Page 131 - 《社会》2017年第3期
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社会· ２０１７ · ３
查数据也不支持过度细化。本研究认为从中国社会的现实出发，目前
的 ７ 级划分是比较合理的，当然仍有进一步改进的空间。
比较组间不平等和总不平等的增幅还可以发现，组间不平等变化
较大，而且组间不平等的增幅与总不平等相比更大。也就是说夫妻教
育的不同组合内部不平等情况比较稳定，受前述变量的影响小；而不同
组合之间的收入差距受前述变量的影响较大。由于本文是按照教育组
合进行分组的，加入教育变量的效果在意料之中。如果户口与省份对
不平等的影响与教育是独立的，应该观察到仅控制户口与省份的模拟
其组间不平等与完全随机模型相差不多。这说明三个变量之间是彼此
联系的。
总之，本文的研究表明，在中国的社会语境下，教育同型婚姻导致
社会整体的家庭工资收入不平等程度上升，而且教育同型婚姻的这一
效应有增强的趋势，即使控制了一些重要变量之后仍然如此。
为了检验研究的稳健性，本文参照以往研究，把样本局限为具有双
城镇户口的双收入家庭，重复前面的主要分析。为了让加权更具可比
性，比照符合条件的 犆犌犛犛２０１２ 的数据情况，把 犔犎犛犆１９９６ 数据的加权
倍数调整为 ３１２ ，扩展后取整，得到两个大小接近的样本。计算结果如
表 ７ 所示：
表 ７ ：线线相关模型交互项系数（教育水平相似程度）
比数比 模型系数 标准误
夫妻教育水平相似程度（ 犔犎犛犆１９９６ ） １．６１５ ０．４８０ ０．００３
夫妻教育水平相似程度（ 犆犌犛犛２０１２ ） ２．５２５ ０．９２６ ０．００４
注： 表示系数在 狆 ＜ ０．００１ 的标准下显著。
就 犔犎犛犆１９９６ 而言，教育相似程度略有下降；就 犆犌犛犛２０１２ 而言，
教育的相似程度略有上升。两个变化的幅度都很小，但也验证了上文
发现的变化趋势。工资收入的相关程度可参照上文，几乎没什么变化。
再来观察置换检验的结果，如图 ２ 所示。结果显示不平等水平总
体有明显下降，各变量的影响改变不大，但是绝对值下降了一定的幅
度，而由于基数变小，相对影响反而略有增大。尤其需要注意的是，“户
口”变量加入之后影响几乎可以忽略不计，这说明置换检验的框架对该
变量的控制是有效的，此前在这一维度上所表现出来的效果很大程度
上是城乡家庭的差别。附上稳健性分析的结果数据，如表 ８ 所示。
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