邱 紅，李悅涵

（吉林大學 東北亞研究中心，吉林 長春 130012）

一、引言

主觀階層認同是指個人對自己在社會階層結構中所占位置的主觀認知。［1］隨著經濟社會的不斷發(fā)展，我國居民生活水平顯著提高，社會階層結構不斷變化；社會階層的變化必然會引起個人階層意識的變化，從而改變個人的主觀階層認同。性別作為一個先賦性因素，是天然區(qū)分社會群體的標準；本文旨在針對女性群體的主觀階層認同展開研究，主要研究教育對女性主觀階層認同的影響及中介效應，探討教育影響主觀階層認同的機制。

教育提高了我國國民人口素質，極大地促進了我國經濟發(fā)展；教育還有利于提高個人能力，使個人獲得更多發(fā)展機會和更多的收入。隨著女性受教育程度和女性勞動參與率的不斷提高以及男女平等觀念逐漸深入人心，女性的社會經濟地位也不斷得到提升。探討教育對女性主觀階層認同的影響有利于社會更加關注女性社會階層認同狀況，為提高女性社會經濟地位，促進男女平等提出有針對性的對策。

本文基于2018年中國綜合社會調查（簡稱CGSS 2018）數(shù)據，運用多元線性回歸模型實證分析教育與女性主觀階層認同之間的關系。

二、研究綜述與研究假設

隨著我國經濟社會的發(fā)展，特別是教育事業(yè)的快速發(fā)展，我國國民受教育水平不斷提升，尤其是女性受教育水平有著顯著提升。張云武認為1999年開始的高校擴招使教育獲得的性別差異基本消失，整體上正在邁向階層平等化。［2］許琪認為近年來我國女性的受教育程度不僅超過男性，［3］而且女性的勞動參與率也一直處于較高水平。［4］岳昌君研究發(fā)現(xiàn)教育對個人收入有顯著的直接影響，其中接受高等教育者最有可能實現(xiàn)跨行業(yè)流動從而提高個人收入。［5］張桂金認為教育是個體實現(xiàn)階層向上流動的重要動力，［6］其中高考往往被寄予提升社會階層的厚望。教育作為實現(xiàn)階層向上流動的重要途徑具有保障社會公平和維護社會安定的功能。［7］

在社會分層理論中，馬克思·韋伯使用財富、權力和聲望三項指標來劃分社會的層次結構。韋伯認為社會分層結構是多層面的統(tǒng)一體，除了經濟因素起決定性作用之外，還有文化與政治因素，從而形成了財富、聲望和權力三位一體的分層模式。韋伯的三位一體分層模式對西方社會分層研究產生了深遠影響，之后的研究者也采用多元分層標準，不是使用固定的某種指標，而是根據研究目的采用多種指標，如收入、教育、性別、職業(yè)、種族等，并且主觀階層認同也引入了社會分層研究之中。

關于主觀階層認同定義的權威性標準大多參照杰克曼夫婦的觀點，即階層認同是個人對自己在社會階層結構中所占位置的主觀認知。［1］國外研究者對于主觀階層認同的研究領域涉及比較廣泛，包括社會學、經濟學等領域。早期的研究中，女性被認為不具有獨立的階層認知，因為她們只能依靠男性或家庭生活。［8］隨著女權主義的興盛和女性勞動參與率的提高，越來越多的學者呼吁女性作為獨立個體，其階層認知應該由自身的特性決定。［9］在階層認同的影響因素方面的研究中，許多學者認為個體的客觀經濟地位會影響主觀階層認同，［10］同時一些社會經濟指標如教育程度、收入水平、職業(yè)狀況等也會對主觀階層認同產生影響。［11］

國內學者對于主觀階層認同的研究主要著重于個體特征、社會因素、環(huán)境因素等方面，研究個體主觀階層認同的影響因素。何小紅認為教育、性別、年齡、婚姻、健康等因素都會影響個人主觀階層認同。［12］王春光認為教育、收入等代表客觀經濟地位的因素與主觀階層認同有著正相關關系，個人的教育水平、收入越高，主觀認同的階層也越高。［13］李飛通過研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)戶籍身份、區(qū)域差別等確實會對居民的主觀階層認同產生影響，相對于農業(yè)戶口的人，非農戶口的人具有更高的階層認同。［14］

綜合國內外的研究可以發(fā)現(xiàn)教育程度、收入水平的提高會顯著地提升主觀階層認同水平；教育對個人收入有顯著的直接影響，其中接受高等教育者最有可能實現(xiàn)跨行業(yè)流動從而提高個人收入。本文通過研究教育對女性主觀階層認同的影響回答以下問題：一是不同教育程度對女性主觀階層認同的影響以及戶籍類型差異分析；二是收入是否在教育和女性主觀階層認同的關系中產生中介作用。為此，本文提出以下假設：

假設1：女性的教育程度越高，主觀階層認同水平也越高。

假設2：教育對女性主觀階層認同的影響存在戶籍類型差異。

假設3：收入在教育和女性主觀階層認同的關系中產生中介作用。

三、數(shù)據、變量與模型設定

（一）數(shù)據來源

本文研究數(shù)據來源于中國綜合社會調查（CGSS）2018 年度的調查統(tǒng)計數(shù)據。該項目始于2003年，是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學術調查項目，CGSS 系統(tǒng)全面收集社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次的數(shù)據，抽樣方式科學合理，所得數(shù)據的可靠性較強。由于研究問題的需要，本文僅保留了數(shù)據中的女性樣本，在經過問卷中異常值、缺失值的剔除處理后，實際進入分析的樣本量為6 716人。

（二）變量設置及描述性統(tǒng)計

1.變量設置

根據研究目的，本文將變量分為被解釋變量、解釋變量、控制變量和中介變量。被解釋變量為女性的主觀階層認同水平，根據女性對自身在社會中的階層地位的主觀評價來衡量。使用調查問卷中的“綜合看來，在目前這個社會上，您本人處于社會的哪一層”作為測量標準，選項分為1-10分，分值越高代表女性對自身階層地位的主觀評價越高。

解釋變量為受教育程度，根據女性接受的教育程度來衡量。使用調查問卷中的“您目前的最高教育程度是”作為測量標準。受教育程度是將“未受過教育（包括私塾）”賦值為0，“小學”賦值為1，“初中”賦值為2，“高中（包括職高、普高、中專、技校）”賦值為3，“大學（包括?？?、本科、成教、正規(guī)高教）”賦值為4，“研究生及以上”賦值為5。

控制變量是在進行變量的相關性分析后，選取了影響女性主觀階層認同的個體特征因素。包括年齡、婚姻狀況、工作狀況、戶籍類型、健康狀況五個變量。其中年齡為連續(xù)變量，通過問卷中“您的出生日期”計算得出；婚姻狀況、工作狀況、戶籍類型、健康狀況均為定類變量。

中介變量為個人年收入，根據女性的年收入來衡量。使用調查問卷中的“您個人去年（2017年）全年的總收入”并進行對數(shù)計算后得出的結果作為測量標準。

2.變量的描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計顯示（見表1），女性主觀階層認同的均值為4.26，表明女性的平均主觀階層認同處于中層與中下層之間，半數(shù)女性認為自己處于社會階層的中層及以上。女性受教育程度方面，未受過教育和小學學歷的女性比例相差不大，約各占1/5；初中學歷的女性比例最高，約占1/4；高中和大學學歷的女性比例相差不大，約各占1/6；研究生及以上學歷的女性比例最少，僅為1%。女性個人特征方面，年齡的均值為51.96，年齡差距較大；婚姻狀況為初婚和再婚的女性比例約為3/4，表明多數(shù)女性為在婚狀態(tài)；戶籍為非農業(yè)戶口的女性比例稍低于農業(yè)戶口的女性；健康的女性比例多于不健康的女性。

表1 主要變量含義及描述性統(tǒng)計

（三）模型設定

1.基本回歸模型

本文的被解釋變量“主觀階層認同”是女性對自身階層地位的主觀評價，在調查問卷中采用10級階梯式量表測量，1 分表示最底層，10 分表示最頂層。以往的研究中多用有序Logit 模型和線性回歸模型進行分析。考慮因變量10層分級較多，所以本文將用多元線性回歸作為分析模型。

Classi是第i個女性的主觀階層認同水平；eduij是五種不同的教育程度，包括小學、初中、高中、大學和研究生及以上；xij是五個控制變量，包括年齡、婚姻、工作、戶籍和健康；εi是模型的隨機擾動項；β是常數(shù)項。

2.中介變量的傳導機制

為檢驗式（1）可能存在的中介效應，先用教育對中介變量進行回歸，再用中介變量對女性主觀階層認同進行回歸，建立以下檢驗模型：

Mediationi表示中介變量，是第i個女性的個人年收入；τj表示中介變量的貢獻度。式（2）表示教育對中介變量進行回歸；式（3）表示加入中介變量后對女性主觀階層認同進行回歸；式（4）是用來計算中介變量對女性主觀階層認同的貢獻度，即間接效應大小。

四、實證分析

（一）女性受教育狀況及主觀階層認同情況

1.女性受教育狀況

近年來我國居民受教育水平不斷提升。調查數(shù)據顯示被調查人群中初中及以下學歷比例最高為62.96%，高中學歷比例為18.26%，大學及以上學歷比例為18.78%?？梢姳徽{查人群中約1/5 的人接受了高等教育，文化程度較高。分性別來看，女性受教育水平與男性相比仍然偏低，女性未受過教育和小學學歷的比例高于男性，而初中以上學歷則低于男性。未受過教育的女性比例比男性高10個百分點；小學學歷的女性比例比男性高約2個百分點。初中、高中、大學及以上學歷的女性比例均比男性低約4個百分點。

女性受教育水平分年齡看，青年女性教育程度明顯高于中年女性和老年女性，尤其是接受高等教育的青年女性比例顯著提高。本文將18-34 歲年齡組定義為青年，35-59 歲年齡組定義為中年，60 歲及以上年齡組定義為老年。對比各年齡組女性的受教育情況可以發(fā)現(xiàn)青年女性具有大學及以上學歷的比例遠高于中年女性和老年女性，青年女性初中及以下學歷的比例則遠低于中年女性和老年女性（見表2）。

表2 不同年齡組女性受教育狀況（%）

分城鄉(xiāng)來看，非農業(yè)戶口女性教育程度明顯高于農業(yè)戶口女性。以接受初中教育為分界線，農業(yè)戶口女性未受過教育、小學的比例遠高于非農業(yè)戶口女性；而非農業(yè)戶口女性接受高中、大學、研究生及以上的比例高于農業(yè)戶口女性；農業(yè)戶口和非農業(yè)戶口女性接受初中教育的比例相當；非農業(yè)戶口女性接受大學以上教育的比例遠遠高于農業(yè)戶口女性（見表3）。

表3 不同戶籍類型女性受教育狀況（%）

2.女性主觀階層認同狀況

我國女性主觀階層認同水平總體良好。如果將主觀階層認同的水平分為下層、中下層、中層、中上層和上層五個等級，則下層為1-2 分，中下層為3-4 分，中層為5-6 分，中上層為7-8 分，上層為9-10分。分析結果表明主觀階層認同選擇中層及以上的女性比例為52.3%，其中選擇中層的女性比例為46.1%，選擇中上層的女性比例為5.3%，選擇上層的女性比例為0.9%。

分教育程度來看，教育程度越高的女性選擇中層、中上層和上層的比例越高，選擇下層和中下層的比例越低。當教育程度達到高中時，58.5%的女性認為自己位于社會階層的中層及以上；當教育程度達到大學時，67.9%的女性認為自己位于社會階層的中層及以上；當教育程度達到研究生及以上時，74.7%的女性認為自己位于社會階層的中層及以上。隨著教育程度的不斷提高，女性主觀階層認同的水平不斷上升（見圖1）。

圖1 不同教育程度女性的主觀階層認同狀況（%）

（二）教育對女性主觀階層認同影響的回歸分析

本文運用Stata16.0軟件做教育對女性主觀階層認同的多元線性回歸分析，被解釋變量是女性的主觀階層認同水平，解釋變量是女性受教育程度。在估計模型之前，對各解釋變量進行多重共線性檢驗，均值為1.57，各變量間的方差膨脹因子均遠小于10；因此，回歸模型不存在多重共線性問題。表4 是多元線性回歸模型擬合得到的結果。

表4 教育與主觀階層認同的回歸分析

模型1 回歸結果顯示教育與女性主觀階層認同呈現(xiàn)顯著的正向關系，說明相對于未受過教育，接受教育會顯著地提高女性主觀階層認同水平，研究假設1 得到驗證。受教育程度的系數(shù)隨著學歷水平的增加而變大，說明在其他因素不變的情況下，教育程度越高，女性主觀階層認同提升越多，其中研究生及以上學歷的系數(shù)最大。

控制變量中，在1%的顯著性統(tǒng)計水平下影響女性主觀階層認同的因素有年齡、婚姻狀況、戶籍類型、健康狀況。年齡與女性主觀階層認同有顯著正向關系，說明年齡越大的女性越可能提高主觀階層認同水平?；橐雠c女性主觀階層認同有顯著正向關系，說明相對于其他婚姻狀況，在婚的女性主觀階層認同更高。戶籍類型與女性主觀階層認同有顯著正向關系，說明相對于農業(yè)戶口，非農業(yè)戶口的女性主觀階層認同更高。健康狀況與女性主觀階層認同有顯著正向關系，說明相對于不健康的女性，健康的女性主觀階層認同更高。而是否有工作在統(tǒng)計意義下并沒有顯著影響女性主觀階層認同。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證回歸模型的穩(wěn)健性，選擇變量替換法再次進行回歸。根據社會分層理論，社會經濟地位可以從客觀角度衡量女性的社會階層，因此將被解釋變量“主觀階層認同”替換為“社會經濟地位”，其他變量不變。被解釋變量“社會經濟地位”使用問卷中的“綜合看來，在目前這個社會上，您本人的社會經濟地位屬于哪一層”作為衡量標準，將“社會經濟地位”參照“主觀階層認同”方向賦值，即1-5 層分別表示下層、中下層、中層、中上層和上層，數(shù)值越高代表女性社會經濟地位越高。表5是替代變量的模型擬合結果。

表5 教育與社會經濟地位的回歸分析

模型2 回歸結果顯示教育與女性社會經濟地位呈現(xiàn)顯著的正向關系，隨著教育程度的提高，女性的社會經濟地位也得到提高。受教育程度的系數(shù)隨著學歷水平的增加而變大，說明在其他因素不變的情況下，教育程度越高，女性的社會經濟地位提升越多，其中研究生及以上學歷的系數(shù)最大。此結果與模型1基本一致，其他各變量表現(xiàn)出的統(tǒng)計顯著性也與模型1均無明顯差異。

模型2 進一步驗證了模型1 的回歸結果具有一定的穩(wěn)健性，不論是主觀的階層認同角度，還是客觀的社會經濟地位角度，教育程度的提高都會對女性的社會階層提升產生積極影響。

（四）戶籍的異質性分析

戶籍制度是我國一項特殊的社會制度，戶籍地不同會使女性的主觀階層認同產生差異。為了進一步分析戶籍差異下教育對女性主觀階層認同的不同影響，本文對女性主觀階層認同的影響因素進行了分戶籍類型的群組回歸（見表6）。

表6 戶籍差異下教育與主觀階層認同的回歸分析

對比分析模型3 與模型4 的統(tǒng)計顯著性可知，教育對農業(yè)與非農業(yè)戶口的女性主觀階層認同的影響存在顯著差異，研究假設2 得到驗證。以未受過教育為參照組，各等級教育程度都會對非農業(yè)戶口女性的主觀階層認同產生顯著正向影響；而只有初中、高中和大學學歷會對農業(yè)戶口女性的主觀階層認同產生顯著的正向影響，小學和研究生及以上學歷對農業(yè)戶口女性主觀階層認同的影響不顯著?？赡軐τ谵r業(yè)戶口的女性來說，是否擁有小學學歷并不會對工作和收入等產生很大影響，從而也不會影響主觀階層認同；研究生及以上學歷的教育回報率也并不高，大學畢業(yè)后工作對于農業(yè)戶口的女性來說可能是性價比更高的選擇。

控制變量中，年齡和婚姻狀況只對非農業(yè)戶口女性的主觀階層認同產生顯著影響，對于農業(yè)戶口女性不顯著。健康狀況對農業(yè)戶口和非農業(yè)戶口女性的主觀階層認同都會產生顯著影響，原因可能是健康的身體狀況能確保她們工作穩(wěn)定，獲取更多的收入從而提高主觀階層認同。

（五）中介效應分析

參考溫忠麟的三步法，［15］對中介變量收入進行中介效應檢驗。在表7中，模型5 為教育對收入的回歸結果，模型6 為加入中介變量收入后的女性主觀階層認同的回歸結果。

表7 收入的中介效應檢驗

模型5 結果顯示相對于未受過教育，其他等級教育程度的提升會使女性收入增多，說明教育程度的提升會使女性擁有更好的就業(yè)機會和就業(yè)升遷環(huán)境從而擁有更高的收入。模型6的結果顯示教育程度等級的提高帶來的收入增加會顯著提高女性的主觀階層認同水平，這說明收入在教育和女性主觀階層認同的關系中產生中介作用，研究假設3 得到驗證。

通過模型1 與模型6 的對比可知小學和初中學歷在加入中介變量后顯著性發(fā)生了變化，收入是完全中介效應，說明小學和初中學歷無法直接對女性主觀階層認同產生影響，必須通過收入來傳導。而其他等級的教育程度在加入中介變量后顯著性沒有發(fā)生很大變化，只是系數(shù)變小，收入是部分中介效應，即這些等級的教育程度一部分直接對女性主觀階層認同產生影響，另一部分則通過中介變量收入的提高，間接對女性主觀階層認同產生影響。

將模型1、模型5 和模型6 中的系數(shù)代入式（4），可以得出中介變量對女性主觀階層認同的貢獻，即間接效應。據此得出不同教育程度對女性主觀階層認同的效應分析（見表8）。

表8 教育對女性主觀階層認同影響的效應分析（%）

教育對女性主觀階層認同影響的總效應可以分為直接效應以及通過收入提高來實現(xiàn)的間接效應。當教育程度為初中及以下時直接效應為0，間接效應為100%，這說明與未受過教育相比初中及以下學歷教育需要完全通過收入水平的提高來影響主觀階層認同。當教育程度為高中時間接效應大于直接效應，說明與未受過教育相比高中學歷既可以直接提高主觀階層認同，也能通過收入的提高間接地提高主觀階層認同，教育通過提高收入的影響更大一些。當教育程度為大學和研究生及以上時直接效應大于間接效應，說明與未受過教育相比大學以上學歷對女性主觀階層認同的直接影響大于通過提高收入的影響，即大學以上學歷本身就意味著將來有更好的職業(yè)、收入和社會地位。

五、結論與建議

（一）結論

本文基于中國綜合社會調查（CGSS）2018 年度數(shù)據，運用多元線性回歸模型實證檢驗了教育對女性主觀階層認同的影響、收入的中介效應以及女性主觀階層認同的異質性分析，得出以下結論：

第一，我國女性受教育程度不斷提高，但仍略低于男性。女性未受過教育和小學學歷的比例高于男性，女性初中及以上學歷的比例低于男性。女性受教育狀況存在明顯的年齡差異和戶籍類型差異，青年女性的教育程度明顯高于中年女性和老年女性，尤其青年女性接受了高等教育的比例顯著提高；非農業(yè)戶口女性的教育程度明顯高于農業(yè)戶口女性，尤其是非農業(yè)戶口女性接受高等教育的比例顯著提高。

第二，我國女性的主觀階層認同水平良好。主觀階層認同選擇中層及以上的女性比例為52.3%，其中選擇中層的女性比例為46.1%，選擇中上層的女性比例為5.3%，選擇上層的女性比例為0.9%。隨著教育程度的不斷提高，女性主觀階層認同的水平不斷上升。教育程度越高的女性選擇中層、中上層和上層的比例越高，選擇下層和中下層的比例越低。

第三，教育對女性主觀階層認同有顯著影響并存在戶籍類型的差異。隨著教育程度的不斷提升，女性主觀階層認同水平也越來越高。對非農業(yè)戶口的女性來說，小學及以上學歷都會對主觀階層認同產生顯著正向影響；對農業(yè)戶口的女性來說，只有初中、高中和大學學歷才會對主觀階層認同產生顯著正向影響，小學和研究生及以上學歷對主觀階層認同的影響不顯著。

第四，收入在教育與女性主觀階層認同的關系中有顯著的中介效應，并且在不同教育程度的中介效應不一致。當教育程度為小學和初中時，收入有完全中介效應，說明教育無法直接影響女性主觀階層認同，而是完全通過收入水平的提高產生影響。當教育程度為高中及以上時，收入有部分中介效應，說明教育既會直接影響女性主觀階層認同，也會通過收入水平提高間接影響女性主觀階層認同。

第五，收入在教育與女性主觀階層認同的關系中有部分中介效應時，隨著學歷的提高，直接效應增加、間接效應降低。當教育程度為高中時，間接效應大于直接效應，說明高中學歷通過收入水平的提高對女性主觀階層認同的影響要大于教育本身對主觀階層認同的影響。當教育程度為大學和研究生及以上時，直接效應大于間接效應，說明大學和研究生及以上學歷對女性主觀階層認同的直接影響大于通過收入提高對主觀階層認同的影響，其中研究生及以上學歷的直接效應最大。

（二）建議

為了更好地提高女性主觀階層認同，促進女性身心健康，發(fā)揮女性力量，本文基于實證分析得出的結論，提出以下建議：

第一，不斷提高女性的受教育程度，提升女性素質。逐步提高女性接受專業(yè)技術教育和高等教育的比例，強化女性技能培訓；有效提高女性的知識素養(yǎng)和專業(yè)技能，增強女性的核心競爭力。積極發(fā)展職業(yè)教育，以市場為導向，推進職業(yè)教育結構調整，根據社會需求和女性特點來優(yōu)化專業(yè)，為女性提供更多的就業(yè)機會。

第二，強化女性權利意識，提高性別公平的觀念。強化性別平等意識的宣傳和引導，提高女性的社會參與，加強女性的話語權，保障女性在政治參與、經濟發(fā)展、社會工作、家庭生活等方面與男性共同參與、平等競爭。強化女性的權利意識，確保女性與男性平等的享受社會資源、享有發(fā)展機會的權利。女性應不斷增強自我保護意識，當個人權利受到侵害時，積極主動合理地運用法律武器維護自身的合法權益。［16］

第三，縮小城鄉(xiāng)教育差距，構建規(guī)則更加透明、機會更加公平的教育體系。教育是打破社會階層代際傳遞、促進代際流動的重要驅動力。要增強不同社會階層之間教育機會的均等和優(yōu)質教育資源配置的動態(tài)平衡。采取適度的資源傾斜政策，實施有效的救助和補償措施，確保弱勢家庭子女獲得教育資源?？s小社會階層之間的差距，注意調整社會資源在不同社會階層結構之間分配的合理性，增強社會階層之間的相互發(fā)展。

第四，全面落實男女同工同酬，保障收入公平，縮小男女收入差距。促進女性對知識、技術、管理、數(shù)據等生產要素的掌握和應用，提高女性職業(yè)競爭力。督促用人單位制定實施男女平等的人力資源制度，暢通女性職業(yè)發(fā)展和職務職級晉升通道。探索開展薪酬調查，加強對收入的分性別統(tǒng)計，動態(tài)掌握男女兩性的收入狀況。