Page 104 - 《社会》2016年第3期
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家庭背景、学业表现与研究生教育机会获得
表 ３ ：选择读研与工作学生特征的均值比较
变量 继续读研 进入工作 差异
父母大学教育程度 （ ０．０１６ ）
（ １＝ 大学及以上） ０．５８４ （ ０．０２０ ） ０．４２６ （ ０．０１０ ） ０．１５８
家庭收入对数 １０．７１８ （ ０．０２７ ） １０．５１８ （ ０．０２３ ） ０．２０１ （ ０．０３５ ）
入学前户口性质（ １＝ 非农户口） ０．７５８ （ ０．０１０ ） ０．６８９ （ ０．０１０ ） ０．０６９ （ ０．０１４ ）
就读大学类型（ １＝２１１ 高校） ０．８１４ （ ０．００９ ） ０．５２９ （ ０．０１０ ） ０．２８５ （ ０．０１４ ）
大学平均成绩（ ０－１ ） ０．６６０ （ ０．００５ ） ０．５２１ （ ０．００４ ） ０．１３９ （ ０．００７ ）
党员（ １＝ 是） ０．４４３ （ ０．０１２ ） ０．２６９ （ ０．００９ ） ０．１７３ （ ０．０１５ ）
学生干部（ １＝ 是） ０．７１５ （ ０．０１１ ） ０．５９１ （ ０．０１０ ） ０．１２４ （ ０．０１５ ）
性别（ １＝ 男性） ０．５３２ （ ０．０１２ ） ０．５２１ （ ０．０１０ ） ０．０１１ （ ０．０１６ ）
民族（ １＝ 汉族） ０．９１０ （ ０．００７ ） ０．８７３ （ ０．００７ ） ０．０３７ （ ０．０１０ ）
入学年份（ １＝２００８ ） ０．５３３ （ ０．４９９ ） ０．５１４ （ ０．５００ ） ０．０１９ （ ０．０１６ ）
样本量 １７１２ ２４６５
注：括号内为标准误； 狆 ＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ ， 狆 ＜ ０．００５ 。
（三）估计方法
根据因变量的类型，本研究分别采用 犾狅 犵 犻狊狋犻犮 模型和多分类 犾狅 犵 犻狋
模型来估计家庭背景对研究生教育机会获得的影响。由于本研究主要
关注的是家庭社会经济地位的影响是如何随着大学生学业表现和读研
成本收益的变化而变化的，因此涉及同一样本中不同 犾狅 犵 犻狋 模型中的系
数比较。然而，在 犾狅 犵 犻狋 模型中，不同自变量组合所估计的因变量的残
差是在不断变化的，因而不能像线性回归那样直接通过比较嵌套模型
中某一 个 变 量 系 数 的 变 化 来 确 定 该 变 量 作 用 的 变 化 （ 犠犻狀狊犺犻 狆犪狀犱
犕犪狉犲 ， １９８４ ；洪岩璧， ２０１５ ）。为了便于 犔狅 犵 犻狋 模型间系数的比较，本文
通过 犓犎犅 方法 ８ 将家庭背景对研究生教育机会获得的影响分解为总效
应、直接效应以及通过学业表现的间接效应。
五、分析结果
（一）家庭背景对读研的直接影响和间接影响
表 ４ 报告了大学毕业生是否继续研究生教育的 犾狅 犵 犻狊狋犻犮 模型估计
结果。模型 １ 只纳入了父母的受教育程度和控制变量，结果显示，父母
的受教育程度对大学生读研具有显著的正向作用，父母中至少有一方
８．犓犎犅 是提出该方法的三位学者的名字 犓犪狉犾狊狅狀 、 犎狅犾犿 、 犅狉犲犲狀 首字母的缩写。关于 犓犎犅 方
法的详细 讨 论 请 参 见 相 关 文 献 （ 犓犪狉犾狊狅狀犪狀犱犎狅犾犿 ， ２０１１ ； 犓犪狉犾狊狅狀 ， 犲狋犪犾． ， ２０１２ ；洪 岩 璧，
２０１５ 。）
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