Page 207 - 《社会》2016年第6期
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社会· ２０１６ · ６
表 ５ ： 犗犈 关联的同期群变化（教育为连续变量）
扩招后 改革开放 － 扩招前
１９８０ — １９８９ １９７０ — １９７９ １９６０ — １９６９
父亲的受教育年限 ０．３６ （ ０．３９ ） ０．３４ （ ０．３８ ） ０．２４ （ ０．２８ ）
父亲的社会经济地位指数 ０．０４ （ ０．１７ ） ０．０４ （ ０．１８ ） ０．０５ （ ０．２１ ）
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
２
复相关系数的平方值（ 犚 ） ０．２４ ０．２５ ０．１８
注： １． 结果变量：被访者的受教育年限；
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。
关系优势，使得孩子从基础教育阶段就占据优势，比如选择重点学校。
这种优势在教育扩招之后变得日趋明显，可能直接造就了高等教育不
平等（王威海、顾源， ２０１２ ），这一点应当引起足够关注。另一方面，父亲
的受教育年限越长，子女获得大专及以上学历的机会比率（与高中学历
相比）越高。表 ６ 数 据 表 明，父 亲 受 教 育 年 限 的 回 归 系 数 从 １９６０ —
１９６９ 年和 １９７０ — １９７９ 年同期群的 ０．１１ 增加到 １９８０ — １９８９ 年同期群
的 ０．１４ 。但对 犔狅 犵 犻狋 模型样本间系数是否存在显著差异进行年度交互
项分析后发现这种差异不显著，换句话说，教育扩招没有显著改善教育
机会不均等的状况。
表 ６ ： 犗犈 关联的同期群变化（教育为分类变量）
扩招后 改革开放 － 扩招前
１９８０ — １９８９ １９７０ — １９７９ １９６０ — １９６９
高中以下：高中
父亲的社会经济地位指数 －０．０３ （ ０．０１ ） －０．０２ （ ０．００ ） －０．０３ （ ０．００ ）
父亲的受教育年限 －０．２１ （ ０．０３ ） －０．１８ （ ０．０１ ） －０．０９ （ ０．０１ ）
截距 ２．８０ （ ０．３２ ） ２．４９ （ ０．１４ ） ２．１１ （ ０．１０ ）
大专及以上：高中
父亲的社会经济地位指数 ０．００ （ ０．００ ） ０．０１ （ ０．００ ） ０．０１ （ ０．００ ）
父亲的受教育年限 ０．１４ （ ０．０３ ） ０．１１ （ ０．０２ ） ０．１１ （ ０．０２ ）
截距 －１．２２ （ ０．３１ ） －１．６３ （ ０．１８ ） －２．２７ （ ０．１８ ）
样本量 １０００ ２６７０ ３４０２
伪 犚 ２ ０．１１７ ０．１２６ ０．０９７
注： １． 结果变量：被访者的教育水平；
２． 显著性水平： 狆 ＜ ０．１ ， 狆 ＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ ；括号内数据为标准误。
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