Page 206 - 《社会》2016年第6期
P. 206
教育扩招促进了代际流动？
表 ４ ： 犗犇 和 犈犇 关联的同期群变化
扩张后 改革开放 － 扩张前
１９８０ — １９８９ １９７０ — １９７９ １９６０ — １９６９
总影响
父亲的受教育年限 １．０２ （ ０．２５ ） ０．８３ （ ０．２３ ） ０．５３ （ ０．１６ ）
父亲的社会经济地位指数 ０．２０ （ ０．２１ ） ０．２０ （ ０．２１ ） ０．２４ （ ０．２７ ）
被访者的受教育年限 ２．３３ （ ０．５３ ） ２．２７ （ ０．５５ ） １．９０ （ ０．５０ ）
犗犇 关联
父亲的受教育年限 ０．１９ （ ０．０５ ） ０．０６ （ ０．０２ ） ０．０７ （ ０．０２ ）
父亲的社会经济地位指数 ０．１１ （ ０．１１ ） ０．１０ （ ０．１１ ） ０．１５ （ ０．１７ ）
犈犇 关联
被访者的受教育年限 ２．３３ （ ０．５３ ） ２．２７ （ ０．５５ ） １．９０ （ ０．５０ ）
初职对现职的影响 ０．６７ （ ０．７０ ） ０．５９ （ ０．６０ ） ０．５７ （ ０．５５ ）
样本量 ５０７９ ７９１５ ９３７０
卡方值 １．２７ ０．０１ ０．０９
自由度 １ １ １
犚犕犛犈犃 值 ＜ ０．０１ ＜ ０．０１ ＜ ０．０１
复相关系数的平方值（ 犚 ）
２
被访者的受教育年限 ０．２４ ０．２５ ０．１８
初职社会经济地位指数 ０．３７ ０．３８ ０．３４
现职社会经济地位指数 ０．６３ ０．５６ ０．４９
注： １． 结果变量：初职的社会经济地位指数；
２． 显著性水平： 狆 ＜ ０．１ ， 狆 ＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ ；括号外为非标准化
回归系数，括号内为路径系数。
受教育年限的回归系数从教育扩招前的 ０．２４ （ １９６０ — １９６９ 年同期群）
和 ０．３４ （ １９７０ — １９７９ 年 同 期 群）增 加 到 教 育 扩 招 后 的 ０．３６ （ １９８０ —
１９８９ 年同期群）。另一方面，父亲的社会经济地位对被访者教育水平
的影响很小，但这种影响在教育扩招前后并没有改变。尽管如此，按照
，
克劳格等（ 犆犾狅 犵犵犲狋犪犾． ， １９９５ ）的公式对三个模型回归系数之间的显著
性进行检验后都得出了不显著的结论。
接下来，本研究把教育水平作为分类变量，使用多项 犔狅 犵 犻狋回归再
次考察了教育扩招的平等化效应（表 ６ ）。其中，教育水平包括高中以
下、高中、大专及以上三类，并以高中为参照组，家庭背景的替代变量不
变。研究结论同样发现，教育扩招没有显著改善教育机会不均等。一
方面，在家庭背景中，父亲的受教育年限越长，子女避免坠入高中以下
学历的机会比率（与高中学历相比）越高。这意味着教育机会不均等在
中学教育阶段就已经存在，原因可能是优势阶层由于家庭资源和社会
· １ ９ ９ ·
