的社會不平等。盡管反對認知能力在社會分層中的決定作用，但鮮有研究能提供認知能力以外的人力資本制約社會分層的證據。在P≤0.005顯著性水平下，非認知能力貢獻客觀社會地位的邊際效應(0.030，0.011)，補充了非認知能力在客觀社會地位獲得中起決定作用的直接證據。既往研究測算，非認知能力對初職小時工資對數的貢獻系數為0.116～0.072(許多多，2017)[7]，均給出了非認知能力與勞動收入間接表征的社會地位的關聯證據，但尚未提供非認知能力與社會地位的直接證據。與此對照，當前提供的非認知能力貢獻客觀社會地位的證據，為批判性揚棄Herrstein和Murray(1994)[16]關于社會分層由人力資本決定的理論邏輯提供了直接證據。在承認人力資本制約社會地位獲得的框架下，非認知能力對OSS顯著正向貢獻效應的揭示，打破了基于認知能力解釋人力資本決定社會分層的局限性，這既是人力資本理論的進步，又為化解以精英意識形態為基礎的社會不平等風險提供了基于非認知能力的可行性。強化以非認知能力為基礎的奮斗者意識形態，弱化以認知能力為基礎的精英意識形態，益于激發人們挖掘非認知能力潛能，促成競爭性客觀社會地位浮動主導分層結構保持流動性，促進社會和諧安定。職業地位作為社會地位的子集，許彬 等(2021)[14]選用人格特質表征非認知能力，衡量其對職業地位的貢獻系數介于0.103～4.521，本研究揭示了由做事態度刻畫的非認知能力作用于OSS的邊際效應(0.030，0.011)及其作用于SSS的邊際效應(0.105，0.027)，完整地提供了非認知能力貢獻社會地位獲得的證據，為揚棄人力資本對于社會地位獲得的決定性作用提供了定量依據。因此，主客觀社會地位衍生的幸福是在淬煉非認知能力的奮斗過程中創造出來的，為“幸福是奮斗出來的”的社會信念提供了理論基礎和證據支撐。

非認知能力對于社會地位的貢獻不止于社會地位的初次生產環節。在社會地位再生產中，當下研究選擇個體當前所處社會地位與十年前對比形成的階層浮動程度表征社會地位再生產水平，非認知能力貢獻社會地位再生產的直接效應(0.035，0.019)表明，非認知能力每提升一個等級，社會地位再生產水平將顯著提升3.5%，為個體層面社會地位再生產厘清了來自非認知能力的驅動因素，為非認知能力主宰個人社會地位沉浮提供了確鑿的證據。鑒于非認知能力正向貢獻RSS的顯著性，表明個體投入非認知能力的努力程度越高，由此引起社會地位躍遷程度越大。個體社會地位命運的沉浮是由自我選擇投入非認知能力的努力多寡而自行掌控，個體在社會地位再生產中的社會地位下沉與上浮，恰好是脫離階層固化的力量。盡管“十年河東，十年河西”，盛衰無常，非認知能力對RSS的決定作用，為當代教育體系深入貫徹素質教育方針提供了錘煉學生非認知能力的指向，益于實現社會地位受非認知能力驅動的自主躍遷，增強社會地位獲得的正義性。緩解人們對認知能力的過分倚重，消減社會地位獲得競爭中的投機傾向和宿命傾向：認知能力強者憑借智力優勢而投機取得社會地位成功；
認知能力弱者屈服智力劣勢而宿命地接受命運安排。致力構建基于品格韌性的非認知能力主宰命運的社會心態，固化奮斗者意識形態。

(五)非認知能力在教育驅動社會地位獲得中釋放中介效應

運用中介效應分析，直面“學校到底教會學生什么”的問題，求證教育與非認知能力在社會地位生產及其再生產中的關系，充分補充經典社會地位決定模型。教育履歷作為基礎引致變量，即處于多重邏輯回歸分析鏈條最前端，對中介變量及后果變量發揮基礎性影響的解釋變量，非認知能力作為中介變量，在P≤0.005的水平下，前者顯著貢獻后者的邊際效應(0.048，0.010)(見圖2a)，表明學校對培養學生的非認知能力具有顯著貢獻，印證了學校教育與學生非認知能力提升存在顯著關聯，補充了既往關于非認知能力主要從工作中獲得的結論。鑒于此，學校既承擔了培養學生認知能力的“教書”使命，也踐行了錘煉學生非認知能力的“育人”使命，為詮釋學校教育在教書育人上的使命擔當提供了當期教育回報效能的證據支持。父親和母親教育資歷持續影響子代非認知能力的貢獻度各為(0.061，0.009)(圖2b)和(0.051，0.010)(圖2c)，表明父母所受的學校教育具有貢獻子女非認知能力的跨期累積效應。教育在非認知能力培養上的當期回報效應與跨期回報效應，為立足于學生非認知能力培養的教育賦能提供了證據支撐。

圖2 教育和非認知能力對社會地位獲得的作用關系

本人教育履歷顯著正向貢獻OSS和SSS競爭性升遷的直接效應，為教育決定個人社會地位命運提供了證據支持。父親或母親教育資歷也顯著驅動子代OSS和SSS贊助性升遷。印證了世代秉承的教育改變命運信念的合理性。父親或母親教育資歷貢獻子代客觀社會地位生產的總效應低于本人教育的貢獻，揭示了教育的社會地位生產機制的正義性。教育和非認知能力貢獻社會地位再生產表明，教育能改變命運。

教育本身及其依托非認知能力中介路徑貢獻個體社會地位決定以及社會分層結構浮動，為教育賦能提供了如下啟示。

首先，借助“雙減”歸還學生非認知能力培養空間。踐行“雙減”政策，著力在低效重復的作業訓練和冗余的校外輔導上做雙重減法，歸還學生自由探索式學習空間?！半p減”不止于在量上做減法，最終的落腳點是要把學生解放出來的時間和精力進行有效再分配，要在結構上做“加減復合運算”。以“新課標”為依據，不斷創新以學生為本的課堂教學策略，增強學生在課上消化理解知識，進而減少課后重復訓練作業。在文化課程輔導與興趣特長輔導間做一減一加的結構調整。設立興趣特長培養計劃，幫助學生體驗生活的美好，激勵學生為美好的生活而奮力拼搏的非認知能力，助力學生淬煉尚拼搏、耐壓力、勇擔當等性格韌性。非認知能力培養不應是追求自我效用最大化的精致利己主義小格局。借助“雙減”和“新課標”釋放的練就非認知能力機會，激發學生將社會地位獲得的個人理想融入優化社會階層結構實現民族復興的社會理想中，構筑在社會地位競爭洪流中行穩致遠的非認知能力格局。

其次，家校共育學生非認知能力。教育發展的客觀形勢使得家長配合學校教育成為一種必然。家庭參與學校教育不應是把認知能力培養從校內過度地延伸到家庭。兩者應是互補配合，相互平衡關系。家校教育應在培養目標上達成一致，學校教育判斷學生進步與否的依據不應被簡化為分數，更不應是家庭教育判斷孩子好壞及其未來社會地位能否成功的依據，構建非認知能力是學生行穩致遠的根基的教育觀。注重非認知能力的早期培養，以榜樣教化、行為示范、角色互換等多樣化方式培養其品格韌性，為認知能力訓練面臨的復雜學習任務提供專注力、抗挫力、堅持力等非認知能力支撐。

盡管社會地位沉浮無常，“十年河東，十年河西”，但教育本身及其依托非認知能力中介路徑貢獻社會地位產生及其再產生效應，為突破社會地位獲得的宿命藩籬提供了科學支撐。推動“雙減”和“新課標”等政策在學校教育和家庭教育中落地，著力在非認知能力培養上生根發芽，充分釋放教育的社會地位回報效應，促成教育在個人社會地位命運決定以及社會結構優化促進國運昌盛中開花結果，持續彰顯融入非認知能力的教育效能。