Page 208 - 《社会》 2018年第5期
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大学生毕业意向的影响机制及变迁趋势
续表
模型 １ 模型 ２ 模型 ３
读研／工作 留学／工作 留学／读研
（ ０．１１６ ） （ ０．２８７ ） （ ０．２８１ ）
县城 ０．３４１ ０．７８８ ０．４４６
（ ０．１０８ ） （ ０．２５６ ） （ ０．２４９ ）
城市 ０．０４２ １．２４３ １．２０１
（ ０．１０８ ） （ ０．２５１ ） （ ０．２４６ ）
家庭所在区域
中部 ０．３７１ ０．３５８ －０．０１３
（ ０．０７５ ） （ ０．０９９ ） （ ０．０８３ ）
东部 －０．０６５ ０．２５１ ０．３１６
（ ０．０６６ ） （ ０．０８３ ） （ ０．０７３ ）
年份固定效应 犢犈犛 犢犈犛 犢犈犛
常数项 －１．３４１ －４．６３０ －３．２９０
（ ０．２８１ ） （ ０．４６８ ） （ ０．４４７ ）
犘狊犲狌犱狅犚 ２ ０．１０２ ０．１０２ ０．１０２
注： １． 参照组分别为“非党员”“非学生干部”“成绩中下等”“无业”“中下游”“男
性”“大一”“经管类”“少数民族”“村（寨）”“西部”。
２．． 狆 ＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ ， 狆 ＜ ０．００１ 。括号内的数字为稳健标准误。
（二）哪种微观机制效应更大？
为进一步比较上述两种微观机制对大学生毕业意向影响的大小，
我们引入“系数集束化”方法对机制相对效应进行分析。 １３ 表 ３ 为针对
表 ２ 中的模型进行的事后估计而得到的系数集束化分析结果。在同一
方程内比较时，可将所有影响机制的效应和约束为 １ 进行效应比较，不
同方程之间则可直接采用系数绝对值比较。本文还在前述机制的基础
上区分出宏观环境机制（即年份平均效应），从总体上考察不同年份社
１３． 此处对本文重点关注两种机制（学业表现和家庭背景）进行相对效应的分析，只是我们
回应前文“现代化假设”和“社会再生产假设”之争的一种尝试，尽管对两种机制的测量当中
肯定存在不少遗漏变量，但我们认为这种测量仍是可行的。一 方 面，我 们 采 用 的 是 目 前 学
界常用的测量指标，且目前已有相关研究将该方法运用于类似机制效应的比较中（刘精明，
２０１４ ）；另一方面，我们对研究结论的稳健性进行了一系列测试，例如，改变家庭背景测量方
式，将四个变量减少为一个或两个变量，以重新评估两种机制的相对效应，最终结论仍然高
度一致。当然，由于数据所限，对以上两种机制的测量仍存在一定改进空间，这有待后续研
究弥补。
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