Page 201 - 《社会》2016年第6期

社会· ２０１６ · ６

布劳和邓肯的地位获得模型基础上，本研究加入父亲的教育水平对被
访者初职社会经济地位的直接关联，这可能更符合中国的实际情况。
表示路径系数，下标中的第一位数字 犻 表示被影响变
如图 ４ 所示， 狉 犻 犼
量，第二位数字 表示影响变量。被访者的教育水平对初职社会经济
犼
。
地位的影响为 狉 ４３ ，对现职社会经济地位的总影响为： 狉 ５３＋狉 ５４狉 ４３
父亲的教育水平对子女初职社会经济地位的总影响包括以子女教育水
。父
平为中介的间接影响 狉 ４３狉 ３１ 和直接影响 狉 ４１ ，即 狉 ４３狉 ３１＋狉 ４１
亲的社会经济地位对子女初职社会经济地位的总影响除了直接影响

，即 狉 ４３
狉 ４２ 外，还包括以子女教育水平为中介的间接影响 狉 ４３狉 ３２
。模型中之所以保留现职社会经济地位，是为了验证初职地
狉 ３２＋狉 ４２
位对现职地位的重要影响。

图 ４ ：布劳和邓肯的地位获得模型（扩展版）

分析教育扩招的结构化效应，一般可以借助变量间的交互作用来
实现。当因变量为初职社会经济地位指数时，计量模型如下：
Ｙ ＝α＋ β １犡 １ ＋ β ２犡 ２ ＋ β ３犡 ２犡 １ ＋ β ４犡 ３ ＋ μ
其中， 犢 是初职社会经济地位指数， β 犼 是回归系数， μ 是误差项。犡 １
代表性别、户籍、年
和 犡 ２ 分别代表被访者的教育水平和家庭背景， 犡 ３
表示家庭背景和教育水平的
龄和年龄的平方项等控制变量。 犡 ２犡 １
显著，则表示教育水平能够调节家庭背景对个
交互项，若回归系数 β ３
人初职社会经济地位的影响。
当因变量为初职职业获得，即初职是否为管理技术类职业时，计量
模型如下：

１－ （ ） ＝α＋ β １犡 １ ＋ β ２犡 ２ ＋ β ３犡 ２犡 １ ＋ β ４犡 ３ ＋ μ
Ｌｏ ｇ ｉｔ （ Ｐ ） ＝ｌｎ Ｐ
Ｐ
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