張 亮，杭 斌

(山西財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，山西 太原 030006)

一、引 言

國外發(fā)展起來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)，位置性商品的價值依賴于其在整個社會中持有者的多寡，而位置性商品的種類有很多，包括住房、汽車、衣著、奢侈品、教育等等。

自中國改革開放以來，隨著市場競爭的加劇，不同職業(yè)的技術(shù)專門化以及就業(yè)競爭的壓力使人們對教育投入愈發(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;另一方面教育對受教育者未來的社會地位競爭具有深遠的影響。從進化論的角度來看，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)過程中更具競爭力;從社會互動的角度來看，受到更多的教育，會給個體帶來更多來自他人以及群體的尊敬與贊美，進而增進了個體對于權(quán)力、控制和社會接納的感受。已有的研究表明，教育對個體社會地位的直接影響來源于教育的消費成分:接受更高的教育可對人的自信與自我評價產(chǎn)生正向影響，不同教育水平本身會成為人們相互區(qū)分的一種信號，人們通過擁有更高的教育水平區(qū)別于他人，從而提升了自身社會地位;另一方面，教育對個體社會地位的間接影響則來源于教育的投資成分，即教育對就業(yè)、收入和生活質(zhì)量等方面的影響。需要指出的是，人們一般通過兩大途徑改變地位面貌，一類是消費競爭，另一類是教育競爭，但二者之間卻存在著時間有效性的問題。盡管人們可以選擇消費競爭來改變相對社會地位，但通過增加消費品的數(shù)量和改變消費品的種類來提升社會地位終究是暫時的;而通過接受更高的教育卻可能由此改變個人的認知程度、學歷水平、就業(yè)方向、持久收入、人際關(guān)系網(wǎng)等多個層面，從而起到長遠地改變個體社會地位的目的，這是一種質(zhì)的改變，所以教育競爭比消費競爭更具吸引力。

從國情來看，中國居民的家庭觀念歷來很強，對家庭代際地位的傳承與提升極為重視，可以說，家庭地位的連續(xù)性在中國人心里占據(jù)著非常重要的位置。具體來講，這種地位性關(guān)切始終與家長、子女以及家庭三方面密切相關(guān):就家長而言，子女的教育水平對家長是一種無形的回報，子女的教育程度越高，家長就覺得越有“面子”;對子女而言，教育水平越高(如接受優(yōu)質(zhì)高等教育)則為其今后的社會地位提升(如畢業(yè)后謀取高薪或頗具社會聲望的職業(yè)，從而大大提高了步入較高社會階層的可能性)打下了基礎(chǔ);對于整個家庭而言，如果父母具有較高社會地位，那么子女教育程度越高，在某種程度上意味著家庭的未來社會地位取得了一種鞏固性優(yōu)勢;如果父母的社會地位較低，那么子女教育程度越高會為父母的社會地位現(xiàn)狀提供一種心理補償——家庭地位有望在下一代獲得提升。回溯歷史，中國自古就有將教育與地位掛鉤的社會文化傳統(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在社會分層理論中有兩個概念:一個是“先賦地位(ascribed status)”，一個是“自獲地位(achieved status)”，前者指一個人與生俱來的地位，后者指后天努力得來的地位。之間的關(guān)系②CFPS2010年問卷中涉及了個人觀點的問題，其中同意“影響一個人成就大小最重要的因素是他/她的努力程度”和“一個人受教育程度越高，獲得很大的成就可能性就越大”兩個觀點的人數(shù)比重均高達70%以上。?？梢钥吹剑逃龑θ藗儺a(chǎn)生的社會地位影響具有跨期性特點:在追求學歷的過程中，不僅對個人和家庭的當下社會地位有影響，對其長遠的社會地位也是一種前期準備。

中國改革開放以后，在短短的30多年里經(jīng)濟快速發(fā)展，社會個體間的收入差距呈現(xiàn)出擴大的趨勢，收入差距的擴大一方面強化了人們對地位的關(guān)注;另一方面，教育這種“自獲地位”的功能也被進一步強化了。對地位的關(guān)切使家長們無不希望自己的孩子成龍成鳳，激烈的競爭將教育攀比的階段不斷提前，在面對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，家長盡力給子女選擇多種多樣和相對優(yōu)質(zhì)的教育服務(wù)，由此導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這里所說基礎(chǔ)教育階段包括小學、初中和高中，不含學前教育。為例，筆者利用CFPS2010、2012和2014三年調(diào)查數(shù)據(jù)對家庭子女人均教育支出進行計算(剔除了價格因素)發(fā)現(xiàn):家庭子女的人均教育支出④這里測算的教育支出為學雜費、書費、教育軟件費、課外輔導費、因教育產(chǎn)生的交通費、擇校費、在校住宿費以及其他家庭教育支出的八項之和，不包括在?；锸迟M、保姆費和托兒費。均值從2009年的1 720．77元增長到 2011年的 2 711．29元，2013年則達3 054．6元，增幅約為 77．51%;而家庭子女人均補習教育支出均值從2009年的1 329．37元增長到 2011年的 2 215．09元，2013年則達2 793．84元，增幅高達110．16%。可見家庭對子女的教育投入十分重視，尤其是補習教育支出增長的幅度之大更是體現(xiàn)了教育競爭的激烈程度。這一不爭的事實說明，人們深諳教育對社會地位的影響作用，并由此引發(fā)了激烈的教育競爭。

另外，中國現(xiàn)有關(guān)于教育對個人社會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，或是透過研究教育與社會分層的關(guān)系(社會地位的生產(chǎn)關(guān)系與再生產(chǎn)關(guān)系)以及教育的回報率等方面來探討教育對社會地位的影響問題，但都沒有給予教育的位置性特點以充分的重視，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)，實際上是一個排序的概念，在一個社會中不僅本人的教育水平會影響自己的社會地位，尤為關(guān)鍵的是，他人的教育水平也會對本人的社會地位造成十分重要的影響。只有與他人相比，一個人的相對教育水平越高，才會對其社會地位構(gòu)成實質(zhì)性的提高。本文首次明確研究了教育的位置性特點對個人主觀社會地位的影響問題。需要說明的是，雖然主觀社會地位不完全等價于社會地位，但主觀社會地位在很大程度上能代表社會地位。原因在于主觀社會地位同時涵蓋了兩方面信息:一方面是個人的自我感知(self-perception)，這是主體的自我認識;另一方面是對他人的評價所作的感知，也就是主體就客體的反饋所作的調(diào)整認知。因此主觀社會地位能相對有效、全面地反映一個人的社會地位。

目前，國外對教育的位置性研究已取得不少成果，但中國在這一領(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教育的位置性特征是否影響個人主觀社會地位進行研究。下面首先回顧地位尋求理論和教育位置性理論，然后介紹本文的實證思路和實證模型，最后利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)進行實證分析。

二、文獻回顧

(一)地位尋求理論

1．國外研究

目前國外涉及地位尋求(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值強烈地依賴于“稀缺性”的商品，即相對其他商品，如果其稀缺性越高則價值也越大［1］15－26。Frank 透過對生活多方面實際而深入的觀察，對地位尋求這一問題展開了更為系統(tǒng)的探討，說明了經(jīng)濟生活中無處不在的“地位尋求”，他進一步指出，社會收入差距過大容易造成高、低地位群體間交互行為的緊張以及社會階層的分裂，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:位置性(positionality)、渴求性(desirability)、非交易性(non-tradability)。就地位尋求的動機而言，通常認為人們存在大致兩種動機:一種是對地位本身的“先天”喜愛，一種則是通過提高地位幫助人們獲得附加的利益，也就是說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)濟學的習慣形成(habit formation)與相依偏好(interdependent preferences)理論的心理學基礎(chǔ)分別為享樂適應(yīng)(hedonic adaptation)與社會比較(social comparison)。對于不同的領(lǐng)域以及不同領(lǐng)域內(nèi)的不同組成，享樂適應(yīng)與社會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比較的影響這一標準來區(qū)分的［3］。

2．國內(nèi)研究

國內(nèi)針對地位尋求的純理論研究尚未見到，大部分研究是與經(jīng)濟相關(guān)領(lǐng)域結(jié)合的實證研究。其中，從地位尋求視角對中國居民消費進行的研究在國內(nèi)也已取得不少成果。

如杭斌首次基于地位尋求理論通過使用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)對中國城鎮(zhèn)家庭的住房和消費進行研究，發(fā)現(xiàn)住房面積擴大對消費具有擠出效應(yīng)，而房價對消費的抑制僅對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，研究了中國城鎮(zhèn)居民因為對住房面積的攀比而影響消費的問題。實證分析發(fā)現(xiàn)從全國范圍來看，城鎮(zhèn)居民在地位尋求動機下為提升自身社會地位，在力所能及的情況下購買面積較大的住房，從而壓縮了日常消費;又由于受制于社會保障和信貸約束，居民不能把已有資金大量用于位置性消費(購房)，只能增加儲蓄，通過在一個較長的時期內(nèi)調(diào)整消費策略來達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城鎮(zhèn)居民家庭的地位尋求動機對其住房需求的影響問題。使用了四種方式度量房產(chǎn)財富(均以住房面積計)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)和戶主所在行業(yè)的平均數(shù)。采用CHFS數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，周圍人群的房地產(chǎn)財富水平會刺激單個家庭的地位攀比行為;另外中等收入家庭對房地產(chǎn)財富積累的地位尋求動機最強，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農(nóng)村居民的婚喪嫁娶支出和人情支出，認為婚喪嫁娶支出是位置性消費，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農(nóng)村目前普遍存在的人情支出增長現(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，在國外已形成了許多研究成果，但在國內(nèi)尚付之闕如。Duncan及Ranson認為學校教育可能被作為信號機制來提高薪資，而且教育也會充當過濾的作用，使某些人進入富有挑戰(zhàn)性的與享有特權(quán)的工作。這些對于相對性的關(guān)切使人們試圖通過比別人獲得更多教育來提升自己的地位［8－9］。Boylan則注意到文憑的價值隨著文憑持有者數(shù)量的增加而增加，發(fā)現(xiàn)群體大小對群體的收益具有雖小但卻是正向的影響，即有時持有同一學位的他人數(shù)量的增加對持有該學位所產(chǎn)生的效應(yīng)有增強的作用［10］。Stasio等的研究結(jié)果表明，教育在職業(yè)教育欠發(fā)達的國家其作用更象位置性商品，個體為了在勞動力市場隊列中排在前面而產(chǎn)生了去接受更多教育的動機［11］。Salinas-Jiménez等則指出教育既有投資的一面，又有消費的一面。從生活滿意度入手，分收入組研究了教育與生活滿意度之間的關(guān)系，結(jié)果顯示:即使提取了教育對職業(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］。類似的還有 Botha對于南非居民的生活滿意度與教育之間動態(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明顯產(chǎn)生更高的生活滿意度［13］。

三、數(shù)據(jù)和變量說明

(一)數(shù)據(jù)

本文以CFPS作為數(shù)據(jù)來源。該調(diào)查由北京大學中國社會科學調(diào)查中心組織進行，是一項全國性、綜合性的社會跟蹤調(diào)查項目，旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變遷，為學術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS從2010年開始基線調(diào)查，調(diào)查了25個省(市、自治區(qū))、162個縣的14 960戶家庭，目前為止已進行了四次全樣本調(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)查問卷來看，雖然具體模塊和問題在問法上有一些調(diào)整變化，但三次調(diào)查的問卷結(jié)構(gòu)基本保持一致。CFPS數(shù)據(jù)所調(diào)查的區(qū)域為中國(三期均不包含香港、澳門、臺灣地區(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)，涉及的問題范圍廣泛，也為本文的研究提供了可供實證研究的數(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．個人主觀社會地位

CFPS問卷向受訪者問及了“您在本地的社會地位?”這一問題，該問題的答案是一個主觀性回答，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自身在本地的社會地位估計得越高。本文中該變量為Y，以此作為個人主觀社會地位的測量。

2．個人總收入的累積分布值

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

3．個人受教育年限

以個人受教育年限來反映個人受教育水平。CFPS三期成人數(shù)據(jù)庫給出了個人的受教育年限，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象的地理范圍，選擇區(qū)縣作為單位;對于年齡因素，則對樣本內(nèi)個體按照每3歲為一區(qū)段、79歲及79歲以上者為一區(qū)段進行劃分，共計22個年齡組。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)，分別計算出參照組內(nèi)個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

6．控制變量

控制變量包括個人所在家庭凈資產(chǎn)(A)、就業(yè)狀況(J)、城鄉(xiāng)類型(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個變量，并對其中的就業(yè)狀況、城鄉(xiāng)類型、黨員身份、健康狀況、婚姻狀態(tài)、性別等6個變量生成了與之對應(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。對于家庭凈資產(chǎn)，CFPS數(shù)據(jù)庫分別給出了三期調(diào)查的測算值，筆者以2010年為基期，對2012和2014年數(shù)據(jù)分別以家庭所在省份的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行價格平減，并作取對數(shù)處理。表1給出了本文所用主要變量的描述性統(tǒng)計情況。

四、實證模型的構(gòu)建與估計策略

(一)實證模型思路與設(shè)定

本文的實證思路考慮以個人社會地位的自評價作為被解釋變量，代表個人主觀社會地位。其次，以個人受教育年限、參照組平均受教育年限以及教育年限交互項作為關(guān)鍵解釋變量，以個人總收入的累積分布值作為一般解釋變量，以個人所在家庭凈資產(chǎn)、性別、黨員身份、健康狀況、婚姻狀態(tài)、城鄉(xiāng)類型、就業(yè)狀況、年齡等變量作為控制變量來構(gòu)建實證模型。另外，考慮到參照組平均教育水平對個人主觀地位產(chǎn)生的影響對于仍在上學的人群和對于教育水平已經(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歲以上樣本分別進行模型估計①考慮全日制在校學習時間的一般情形: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習階段的人群(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別博士研究生，其對估計的影響也可以忽略不計)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

根據(jù)實證思路，本文的實證模型形式為:

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)可寫為:

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

由于本研究的被解釋變量是一個排序變量，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)的表達式可知:首先，對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)。對于面板數(shù)據(jù)，進行估計時需考慮是使用混合回歸模型、固定效應(yīng)模型，還是隨機效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型的估計一般需取得原回歸式的離差形式，進而利用每個個體的組內(nèi)離差信息進行估計，但是在對回歸式進行差分時，一些不隨時間變化的變量被抵消掉了，導致無法估計。就本文而言，不僅關(guān)鍵解釋變量——個人的受教育年限和參照組平均受教育年限等可能不隨時間變化，而且其他控制變量也可能不隨時間變化(如性別、婚姻狀況、城鄉(xiāng)類型等)，如果使用固定效應(yīng)模型可能無法估計這些不隨時間變化的變量對被解釋變量的影響。綜上考慮，本文選擇有序Probit隨機效應(yīng)模型進行估計。另外，如上文所示，對于有序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估計與有序Probit模型的估計結(jié)果在參數(shù)符號與顯著性方面差異較小，國外大量研究解決此問題的方法是在給出有序Probit模型估計結(jié)果時，也提供OLS的估計結(jié)果予以對比和輔助說明，因此本文也采納此方法對回歸結(jié)果作出相關(guān)解釋。

五、實證分析

根據(jù)實證思路，筆者分別對混合數(shù)據(jù)進行OLS估計、對面板數(shù)據(jù)進行有序Probit隨機效應(yīng)模型估計。其次，估計時分別以全樣本和25歲以上的子樣本進行估計，并使用以年齡組、區(qū)縣和性別為標準設(shè)定的參照組I的對應(yīng)變量。由于CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)中存在一個區(qū)縣中僅有1個受訪者的情形，為了避免出現(xiàn)參照組失效的問題，選取區(qū)縣中至少有10個以上調(diào)查數(shù)據(jù)的樣本進行估計，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估計與面板有序Probit模型在各個參數(shù)估計值的符號與顯著性方面均高度一致，因此可以按照類似解釋OLS估計結(jié)果的方式對面板有序probit模型的估計結(jié)果進行解釋，我們主要關(guān)注參數(shù)估計值的符號所反映的社會經(jīng)濟含義。

結(jié)果可以看到，個人總收入的累積分布值越高，則個人主觀社會地位越高。由于累積分布值反映著一個人在所居住的區(qū)縣范圍內(nèi)收入排序的高低，這說明相對收入越高的個體越傾向于認為自己的社會地位高。就主要回歸的三個關(guān)鍵解釋變量來看，個人受教育年限變量的參數(shù)估計值顯著為正，說明個人的絕對教育水平對自身社會地位評價有顯著正向影響;而參照組平均受教育年限變量的參數(shù)估計值顯著為負，說明除了個人自身的教育水平外，周圍相似人群的平均教育水平會對個體主觀社會地位造成負向影響。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。個體在估計自己的社會地位時，會注重參考平均教育水平:如果自身教育水平低于這個平均水平，就意味著自己尚未達到社會在一定時期內(nèi)對個體一般教育水平的要求，這就可能增加自己喪失就業(yè)機會、失去參與某些社會活動的機會等一系列的風險，進而產(chǎn)生“相對剝奪感”(relative deprivation)①所謂“相對剝奪”，是指當人們將自身處境與某種社會標準或某一類參照物進行比較時，由于自己處于劣勢而產(chǎn)生的受剝奪的感受。。這種相對剝奪感引發(fā)個體的負面消極情緒(如嫉妒、不滿等等)，進而對自己可能獲取社會資源的能力產(chǎn)生質(zhì)疑，甚至引發(fā)自卑感，因此對自己的社會地位得出較低的評價。相反地，當個人的教育水平高于平均水平時，則意味著可能躋身于更高的社會階層、獲得更多的經(jīng)濟收入、參與更廣泛的社會活動，以及在擇偶等方面獲得一系列優(yōu)勢，從而使個體對自身社會地位的評價也越高。另外，引入模型中的教育年限交互項的參數(shù)估計值也顯著為正，說明個人的教育水平越高，受到社會比較的負面影響越低。這三個變量(個人受教育年限、參照組平均受教育年限以及教育年限交互項)十分清晰地說明了教育的位置性特征:單靠個人的絕對教育水平并不能完全決定個人的主觀社會地位，還取決于其他人的教育水平，只有在某個環(huán)境中獲得相對教育優(yōu)勢(即教育年限交互項的值越大)，個體才會對自身的社會地位作出更高的評價。因此，教育對社會地位的影響核心在于教育的排序，只有排序越高，主觀社會地位才越高，這正是教育的位置性特征對社會地位影響的含義所在。因此通過實證分析可知，教育的確屬于一種位置性商品(positional goods)，它通過個體間教育水平的社會比較產(chǎn)生教育排序，進而影響個體的主觀社會地位。實證結(jié)果為引言中所述事實提供佐證:通過讓子女接受更多、更優(yōu)質(zhì)的教育，可以提升自身及家庭的社會地位，因此教育投入越多越好，這也為中國家庭子女教育支出不斷攀升的現(xiàn)象給出了合理解釋。

對于模型中的其他控制變量，可以看到:家庭凈資產(chǎn)越多，則主觀社會地位越高。這是因為，家庭資產(chǎn)往往代表了家庭的經(jīng)濟地位進而社會地位，個體在進行地位評價時，并非孤立地只考慮自身條件，家庭對個人的社會地位也起到了保護與維系的重要作用。所以個人作為家庭的一員，同時也是家庭社會經(jīng)濟地位的享有者，家庭的社會經(jīng)濟地位越高，個人的主觀社會地位也越高。另外，有工作、具有黨員身份、在婚(有配偶)、身體健康、也均對主觀社會地位有正向顯著作用。我們知道，處于失業(yè)狀態(tài)不僅無法獲得獨立經(jīng)濟收入，而且還給失業(yè)者造成心理上的負面影響，當失業(yè)時間越長時更是如此。相反，在就業(yè)時，個體不僅能體驗積極的社會參與感，還能夠有效避免孤獨、自卑、抑郁等負面情緒的產(chǎn)生，這些負面情緒均會對社會地位的自我感知造成影響。因此，處于就業(yè)狀態(tài)對主觀社會地位具有正向影響。而具有黨員身份之所以能提高個人的主觀社會地位，是因為黨員身份意味著擁有更多接觸、參與政治活動的機會與資格，進而影響社會地位?；橐鰧€人主觀社會地位的提高，一方面是因為婚姻中任一方的較高社會地位均可對其配偶形成地位的光環(huán)效應(yīng)，使對方分享自己的地位優(yōu)勢，換言之，在某種程度上，婚姻是社會地位的一種締結(jié);另一方面是因為，婚姻意味著夫妻雙方家庭的結(jié)合，而家族的總體社會地位對個人的社會地位具有間接增強的作用，并通過婚姻關(guān)系直接表現(xiàn)了出來。其次，健康對個人主觀社會地位具有正向顯著影響，是因為健康是個人從事生產(chǎn)活動、參加社交活動以及其他各類社會活動的基本前提保證，否則個人參與社會活動的范圍及其活躍度均將受到很大影響，從而導致個人產(chǎn)生與周圍多種活動的疏離感，嚴重的甚至會導致社會隔絕感，這些負面情緒均會降低個人對自身社會地位的評價。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為自己在本地的社會地位高，這是因為鄉(xiāng)村與城市的人口規(guī)模和人員流動方面存在很大差異:鄉(xiāng)村的社群結(jié)構(gòu)相對封閉，比城市具有更突出的熟人社會特點;而城市人員流動速度快，人與人之間更加陌生，社交空間更加廣闊與疏遠，處于城市中的人更不易按照一種穩(wěn)定的、單一的標準來定位自己的社會地位，也就不容易對自己的社會地位產(chǎn)生更高的評價。而女性比男性更傾向于產(chǎn)生更高的主觀社會地位，這可能是因為一方面男女機會平等的觀念在中國普及得較好，女性有越來越多的機會與男性在職業(yè)領(lǐng)域進行競爭;而且女性的學習能力、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，因此女性比男性較易作出更高的自我社會地位評價。最后，年齡對社會地位的影響是顯著為正的，表明中國仍然表現(xiàn)出“尊老”社會的特點，一個人年齡越大意味在知識積累、社會經(jīng)驗、人際關(guān)系網(wǎng)、社會資源以及家庭中的地位等方面有更多的優(yōu)勢，因此也更容易產(chǎn)生社會地位高的自我感知。

從表2的全樣本和子樣本的估計結(jié)果來看，除參數(shù)估計值的大小有微小差異外，在符號與顯著性上均高度一致，說明在納入了仍在上學的人群樣本以后，估計結(jié)果并未受到過多影響，不論是仍在上學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的影響來看高度一致，不存在“在?！迸c“離校”群體間的顯著差別，這就進一步說明了教育位置性特征的社會廣泛性。

六、穩(wěn)健性檢驗

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

(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、年齡組和性別三個因素，現(xiàn)在放寬這個標準，僅將區(qū)縣和年齡組作為參照組的標準(參照組II)，以參照組II為基礎(chǔ)，進行穩(wěn)健性估計;

(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)間的兩個樣本分別進行穩(wěn)健性估計。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表3所示。

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

可以看到表3中的Wald檢驗均高度顯著，說明各個模型在整體上均高度顯著;另外穩(wěn)健性檢驗的回歸結(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CFPS三期數(shù)據(jù)的面板有序Probit隨機效應(yīng)模型估計，不論是全樣本還是子樣本的估計結(jié)果均表明:個人受教育年限越長，則個人主觀社會地位越高;參照組平均受教育年限越長，個人主觀社會地位越低;教育年限交互項的系數(shù)為正，表明教育水平越高，越不易受到社會比較的負面影響。研究表明，社會地位主觀評價不僅取決于自身的絕對教育水平，還取決于周圍人群的教育水平;個人教育水平在所比較的群體中排序越高，則自我社會地位評價越高，因此教育對社會地位的影響關(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、提升子女和家庭的社會地位，家庭將選擇盡可能多地讓子女接受更多、更好的教育。