Page 201 - 《社会》2022年第4期

社会·2022·4

不一致时，各自阶层作用的重要性用行效应和列效应的权重表示，且设
定权重之和为 1。 3 因此，本文的基础模型可以表示为：
（1）
Y ij = p滋 ii + q滋 jj + 撞茁 kX + 着 ij
其中， Y ij 是本文的因变量，代表配偶（或父亲）的阶层为 i、自身阶层为
j 的女性的自我阶层地位认同，滋 ii 和 滋 jj 分别为行效应和列效应，即配偶
（或父亲）阶层的影响以及自身阶层的影响，X 为一系列控制变量。 特别
的是，p 和 q 的取值范围均为（0，1）且 p + q = 1，也就是说，女性的阶
层地位认同可以表示为配偶（或父亲）阶层与自身阶层效应的加权之和。
为了检验女性阶层认同模式的变迁情况，我们考虑配偶（或父亲）
阶层的作用可能随出生世代的变化而变化， 因此将主效应的权重与世
代进行交互，得到的世代变迁模型如下：
（2）
Y ijc = p c 滋 ii c + q c 滋 jjc + 撞茁 kX + 着 ij
上述模型将夫妻阶层匹配或父女代际流动的效应分解为行效应与
列效应，并要求二者权重之和为 1，实质上是认为非对角线单元格的值
处在对应的两个对角线单元格之间。 但是，夫妻之间向上婚或向下婚，
父女之间向上流动或向下流动， 都可能对女性的阶层认同有独立于行
列效应之外的单独作用（ Zhao，et al.，2017；Chen，2018）。 因此，我们将婚
姻匹配效应或代际流动效应作为控制变量单独加入模型，得到匹配（流
动）效应模型：
（3）
Y ijc = p c 滋 ii c + q c 滋 jjc + 撞茁 kX + 撞酌 nM + 着 ij
与模型 2 不同的是，模型 3 加入了阶层搭配模式的虚拟变量 M，代
表夫妻间婚姻匹配的不同类型或是代际间阶层流动的不同方向。 由此，
我们可以得到控制了婚姻匹配或代际流动状况的效应之后行效应和列
效应的相对权重。
（二）数据与变量
1. 数据
本文使用的数据来自中国综合社会调查（CGSS）。 作为一项具有全
国代表性的标准抽样调查，CGSS 的抽样设计和调查问卷保持着跨期次
的相对一致性，且覆盖了受访者的主观阶层认同，受访者及其父亲、配
3. 该设定实质上是假定当两个阶层不一致时， 结果变量应处于较高与较低阶层的效应
之间。 如女性的主观地位应当处于其自身与丈夫所在客观阶层一般代表的主观地位之
间。 由下文的描述统计结果也可以看出，这一假定在本文当中能够得到满足。

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