教育与主观社会地位——基于地位寻求理论的实证分析

张 亮，杭 斌

(山西财经大学 统计学院，山西 太原 030006)

一、引 言

国外发展起来的地位寻求理论将商品区分为位置性商品(positional goods)和非位置性商品(nonpositional goods)，位置性商品的价值依赖于其在整个社会中持有者的多寡，而位置性商品的种类有很多，包括住房、汽车、衣着、奢侈品、教育等等。

自中国改革开放以来，随着市场竞争的加剧，不同职业的技术专门化以及就业竞争的压力使人们对教育投入愈发重视。一方面教育提高了受教育者的职业能力，使其能够适应现代的生产技术要求;另一方面教育对受教育者未来的社会地位竞争具有深远的影响。从进化论的角度来看，受教育水平较高者的身上体现出许多受到青睐的品质，例如智力、雄心和可靠性等，从而在性选择(sexual selection)过程中更具竞争力;从社会互动的角度来看，受到更多的教育，会给个体带来更多来自他人以及群体的尊敬与赞美，进而增进了个体对于权力、控制和社会接纳的感受。已有的研究表明，教育对个体社会地位的直接影响来源于教育的消费成分:接受更高的教育可对人的自信与自我评价产生正向影响，不同教育水平本身会成为人们相互区分的一种信号，人们通过拥有更高的教育水平区别于他人，从而提升了自身社会地位;另一方面，教育对个体社会地位的间接影响则来源于教育的投资成分，即教育对就业、收入和生活质量等方面的影响。需要指出的是，人们一般通过两大途径改变地位面貌，一类是消费竞争，另一类是教育竞争，但二者之间却存在着时间有效性的问题。尽管人们可以选择消费竞争来改变相对社会地位，但通过增加消费品的数量和改变消费品的种类来提升社会地位终究是暂时的;而通过接受更高的教育却可能由此改变个人的认知程度、学历水平、就业方向、持久收入、人际关系网等多个层面，从而起到长远地改变个体社会地位的目的，这是一种质的改变，所以教育竞争比消费竞争更具吸引力。

从国情来看，中国居民的家庭观念历来很强，对家庭代际地位的传承与提升极为重视，可以说，家庭地位的连续性在中国人心里占据着非常重要的位置。具体来讲，这种地位性关切始终与家长、子女以及家庭三方面密切相关:就家长而言，子女的教育水平对家长是一种无形的回报，子女的教育程度越高，家长就觉得越有“面子”;对子女而言，教育水平越高(如接受优质高等教育)则为其今后的社会地位提升(如毕业后谋取高薪或颇具社会声望的职业，从而大大提高了步入较高社会阶层的可能性)打下了基础;对于整个家庭而言，如果父母具有较高社会地位，那么子女教育程度越高，在某种程度上意味着家庭的未来社会地位取得了一种巩固性优势;如果父母的社会地位较低，那么子女教育程度越高会为父母的社会地位现状提供一种心理补偿——家庭地位有望在下一代获得提升。回溯历史，中国自古就有将教育与地位挂钩的社会文化传统，人们重视教育，在很大程度上是看到了教育与社会地位之间的内在联系，即教育与“自获地位”(achieved status)①在社会分层理论中有两个概念:一个是“先赋地位(ascribed status)”，一个是“自获地位(achieved status)”，前者指一个人与生俱来的地位，后者指后天努力得来的地位。之间的关系②CFPS2010年问卷中涉及了个人观点的问题，其中同意“影响一个人成就大小最重要的因素是他/她的努力程度”和“一个人受教育程度越高，获得很大的成就可能性就越大”两个观点的人数比重均高达70%以上。。可以看到，教育对人们产生的社会地位影响具有跨期性特点:在追求学历的过程中，不仅对个人和家庭的当下社会地位有影响，对其长远的社会地位也是一种前期准备。

中国改革开放以后，在短短的30多年里经济快速发展，社会个体间的收入差距呈现出扩大的趋势，收入差距的扩大一方面强化了人们对地位的关注;另一方面，教育这种“自获地位”的功能也被进一步强化了。对地位的关切使家长们无不希望自己的孩子成龙成凤，激烈的竞争将教育攀比的阶段不断提前，在面对教育资源尚不够均衡的情况下，为避免自己的孩子输在起跑线上，家长尽力给子女选择多种多样和相对优质的教育服务，由此导致的家庭教育支出攀比现象也愈发明显。以基础教育阶段③这里所说基础教育阶段包括小学、初中和高中，不含学前教育。为例，笔者利用CFPS2010、2012和2014三年调查数据对家庭子女人均教育支出进行计算(剔除了价格因素)发现:家庭子女的人均教育支出④这里测算的教育支出为学杂费、书费、教育软件费、课外辅导费、因教育产生的交通费、择校费、在校住宿费以及其他家庭教育支出的八项之和，不包括在校伙食费、保姆费和托儿费。均值从2009年的1 720．77元增长到 2011年的 2 711．29元，2013年则达3 054．6元，增幅约为 77．51%;而家庭子女人均补习教育支出均值从2009年的1 329．37元增长到 2011年的 2 215．09元，2013年则达2 793．84元，增幅高达110．16%。可见家庭对子女的教育投入十分重视，尤其是补习教育支出增长的幅度之大更是体现了教育竞争的激烈程度。这一不争的事实说明，人们深谙教育对社会地位的影响作用，并由此引发了激烈的教育竞争。

另外，中国现有关于教育对个人社会地位影响的研究或是立足于人力资本、文化资本的理论视角，或是透过研究教育与社会分层的关系(社会地位的生产关系与再生产关系)以及教育的回报率等方面来探讨教育对社会地位的影响问题，但都没有给予教育的位置性特点以充分的重视，教育在很大程度上是一种位置性商品(positional goods)。所谓的位置性(positionality)，实际上是一个排序的概念，在一个社会中不仅本人的教育水平会影响自己的社会地位，尤为关键的是，他人的教育水平也会对本人的社会地位造成十分重要的影响。只有与他人相比，一个人的相对教育水平越高，才会对其社会地位构成实质性的提高。本文首次明确研究了教育的位置性特点对个人主观社会地位的影响问题。需要说明的是，虽然主观社会地位不完全等价于社会地位，但主观社会地位在很大程度上能代表社会地位。原因在于主观社会地位同时涵盖了两方面信息:一方面是个人的自我感知(self-perception)，这是主体的自我认识;另一方面是对他人的评价所作的感知，也就是主体就客体的反馈所作的调整认知。因此主观社会地位能相对有效、全面地反映一个人的社会地位。

目前，国外对教育的位置性研究已取得不少成果，但中国在这一领域的研究尚处于起步阶段，因此本文拟从地位寻求的视角对教育的位置性特征是否影响个人主观社会地位进行研究。下面首先回顾地位寻求理论和教育位置性理论，然后介绍本文的实证思路和实证模型，最后利用中国家庭追踪调查(CFPS)数据进行实证分析。

二、文献回顾

(一)地位寻求理论

1．国外研究

目前国外涉及地位寻求(status seeking)的理论研究已比较多。Hirsch首次定义了“位置性商品”，指出位置性商品是一种价值强烈地依赖于“稀缺性”的商品，即相对其他商品，如果其稀缺性越高则价值也越大［1］15－26。Frank 透过对生活多方面实际而深入的观察，对地位寻求这一问题展开了更为系统的探讨，说明了经济生活中无处不在的“地位寻求”，他进一步指出，社会收入差距过大容易造成高、低地位群体间交互行为的紧张以及社会阶层的分裂，因此地位寻求的影响力不容忽视［2］35－57。一般而言，“地位”(status)具有三大特点:位置性(positionality)、渴求性(desirability)、非交易性(non-tradability)。就地位寻求的动机而言，通常认为人们存在大致两种动机:一种是对地位本身的“先天”喜爱，一种则是通过提高地位帮助人们获得附加的利益，也就是说追求地位是为取得其他利益而服务的，地位作为一种中间物品而存在。Easterlin则指出经济学的习惯形成(habit formation)与相依偏好(interdependent preferences)理论的心理学基础分别为享乐适应(hedonic adaptation)与社会比较(social comparison)。对于不同的领域以及不同领域内的不同组成，享乐适应与社会比较所起到的作用程度是不同的。因此关于位置性商品与非位置性商品就是基于效用是否受到了社会比较的影响这一标准来区分的［3］。

2．国内研究

国内针对地位寻求的纯理论研究尚未见到，大部分研究是与经济相关领域结合的实证研究。其中，从地位寻求视角对中国居民消费进行的研究在国内也已取得不少成果。

如杭斌首次基于地位寻求理论通过使用中国家庭金融调查数据对中国城镇家庭的住房和消费进行研究，发现住房面积扩大对消费具有挤出效应，而房价对消费的抑制仅对中低收入家庭起作用［4］。张亮和杭斌将住房作为位置性商品，研究了中国城镇居民因为对住房面积的攀比而影响消费的问题。实证分析发现从全国范围来看，城镇居民在地位寻求动机下为提升自身社会地位，在力所能及的情况下购买面积较大的住房，从而压缩了日常消费;又由于受制于社会保障和信贷约束，居民不能把已有资金大量用于位置性消费(购房)，只能增加储蓄，通过在一个较长的时期内调整消费策略来达到以住房面积为体现的地位寻求目的［5］。刘雯和杨晓维研究了中国城镇居民家庭的地位寻求动机对其住房需求的影响问题。使用了四种方式度量房产财富(均以住房面积计)的参照水平，即省际层面的中位数和平均数、家庭所在社区的平均数和户主所在行业的平均数。采用CHFS数据实证发现，周围人群的房地产财富水平会刺激单个家庭的地位攀比行为;另外中等收入家庭对房地产财富积累的地位寻求动机最强，较穷困的家庭次之，较高收入的家庭最弱［6］。杭斌和曹建美则研究了中国农村居民的婚丧嫁娶支出和人情支出，认为婚丧嫁娶支出是位置性消费，而人情支出不是位置性支出，人情支出更多地体现了从众心理。分中低、中高收入组的Tobit模型回归表明，中低收入家庭更加在意面子及社会资源，因此其人情支出的占比更高;家庭求人帮忙的事情越多，人情支出就越多。该文从收入差距和地位寻求的视角合理地解释了中国农村目前普遍存在的人情支出增长现象［7］。

(二)教育的位置性研究

教育的位置性理论本质上隶属于地位寻求理论，在国外已形成了许多研究成果，但在国内尚付之阙如。Duncan及Ranson认为学校教育可能被作为信号机制来提高薪资，而且教育也会充当过滤的作用，使某些人进入富有挑战性的与享有特权的工作。这些对于相对性的关切使人们试图通过比别人获得更多教育来提升自己的地位［8－9］。Boylan则注意到文凭的价值随着文凭持有者数量的增加而增加，发现群体大小对群体的收益具有虽小但却是正向的影响，即有时持有同一学位的他人数量的增加对持有该学位所产生的效应有增强的作用［10］。Stasio等的研究结果表明，教育在职业教育欠发达的国家其作用更象位置性商品，个体为了在劳动力市场队列中排在前面而产生了去接受更多教育的动机［11］。Salinas-Jiménez等则指出教育既有投资的一面，又有消费的一面。从生活满意度入手，分收入组研究了教育与生活满意度之间的关系，结果显示:即使提取了教育对职业地位的投资性影响成分，教育仍然具备位置性关切，从而证明教育是一种位置性商品［12］。类似的还有 Botha对于南非居民的生活满意度与教育之间动态关系的研究。研究表明，教育是位置性商品，教育程度超出参照组人群平均教育水平的人比低于该平均教育水平的人会明显产生更高的生活满意度［13］。

三、数据和变量说明

(一)数据

本文以CFPS作为数据来源。该调查由北京大学中国社会科学调查中心组织进行，是一项全国性、综合性的社会跟踪调查项目，旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础。CFPS从2010年开始基线调查，调查了25个省(市、自治区)、162个县的14 960户家庭，目前为止已进行了四次全样本调查，目前可获得的是2010年、2012年和2014年三期的完整数据，2016年的调查数据尚未完全公布。就已有的三期调查问卷来看，虽然具体模块和问题在问法上有一些调整变化，但三次调查的问卷结构基本保持一致。CFPS数据所调查的区域为中国(三期均不包含香港、澳门、台湾地区;2010和2012年数据中不包括新疆维吾尔自治区、西藏自治区、青海省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区和海南省，2014年数据则在前两年基础上包括了新疆维吾尔自治区、内蒙古自治区、宁夏回族自治区和海南省)，涉及的问题范围广泛，也为本文的研究提供了可供实证研究的数据。根据本文的研究目的，笔者选取了部分变量。

(二)变量

1．个人主观社会地位

CFPS问卷向受访者问及了“您在本地的社会地位?”这一问题，该问题的答案是一个主观性回答，其取值为有序数值 1、2、3、4、5，数值越高代表着受访者对自身在本地的社会地位估计得越高。本文中该变量为Y，以此作为个人主观社会地位的测量。

2．个人总收入的累积分布值

考虑到CFPS成人数据库提供的个人总收入数据均指上一年，笔者对 CFPS2012年和2014年的个人总收入数据(即实际上调查的是2011年和2013年的个人收入数据)以2009年为基期，用居民消费价格指数进行了价格平减处理。为了排除极端值的影响，选择收入大于零的样本，对这部分个人总收入计算其在所在区县的累积分布值。累积分布值反映了个人总收入的排序，值越高所代表的个人总收入也越高。本文中该变量为I。

3．个人受教育年限

以个人受教育年限来反映个人受教育水平。CFPS三期成人数据库给出了个人的受教育年限，本文中该变量为E。

4．参照组平均受教育年限

以参照组平均受教育年限来反映参照组的平均教育水平。本文主要回归模型中的参照组(参照组I)考虑到了三个因素，分别是地理因素、年龄因素和性别因素。地理因素即人们选择参照对象的地理范围，选择区县作为单位;对于年龄因素，则对样本内个体按照每3岁为一区段、79岁及79岁以上者为一区段进行划分，共计22个年龄组。这样，根据区县、年龄组和性别作为参照组的选取依据，分别计算出参照组内个人样本的受教育年限均值，本文中该变量命名为。

5．教育年限交互项

6．控制变量

控制变量包括个人所在家庭净资产(A)、就业状况(J)、城乡类型(U)、党员身份(这里党员指中共党员)(C)、健康状况(H)、婚姻状态(M)、性别(S)、年龄(G)等8个变量，并对其中的就业状况、城乡类型、党员身份、健康状况、婚姻状态、性别等6个变量生成了与之对应的虚拟变量，如:就业状况的虚拟变量为J(J=1有工作;J=0失业);城乡类型的虚拟变量为U(U=1，城市;U=0，乡村);党员身份的虚拟变量为C(C=1，党员;C=0;非党员);健康状况的虚拟变量为H(H=1，健康;H=0，不健康);婚姻状态的虚拟变量为M(M=1，在婚(有配偶);M=0，非在婚);性别的虚拟变量为 S(S=1，男性;S=0，女性);其余控制变量为连续数值变量。对于家庭净资产，CFPS数据库分别给出了三期调查的测算值，笔者以2010年为基期，对2012和2014年数据分别以家庭所在省份的固定资产投资价格指数进行价格平减，并作取对数处理。表1给出了本文所用主要变量的描述性统计情况。

四、实证模型的构建与估计策略

(一)实证模型思路与设定

本文的实证思路考虑以个人社会地位的自评价作为被解释变量，代表个人主观社会地位。其次，以个人受教育年限、参照组平均受教育年限以及教育年限交互项作为关键解释变量，以个人总收入的累积分布值作为一般解释变量，以个人所在家庭净资产、性别、党员身份、健康状况、婚姻状态、城乡类型、就业状况、年龄等变量作为控制变量来构建实证模型。另外，考虑到参照组平均教育水平对个人主观地位产生的影响对于仍在上学的人群和对于教育水平已经比较稳定的人群而言可能存在不同，笔者分全样本和25岁以上样本分别进行模型估计①考虑全日制在校学习时间的一般情形:22岁本科(四年)毕业，25岁硕士研究生(三年)毕业，则25岁以上成人中基本上不再包括处于在校学习阶段的人群(由于博士研究生在数据中的人数比例极低，即使在25岁以上的成人样本中存在个别博士研究生，其对估计的影响也可以忽略不计)。

表1 变量的描述性统计

根据实证思路，本文的实证模型形式为:

其中Φ(t)是正态分布的累积分布函数，从而概率的边际效应可写为:

其中，αi为个体效应，Zit为控制变量向量(包括个人所在家庭净资产、就业状况、城乡类型、党员身份、健康状况、婚姻状态、性别、年龄等八个变量)，εit为扰动项。

由于本研究的被解释变量是一个排序变量，因此可以选择有序Probit模型。具体到本研究的有序Probit模型具有如下形式:

其中φ(·)是正态分布的概率密度函数。由边际效应的表达式可知:首先，对于被解释变量的不同取值，解释变量的边际效应是不同的;其次，解释变量的边际效应不仅取决于参数值β，还取决于两个概率密度函数值之差最后，除 Yit取1和5以外，其余取值情况下

(二)估计及解释策略

本文使用的面板数据为三期非均衡面板数据。对于面板数据，进行估计时需考虑是使用混合回归模型、固定效应模型，还是随机效应模型。固定效应模型的估计一般需取得原回归式的离差形式，进而利用每个个体的组内离差信息进行估计，但是在对回归式进行差分时，一些不随时间变化的变量被抵消掉了，导致无法估计。就本文而言，不仅关键解释变量——个人的受教育年限和参照组平均受教育年限等可能不随时间变化，而且其他控制变量也可能不随时间变化(如性别、婚姻状况、城乡类型等)，如果使用固定效应模型可能无法估计这些不随时间变化的变量对被解释变量的影响。综上考虑，本文选择有序Probit随机效应模型进行估计。另外，如上文所示，对于有序Probit模型，其解释变量在参数的解释方面存在一定困难，但由于 OLS估计与有序Probit模型的估计结果在参数符号与显著性方面差异较小，国外大量研究解决此问题的方法是在给出有序Probit模型估计结果时，也提供OLS的估计结果予以对比和辅助说明，因此本文也采纳此方法对回归结果作出相关解释。

五、实证分析

根据实证思路，笔者分别对混合数据进行OLS估计、对面板数据进行有序Probit随机效应模型估计。其次，估计时分别以全样本和25岁以上的子样本进行估计，并使用以年龄组、区县和性别为标准设定的参照组I的对应变量。由于CFPS调查数据中存在一个区县中仅有1个受访者的情形，为了避免出现参照组失效的问题，选取区县中至少有10个以上调查数据的样本进行估计，表2给出了本文的主要回归结果，其中有序Probit模型的Wald检验结果表明模型在整体上高度显著。

表2 主要回归结果(参照组I)

从表2的回归结果可以看到，OLS估计与面板有序Probit模型在各个参数估计值的符号与显著性方面均高度一致，因此可以按照类似解释OLS估计结果的方式对面板有序probit模型的估计结果进行解释，我们主要关注参数估计值的符号所反映的社会经济含义。

结果可以看到，个人总收入的累积分布值越高，则个人主观社会地位越高。由于累积分布值反映着一个人在所居住的区县范围内收入排序的高低，这说明相对收入越高的个体越倾向于认为自己的社会地位高。就主要回归的三个关键解释变量来看，个人受教育年限变量的参数估计值显著为正，说明个人的绝对教育水平对自身社会地位评价有显著正向影响;而参照组平均受教育年限变量的参数估计值显著为负，说明除了个人自身的教育水平外，周围相似人群的平均教育水平会对个体主观社会地位造成负向影响。由前述可知，参照组I的平均受教育年限反映着一个地区内、与自身年龄相仿、与自身性别相同的群体的平均教育水平。个体在估计自己的社会地位时，会注重参考平均教育水平:如果自身教育水平低于这个平均水平，就意味着自己尚未达到社会在一定时期内对个体一般教育水平的要求，这就可能增加自己丧失就业机会、失去参与某些社会活动的机会等一系列的风险，进而产生“相对剥夺感”(relative deprivation)①所谓“相对剥夺”，是指当人们将自身处境与某种社会标准或某一类参照物进行比较时，由于自己处于劣势而产生的受剥夺的感受。。这种相对剥夺感引发个体的负面消极情绪(如嫉妒、不满等等)，进而对自己可能获取社会资源的能力产生质疑，甚至引发自卑感，因此对自己的社会地位得出较低的评价。相反地，当个人的教育水平高于平均水平时，则意味着可能跻身于更高的社会阶层、获得更多的经济收入、参与更广泛的社会活动，以及在择偶等方面获得一系列优势，从而使个体对自身社会地位的评价也越高。另外，引入模型中的教育年限交互项的参数估计值也显著为正，说明个人的教育水平越高，受到社会比较的负面影响越低。这三个变量(个人受教育年限、参照组平均受教育年限以及教育年限交互项)十分清晰地说明了教育的位置性特征:单靠个人的绝对教育水平并不能完全决定个人的主观社会地位，还取决于其他人的教育水平，只有在某个环境中获得相对教育优势(即教育年限交互项的值越大)，个体才会对自身的社会地位作出更高的评价。因此，教育对社会地位的影响核心在于教育的排序，只有排序越高，主观社会地位才越高，这正是教育的位置性特征对社会地位影响的含义所在。因此通过实证分析可知，教育的确属于一种位置性商品(positional goods)，它通过个体间教育水平的社会比较产生教育排序，进而影响个体的主观社会地位。实证结果为引言中所述事实提供佐证:通过让子女接受更多、更优质的教育，可以提升自身及家庭的社会地位，因此教育投入越多越好，这也为中国家庭子女教育支出不断攀升的现象给出了合理解释。

对于模型中的其他控制变量，可以看到:家庭净资产越多，则主观社会地位越高。这是因为，家庭资产往往代表了家庭的经济地位进而社会地位，个体在进行地位评价时，并非孤立地只考虑自身条件，家庭对个人的社会地位也起到了保护与维系的重要作用。所以个人作为家庭的一员，同时也是家庭社会经济地位的享有者，家庭的社会经济地位越高，个人的主观社会地位也越高。另外，有工作、具有党员身份、在婚(有配偶)、身体健康、也均对主观社会地位有正向显著作用。我们知道，处于失业状态不仅无法获得独立经济收入，而且还给失业者造成心理上的负面影响，当失业时间越长时更是如此。相反，在就业时，个体不仅能体验积极的社会参与感，还能够有效避免孤独、自卑、抑郁等负面情绪的产生，这些负面情绪均会对社会地位的自我感知造成影响。因此，处于就业状态对主观社会地位具有正向影响。而具有党员身份之所以能提高个人的主观社会地位，是因为党员身份意味着拥有更多接触、参与政治活动的机会与资格，进而影响社会地位。婚姻对个人主观社会地位的提高，一方面是因为婚姻中任一方的较高社会地位均可对其配偶形成地位的光环效应，使对方分享自己的地位优势，换言之，在某种程度上，婚姻是社会地位的一种缔结;另一方面是因为，婚姻意味着夫妻双方家庭的结合，而家族的总体社会地位对个人的社会地位具有间接增强的作用，并通过婚姻关系直接表现了出来。其次，健康对个人主观社会地位具有正向显著影响，是因为健康是个人从事生产活动、参加社交活动以及其他各类社会活动的基本前提保证，否则个人参与社会活动的范围及其活跃度均将受到很大影响，从而导致个人产生与周围多种活动的疏离感，严重的甚至会导致社会隔绝感，这些负面情绪均会降低个人对自身社会地位的评价。除此以外我们还看到，处于乡村的人比在城市的人更倾向于认为自己在本地的社会地位高，这是因为乡村与城市的人口规模和人员流动方面存在很大差异:乡村的社群结构相对封闭，比城市具有更突出的熟人社会特点;而城市人员流动速度快，人与人之间更加陌生，社交空间更加广阔与疏远，处于城市中的人更不易按照一种稳定的、单一的标准来定位自己的社会地位，也就不容易对自己的社会地位产生更高的评价。而女性比男性更倾向于产生更高的主观社会地位，这可能是因为一方面男女机会平等的观念在中国普及得较好，女性有越来越多的机会与男性在职业领域进行竞争;而且女性的学习能力、观察感知能力、人际交往能力、家庭内沟通和融合的能力等许多方面都可能比男性更具优势，因此女性比男性较易作出更高的自我社会地位评价。最后，年龄对社会地位的影响是显著为正的，表明中国仍然表现出“尊老”社会的特点，一个人年龄越大意味在知识积累、社会经验、人际关系网、社会资源以及家庭中的地位等方面有更多的优势，因此也更容易产生社会地位高的自我感知。

从表2的全样本和子样本的估计结果来看，除参数估计值的大小有微小差异外，在符号与显著性上均高度一致，说明在纳入了仍在上学的人群样本以后，估计结果并未受到过多影响，不论是仍在上学的人群还是教育水平已经稳定的人群，就所受到教育位置性特点的影响来看高度一致，不存在“在校”与“离校”群体间的显著差别，这就进一步说明了教育位置性特征的社会广泛性。

六、稳健性检验

为了更好地说明本文主要回归结果的稳健性，从以下两个方面进行控制调整，并做检验回归。

(一)更换参照组

在本文的主要回归结果中，参照组I考虑了区县、年龄组和性别三个因素，现在放宽这个标准，仅将区县和年龄组作为参照组的标准(参照组II)，以参照组II为基础，进行稳健性估计;

(二)缩小年龄范围、提高参照组均值可靠性

考虑在主要回归所用样本的基础上进一步缩小样本的年龄范围、提高参照组均值的可靠性，我们的做法是选择区县内调查样本数在100人以上、受访者年龄居于(25，75］岁区间以及区县内调查样本数在200人以上、受访者年龄居于(25，75］岁区间的两个样本分别进行稳健性估计。稳健性检验结果如表3所示。

表3 稳健性回归结果(面板有序Probit随机效应模型估计)

可以看到表3中的Wald检验均高度显著，说明各个模型在整体上均高度显著;另外稳健性检验的回归结果与表2所示的主要回归结果也是高度一致的，可以认为本文的主要回归结果是可靠的。

七、结 论

本文基于地位寻求理论，通过CFPS三期数据的面板有序Probit随机效应模型估计，不论是全样本还是子样本的估计结果均表明:个人受教育年限越长，则个人主观社会地位越高;参照组平均受教育年限越长，个人主观社会地位越低;教育年限交互项的系数为正，表明教育水平越高，越不易受到社会比较的负面影响。研究表明，社会地位主观评价不仅取决于自身的绝对教育水平，还取决于周围人群的教育水平;个人教育水平在所比较的群体中排序越高，则自我社会地位评价越高，因此教育对社会地位的影响关键在于其位置性特征。本文研究结果还为近些年中国家庭子女教育支出不断攀升的现象提供了合理解释:为了维护、提升子女和家庭的社会地位，家庭将选择尽可能多地让子女接受更多、更好的教育。