教育水平對個人收入影響機制的再考察
——基于教育的傳遞社會規范功能的研究路徑

葉 杰，徐越倩

（浙江工商大學公共管理學院，浙江杭州310018）

一、問題的提出

得益于20世紀六七十年代舒爾茨、貝克和明瑟等人對教育收益、人力資本理論和個人收入模型所做的開創性的研究工作[1-6]，教育的經濟功能、政治功能和社會流動功能受到社會各界的高度關注，教育逐步成為現代國家中一項重要的公共事業和政府必須提供的公共服務。而提升個人收入水平是教育經濟功能的外在表現，也是實現政治功能和社會流動功能的關鍵機制。因此，教育水平對個人收入的影響機制問題受到了經濟學、政治學和社會學等多個學科的持續性關注。

就教育活動本身而言，現有理論研究認為教育水平影響個人收入主要有兩個路徑：第一，教育具有生產功能。該路徑的基本邏輯是，教育通過提高勞動者知識、技能和分析問題的方法提高了社會生產力水平[7]，即教育通過人力資本貢獻于社會生產過程并參與價值分配，很顯然，更高水平和更加稀缺的人力資本能獲得更為可觀的經濟租金[8-9]。第二，教育具有信號和篩選功能。該觀點認為，教育實際上一種信號裝置，它可能并不能提高個人能力，但它向雇主發出自身具有高能力的信號，因而高學歷的人更容易獲得理想的職業，獲聘更高的崗位進而得到更多的個人收入[10-12]。應當說，以生產功能和信號功能為基礎的研究路徑，其解釋邏輯是清晰的，也得到了大量具有針對性的實證研究的支持[13-18]。但這兩種研究路徑并不是教育水平影響個人收入的全部路徑，而其他研究路徑的缺失，可能正是有論者所指出的教育收益率或教育回報率估算缺乏穩定性的技術性原因[19]。

區別于上述理論路徑，本文擬從教育的傳遞社會規范功能角度出發，對教育水平之于個人收入的影響機制進行具有拓展和探索性質的研究。本文的理論基礎是，教育的人力資源回報不僅與受教育者的知識技能有關，還受制于個體對社會規范的融合水平。這里的基本邏輯是，教育通過促進勞動生產率而提高人力資本回報，這是教育經濟功能的表現形式，而包括經濟功能在內的教育的社會功能，其作用的實現程度是由教育的本體功能決定的。本體功能主要指向個體社會化功能，而個體社會化功能主要包括生產指導功能、角色培養功能和傳遞社會規范功能[20]294。這些功能對于教育社會功能的發揮，勞動生產率和人力資本的提高具有直接和間接的影響。現有研究高度強調的教育的生產功能實際上就是個體社會化功能中的生產指導功能，而本文所關注的個體規則意識，則主要指向傳遞社會規范功能。正如生產指導功能在教育水平之于個人收入中的重要作用一樣，傳遞社會規范功能也是教育影響個人收入的重要路徑。

促進受教育者形成符合社會期待的個體意識和行為習慣，是教育的傳遞社會規范功能的主要內容，也是傳遞社會規范功能影響教育水平與個人收入關系的關鍵機制。本文中的規則意識就屬于這樣一種符合社會期待并廣受認可的社會規范。就此意義而言，提高受教育者的規則意識是學校教育的基本使命，是教育發揮社會經濟功能并獲得人力資本回報的必然作用路徑。不可忽視的是，這一作用路徑還會受到相關情境性因素的影響。在不同情境條件下，教育水平、規則意識和人力資本回報的關系強度可能并不相同。本文關注的努力主導型價值觀就是該類情境性因素。在不同水平的努力主導型價值觀情境下，教育水平影響個人收入的作用機制可能并不相同。正是基于這樣的理論推導，本文將引入規則意識和努力主導型價值觀作為中介變量和調節變量，研究它們在教育水平之于個人收入關系中的作用性質和作用能力。本文的主要研究問題是：（1）規則意識是否中介了教育水平和個人收入的關系？（2）努力主導型價值觀是否在教育水平和個人收入的關系中起到調節作用？（3）在教育水平、努力主導型價值觀和個人收入的關系中，規則意識是否起到了有調節的中介作用？

二、理論基礎與研究假設

（一）規則意識的部分中介作用

從教育學原理來說，教育主要包括育人功能和社會功能。育人功能指向個體，又稱本體功能。社會功能指向社會，又稱工具功能，是本體功能作用于人類社會而形成的功效或價值，提高勞動生產率就是教育重要的社會功能。很顯然，教育對人的作用是教育對社會作用的基礎[20]315，沒有教育的本體功能，就沒有教育的工具功能及其市場回報。教育本體功能主要體現為個體社會化功能，而傳遞社會規范，促進個體更好適應社會生產生活，則是個體社會化的重要內容。規則意識作為基本的社會規范，一方面構成學校教育的主要目標，另一方面作為個體適應社會生產生活的必要準備和重要的人力資本因素，在一定程度上以中介效應解釋了學校教育對人力資本及其市場回報的作用機制。具體而言，這種中介效應由“教育水平提高規則意識”和“規則意識促進收入水平提升”兩個環節構成。

前一環節的基本邏輯在于：個體意識是可以后天習得的。這是教育心理學和社會學習理論的基本原理。葉圣陶先生曾指出，教育往簡單方面說，就是養成良好的習慣。因此，從理論上說，教育水平的提高有助于個體形成牢固的規則意識。作為專業化培養人的社會活動，學校教育承載著傳播社會文化，傳遞生產生活經驗[21]的職能。在此過程中，形成和發展著受教育者的規則意識，其基本途徑在于：第一，隨著教育水平的提高，個體的認知能力得到不斷提升，個體能充分認識和了解規則意識所具有的包括經濟利益在內的工具功能；第二，在品德教育、通識教育和公民教育過程中，受教育者通過廣泛接觸和學習各種規則知識，奠定了形成規則意識、養成規則習慣的認知基礎；第三，在學科教育，特別是專業教育中，受教育者的邏輯思維得到充分鍛煉，團隊合作素養得到全面提高，而良好的邏輯思維和團隊合作素養能極大促進個體提升規則意識。

后一環節的基本邏輯在于：規則意識就是規則的意識化，使規則真正得到認同和接受，意識主體形成一種自覺的遵守規則的習慣[22]。這種習慣是具有社會意義并具有人力資本價值的，原因在于：第一，規則意識能顯著降低市場交易成本[23]；第二，規則意識能極大促進團隊執行力和組織效能的提升；第三，規則意識有助于個體快速適應專業和職業規則進而提高專業水平；第四，具有強烈規則意識的個體，更加容易獲取人際信任和社會信任。而交易成本、團隊執行力和組織效能、專業素養以及人際信任和社會信任很容易轉化為人力資本并體現為個人收入的增長。

綜合起來說，在學校教育影響個人收入的復雜機制中，規則意識以中介角色將學校教育和人力資本及其市場回報聯系起來。據此，本文提出如下假設：

假設1：規則意識在學校教育和個人收入關系中起到部分中介作用。

（二）努力主導型價值觀對主效應的調節作用

德沃金將“責任”因素納入對社會分配平等性的分析中，并將“責任”因素進一步區分為“集體責任”和“個體責任”。其中，“個體責任”是指“在資源和文化所允許的選擇范圍內，個人對他本人過什么樣的生活所做出的選擇應當負起的責任”[24]。很顯然，努力屬于個體責任的范疇，而本文所分析和研究的努力主導型價值觀指的是主體深度內化“努力在個人成就中具有主要地位”這一認識后的穩定態度，對個體行為具有明顯的指引、導向和評判作用。

努力主導型價值觀認為努力在個人成就中具有主要地位甚至決定性地位，更加容易認為努力能帶來一切，也更容易忽視機遇、選擇、社會大環境以及家庭政治經濟文化背景等“集體責任”性因素，因而這種觀念可能并不有利于個人的社會交往和職業發展，比如日常生活中人們經常會見到的“只埋頭拉車不抬頭看路”而最終事倍功半的現象。但從邏輯上說，持有這種價值觀的個體，更容易將接受教育本身視為通過努力提高自身能力以更好實現人生目標的機會，因而更容易在接受學校教育過程中，努力掌握各類知識技能，培養自身良好的行為習慣以提高自身在人力資本市場上的“價格”，即高水平的努力主導型價值觀強化了教育對個體成就和個人收入的正向影響。反之，不持有努力主導型價值觀或努力主導型價值觀水平較低的個體，越不注重教育在個人成就中的作用，在接受教育過程中，或投機取巧，或消極對待，壓縮了知識技能和態度習慣的提升空間，進而影響了個體人力資本的進一步提升，即低水平的努力型價值觀弱化了教育對個體成就和個人收入的正向影響。由此提出以下假設：

假設2：努力主導型價值觀在教育水平與個人收入的關系中起到正向調節作用。

（三）努力主導型價值觀對中介作用的調節效應

構建了假設1和假設2后，邏輯上進一步提出一個問題，即教育水平正向影響規則意識后，在規則意識影響個人收入的路徑中，規則意識是否也受到努力主導型價值觀的調節作用？換言之，規則意識是否是一個受調節的中介變量？按照丁棟虹等人[25]的判斷標準，在本文中，如果規則意識的中介作用、努力主導型價值觀的調節作用存在，即教育水平經過規則意識的中介作用，在規則意識到個人收入的路徑中，會受到努力主導型價值觀的調節作用，則規則意識屬于有調節的中介變量。

從假設1來看，教育水平通過兩個步驟作用到個人收入上來。經過“教育水平→規則意識”的步驟后，在“規則意識→個人收入”的過程中，規則意識這一中介變量會受到努力主導型價值觀的調節。其基本邏輯如下：持有強烈努力主導型價值觀的個體，通常努力工作，勤奮上進。這種積極的工作姿態，對于規則意識之于個人收入的影響具有顯著的正面意義。不難理解，規則意識和規則習慣帶來的交易成本降低、團隊執行力、組織效能和專業素養提升以及人際信任和社會信任增進，在努力主導型價值觀的作用下，更加容易轉化為人力資本進而提高個人收入，即強烈的努力主導型價值觀能促進規則意識對個人收入的正向影響能力。這一機制在日常生活中是常見的，即人們都愿意和又努力又可靠的人打交道，也愿意給予他們更多機會和更多回報。相反，尚未確立或持有較低水平的努力主導型價值觀的個體，由于工作中努力不夠，因而很難甚至不能有效利用規則意識和規則習慣在形成人力資本中的正向功能，即低水平的努力主導型價值觀會抑制規則意識對個人收入的正向影響能力。據此，本文提出以下假設：

假設3：在教育水平、努力主導型價值觀和個人收入的關系中，規則意識存在有調節的中介效應。

三、研究設計

（一）研究樣本

本文數據來自于中國綜合社會調查（CGSS）項目①。為了滿足對變量和題項的要求，本研究選取了2010年度的調查數據。剔除了題項數據不完整的問卷后，最終有8638份問卷進入了數據分析過程。

（二）研究變量

本文題項源于“中國綜合社會調查（CGSS）-2010年度調查問卷-（居民問卷）”。具體來說，代表自變量“教育水平”的題項是“您目前的最高受教育程度是……”；代表調節變量“努力主導型價值觀”的題項是“您在多大程度上同意‘個人的成就大部分是靠努力爭取的’這個說法……”；代表因變量“個人收入”的題項是“您個人去年全年的總收入②是……”，而中介變量“規則意識”則包括“遵守交通規則的程度是……”等5個題項。

由于規則意識包括多個題項，為了得到具體數值以進行數據測算和回歸分析，本文對其進行了因子萃取和聚合。結果顯示，不論從KNO值（0.844＞0.7），還是從Bartett’s球形檢驗顯示變量間的相關概率（P＜0.0001）來看，規則意識都符合進行因子分析的條件。用主成分方法進行因子萃取，5個題項共提取了1個特征值大于1的公因子，該因子即為規則意識。這樣，本文就獲得了可以直接進行數據分析的規則意識數值。還需說明的是，規則意識所涉及的5個題項的因子載荷數值均遠遠高于0.4的一般建議標準，這就說明，同一因子下的測量題項能有效地反映出同一構念，具有效度保障。因子萃取和聚合相關參數結果參見表1。

表1 因子萃取與聚合結果

除了個人收入、教育水平、規則意識和努力主導型價值觀等主要變量外，本文還在回歸模型中引入了相關其他變量作為控制變量，主要包括性別、年齡、民族、宗教信仰和中共黨員身份等5個變量③。

（三）研究模型與統計方法

本文采取多層線性回歸模型驗證前文所構建的3個假設，主要統計軟件為STATA 12.0和SPSS 19.0及其插件。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

主要變量的均值、標準差和相關性系數及其顯著性情況如表2所示。相關分析結果顯示：各變量間的相關系數在0.086-0.545之間，說明各變量間具有一定的區分度。其中，教育水平、規則意識和個人收入三者間均顯著正相關。總體來看，假設1得到了初步支持。

表2 主要變量的描述性統計和相關系數

（二）問卷的信度與效度檢驗

在信度方面，涉及規則意識的5個題項的Cronbach’sα數值高達 0.904，信度較高（見表 1）。在效度方面，考慮到本研究所涉及的各類變量均為單一維度變量，且只有一個變量包括多個題項，不需做區分效度，而內容效度則有文獻和理論邏輯的支持。從總體來說，本文使用的調查數據具有較高的信度和效度。

（三）同源偏差、異方差、序列相關和共線性檢驗

為防止出現同源偏差、違背球形誤差、自相關和多重共線性等問題，本文還利用Harman的單因子檢測法、reg命令、D-W值和VIF值對各回歸模型④進行了相應的診斷和處理，確保了數據分析的科學性和研究結論的可靠性。

（四）假設檢驗

1.規則意識的中介作用檢驗

本文采取 Baron、Kenny提出的四步驟法和Preacher、Halers提出的Bootstrap法進行中介效應檢驗，并通過綜合對比兩種檢驗結果以確保研究結論的可靠性。

四步驟法認為，中介效應成立需滿足以下條件：第一，自變量和中介變量均與因變量存在顯著關系；第二，自變量與中介變量存在顯著關系；第三，置入中介變量后，自變量與因變量的關系減弱時為部分中介；變得不顯著時則為完全中介[26]。從表3中的模型4、模型5和模型2可以看出，前三個步驟符合要求。進一步地，在模型4的基礎上，將中介變量放入回歸方程并得到模型6，可以發現，雖然顯著性依舊保持在小于0.001的水平上，但自變量教育水平對個人收入的回歸系數從0.528降至0.526，且中介變量規則意識對個人收入的回歸系數從0.067降至0.024。這就表明，規則意識在教育水平之于個人收入的關系中，具有部分中介作用。

表3 四步驟法下的規則意識中介效應檢驗

與四步驟法不同，按照Zhao等[27]提出的中介效應分析程序，參照Preacher和Halers[28]提出的bootstrap方法進行中介效應檢驗時，首先應當確認中介變量對因變量是否存在顯著作用，而后查看控制中介變量后自變量對因變量是否存在顯著影響。如果中介變量對因變量不存在顯著作用，則中介效應不存在。如中介變量對因變量存在顯著作用，且在控制了中介變量后，自變量對因變量不存在顯著影響，這說明存在完全中介效應；如在控制了中介變量后，自變量對因變量仍存在顯著影響，則說明存在部分中介效應。表4顯示，直接效應和間接效應的Boot CI下限和Boot CI上限均不包括0，說明間接效應和直接效應都是顯著的。綜合上述兩種檢驗方法看，假設1得到了證實。

表4 bootstrap方法下的規則意識中介效應檢驗

2.努力主導型價值觀對主效應的調節作用

本文采取經典的三階段檢驗法驗證努力主導型價值觀的調節效應，并采用調節變量與其他相關變量的交互項來檢驗調節效應的大小及其顯著性。具體來說，第一步，驗證自變量對因變量的影響力及其顯著性；第二步，考察自變量和調節變量共同對因變量的影響力及其顯著性；第三步，在第二步的基礎上，將自變量和調節變量的交互項加入回歸方程。如果自變量和調節變量所構成的交互項的回歸系數顯著，且△R2顯著，則說明調節變量在自變量之于因變量中的調節效應存在；如果回歸系數不顯著或△R2不顯著，這說明調節效應不存在。進一步地，如果交互項的回歸系數和自變量的回歸系數一致，說明調節變量正向催化了自變量對因變量的影響能力。反之亦然。努力主導型價值觀的調節效應實證結果參見表5。

表5 努力主導型價值觀的調節效應檢驗

從表5的模型1可以看出，教育水平對個人收入具有顯著的正向影響。在模型1的基礎上，將調節變量引入回歸方程，結果如模型2所示，回歸系數表明教育水平對個人收入仍然具有顯著和強大的影響力。在模型2的基礎上，再將教育水平和努力主導型價值觀的交互項放入回歸方程，結果如模型3所示。不難發現，交互項對因變量的回歸系數為0.015，且通過了顯著性檢驗，即教育水平和努力主導型價值觀的交互項對個人收入具有顯著的正向影響。進一步地，從模型3對模型2的△R2的比較來看，△R2為0.0002且具有顯著性，確認了努力主導型價值觀在教育水平之于個人收入中的正向調節作用，假設2得到了證實。

3.努力主導型價值觀對中介效應的調節作用

存在中介效應和調節效應是有調節的中介效應的基本前提。前文已部分證實規則意識的中介效應，接下來應該對努力主導型價值觀在規則意識到個人收入過程中是否存在調節效應做出檢驗。這一部分仍然按照經典的三階段檢驗法檢驗調節效應。從模型6可以看出，交互項對因變量的回歸系數為0.024，且通過了顯著性檢驗。進一步地，從模型6對模型5的△R2的比較來看，△R2為0.0006且具有顯著性，確認了努力主導型價值觀在規則意識之于個人收入中的正向調節作用。這就說明，規則意識作為有調節的中介效應的基本前提是成立的，可以進行進一步檢驗。

接下來，本文依據溫忠麟等人[29]的建議和判斷標準，檢驗規則意識是否起到有調節的中介作用。檢驗步驟如下：第一步，做因變量對自變量和調節變量的回歸方程，自變量的系數必須顯著；第二步，做中介變量對自變量和調節變量的回歸方程，自變量的系數必須顯著；第三步，做因變量對自變量、中介變量和調節變量的回歸方程，中介變量的系數必須顯著；第四步，做因變量對自變量、中介變量、調節變量以及中介變量和調節變量交互項的回歸方程，交互項的系數必須顯著。模型2、模型7、模型8和模型9分別展示了上述4個回歸方程的分析結果。結果顯示，在前3個回歸方程中，相應的回歸系數均顯著，而第4個方程中的交互項回歸系數仍然顯著（β=0.022）。這就說明，規則意識的中介作用，在規則意識到個人收入的路徑中，受到努力主導型價值觀的正向調節作用，假設3獲得證實。

為了更加形象地展現努力主導型價值觀的調節效應，本文還按照Aiken和West[30]推薦的方法，對其在教育水平和個人收入的關系、自變量意義上的規則意識與個人收入的關系以及中介變量意義上的規則意識與個人收入的關系中的調節作用繪制了圖1。從圖中可以看出，不論在低努力主導型價值觀還是高努力主導型價值觀情境下，教育水平和規則意識都能正向作用于個人收入，但從直線斜率來看，高努力主導型價值觀下樣本組的斜率明顯高于低努力主導型價值觀下樣本組的斜率，即高努力主導型價值觀情境下，教育水平和規則意識對個人收入的影響更大。

圖1 努力主導型價值觀的三個調節效應

五、研究結論

本文以教育水平為自變量，以規則意識和努力主導型價值觀為中介變量和調節變量，構建了個人收入影響因素的理論模型，并通過中國綜合社會調查項目的數據對該模型進行了驗證。通過數據分析，可得出如下結論：

第一，規則意識在教育水平對個人收入的正向影響中起到部分中介作用。教育水平對個人收入具有正向影響的結論具有邏輯上的必然性，也得到了各項跨國研究的數據支出。不過，正如上文所述，現有研究鮮有關注個體社會化功能中的傳遞社會規范功能。本研究選取和關注的規則意識，就是基于傳遞社會規范功能而在受教育者身上形成的人力資本因素，這種人力資本因素對受教育者個人收入具有雙重意義：第一，直接作用于個人收入；第二，在教育對個人收入的正向影響中起部分中介作用。本文的研究結果證實了上述雙重意義，即規則意識既直接作用于個人收入，又在教育水平對個人收入的正向影響中起中介作用。這一研究結論提供了為何現實生活中有些群體并沒有接受過很高的學校教育，但因為人誠實可靠，深受大家信任而擁有更多合作、升遷機會而提高了他們的收入水平這一現象的理論解釋。

第二，努力主導型價值觀正向調節了教育水平對個人收入的正向影響。價值觀在相當程度上影響了個體行為的形成機制。在本文構建的理論模型中，努力主導型價值觀在教育水平和個人收入的關系中具有情境意義，能正向調節教育水平對個體收入的作用能力。從分析結果來看，努力主導型價值觀的正向調節作用是存在的。這一研究結論的邏輯推演結果是，接受同一教育年限的學生，甚至在同一所學校接受教育的學生，不同學習態度和努力程度會形成不同的知識技能和行為習慣，從而獲得不同的人力資本回報。現實生活中一個常見的現象是：在同一所大學甚至同一個專業中，平時勤奮學習、積極進取的學生越容易找到高薪職業并在崗位上迅速成長從而獲得更高收入；而平時懶散懈怠、消極墮落的學生則很有可能畢業即失業，或者找不到理想工作，即便走上工作崗位后，也很有可能“會原地踏步”甚至被解雇，獲得較少的人力資源回報。

第三，努力主導型價值觀正向調節了規則意識在教育水平和個人收入關系中的中介作用。提出努力主導型價值觀可能正向調節了規則意識的中介作用這一研究假設是有意義的，因為有調節的中介效應模型試圖同時解釋如何發生以及什么情況下發生的問題[31]，這種思路有助于綜合考慮中介作用的權變機制，從而更深入地揭示整個影響機制的作用過程[32]。本研究發現，教育水平正向影響規則意識后，在規則意識到個人收入的作用路徑中，努力主導型價值觀會起到正向調節作用，即對于持有同樣水平規則意識的個體，努力主導型價值觀越強，其個人收入越高，努力主導型價值觀越弱，其個人收入越低。從計算結果來看，這一研究假設是成立的。實際上，在現實生活中，我們經常看到，同樣是講規則、實誠、靠譜且很讓人信任的人，那些努力奮斗的個體，比較容易抓住機遇并通過機會獲得更多個人收入，而那些努力程度不夠、得過且過的個體，則很難利用和發揮其自身具有的規則意識和規則習慣及其在人力資本中形成中的積極功能，容易失去當前的發展機會，進而影響了個人收入的提升。

六、結語

與已有大部分研究不同，本文沒有沿襲以生產和信號功能為基礎的研究路徑進行模型構建和數據測算，而是從教育的傳遞社會規范功能出發，關注規則意識在教育水平之于個人收入關系中的作用機制，并將努力主導型價值觀作為情境因素引入分析模型。因而從某種程度上說，本文的研究進路是對明瑟收益模型的一種拓展和深化。同時，雖然已有大量研究從特定角度研究教育水平之于個人收入的影響關系，但缺乏變量間復雜關系的關注和驗證，本文所構建的包含有中介效應和調節效應的復雜模型，有效揭示了教育水平、規則意識、努力主導型價值觀和個人收入間的深層聯系，在一定程度上打開了從教育水平到個人收入這一過程的“黑箱”。

當然，必須指出的是，本文屬于一個十分初步的、具有探索性質的研究，還存在若干局限和可以進一步改進的空間：第一，出于現實復雜性和變量可操作性的考量，本文可能還存在遺漏變量的問題，比如城鄉戶籍變量及其反映的階層差異，而這種差異可能會影響教育水平對個人收入影響機制研究的科學性和解釋力；第二，由于此類大規模調查很難做到對樣本的持續性追蹤，無法做到對同一樣本進行多時點多變量的測量，因而只能進行變量間的相關關系分析與研究。因此，為了彌補數據分析的不足，確保研究結論的可靠性，未來還需借助認知理論并采取深度訪談等質化研究的方式，進一步探索教育水平等變量對個人收入的影響過程，并對其影響機制做出更加完整、可靠的解釋。

注釋

①參見“中國綜合社會調查項目”官網。http://www.chinagss.org/index.php?r=index/questionnaire.

②取自然對數，下同。另外，按照經典的明瑟收益率及其擴展模型的做法，模型中的協變量還應包括工作經驗和工作經驗的平方，但由于此次調查問卷不涉及該題項，故本文的理論模型未包括該變量，如果強行采取年齡減教育年限加上學年齡的差值的方式作為工作年限數值，則會形成諸如將未就業年限也作為經驗年限等許多不具說服力的邏輯假定。因此，本文決定將其作為隨機誤差項，不納入回歸方程。類似的，出于現實復雜性和變量可操作性的考慮，對于城鄉戶籍和個體能力等變量，本文也按照這種方式進行處理。

③嚴格地說，回歸模型的終極目的之一是揭示或驗證自變量對因變量的作用關系，因而自變量發生在前，因變量結果在后。但從我國大型社會調查實際來看，由于條件所限，“個人收入”題項指向的年份均是“去年”，而相關人口學變量和主觀型題項（態度、性格）指向的均是“當下”，在此情形下，以個人收入為因變量所構建的回歸模型在一定程度上會違背“自變量發生在前，因變量結果在后”的準則。不過，從各類經濟學、管理學和教育學頂級雜志刊發的以個人收入為因變量的學術論文來看，絕大多數論文均回避上述問題。其理由可能在于：第一，大型綜合性社會調查一般只能獲取橫截面數據；第二，一般來說，人口學變量和態度、性格等主觀型變量具有很強的連續性，這些變量數據在一個時間段內不會發生較大變化，因而為滿足“因變量在后”的條件而將這些數據做“向前遷移”的假定處理，也是可以接受的次優選擇。

④進行調節效應檢驗時，本文對相關變量進行了中心化處理。