Page 169 - 《社会》2016年第5期

社会· ２０１６ · ５

２００５ 年 １％ 人口抽样调查数据为抽样框，在全国 ２８ 个省、直辖市、自治
区（不包括青海、西藏和新疆）的城乡范围内采用分层的四阶段 犘犘犛 不
等概率系统抽样，最终获得农村有效样本量 ２０１８ 人，城市有效样本量
３９８２ 人。
为有效测量重点中学制度对升学机会的影响，本文对原始样本进
行了较为保守的处理，将分析样本限定为那些小学毕业时间为 １９７７ 年
之后（含 １９７７ 年）的个体，因为只有这部分人才有可能经历完整的重点
初中和重点高中制度的筛选。在对数据进一步清理后，最终在小学升
初中、初中升高中和高中升大学阶段，各获得有效样本 ３１５７ 、 ２２７８ 和
１４１８ 个。 ３ 在下文的分析中，本文对所有数据均进行了加权处理，在回
归分析部分，还对由初级抽样单位（县／区）造成的观察值之间的相关性
进行了调整，以给出更为稳健的标准误。
（二）变量介绍

１． 因变量
包括对三个阶段教育机会不平等的测量：所有上过小学的人是否
考上初中，所有上过初中的人是否考上高中（包括普通高中和职业高
中）和所有上过高中的人是否考上大学。本文根据 犆犌犛犛２００８ 中有关
个人教育经历信息，即在某一阶段毕业后是否进入下一阶段的学习来
判断被访者是否考上中学或大学。考上为 １ ，否则为 ０ 。
２． 核心自变量
（ １ ）教 育 分 流。 包 括 初 中 阶 段 和 高 中 阶 段 的 教 育 分 流。 犆犌犛犛
２００８ 详细询问了被访者的教育经历信息，包括被访者是否就读于重点
中学、重点中学为何种级别等。本文将县／市级重点中学和省／直辖市
级重点中学合并为一类。重点学校为 １ ，非重点学校为 ０ 。
（ ２ ）市场转型。 １９９２ 年开启的市场改革对教育事业的发展产生了
深远影响（李煜， ２００６ ； 犠狌 ， １９９３ ），它在体制内的学校之外，培育了一个
崭新的“课外补习班市场”。受二手数据限制，本文无法通过询问被访

３． 原始样本在变量“ １４ 岁时父亲职业地位”上存在大量缺失，损耗了大量个案。为保留更多
有效样本，本文对缺失值进行了插补处理。在比对了几种缺失值插补方法后，本文选择以父
亲受教育程度的平均职业地位插补。本文与使用同套数据进行教育分层研究的学者（吴愈
晓， ２０１３犪 ， ２０１３犫 ； 犢犲 ， ２０１５ ）进行了比较，发现在性别、民族、城乡和父亲受教育程度等主要社
会人口变量上是稳健的，因此，本文认为，这一插补法是可靠的。

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