家庭資本與個體高等教育獲得相關性分析
——基于中國家庭追蹤調查CFPS（2018）數據

金明花 李 然

中央民族大學教育學院，北京 100081

進入21世紀以來，我國高等教育事業發展迅速，成績顯著，高等教育毛入學率從1949年的0．26%上升到2019年的51．6%（詳見圖1），我國高等教育即將進入到普及化階段。在影響高等教育獲得與教育公平的諸多因素中，“家庭資本”的作用近年來越來越受到人們關注。但高等教育規模的增大和入學機會的增長并不意味著每個人都能獲得相同質量水平的教育資源，優質教育資源的獲取主要與家庭資本有關。

圖1 高等教育在學規模和毛入學率[1]

法國社會學家Pierre Bourdieu在《資本的形式》中將資本分為經濟、文化和社會三種形式。其中經濟資本是一種與貨幣或財產密切相關的資本形式；文化資本是一種建立在對文化資源占有基礎上的資本；社會資本是一種實際或潛在資源集合，以社會地位、聲望的形式加以制度化。[2]美國社會學家Coleman在一定程度上繼承和吸收Pierre Bourdieu的一些社會資本觀點。他認為：人力、物質和社會資本影響人們獲得教育的機會。結合國內外學者相關研究，在家庭資本劃分標準上，大多是在總結Pierre Bourdieu和Coleman的基礎上提出，本研究承襲以上研究對家庭資本的劃分維度；與此同時，政治環境也是一個國家教育事業的重大影響因素，家庭所擁有的政治機會有幾率成為學生教育機會獲得的重要資源；在現有研究成果中對研究對象的選擇，大多以父親單一方面來表現家庭背景情況，并未考慮母親的影響，研究效度參考性低；在數據來源上，樣本容量的典型性與代表性也會對研究信度產生影響。

本文結合國內外學者理論研究，使用中國家庭追蹤調查（CFPS）2018成人及家庭問卷庫數據，從經濟、文化、政治和社會四個維度進一步分析家庭資本對高等教育獲得影響，得出相應結論并提出可行性建議。

一、研究設計

（一）研究假設

通過對文獻梳理提出合理假設：家庭經濟資本對其影響性是最高的，家庭文化資本和家庭社會資本是其次，家庭政治資本對其影響較小。利用相關軟件對數據進行分析運用，得出結論進一步證明此假設的合理性。

（二）研究的數據來源

本文數據來自北京大學中國社會科學調查中心執行的中國家庭追蹤調查（CFPS）微觀調查，具體選取CFPS（2018）成人問卷庫以及家庭問卷庫數據。由于研究內容是個體是否獲得過高等教育，因此選取年齡≥18周歲的樣本，并借助Excel．2019的Vlookup函數功能將成人問卷庫與家庭問卷庫數據依照個人樣本編碼與家庭樣本編碼將個人信息變量與家庭信息變量進行精準匹配。提取的主要指標變量有以下幾個方面：1．樣本基本情況：家庭樣本編碼；個人樣本編碼；年齡；家庭所在地城鄉分類；個人獲得的最高學歷等。2．樣本家庭背景：父母親最高學歷；父母親職業；父親母親政治關系；家庭收入。在剔除數據樣本指標中存在的缺失值、奇異值的相關變量樣本后，得到樣本數目為4087。

（三）研究的變量說明

1．自變量

（1）父親最高學歷－虛擬變量；（2）母親最高學歷－虛擬變量；（3）父親職業－虛擬變量；（4）母親職業－虛擬變量；（5）父親政治關系－虛擬變量；（6）母親政治關系－虛擬變量；（7）家庭收入。

2．因變量

個體是否獲得過高等教育。

3．控制變量

本研究控制變量主要有2個，一是樣本的性別，二是樣本家庭所在地。

（四）計量檢驗模型

本文主要采用多元回歸分析方法來檢驗假設。由于因變量為二分類變量，故采用二元回歸模型進行分析。所采用回歸方程的基本形式為：

在個體獲得高等教育的回歸模型中，P代表個體獲得過高等教育的概率，表示個體獲得過高等教育與未獲得過高等教育的概率之比，即“優勢比”（Odds R，tio），其定義為個體獲得高等教育的機會比率的對數。在本研究中X1代表父親最高學歷，X2代表母親最高學歷，X3代表父親職業分層，X4代表母親職業分層，X5代表父親是否為黨員，X6代表母親是否為黨員，X7代表人均家庭收入分位數。β0為常數項，β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7分別為7個自變量的回歸系數。由二元Logistic回歸模型可知，回歸系數的意義是：如果回歸系數為正，表明因變量即個體高等教育獲得機會的概率大；反之，如果回歸系數為負，表明因變量即個體高等教育獲得機會的概率小。

二、樣本數據的描述性統計

由表1可以看出，在選取的4087個樣本中個體接受過高等教育的人數為1337，占總樣本的32．7%。未接受過高等教育的人數為2750，占總樣本的67．3%。接受高等教育的人數相比于未接受高等教育的人數少，且相差比例較大，這與我國國情相符。接受高等教育的比例占20%以上，也符合我國已進入高等教育大眾化的情況，說明此數據具有參考性。

表1 各變量描述統計

在選取的樣本中，對父母親的學歷、職業、政治面貌、人均家庭收入分位數進行科學分層后，得到的數據由高層次到低層次水平的過渡中，各層次所占比例呈現出增長趨勢，基本符合我國接受高等教育個體的父母情況。例如：表1中將父親職業分為“中下層，中層，中上層”，每一層所占比例分別為73．1%、23．9%、3．0%。由數據可以看出，雖中下層屬于職業分層的較低水平，但它的占比在總體中份額最大。

樣本中男性樣本數量為2679，占總樣本數的65．5%；女性樣本數量為1408，占總樣本數的34．5%。男性樣本多于女性樣本，符合我國當前性別比例失調的人口結構。

在選取的樣本中，家庭所在地為城鎮的樣本數為2120，占總樣本數的51．9%。家庭所在地為鄉村的樣本數為1967，占總樣本數的48．1%，可看出所選樣本的家庭所在地中城市占比與農村占比相當，符合當前我國城鄉人口比。

綜上，表1數據反映出的高等教育獲得趨勢符合當前我國的教育國情。

三、回歸分析

（一）模型系數的綜合檢驗

由表2可以得出，P<0．05，表明本次模擬的模型納入的變量中，至少有一個變量的OR值有統計學意義，即模型總體有意義。

表2 模型系數的綜合檢驗

（二）模型的擬優合度

由表3可知，顯著性水平（Sig）值為0．752，表示該模型的擬優合度高。

表3 Hosmer和Lemeshow檢驗

（三）模型參數顯著性檢驗

由回歸系數顯著性水平Sig值可知，父母親最高學歷（Sig<0．001）；父母親職業分層（Sig<0．001）；父親政治關系（Sig<0．001）；人均家庭收入分位數（Sig<0．01），以上數據Sig值均小于0．05。因為Sig值和因變量呈負相關關系，所以可以得出家庭資本對子女高等教育獲得有顯著性影響。

二元logistic回歸模型回歸系數具有以下意義：如果回歸系數B為正，則Y取1的概率隨回歸系數增大而增大，即個體獲得高等教育機會越大；反之，如果回歸系數為負，則Y取1的概率隨回歸系數絕對值的增大而減小，即個體獲得高等教育的機會越小。由上表可知，所有自變量X的B值均大于0，可以得出家庭文化、政治、經濟、社會資本與個體高等教育獲得具有顯著影響。且所處劃分層次越高，顯著性影響越強。

1．家庭文化資本

從表4可以看出，父母親最高學歷的回歸系數B均為正數；同時，父親最高學歷與母親最高學歷這2個變量均隨學歷的升高，回歸系數B的數值也在增加；此外，隨著父母學歷的提升，個體獲得高等教育與未獲得高等教育的比值即OR值也在大幅提升。以上數據表明父母親最高學歷與個體高等教育獲得呈正相關關系，且父母親最高學歷對個體高等教育獲得的影響顯著。

表4 方程中的變量

2．家庭社會資本

由表4可以得出：抽取的調查樣本中父親職業為“中下層、中層”的樣本量分別為2988個、977個，對應B值分別為0．389、0．364。可以看出父母親職業由中下層向中層過渡時，回歸系數B值呈現出減小的趨勢，但B值總體分布均為正數，說明父母親職業層次與個體高等教育獲得呈正相關關系。但其B值差距較小，推斷是因為職業分層為中下層與中層的樣本量相差較大，樣本量極度不均衡的影響。

3．家庭政治資本

由表4可以看出，當父親政治面貌是黨員時，B值達到1．051，可以說明父母政治面貌與個體高等教育獲得具有正相關關系。據我國人口普查數據，黨員數量占比達總人口的6．57%以上，且我國政治面貌為群眾的數量占人口主要部分，由此可以得出家庭政治資本對于個體高等教育獲得的影響是積極的。

4．家庭經濟資本

由表4可以得出：人均家庭收入分位數的回歸系數B均為正數，并隨著收入分位數的提升，回歸系數B值也在增加，且增加幅度較大，這表明人均家庭收入分位數與個體高等教育獲得呈正相關關系。隨著家庭收入分位數的提高，個體獲得高等教育與未獲得高等教育的比值即OR值也逐步提升。以人均家庭收入分位數為中上25%為例，其子女獲得高等教育機會是未獲得高等教育機會的2．94倍，這也進一步體現出人均家庭收入分位數對子女獲得高等教育有積極影響。本調查將人均家庭收入分位數作為家庭經濟資本的衡量依據，由此可以說明家庭經濟資本對個體高等教育獲得呈正相關關系，對其起到積極作用。

在步驟1中輸入的變量：父親最高學歷，母親最高學歷，父親職業分層，母親職業分層，父親是否為黨員，人均家庭收入分位數。

*表示顯著性水平為P<0．05，**表示顯著性水平為P<0．01，***表示顯著性水平為P<0．001。

四、研究結論與建議

（一）家庭文化資本對個體高等教育獲得具有顯著影響

以上數據是將父母親最高學歷水平作為衡量家庭文化資本的一大依據，通過數據分析可看出二者對個體高等教育獲得是有積極影響的，總體上表明文化資本程度越高，個體高等教育獲得越顯著。

家庭文化資本除了主要體現在父母親最高學歷外，家庭氛圍、父母教育方式、家庭文化資源、配置均是影響個體高等教育獲得的重要因素。具體來講，在我國城市家庭子女就讀大學的概率總體上要高于鄉鎮家庭；家庭文化氛圍是影響子女學識獲得的關鍵，家庭文化底蘊越濃厚，子女文化素養越容易提高；父母對子女教育是孩子成長路上的第一步，家庭教育方式越科學，子女發展就越長遠；當前個體成長所獲得的教育不止局限在課堂教學，課下研學、自主探索也顯得尤為重要，家庭文化資源與學習工具是學習獲得的重要因素。

（二）家庭社會資本對個體高等教育獲得具有顯著影響

本文是將父母親職業層次作為衡量個體高等教育獲得主要依據，根據以上分析可看出，父母親職業層次水平越高，子女高等教育獲得越顯著。

職業是家庭社會資本的重要體現，但本質上家庭社會資本要素是豐富多樣的，例如：父母親社交能力、家庭上一輩社會關系積累、家庭居住圈。據我國當前研究表明，父母親社交能力是家庭實力的一種表現，他們所結交的朋友、自身所具有的人格魅力、社交技巧均能對個體發展產生潛移默化地影響；家庭社會關系在中國社會中對家庭成員的影響是較為明顯的，家族所結識的社會人脈、經濟資源均對個體發展產生深遠持久的影響；家庭居住地所在圈子是對社會家庭的一種分層，每個家庭圈都有其特有的氛圍，圈子共處越和諧，對圈子個體發展越明顯。

（三）家庭政治資本對個體高等教育獲得具有影響

由以上數據分析可以得出父母親政治面貌對個體高等教育獲得是具有影響力的，其中，父母親作為黨員的影響力較為明顯。作為個體，在支持和順應國家發展的同時自身也能得到發展。作為黨員的子女，深受其父輩影響，深知只有自身不斷的發展進步，才能為國家發展貢獻出自己的力量，因此也對高等教育獲得期望升高。

（四）家庭經濟資本對個體高等教育獲得具有顯著影響

本研究以人均家庭收入分位數作為家庭經濟資本評價標準，通過數據顯示出人均家庭收入分位數越高，個體高等教育獲得越顯著。

經濟基礎是家庭發展的第一動力，家庭收入與教育支出對個體高等教育獲得均具有直接影響。家庭收入越高，在教育支出分配越自由，家庭教育資源配備越完善。當前在我國，家庭教育支出顯得尤為重要，子女課外培訓班的學習支出對其學習發展具有促進作用；學習設備的購置可以方便學生學習方式；網絡課程資源的購買能夠對學校學習查缺補漏；假期提升性課程支出可以進一步開闊學生的視野；出國留學研習課程費用支出促使學生獲得更為優質的教育。