家庭资本与个体高等教育获得相关性分析——基于中国家庭追踪调查CFPS（2018）数据

金明花 李 然

中央民族大学教育学院，北京 100081

进入21世纪以来，我国高等教育事业发展迅速，成绩显著，高等教育毛入学率从1949年的0．26%上升到2019年的51．6%（详见图1），我国高等教育即将进入到普及化阶段。在影响高等教育获得与教育公平的诸多因素中，“家庭资本”的作用近年来越来越受到人们关注。但高等教育规模的增大和入学机会的增长并不意味着每个人都能获得相同质量水平的教育资源，优质教育资源的获取主要与家庭资本有关。

图1 高等教育在学规模和毛入学率[1]

法国社会学家Pierre Bourdieu在《资本的形式》中将资本分为经济、文化和社会三种形式。其中经济资本是一种与货币或财产密切相关的资本形式；文化资本是一种建立在对文化资源占有基础上的资本；社会资本是一种实际或潜在资源集合，以社会地位、声望的形式加以制度化。[2]美国社会学家Coleman在一定程度上继承和吸收Pierre Bourdieu的一些社会资本观点。他认为：人力、物质和社会资本影响人们获得教育的机会。结合国内外学者相关研究，在家庭资本划分标准上，大多是在总结Pierre Bourdieu和Coleman的基础上提出，本研究承袭以上研究对家庭资本的划分维度；与此同时，政治环境也是一个国家教育事业的重大影响因素，家庭所拥有的政治机会有几率成为学生教育机会获得的重要资源；在现有研究成果中对研究对象的选择，大多以父亲单一方面来表现家庭背景情况，并未考虑母亲的影响，研究效度参考性低；在数据来源上，样本容量的典型性与代表性也会对研究信度产生影响。

本文结合国内外学者理论研究，使用中国家庭追踪调查（CFPS）2018成人及家庭问卷库数据，从经济、文化、政治和社会四个维度进一步分析家庭资本对高等教育获得影响，得出相应结论并提出可行性建议。

一、研究设计

（一）研究假设

通过对文献梳理提出合理假设：家庭经济资本对其影响性是最高的，家庭文化资本和家庭社会资本是其次，家庭政治资本对其影响较小。利用相关软件对数据进行分析运用，得出结论进一步证明此假设的合理性。

（二）研究的数据来源

本文数据来自北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查（CFPS）微观调查，具体选取CFPS（2018）成人问卷库以及家庭问卷库数据。由于研究内容是个体是否获得过高等教育，因此选取年龄≥18周岁的样本，并借助Excel．2019的Vlookup函数功能将成人问卷库与家庭问卷库数据依照个人样本编码与家庭样本编码将个人信息变量与家庭信息变量进行精准匹配。提取的主要指标变量有以下几个方面：1．样本基本情况：家庭样本编码；个人样本编码；年龄；家庭所在地城乡分类；个人获得的最高学历等。2．样本家庭背景：父母亲最高学历；父母亲职业；父亲母亲政治关系；家庭收入。在剔除数据样本指标中存在的缺失值、奇异值的相关变量样本后，得到样本数目为4087。

（三）研究的变量说明

1．自变量

（1）父亲最高学历－虚拟变量；（2）母亲最高学历－虚拟变量；（3）父亲职业－虚拟变量；（4）母亲职业－虚拟变量；（5）父亲政治关系－虚拟变量；（6）母亲政治关系－虚拟变量；（7）家庭收入。

2．因变量

个体是否获得过高等教育。

3．控制变量

本研究控制变量主要有2个，一是样本的性别，二是样本家庭所在地。

（四）计量检验模型

本文主要采用多元回归分析方法来检验假设。由于因变量为二分类变量，故采用二元回归模型进行分析。所采用回归方程的基本形式为：

在个体获得高等教育的回归模型中，P代表个体获得过高等教育的概率，表示个体获得过高等教育与未获得过高等教育的概率之比，即“优势比”（Odds R，tio），其定义为个体获得高等教育的机会比率的对数。在本研究中X1代表父亲最高学历，X2代表母亲最高学历，X3代表父亲职业分层，X4代表母亲职业分层，X5代表父亲是否为党员，X6代表母亲是否为党员，X7代表人均家庭收入分位数。β0为常数项，β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7分别为7个自变量的回归系数。由二元Logistic回归模型可知，回归系数的意义是：如果回归系数为正，表明因变量即个体高等教育获得机会的概率大；反之，如果回归系数为负，表明因变量即个体高等教育获得机会的概率小。

二、样本数据的描述性统计

由表1可以看出，在选取的4087个样本中个体接受过高等教育的人数为1337，占总样本的32．7%。未接受过高等教育的人数为2750，占总样本的67．3%。接受高等教育的人数相比于未接受高等教育的人数少，且相差比例较大，这与我国国情相符。接受高等教育的比例占20%以上，也符合我国已进入高等教育大众化的情况，说明此数据具有参考性。

表1 各变量描述统计

在选取的样本中，对父母亲的学历、职业、政治面貌、人均家庭收入分位数进行科学分层后，得到的数据由高层次到低层次水平的过渡中，各层次所占比例呈现出增长趋势，基本符合我国接受高等教育个体的父母情况。例如：表1中将父亲职业分为“中下层，中层，中上层”，每一层所占比例分别为73．1%、23．9%、3．0%。由数据可以看出，虽中下层属于职业分层的较低水平，但它的占比在总体中份额最大。

样本中男性样本数量为2679，占总样本数的65．5%；女性样本数量为1408，占总样本数的34．5%。男性样本多于女性样本，符合我国当前性别比例失调的人口结构。

在选取的样本中，家庭所在地为城镇的样本数为2120，占总样本数的51．9%。家庭所在地为乡村的样本数为1967，占总样本数的48．1%，可看出所选样本的家庭所在地中城市占比与农村占比相当，符合当前我国城乡人口比。

综上，表1数据反映出的高等教育获得趋势符合当前我国的教育国情。

三、回归分析

（一）模型系数的综合检验

由表2可以得出，P<0．05，表明本次模拟的模型纳入的变量中，至少有一个变量的OR值有统计学意义，即模型总体有意义。

表2 模型系数的综合检验

（二）模型的拟优合度

由表3可知，显著性水平（Sig）值为0．752，表示该模型的拟优合度高。

表3 Hosmer和Lemeshow检验

（三）模型参数显著性检验

由回归系数显著性水平Sig值可知，父母亲最高学历（Sig<0．001）；父母亲职业分层（Sig<0．001）；父亲政治关系（Sig<0．001）；人均家庭收入分位数（Sig<0．01），以上数据Sig值均小于0．05。因为Sig值和因变量呈负相关关系，所以可以得出家庭资本对子女高等教育获得有显著性影响。

二元logistic回归模型回归系数具有以下意义：如果回归系数B为正，则Y取1的概率随回归系数增大而增大，即个体获得高等教育机会越大；反之，如果回归系数为负，则Y取1的概率随回归系数绝对值的增大而减小，即个体获得高等教育的机会越小。由上表可知，所有自变量X的B值均大于0，可以得出家庭文化、政治、经济、社会资本与个体高等教育获得具有显著影响。且所处划分层次越高，显著性影响越强。

1．家庭文化资本

从表4可以看出，父母亲最高学历的回归系数B均为正数；同时，父亲最高学历与母亲最高学历这2个变量均随学历的升高，回归系数B的数值也在增加；此外，随着父母学历的提升，个体获得高等教育与未获得高等教育的比值即OR值也在大幅提升。以上数据表明父母亲最高学历与个体高等教育获得呈正相关关系，且父母亲最高学历对个体高等教育获得的影响显著。

表4 方程中的变量

2．家庭社会资本

由表4可以得出：抽取的调查样本中父亲职业为“中下层、中层”的样本量分别为2988个、977个，对应B值分别为0．389、0．364。可以看出父母亲职业由中下层向中层过渡时，回归系数B值呈现出减小的趋势，但B值总体分布均为正数，说明父母亲职业层次与个体高等教育获得呈正相关关系。但其B值差距较小，推断是因为职业分层为中下层与中层的样本量相差较大，样本量极度不均衡的影响。

3．家庭政治资本

由表4可以看出，当父亲政治面貌是党员时，B值达到1．051，可以说明父母政治面貌与个体高等教育获得具有正相关关系。据我国人口普查数据，党员数量占比达总人口的6．57%以上，且我国政治面貌为群众的数量占人口主要部分，由此可以得出家庭政治资本对于个体高等教育获得的影响是积极的。

4．家庭经济资本

由表4可以得出：人均家庭收入分位数的回归系数B均为正数，并随着收入分位数的提升，回归系数B值也在增加，且增加幅度较大，这表明人均家庭收入分位数与个体高等教育获得呈正相关关系。随着家庭收入分位数的提高，个体获得高等教育与未获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数为中上25%为例，其子女获得高等教育机会是未获得高等教育机会的2．94倍，这也进一步体现出人均家庭收入分位数对子女获得高等教育有积极影响。本调查将人均家庭收入分位数作为家庭经济资本的衡量依据，由此可以说明家庭经济资本对个体高等教育获得呈正相关关系，对其起到积极作用。

在步骤1中输入的变量：父亲最高学历，母亲最高学历，父亲职业分层，母亲职业分层，父亲是否为党员，人均家庭收入分位数。

*表示显著性水平为P<0．05，**表示显著性水平为P<0．01，***表示显著性水平为P<0．001。

四、研究结论与建议

（一）家庭文化资本对个体高等教育获得具有显著影响

以上数据是将父母亲最高学历水平作为衡量家庭文化资本的一大依据，通过数据分析可看出二者对个体高等教育获得是有积极影响的，总体上表明文化资本程度越高，个体高等教育获得越显著。

家庭文化资本除了主要体现在父母亲最高学历外，家庭氛围、父母教育方式、家庭文化资源、配置均是影响个体高等教育获得的重要因素。具体来讲，在我国城市家庭子女就读大学的概率总体上要高于乡镇家庭；家庭文化氛围是影响子女学识获得的关键，家庭文化底蕴越浓厚，子女文化素养越容易提高；父母对子女教育是孩子成长路上的第一步，家庭教育方式越科学，子女发展就越长远；当前个体成长所获得的教育不止局限在课堂教学，课下研学、自主探索也显得尤为重要，家庭文化资源与学习工具是学习获得的重要因素。

（二）家庭社会资本对个体高等教育获得具有显著影响

本文是将父母亲职业层次作为衡量个体高等教育获得主要依据，根据以上分析可看出，父母亲职业层次水平越高，子女高等教育获得越显著。

职业是家庭社会资本的重要体现，但本质上家庭社会资本要素是丰富多样的，例如：父母亲社交能力、家庭上一辈社会关系积累、家庭居住圈。据我国当前研究表明，父母亲社交能力是家庭实力的一种表现，他们所结交的朋友、自身所具有的人格魅力、社交技巧均能对个体发展产生潜移默化地影响；家庭社会关系在中国社会中对家庭成员的影响是较为明显的，家族所结识的社会人脉、经济资源均对个体发展产生深远持久的影响；家庭居住地所在圈子是对社会家庭的一种分层，每个家庭圈都有其特有的氛围，圈子共处越和谐，对圈子个体发展越明显。

（三）家庭政治资本对个体高等教育获得具有影响

由以上数据分析可以得出父母亲政治面貌对个体高等教育获得是具有影响力的，其中，父母亲作为党员的影响力较为明显。作为个体，在支持和顺应国家发展的同时自身也能得到发展。作为党员的子女，深受其父辈影响，深知只有自身不断的发展进步，才能为国家发展贡献出自己的力量，因此也对高等教育获得期望升高。

（四）家庭经济资本对个体高等教育获得具有显著影响

本研究以人均家庭收入分位数作为家庭经济资本评价标准，通过数据显示出人均家庭收入分位数越高，个体高等教育获得越显著。

经济基础是家庭发展的第一动力，家庭收入与教育支出对个体高等教育获得均具有直接影响。家庭收入越高，在教育支出分配越自由，家庭教育资源配备越完善。当前在我国，家庭教育支出显得尤为重要，子女课外培训班的学习支出对其学习发展具有促进作用；学习设备的购置可以方便学生学习方式；网络课程资源的购买能够对学校学习查缺补漏；假期提升性课程支出可以进一步开阔学生的视野；出国留学研习课程费用支出促使学生获得更为优质的教育。