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教育與主觀社會(huì)地位
——基于地位尋求理論的實(shí)證分析

2018-08-15 12:44亮,杭
統(tǒng)計(jì)與信息論壇 2018年8期
關(guān)鍵詞:主觀變量家庭

張 亮,杭 斌

(山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院,山西 太原 030006)

一、引 言

國(guó)外發(fā)展起來(lái)的地位尋求理論將商品區(qū)分為位置性商品(positional goods)和非位置性商品(nonpositional goods),位置性商品的價(jià)值依賴(lài)于其在整個(gè)社會(huì)中持有者的多寡,而位置性商品的種類(lèi)有很多,包括住房、汽車(chē)、衣著、奢侈品、教育等等。

自中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái),隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的加劇,不同職業(yè)的技術(shù)專(zhuān)門(mén)化以及就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的壓力使人們對(duì)教育投入愈發(fā)重視。一方面教育提高了受教育者的職業(yè)能力,使其能夠適應(yīng)現(xiàn)代的生產(chǎn)技術(shù)要求;另一方面教育對(duì)受教育者未來(lái)的社會(huì)地位競(jìng)爭(zhēng)具有深遠(yuǎn)的影響。從進(jìn)化論的角度來(lái)看,受教育水平較高者的身上體現(xiàn)出許多受到青睞的品質(zhì),例如智力、雄心和可靠性等,從而在性選擇(sexual selection)過(guò)程中更具競(jìng)爭(zhēng)力;從社會(huì)互動(dòng)的角度來(lái)看,受到更多的教育,會(huì)給個(gè)體帶來(lái)更多來(lái)自他人以及群體的尊敬與贊美,進(jìn)而增進(jìn)了個(gè)體對(duì)于權(quán)力、控制和社會(huì)接納的感受。已有的研究表明,教育對(duì)個(gè)體社會(huì)地位的直接影響來(lái)源于教育的消費(fèi)成分:接受更高的教育可對(duì)人的自信與自我評(píng)價(jià)產(chǎn)生正向影響,不同教育水平本身會(huì)成為人們相互區(qū)分的一種信號(hào),人們通過(guò)擁有更高的教育水平區(qū)別于他人,從而提升了自身社會(huì)地位;另一方面,教育對(duì)個(gè)體社會(huì)地位的間接影響則來(lái)源于教育的投資成分,即教育對(duì)就業(yè)、收入和生活質(zhì)量等方面的影響。需要指出的是,人們一般通過(guò)兩大途徑改變地位面貌,一類(lèi)是消費(fèi)競(jìng)爭(zhēng),另一類(lèi)是教育競(jìng)爭(zhēng),但二者之間卻存在著時(shí)間有效性的問(wèn)題。盡管人們可以選擇消費(fèi)競(jìng)爭(zhēng)來(lái)改變相對(duì)社會(huì)地位,但通過(guò)增加消費(fèi)品的數(shù)量和改變消費(fèi)品的種類(lèi)來(lái)提升社會(huì)地位終究是暫時(shí)的;而通過(guò)接受更高的教育卻可能由此改變個(gè)人的認(rèn)知程度、學(xué)歷水平、就業(yè)方向、持久收入、人際關(guān)系網(wǎng)等多個(gè)層面,從而起到長(zhǎng)遠(yuǎn)地改變個(gè)體社會(huì)地位的目的,這是一種質(zhì)的改變,所以教育競(jìng)爭(zhēng)比消費(fèi)競(jìng)爭(zhēng)更具吸引力。

從國(guó)情來(lái)看,中國(guó)居民的家庭觀念歷來(lái)很強(qiáng),對(duì)家庭代際地位的傳承與提升極為重視,可以說(shuō),家庭地位的連續(xù)性在中國(guó)人心里占據(jù)著非常重要的位置。具體來(lái)講,這種地位性關(guān)切始終與家長(zhǎng)、子女以及家庭三方面密切相關(guān):就家長(zhǎng)而言,子女的教育水平對(duì)家長(zhǎng)是一種無(wú)形的回報(bào),子女的教育程度越高,家長(zhǎng)就覺(jué)得越有“面子”;對(duì)子女而言,教育水平越高(如接受優(yōu)質(zhì)高等教育)則為其今后的社會(huì)地位提升(如畢業(yè)后謀取高薪或頗具社會(huì)聲望的職業(yè),從而大大提高了步入較高社會(huì)階層的可能性)打下了基礎(chǔ);對(duì)于整個(gè)家庭而言,如果父母具有較高社會(huì)地位,那么子女教育程度越高,在某種程度上意味著家庭的未來(lái)社會(huì)地位取得了一種鞏固性?xún)?yōu)勢(shì);如果父母的社會(huì)地位較低,那么子女教育程度越高會(huì)為父母的社會(huì)地位現(xiàn)狀提供一種心理補(bǔ)償——家庭地位有望在下一代獲得提升?;厮輾v史,中國(guó)自古就有將教育與地位掛鉤的社會(huì)文化傳統(tǒng),人們重視教育,在很大程度上是看到了教育與社會(huì)地位之間的內(nèi)在聯(lián)系,即教育與“自獲地位”(achieved status)①在社會(huì)分層理論中有兩個(gè)概念:一個(gè)是“先賦地位(ascribed status)”,一個(gè)是“自獲地位(achieved status)”,前者指一個(gè)人與生俱來(lái)的地位,后者指后天努力得來(lái)的地位。之間的關(guān)系②CFPS2010年問(wèn)卷中涉及了個(gè)人觀點(diǎn)的問(wèn)題,其中同意“影響一個(gè)人成就大小最重要的因素是他/她的努力程度”和“一個(gè)人受教育程度越高,獲得很大的成就可能性就越大”兩個(gè)觀點(diǎn)的人數(shù)比重均高達(dá)70%以上。??梢钥吹剑逃龑?duì)人們產(chǎn)生的社會(huì)地位影響具有跨期性特點(diǎn):在追求學(xué)歷的過(guò)程中,不僅對(duì)個(gè)人和家庭的當(dāng)下社會(huì)地位有影響,對(duì)其長(zhǎng)遠(yuǎn)的社會(huì)地位也是一種前期準(zhǔn)備。

中國(guó)改革開(kāi)放以后,在短短的30多年里經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,社會(huì)個(gè)體間的收入差距呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢(shì),收入差距的擴(kuò)大一方面強(qiáng)化了人們對(duì)地位的關(guān)注;另一方面,教育這種“自獲地位”的功能也被進(jìn)一步強(qiáng)化了。對(duì)地位的關(guān)切使家長(zhǎng)們無(wú)不希望自己的孩子成龍成鳳,激烈的競(jìng)爭(zhēng)將教育攀比的階段不斷提前,在面對(duì)教育資源尚不夠均衡的情況下,為避免自己的孩子輸在起跑線上,家長(zhǎng)盡力給子女選擇多種多樣和相對(duì)優(yōu)質(zhì)的教育服務(wù),由此導(dǎo)致的家庭教育支出攀比現(xiàn)象也愈發(fā)明顯。以基礎(chǔ)教育階段③這里所說(shuō)基礎(chǔ)教育階段包括小學(xué)、初中和高中,不含學(xué)前教育。為例,筆者利用CFPS2010、2012和2014三年調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)家庭子女人均教育支出進(jìn)行計(jì)算(剔除了價(jià)格因素)發(fā)現(xiàn):家庭子女的人均教育支出④這里測(cè)算的教育支出為學(xué)雜費(fèi)、書(shū)費(fèi)、教育軟件費(fèi)、課外輔導(dǎo)費(fèi)、因教育產(chǎn)生的交通費(fèi)、擇校費(fèi)、在校住宿費(fèi)以及其他家庭教育支出的八項(xiàng)之和,不包括在?;锸迟M(fèi)、保姆費(fèi)和托兒費(fèi)。均值從2009年的1 720.77元增長(zhǎng)到 2011年的 2 711.29元,2013年則達(dá)3 054.6元,增幅約為 77.51%;而家庭子女人均補(bǔ)習(xí)教育支出均值從2009年的1 329.37元增長(zhǎng)到 2011年的 2 215.09元,2013年則達(dá)2 793.84元,增幅高達(dá)110.16%??梢?jiàn)家庭對(duì)子女的教育投入十分重視,尤其是補(bǔ)習(xí)教育支出增長(zhǎng)的幅度之大更是體現(xiàn)了教育競(jìng)爭(zhēng)的激烈程度。這一不爭(zhēng)的事實(shí)說(shuō)明,人們深諳教育對(duì)社會(huì)地位的影響作用,并由此引發(fā)了激烈的教育競(jìng)爭(zhēng)。

另外,中國(guó)現(xiàn)有關(guān)于教育對(duì)個(gè)人社會(huì)地位影響的研究或是立足于人力資本、文化資本的理論視角,或是透過(guò)研究教育與社會(huì)分層的關(guān)系(社會(huì)地位的生產(chǎn)關(guān)系與再生產(chǎn)關(guān)系)以及教育的回報(bào)率等方面來(lái)探討教育對(duì)社會(huì)地位的影響問(wèn)題,但都沒(méi)有給予教育的位置性特點(diǎn)以充分的重視,教育在很大程度上是一種位置性商品(positional goods)。所謂的位置性(positionality),實(shí)際上是一個(gè)排序的概念,在一個(gè)社會(huì)中不僅本人的教育水平會(huì)影響自己的社會(huì)地位,尤為關(guān)鍵的是,他人的教育水平也會(huì)對(duì)本人的社會(huì)地位造成十分重要的影響。只有與他人相比,一個(gè)人的相對(duì)教育水平越高,才會(huì)對(duì)其社會(huì)地位構(gòu)成實(shí)質(zhì)性的提高。本文首次明確研究了教育的位置性特點(diǎn)對(duì)個(gè)人主觀社會(huì)地位的影響問(wèn)題。需要說(shuō)明的是,雖然主觀社會(huì)地位不完全等價(jià)于社會(huì)地位,但主觀社會(huì)地位在很大程度上能代表社會(huì)地位。原因在于主觀社會(huì)地位同時(shí)涵蓋了兩方面信息:一方面是個(gè)人的自我感知(self-perception),這是主體的自我認(rèn)識(shí);另一方面是對(duì)他人的評(píng)價(jià)所作的感知,也就是主體就客體的反饋所作的調(diào)整認(rèn)知。因此主觀社會(huì)地位能相對(duì)有效、全面地反映一個(gè)人的社會(huì)地位。

目前,國(guó)外對(duì)教育的位置性研究已取得不少成果,但中國(guó)在這一領(lǐng)域的研究尚處于起步階段,因此本文擬從地位尋求的視角對(duì)教育的位置性特征是否影響個(gè)人主觀社會(huì)地位進(jìn)行研究。下面首先回顧地位尋求理論和教育位置性理論,然后介紹本文的實(shí)證思路和實(shí)證模型,最后利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)地位尋求理論

1.國(guó)外研究

目前國(guó)外涉及地位尋求(status seeking)的理論研究已比較多。Hirsch首次定義了“位置性商品”,指出位置性商品是一種價(jià)值強(qiáng)烈地依賴(lài)于“稀缺性”的商品,即相對(duì)其他商品,如果其稀缺性越高則價(jià)值也越大[1]15-26。Frank 透過(guò)對(duì)生活多方面實(shí)際而深入的觀察,對(duì)地位尋求這一問(wèn)題展開(kāi)了更為系統(tǒng)的探討,說(shuō)明了經(jīng)濟(jì)生活中無(wú)處不在的“地位尋求”,他進(jìn)一步指出,社會(huì)收入差距過(guò)大容易造成高、低地位群體間交互行為的緊張以及社會(huì)階層的分裂,因此地位尋求的影響力不容忽視[2]35-57。一般而言,“地位”(status)具有三大特點(diǎn):位置性(positionality)、渴求性(desirability)、非交易性(non-tradability)。就地位尋求的動(dòng)機(jī)而言,通常認(rèn)為人們存在大致兩種動(dòng)機(jī):一種是對(duì)地位本身的“先天”喜愛(ài),一種則是通過(guò)提高地位幫助人們獲得附加的利益,也就是說(shuō)追求地位是為取得其他利益而服務(wù)的,地位作為一種中間物品而存在。Easterlin則指出經(jīng)濟(jì)學(xué)的習(xí)慣形成(habit formation)與相依偏好(interdependent preferences)理論的心理學(xué)基礎(chǔ)分別為享樂(lè)適應(yīng)(hedonic adaptation)與社會(huì)比較(social comparison)。對(duì)于不同的領(lǐng)域以及不同領(lǐng)域內(nèi)的不同組成,享樂(lè)適應(yīng)與社會(huì)比較所起到的作用程度是不同的。因此關(guān)于位置性商品與非位置性商品就是基于效用是否受到了社會(huì)比較的影響這一標(biāo)準(zhǔn)來(lái)區(qū)分的[3]。

2.國(guó)內(nèi)研究

國(guó)內(nèi)針對(duì)地位尋求的純理論研究尚未見(jiàn)到,大部分研究是與經(jīng)濟(jì)相關(guān)領(lǐng)域結(jié)合的實(shí)證研究。其中,從地位尋求視角對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)進(jìn)行的研究在國(guó)內(nèi)也已取得不少成果。

如杭斌首次基于地位尋求理論通過(guò)使用中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)家庭的住房和消費(fèi)進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)住房面積擴(kuò)大對(duì)消費(fèi)具有擠出效應(yīng),而房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的抑制僅對(duì)中低收入家庭起作用[4]。張亮和杭斌將住房作為位置性商品,研究了中國(guó)城鎮(zhèn)居民因?yàn)閷?duì)住房面積的攀比而影響消費(fèi)的問(wèn)題。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)從全國(guó)范圍來(lái)看,城鎮(zhèn)居民在地位尋求動(dòng)機(jī)下為提升自身社會(huì)地位,在力所能及的情況下購(gòu)買(mǎi)面積較大的住房,從而壓縮了日常消費(fèi);又由于受制于社會(huì)保障和信貸約束,居民不能把已有資金大量用于位置性消費(fèi)(購(gòu)房),只能增加儲(chǔ)蓄,通過(guò)在一個(gè)較長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)調(diào)整消費(fèi)策略來(lái)達(dá)到以住房面積為體現(xiàn)的地位尋求目的[5]。劉雯和楊曉維研究了中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭的地位尋求動(dòng)機(jī)對(duì)其住房需求的影響問(wèn)題。使用了四種方式度量房產(chǎn)財(cái)富(均以住房面積計(jì))的參照水平,即省際層面的中位數(shù)和平均數(shù)、家庭所在社區(qū)的平均數(shù)和戶(hù)主所在行業(yè)的平均數(shù)。采用CHFS數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn),周?chē)巳旱姆康禺a(chǎn)財(cái)富水平會(huì)刺激單個(gè)家庭的地位攀比行為;另外中等收入家庭對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富積累的地位尋求動(dòng)機(jī)最強(qiáng),較窮困的家庭次之,較高收入的家庭最弱[6]。杭斌和曹建美則研究了中國(guó)農(nóng)村居民的婚喪嫁娶支出和人情支出,認(rèn)為婚喪嫁娶支出是位置性消費(fèi),而人情支出不是位置性支出,人情支出更多地體現(xiàn)了從眾心理。分中低、中高收入組的Tobit模型回歸表明,中低收入家庭更加在意面子及社會(huì)資源,因此其人情支出的占比更高;家庭求人幫忙的事情越多,人情支出就越多。該文從收入差距和地位尋求的視角合理地解釋了中國(guó)農(nóng)村目前普遍存在的人情支出增長(zhǎng)現(xiàn)象[7]。

(二)教育的位置性研究

教育的位置性理論本質(zhì)上隸屬于地位尋求理論,在國(guó)外已形成了許多研究成果,但在國(guó)內(nèi)尚付之闕如。Duncan及Ranson認(rèn)為學(xué)校教育可能被作為信號(hào)機(jī)制來(lái)提高薪資,而且教育也會(huì)充當(dāng)過(guò)濾的作用,使某些人進(jìn)入富有挑戰(zhàn)性的與享有特權(quán)的工作。這些對(duì)于相對(duì)性的關(guān)切使人們?cè)噲D通過(guò)比別人獲得更多教育來(lái)提升自己的地位[8-9]。Boylan則注意到文憑的價(jià)值隨著文憑持有者數(shù)量的增加而增加,發(fā)現(xiàn)群體大小對(duì)群體的收益具有雖小但卻是正向的影響,即有時(shí)持有同一學(xué)位的他人數(shù)量的增加對(duì)持有該學(xué)位所產(chǎn)生的效應(yīng)有增強(qiáng)的作用[10]。Stasio等的研究結(jié)果表明,教育在職業(yè)教育欠發(fā)達(dá)的國(guó)家其作用更象位置性商品,個(gè)體為了在勞動(dòng)力市場(chǎng)隊(duì)列中排在前面而產(chǎn)生了去接受更多教育的動(dòng)機(jī)[11]。Salinas-Jiménez等則指出教育既有投資的一面,又有消費(fèi)的一面。從生活滿(mǎn)意度入手,分收入組研究了教育與生活滿(mǎn)意度之間的關(guān)系,結(jié)果顯示:即使提取了教育對(duì)職業(yè)地位的投資性影響成分,教育仍然具備位置性關(guān)切,從而證明教育是一種位置性商品[12]。類(lèi)似的還有 Botha對(duì)于南非居民的生活滿(mǎn)意度與教育之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的研究。研究表明,教育是位置性商品,教育程度超出參照組人群平均教育水平的人比低于該平均教育水平的人會(huì)明顯產(chǎn)生更高的生活滿(mǎn)意度[13]。

三、數(shù)據(jù)和變量說(shuō)明

(一)數(shù)據(jù)

本文以CFPS作為數(shù)據(jù)來(lái)源。該調(diào)查由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織進(jìn)行,是一項(xiàng)全國(guó)性、綜合性的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目,旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù),反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷,為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS從2010年開(kāi)始基線調(diào)查,調(diào)查了25個(gè)省(市、自治區(qū))、162個(gè)縣的14 960戶(hù)家庭,目前為止已進(jìn)行了四次全樣本調(diào)查,目前可獲得的是2010年、2012年和2014年三期的完整數(shù)據(jù),2016年的調(diào)查數(shù)據(jù)尚未完全公布。就已有的三期調(diào)查問(wèn)卷來(lái)看,雖然具體模塊和問(wèn)題在問(wèn)法上有一些調(diào)整變化,但三次調(diào)查的問(wèn)卷結(jié)構(gòu)基本保持一致。CFPS數(shù)據(jù)所調(diào)查的區(qū)域?yàn)橹袊?guó)(三期均不包含香港、澳門(mén)、臺(tái)灣地區(qū);2010和2012年數(shù)據(jù)中不包括新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)和海南省,2014年數(shù)據(jù)則在前兩年基礎(chǔ)上包括了新疆維吾爾自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)和海南省),涉及的問(wèn)題范圍廣泛,也為本文的研究提供了可供實(shí)證研究的數(shù)據(jù)。根據(jù)本文的研究目的,筆者選取了部分變量。

(二)變量

1.個(gè)人主觀社會(huì)地位

CFPS問(wèn)卷向受訪者問(wèn)及了“您在本地的社會(huì)地位?”這一問(wèn)題,該問(wèn)題的答案是一個(gè)主觀性回答,其取值為有序數(shù)值 1、2、3、4、5,數(shù)值越高代表著受訪者對(duì)自身在本地的社會(huì)地位估計(jì)得越高。本文中該變量為Y,以此作為個(gè)人主觀社會(huì)地位的測(cè)量。

2.個(gè)人總收入的累積分布值

考慮到CFPS成人數(shù)據(jù)庫(kù)提供的個(gè)人總收入數(shù)據(jù)均指上一年,筆者對(duì) CFPS2012年和2014年的個(gè)人總收入數(shù)據(jù)(即實(shí)際上調(diào)查的是2011年和2013年的個(gè)人收入數(shù)據(jù))以2009年為基期,用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了價(jià)格平減處理。為了排除極端值的影響,選擇收入大于零的樣本,對(duì)這部分個(gè)人總收入計(jì)算其在所在區(qū)縣的累積分布值。累積分布值反映了個(gè)人總收入的排序,值越高所代表的個(gè)人總收入也越高。本文中該變量為I。

3.個(gè)人受教育年限

以個(gè)人受教育年限來(lái)反映個(gè)人受教育水平。CFPS三期成人數(shù)據(jù)庫(kù)給出了個(gè)人的受教育年限,本文中該變量為E。

4.參照組平均受教育年限

以參照組平均受教育年限來(lái)反映參照組的平均教育水平。本文主要回歸模型中的參照組(參照組I)考慮到了三個(gè)因素,分別是地理因素、年齡因素和性別因素。地理因素即人們選擇參照對(duì)象的地理范圍,選擇區(qū)縣作為單位;對(duì)于年齡因素,則對(duì)樣本內(nèi)個(gè)體按照每3歲為一區(qū)段、79歲及79歲以上者為一區(qū)段進(jìn)行劃分,共計(jì)22個(gè)年齡組。這樣,根據(jù)區(qū)縣、年齡組和性別作為參照組的選取依據(jù),分別計(jì)算出參照組內(nèi)個(gè)人樣本的受教育年限均值,本文中該變量命名為。

5.教育年限交互項(xiàng)

6.控制變量

控制變量包括個(gè)人所在家庭凈資產(chǎn)(A)、就業(yè)狀況(J)、城鄉(xiāng)類(lèi)型(U)、黨員身份(這里黨員指中共黨員)(C)、健康狀況(H)、婚姻狀態(tài)(M)、性別(S)、年齡(G)等8個(gè)變量,并對(duì)其中的就業(yè)狀況、城鄉(xiāng)類(lèi)型、黨員身份、健康狀況、婚姻狀態(tài)、性別等6個(gè)變量生成了與之對(duì)應(yīng)的虛擬變量,如:就業(yè)狀況的虛擬變量為J(J=1有工作;J=0失業(yè));城鄉(xiāng)類(lèi)型的虛擬變量為U(U=1,城市;U=0,鄉(xiāng)村);黨員身份的虛擬變量為C(C=1,黨員;C=0;非黨員);健康狀況的虛擬變量為H(H=1,健康;H=0,不健康);婚姻狀態(tài)的虛擬變量為M(M=1,在婚(有配偶);M=0,非在婚);性別的虛擬變量為 S(S=1,男性;S=0,女性);其余控制變量為連續(xù)數(shù)值變量。對(duì)于家庭凈資產(chǎn),CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)分別給出了三期調(diào)查的測(cè)算值,筆者以2010年為基期,對(duì)2012和2014年數(shù)據(jù)分別以家庭所在省份的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行價(jià)格平減,并作取對(duì)數(shù)處理。表1給出了本文所用主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。

四、實(shí)證模型的構(gòu)建與估計(jì)策略

(一)實(shí)證模型思路與設(shè)定

本文的實(shí)證思路考慮以個(gè)人社會(huì)地位的自評(píng)價(jià)作為被解釋變量,代表個(gè)人主觀社會(huì)地位。其次,以個(gè)人受教育年限、參照組平均受教育年限以及教育年限交互項(xiàng)作為關(guān)鍵解釋變量,以個(gè)人總收入的累積分布值作為一般解釋變量,以個(gè)人所在家庭凈資產(chǎn)、性別、黨員身份、健康狀況、婚姻狀態(tài)、城鄉(xiāng)類(lèi)型、就業(yè)狀況、年齡等變量作為控制變量來(lái)構(gòu)建實(shí)證模型。另外,考慮到參照組平均教育水平對(duì)個(gè)人主觀地位產(chǎn)生的影響對(duì)于仍在上學(xué)的人群和對(duì)于教育水平已經(jīng)比較穩(wěn)定的人群而言可能存在不同,筆者分全樣本和25歲以上樣本分別進(jìn)行模型估計(jì)①考慮全日制在校學(xué)習(xí)時(shí)間的一般情形:22歲本科(四年)畢業(yè),25歲碩士研究生(三年)畢業(yè),則25歲以上成人中基本上不再包括處于在校學(xué)習(xí)階段的人群(由于博士研究生在數(shù)據(jù)中的人數(shù)比例極低,即使在25歲以上的成人樣本中存在個(gè)別博士研究生,其對(duì)估計(jì)的影響也可以忽略不計(jì))。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)實(shí)證思路,本文的實(shí)證模型形式為:

其中Φ(t)是正態(tài)分布的累積分布函數(shù),從而概率的邊際效應(yīng)可寫(xiě)為:

其中,αi為個(gè)體效應(yīng),Zit為控制變量向量(包括個(gè)人所在家庭凈資產(chǎn)、就業(yè)狀況、城鄉(xiāng)類(lèi)型、黨員身份、健康狀況、婚姻狀態(tài)、性別、年齡等八個(gè)變量),εit為擾動(dòng)項(xiàng)。

由于本研究的被解釋變量是一個(gè)排序變量,因此可以選擇有序Probit模型。具體到本研究的有序Probit模型具有如下形式:

其中φ(·)是正態(tài)分布的概率密度函數(shù)。由邊際效應(yīng)的表達(dá)式可知:首先,對(duì)于被解釋變量的不同取值,解釋變量的邊際效應(yīng)是不同的;其次,解釋變量的邊際效應(yīng)不僅取決于參數(shù)值β,還取決于兩個(gè)概率密度函數(shù)值之差最后,除 Yit取1和5以外,其余取值情況下

(二)估計(jì)及解釋策略

本文使用的面板數(shù)據(jù)為三期非均衡面板數(shù)據(jù)。對(duì)于面板數(shù)據(jù),進(jìn)行估計(jì)時(shí)需考慮是使用混合回歸模型、固定效應(yīng)模型,還是隨機(jī)效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型的估計(jì)一般需取得原回歸式的離差形式,進(jìn)而利用每個(gè)個(gè)體的組內(nèi)離差信息進(jìn)行估計(jì),但是在對(duì)回歸式進(jìn)行差分時(shí),一些不隨時(shí)間變化的變量被抵消掉了,導(dǎo)致無(wú)法估計(jì)。就本文而言,不僅關(guān)鍵解釋變量——個(gè)人的受教育年限和參照組平均受教育年限等可能不隨時(shí)間變化,而且其他控制變量也可能不隨時(shí)間變化(如性別、婚姻狀況、城鄉(xiāng)類(lèi)型等),如果使用固定效應(yīng)模型可能無(wú)法估計(jì)這些不隨時(shí)間變化的變量對(duì)被解釋變量的影響。綜上考慮,本文選擇有序Probit隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。另外,如上文所示,對(duì)于有序Probit模型,其解釋變量在參數(shù)的解釋方面存在一定困難,但由于 OLS估計(jì)與有序Probit模型的估計(jì)結(jié)果在參數(shù)符號(hào)與顯著性方面差異較小,國(guó)外大量研究解決此問(wèn)題的方法是在給出有序Probit模型估計(jì)結(jié)果時(shí),也提供OLS的估計(jì)結(jié)果予以對(duì)比和輔助說(shuō)明,因此本文也采納此方法對(duì)回歸結(jié)果作出相關(guān)解釋。

五、實(shí)證分析

根據(jù)實(shí)證思路,筆者分別對(duì)混合數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS估計(jì)、對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行有序Probit隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)。其次,估計(jì)時(shí)分別以全樣本和25歲以上的子樣本進(jìn)行估計(jì),并使用以年齡組、區(qū)縣和性別為標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定的參照組I的對(duì)應(yīng)變量。由于CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)中存在一個(gè)區(qū)縣中僅有1個(gè)受訪者的情形,為了避免出現(xiàn)參照組失效的問(wèn)題,選取區(qū)縣中至少有10個(gè)以上調(diào)查數(shù)據(jù)的樣本進(jìn)行估計(jì),表2給出了本文的主要回歸結(jié)果,其中有序Probit模型的Wald檢驗(yàn)結(jié)果表明模型在整體上高度顯著。

表2 主要回歸結(jié)果(參照組I)

從表2的回歸結(jié)果可以看到,OLS估計(jì)與面板有序Probit模型在各個(gè)參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)與顯著性方面均高度一致,因此可以按照類(lèi)似解釋OLS估計(jì)結(jié)果的方式對(duì)面板有序probit模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行解釋?zhuān)覀冎饕P(guān)注參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)所反映的社會(huì)經(jīng)濟(jì)含義。

結(jié)果可以看到,個(gè)人總收入的累積分布值越高,則個(gè)人主觀社會(huì)地位越高。由于累積分布值反映著一個(gè)人在所居住的區(qū)縣范圍內(nèi)收入排序的高低,這說(shuō)明相對(duì)收入越高的個(gè)體越傾向于認(rèn)為自己的社會(huì)地位高。就主要回歸的三個(gè)關(guān)鍵解釋變量來(lái)看,個(gè)人受教育年限變量的參數(shù)估計(jì)值顯著為正,說(shuō)明個(gè)人的絕對(duì)教育水平對(duì)自身社會(huì)地位評(píng)價(jià)有顯著正向影響;而參照組平均受教育年限變量的參數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù),說(shuō)明除了個(gè)人自身的教育水平外,周?chē)嗨迫巳旱钠骄逃綍?huì)對(duì)個(gè)體主觀社會(huì)地位造成負(fù)向影響。由前述可知,參照組I的平均受教育年限反映著一個(gè)地區(qū)內(nèi)、與自身年齡相仿、與自身性別相同的群體的平均教育水平。個(gè)體在估計(jì)自己的社會(huì)地位時(shí),會(huì)注重參考平均教育水平:如果自身教育水平低于這個(gè)平均水平,就意味著自己尚未達(dá)到社會(huì)在一定時(shí)期內(nèi)對(duì)個(gè)體一般教育水平的要求,這就可能增加自己?jiǎn)适Ь蜆I(yè)機(jī)會(huì)、失去參與某些社會(huì)活動(dòng)的機(jī)會(huì)等一系列的風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而產(chǎn)生“相對(duì)剝奪感”(relative deprivation)①所謂“相對(duì)剝奪”,是指當(dāng)人們將自身處境與某種社會(huì)標(biāo)準(zhǔn)或某一類(lèi)參照物進(jìn)行比較時(shí),由于自己處于劣勢(shì)而產(chǎn)生的受剝奪的感受。。這種相對(duì)剝奪感引發(fā)個(gè)體的負(fù)面消極情緒(如嫉妒、不滿(mǎn)等等),進(jìn)而對(duì)自己可能獲取社會(huì)資源的能力產(chǎn)生質(zhì)疑,甚至引發(fā)自卑感,因此對(duì)自己的社會(huì)地位得出較低的評(píng)價(jià)。相反地,當(dāng)個(gè)人的教育水平高于平均水平時(shí),則意味著可能躋身于更高的社會(huì)階層、獲得更多的經(jīng)濟(jì)收入、參與更廣泛的社會(huì)活動(dòng),以及在擇偶等方面獲得一系列優(yōu)勢(shì),從而使個(gè)體對(duì)自身社會(huì)地位的評(píng)價(jià)也越高。另外,引入模型中的教育年限交互項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)值也顯著為正,說(shuō)明個(gè)人的教育水平越高,受到社會(huì)比較的負(fù)面影響越低。這三個(gè)變量(個(gè)人受教育年限、參照組平均受教育年限以及教育年限交互項(xiàng))十分清晰地說(shuō)明了教育的位置性特征:單靠個(gè)人的絕對(duì)教育水平并不能完全決定個(gè)人的主觀社會(huì)地位,還取決于其他人的教育水平,只有在某個(gè)環(huán)境中獲得相對(duì)教育優(yōu)勢(shì)(即教育年限交互項(xiàng)的值越大),個(gè)體才會(huì)對(duì)自身的社會(huì)地位作出更高的評(píng)價(jià)。因此,教育對(duì)社會(huì)地位的影響核心在于教育的排序,只有排序越高,主觀社會(huì)地位才越高,這正是教育的位置性特征對(duì)社會(huì)地位影響的含義所在。因此通過(guò)實(shí)證分析可知,教育的確屬于一種位置性商品(positional goods),它通過(guò)個(gè)體間教育水平的社會(huì)比較產(chǎn)生教育排序,進(jìn)而影響個(gè)體的主觀社會(huì)地位。實(shí)證結(jié)果為引言中所述事實(shí)提供佐證:通過(guò)讓子女接受更多、更優(yōu)質(zhì)的教育,可以提升自身及家庭的社會(huì)地位,因此教育投入越多越好,這也為中國(guó)家庭子女教育支出不斷攀升的現(xiàn)象給出了合理解釋。

對(duì)于模型中的其他控制變量,可以看到:家庭凈資產(chǎn)越多,則主觀社會(huì)地位越高。這是因?yàn)?,家庭資產(chǎn)往往代表了家庭的經(jīng)濟(jì)地位進(jìn)而社會(huì)地位,個(gè)體在進(jìn)行地位評(píng)價(jià)時(shí),并非孤立地只考慮自身?xiàng)l件,家庭對(duì)個(gè)人的社會(huì)地位也起到了保護(hù)與維系的重要作用。所以個(gè)人作為家庭的一員,同時(shí)也是家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的享有者,家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高,個(gè)人的主觀社會(huì)地位也越高。另外,有工作、具有黨員身份、在婚(有配偶)、身體健康、也均對(duì)主觀社會(huì)地位有正向顯著作用。我們知道,處于失業(yè)狀態(tài)不僅無(wú)法獲得獨(dú)立經(jīng)濟(jì)收入,而且還給失業(yè)者造成心理上的負(fù)面影響,當(dāng)失業(yè)時(shí)間越長(zhǎng)時(shí)更是如此。相反,在就業(yè)時(shí),個(gè)體不僅能體驗(yàn)積極的社會(huì)參與感,還能夠有效避免孤獨(dú)、自卑、抑郁等負(fù)面情緒的產(chǎn)生,這些負(fù)面情緒均會(huì)對(duì)社會(huì)地位的自我感知造成影響。因此,處于就業(yè)狀態(tài)對(duì)主觀社會(huì)地位具有正向影響。而具有黨員身份之所以能提高個(gè)人的主觀社會(huì)地位,是因?yàn)辄h員身份意味著擁有更多接觸、參與政治活動(dòng)的機(jī)會(huì)與資格,進(jìn)而影響社會(huì)地位?;橐鰧?duì)個(gè)人主觀社會(huì)地位的提高,一方面是因?yàn)榛橐鲋腥我环降妮^高社會(huì)地位均可對(duì)其配偶形成地位的光環(huán)效應(yīng),使對(duì)方分享自己的地位優(yōu)勢(shì),換言之,在某種程度上,婚姻是社會(huì)地位的一種締結(jié);另一方面是因?yàn)?,婚姻意味著夫妻雙方家庭的結(jié)合,而家族的總體社會(huì)地位對(duì)個(gè)人的社會(huì)地位具有間接增強(qiáng)的作用,并通過(guò)婚姻關(guān)系直接表現(xiàn)了出來(lái)。其次,健康對(duì)個(gè)人主觀社會(huì)地位具有正向顯著影響,是因?yàn)榻】凳莻€(gè)人從事生產(chǎn)活動(dòng)、參加社交活動(dòng)以及其他各類(lèi)社會(huì)活動(dòng)的基本前提保證,否則個(gè)人參與社會(huì)活動(dòng)的范圍及其活躍度均將受到很大影響,從而導(dǎo)致個(gè)人產(chǎn)生與周?chē)喾N活動(dòng)的疏離感,嚴(yán)重的甚至?xí)?dǎo)致社會(huì)隔絕感,這些負(fù)面情緒均會(huì)降低個(gè)人對(duì)自身社會(huì)地位的評(píng)價(jià)。除此以外我們還看到,處于鄉(xiāng)村的人比在城市的人更傾向于認(rèn)為自己在本地的社會(huì)地位高,這是因?yàn)猷l(xiāng)村與城市的人口規(guī)模和人員流動(dòng)方面存在很大差異:鄉(xiāng)村的社群結(jié)構(gòu)相對(duì)封閉,比城市具有更突出的熟人社會(huì)特點(diǎn);而城市人員流動(dòng)速度快,人與人之間更加陌生,社交空間更加廣闊與疏遠(yuǎn),處于城市中的人更不易按照一種穩(wěn)定的、單一的標(biāo)準(zhǔn)來(lái)定位自己的社會(huì)地位,也就不容易對(duì)自己的社會(huì)地位產(chǎn)生更高的評(píng)價(jià)。而女性比男性更傾向于產(chǎn)生更高的主觀社會(huì)地位,這可能是因?yàn)橐环矫婺信畽C(jī)會(huì)平等的觀念在中國(guó)普及得較好,女性有越來(lái)越多的機(jī)會(huì)與男性在職業(yè)領(lǐng)域進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng);而且女性的學(xué)習(xí)能力、觀察感知能力、人際交往能力、家庭內(nèi)溝通和融合的能力等許多方面都可能比男性更具優(yōu)勢(shì),因此女性比男性較易作出更高的自我社會(huì)地位評(píng)價(jià)。最后,年齡對(duì)社會(huì)地位的影響是顯著為正的,表明中國(guó)仍然表現(xiàn)出“尊老”社會(huì)的特點(diǎn),一個(gè)人年齡越大意味在知識(shí)積累、社會(huì)經(jīng)驗(yàn)、人際關(guān)系網(wǎng)、社會(huì)資源以及家庭中的地位等方面有更多的優(yōu)勢(shì),因此也更容易產(chǎn)生社會(huì)地位高的自我感知。

從表2的全樣本和子樣本的估計(jì)結(jié)果來(lái)看,除參數(shù)估計(jì)值的大小有微小差異外,在符號(hào)與顯著性上均高度一致,說(shuō)明在納入了仍在上學(xué)的人群樣本以后,估計(jì)結(jié)果并未受到過(guò)多影響,不論是仍在上學(xué)的人群還是教育水平已經(jīng)穩(wěn)定的人群,就所受到教育位置性特點(diǎn)的影響來(lái)看高度一致,不存在“在?!迸c“離?!比后w間的顯著差別,這就進(jìn)一步說(shuō)明了教育位置性特征的社會(huì)廣泛性。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了更好地說(shuō)明本文主要回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,從以下兩個(gè)方面進(jìn)行控制調(diào)整,并做檢驗(yàn)回歸。

(一)更換參照組

在本文的主要回歸結(jié)果中,參照組I考慮了區(qū)縣、年齡組和性別三個(gè)因素,現(xiàn)在放寬這個(gè)標(biāo)準(zhǔn),僅將區(qū)縣和年齡組作為參照組的標(biāo)準(zhǔn)(參照組II),以參照組II為基礎(chǔ),進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì);

(二)縮小年齡范圍、提高參照組均值可靠性

考慮在主要回歸所用樣本的基礎(chǔ)上進(jìn)一步縮小樣本的年齡范圍、提高參照組均值的可靠性,我們的做法是選擇區(qū)縣內(nèi)調(diào)查樣本數(shù)在100人以上、受訪者年齡居于(25,75]歲區(qū)間以及區(qū)縣內(nèi)調(diào)查樣本數(shù)在200人以上、受訪者年齡居于(25,75]歲區(qū)間的兩個(gè)樣本分別進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性回歸結(jié)果(面板有序Probit隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì))

可以看到表3中的Wald檢驗(yàn)均高度顯著,說(shuō)明各個(gè)模型在整體上均高度顯著;另外穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果與表2所示的主要回歸結(jié)果也是高度一致的,可以認(rèn)為本文的主要回歸結(jié)果是可靠的。

七、結(jié) 論

本文基于地位尋求理論,通過(guò)CFPS三期數(shù)據(jù)的面板有序Probit隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì),不論是全樣本還是子樣本的估計(jì)結(jié)果均表明:個(gè)人受教育年限越長(zhǎng),則個(gè)人主觀社會(huì)地位越高;參照組平均受教育年限越長(zhǎng),個(gè)人主觀社會(huì)地位越低;教育年限交互項(xiàng)的系數(shù)為正,表明教育水平越高,越不易受到社會(huì)比較的負(fù)面影響。研究表明,社會(huì)地位主觀評(píng)價(jià)不僅取決于自身的絕對(duì)教育水平,還取決于周?chē)巳旱慕逃?個(gè)人教育水平在所比較的群體中排序越高,則自我社會(huì)地位評(píng)價(jià)越高,因此教育對(duì)社會(huì)地位的影響關(guān)鍵在于其位置性特征。本文研究結(jié)果還為近些年中國(guó)家庭子女教育支出不斷攀升的現(xiàn)象提供了合理解釋:為了維護(hù)、提升子女和家庭的社會(huì)地位,家庭將選擇盡可能多地讓子女接受更多、更好的教育。

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