Page 84 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2020年第1期
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第 １ 期 朱月季 等: 教育、 社会资本对中国农村家庭代际流动的影响———基于 CHIP 数据的实证分析 ７ ９
三、 实证分析
１． 描述性统计分析
在所有有效的配对样本中, 男性子代平均受教育程度达到初中毕业水平, 而父代的平均受教育水
平仅是完成小学教育.男性子代与父代的平均年龄相差 ２７ 岁, 同年度的月平均收入均在 ３５００ 元
( 个税免征额) 以下, 且男性子代的月平均收入略高于父代的月平均收入.在女性子代的配对样本中,
子代平均受教育年限为 １１ 年, 接近高中毕业.女性子代的月均收入水平与其父代的月均收入水平也
都在个税免征额以下, 但女性子代的月平均收入略低于父代的月平均收入.父代的平均受教育年限
在两个子代样本中无明显差距.详见表 ２ .
表 ２ 样本的基本特征
男性子代样本 女性子代样本
平均值 标准差 平均值 标准差
子代年龄 ２５．６５０ ４．８０１ ２３．６９０ ４．２５７
子代受教育水平 １０．１９０ ２．６５９ １１．２６０ ２．９２５
子代月收入 ２３８３．５３８ １４３９．６９８ ２０１１．６４５ １１３３．６３４
父代年龄 ５２．０７０ ６．１９４ ４９．９６３ ５．８８９
父代受教育水平 ７．５１０ ２．３７８ ７．５１０ ２．３２０
父代月收入 １９５８．３５９ １８２７．１７４ ２１３９．３１７ １５３３．３７０
２． 实证结果分析
本文运用 SPSS 软件对数据进行了实证检验, 依据模型拟合优度检验的参考标准, 模型的卡方检
验统计量均在 １％ 的水平下显著, 表明模型估计结果整体上较好.表 ３ 为模型回归分析结果.
表 ３ 模型参数估计
男性子代样本 女性子代样本
参数估计 标准误 参数估计 标准误
向下流动( y＝－１ ) ８．９７６ ∗ ４．８４９ －７．２０１ ７．６８９
未明显流动( y＝０ ) １４．４８４ ∗∗∗ ４．８６７ －０．７６８ ７．６５３
父代受教育水平 ０．０１９ ０．０３０ －０．０７４ ０．０５１
子代受教育水平 ０．０５６ ∗∗ ０．０２７ ０．０５０ ０．０４３
通过家人联系 ０．９４４ ∗∗∗ ０．３５３ －０．０９４ ０．７８７
通过亲戚介绍 ０．２４６ ０．１９９ ０．２５２ ０．３３１
通过朋友或熟人介绍 ０．４４１ ∗∗∗ ０．１５５ ０．３２３ ０．２５０
父代收入 －０．７４９ ∗∗∗ ０．０８３ －１．３７１ ∗∗∗ ０．１５６
父代年龄 ０．５４３ ∗∗∗ ０．１７５ ０．２１２ ０．２８８
初婚( 父代) ０．０２２ ０．４５８ －０．７７９ ０．９３７
再婚( 父代) －０．２１７ ０．６６７ －０．０３２ １．１９０
同居( 父代) ０．７１７ ２．１２９ －２．４０７ ２．７７６
离异( 父代) －０．９１７ ０．７７５ －０．１６９ １．４０５
父代民族 －０．０９６ ０．３２８ －０．４４５ ０．５４０
父代健康状况 －０．０８６ ０．０８２ －０．０７３ ０．１３５
是否村干部 －０．２７０ ０．２７３ －０．４４２ ０．４７８
是否参加医疗保险 ０．８３６ ０．８０５ ０．２０１ １．３６１
是否参加养老保险 ０．００４ ０．２０８ －０．２４２ ０．２９４
子代年龄 ０．１０７ ０．１３１ －０．０１１ ０．１９９
区域经济发展水平 －０．０９３ ０．１２９ ０．１２４ ０．２０５
注: ∗∗∗ 、 ∗∗ 和 ∗ 表示在 １％ 、 ５％ 、 １０％ 的水平上显著.后表同.
在男性子代样本中, 子代受教育水平、 通过家人联系以及通过朋友或熟人介绍的求职途径、 父代
收入是影响农村家庭代际流动的显著性因素.而父代受教育水平和通过亲戚介绍的求职途径对代际
流动的影响并 不 显 著.各 个 因 素 的 影 响 程 度 不 同, 其 中 父 代 收 入 对 代 际 流 动 的 影 响 系 数 为 负 值
( －０．７４９ ), 表明父代收入越低的家庭, 越能促进子代向上的流动.当父代本身的收入水平较低时, 通
过家庭资源配置或子代主观努力, 子代容易实现在收入水平上的突破, 而当父代的收入本身处于一个
