如何获得社会地位【家庭背景中母亲对子代教育获得和社会地位获得的影响】

家庭背景中母亲对子代教育获得和社会地位获得的影响

一、研究背景及研究假设 (一)研究背景 1.地位获取模型中女性变量的演变 布劳和邓肯在1967年出版的《美国职业结构》一书中， 采用递归式(recursive)路径分析(path analysis)方法，分 析了个人在代际(父子)和代内的垂直社会流动中受到先赋性(ascribed)因素和后致性(achieved)因素影响的问题。他 们根据有关地位获得的理论假设，以先赋性因素(16岁时父 亲的职业地位、教育程度)和自致性因素(年龄在20～64岁的 男性，N=20700，被访者的“受教育水平”“初职职业地位” 和“目前职业地位”)为自变量，以个人在社会流动中所获 得的社会经济地位(职业地位)为因变量，建立同时考虑影响 个人地位获得的先赋性因素和后致性因素的统计模型。该模 型结果表明，以父亲的职业地位和教育程度为代表的先赋性 因素，对个人当前职业地位变化的解释水平约占影响强度的 20％，而后致性因素约占46％，剩余部分是模型未涉及因素 的影响。该模型提出的时代背景决定了该研究将关注点聚焦 于美国男性与其父亲之间的职业地位继承关系，从而导致了 女性的缺场。20世纪六七十年代的美国，女性缺场的客观因 素是二战后提倡妇女回归家庭，较少女性参加工作。[2] 1960年代末，以塞维尔、豪泽为代表的威斯康辛学派 则在批评地位获得模型的基础上建立了社会心理模型，强调 将社会心理因素(个人智能、努力程度、父母学校鼓励等变 量)作为中介调节的外生变量纳入模型，从而形成威斯康辛 地位获取模型。这个模型不仅包括了母亲的影响，而且把自 变量从仅仅包括社会结构因素扩展到包括社会心理因素，变 量也从5个增加到8个。这些变量包括职业和教育抱负 (educational/occupational aspirations)、智能(mentalability)以及有显著影响的其他人，包括母亲、兄妹、教师 (significant others" influence)等等。虽然这个模型考 虑到母亲的影响，但调查的受访者仍然是清一色的男性。

[1]Gold-Thrope曾一度捍卫女性在阶级结构中的地位，主张 应当将女性在阶级地位定义为等同于她丈夫的阶级地位。他 认为，由于每个家庭成员并不能拥有同等的家庭资源、机会 和生活选择，因此，用一家之主(一般是男性)的阶级地位来 代表其他成员的地位是不合理的。[3]戴维斯(Nancy J.Davis)和罗宾森(Robert V.Robinson)通过对NORCGSS和 GSS 1974～1994年数据中的已婚并双双就业的夫妇进行分析 发现：在双收入夫妻中，妻子们一方相对于丈夫更重视其在 社会阶层地位的贡献。在大多数家庭需要双收入来平衡收支 或者支持理想生活的国家，以及妻子们越来越多地开始参与 维持家庭经济状况的国家，从丈夫单方面的信息不再足以理 解美国夫与妻的阶层身份。[4]此外，伦纳德(Leonard)在其 扩展的地位获取模型中也加入了女性。贝勒(Emily Beller) 打破传统的社会流动研究中仅以父亲特质来代表家庭背景， 而主张将家庭背景定义为父亲和母亲的社会地位组合，较之 于传统的模型，以父母亲的社会地位为代表的新模型能更好 地预测男性和女性的社会流动。[5] 2.家庭背景研究中的母亲变量布劳—邓肯地位获得模型在不断得到修正和挑战，多 方面的自变量和因变量因素包括性别、种族、智力、学校、 母亲、单位、政治身份以及经济收入等被不断放入原有的地 位模型之中。其中，不容忽视的是对母亲这一变量的分析经 历了从原始模型中对女性的忽视到后来众多学者逐渐开始 重视女性在这一模型中的重要作用，这其中包括众多国外学 者从社会分层与流动的视角阐述了再定义家庭背景以及家 庭的阶级地位时，单凭丈夫的特质是远远不够的，女性必须 进入到家庭背景分析这一大浪潮之中。而在国内的众多家庭 背景及地位获得的相关研究中，学者们大多将家庭背景简单 定义为父亲的相关特质(如职业、教育程度、政治身份等)；

当分析家庭背景因素时，多数学者在研究家庭背景对子代教 育获得、职业地位获得以及经济收入的影响时，通常只考虑 父亲的职业(家庭拥有的社会资源)、文化水平(家庭拥有的 文化资源)、家庭经济收入(家庭拥有的经济资源)三方面的 因素，抑或是家庭被用作分析单位时，合计丈夫和妻子的教 育水平较为合适。而在职业地位、政治身份和收入层面很少 纳入母亲的相关因素。然而，自布劳—邓肯地位获得模型之 后，传统社会地位获得模型的经典做法，就是以被访者14岁 时父亲的教育资本和社经指数，去预测被访者的教育资本获 得，然后看以父亲为代表的家庭阶层背景，如何影响了被访 者的教育资本获得。但在布劳和邓肯研究美国时，美国女性 的就业率并不高。可是中国的情况恰恰相反。中国是世界上女性就业率最高的国家之一。在这种情况下，如果只在模型 中置入父亲的变量，而置母亲的影响于不顾，则与现实社会 相距甚远。[6]张翼提出，以父母亲为表征的家庭背景不仅 严重影响了人们的教育获得，而且还影响了人们初次就业职 业的阶层地位和现就业职业的阶层地位。[6]李春玲则从性 别角度重点考察了家庭背景对女性教育的影响，她认为家庭 背景对女性教育获得的影响远远高于对男性的影响。[7] 显然，无论家庭背景对子代的影响是一个多么复杂的 过程，我们不应只是仅仅关注父亲的影响或者是简单地将父 母亲的资源综合起来分析，而应该结合社会发展与变迁所带 来的女性崛起的大背景来思考母亲的影响力。而这正是以往 的研究中所忽略的问题，我们的研究正是在这个层面上将母 亲的影响单独提出来作为一个独立的变量来研究，并思考在 控制了人口统计特征变量和父亲的社会资本因素后，母亲的 社会资本是如何影响子代地位获得的。

(二)研究假设 社会分层和社会流动过程并没有固定不变的模式，也 并非必然地与某一种社会经济整合体制相联系，而是嵌入在 整个社会制度之中，是全部政治、经济和社会制度作用的产 物。[8]在中国，男尊女卑的传统思想使得女性在社会资源获得上要劣于男性，男性掌握着大部分的社会资源，在家庭 中也是如此。由此，我们提出3个假设。

假设1：家庭中，父母亲的资源分布存在差异。

父亲对子代的影响并不总是大于母亲的。2000年以来， 母亲的社会经济地位指数开始对子代的教育获得有显著影 响，并且一度超越了父亲的社经指数的影响。[6]有不同职 业父亲的女性之间的平均受教育年限的差距要比男性大。家 庭经济状况对女性的教育获得有显著影响，但对男性没有显 著影响。[7]家庭背景因素对女性的教育地位获得的影响明 显大于对男性的影响，即女性的受教育机会更易于受到家庭 背景的局限，出身于较差的家庭环境——特别是生长于农村 或来自农民家庭——的女性的受教育机会明显少于其他人。

女生母亲文化程度对女生影响较对男生影响要大，母亲文化 程度高对女生获得高等教育机会较为有利。[9]更有学者从 子女的高中和大学转换率证明，即使父亲的教育水平相同， 子女的教育地位获得也是大不相同的，而这种差异却是与母 亲有关的。[10]考虑家庭背景对高等教育的影响，侯龙龙、 李锋亮和郑勤华通过对5981位高校毕业生的调查发现：仅考 察本科生层次的样本，即在控制了教育数量(层次)后，尽管 父亲的受教育情况并不会对子女高等教育质量的获得有显 著的促进作用，然而母亲的受教育情况却对子女获得高等教育的质量有显著影响。[11]当女性逐渐走上职场，教育的职 责也逐渐向家庭延伸，并在家庭中呈现出明显的教育的性别 分工。母亲在自身教育程度和社会地位提升的同时，也承担 着更多家庭教育和抚养的职责。在此，我们先从母亲的教育 程度、14岁时母亲的职业地位和政治身份等三个方面验证母 亲的因素对子代教育的教育获得和社会地位获得是否有显 著的影响，并提出假设2和假设3。

假设2：家庭背景中，母亲显著地影响了子代的地位获 得：母亲对子代的教育获得有显著影响，母亲对子代的收入 获得有显著影响，母亲对子代的职业社经指数有显著影响。

假设3：父亲对子代教育获得和社会地位获得的影响并 不总是大于母亲的，随着女性社会地位的提升，其在家庭背 景中对子代教育获得和社会地位获得的影响超过了父亲的 影响。

二、资料来源、变量介绍与研究方法 (一)资料来源 本文所使用数据来源于2010年中国社会综合状况调查 (CGSS2010)。该项目由中国社科院社会学研究所主持，在全国一共调查480个村/居委会，每个村/居委会调查25个家庭， 每个家庭随机调查1人，最终获得样本11785个。

(二)变量介绍 1.因变量 因变量包括居民受教育年限、居民2009年年收入和居 民现职社会经济地位指数。在CGSS2010问卷中分别对应的问 题是：A7a.您目前的最高教育程度是(包括目前在读的)；
A8a. 您个人去年全年的总收入是多少；
A59d.您目前的工作的具 体职业是。其中将类别变量“居民最高教育程度”转换为连 续性变量“教育年限”：没有接受正式教育(赋值为0)、私 塾(赋值为3)、小学(赋值为6)、初中(赋值为9)、高中/职高 (赋值为12)、中专/技校(赋值为15)、大专(赋值为15)、本 科(赋值为16)、研究生及以上(赋值为19)。去年总收入取对 数处理；
将类别变量“目前的工作的具体职业”转换为连续 性变量“国际社会经济地位指数(ISEI)”。

2.自变量 (1)母亲的社会地位：根据问卷中问题“A90e.您14岁 时，您母亲那时候工作的具体职业是”，将其转换为国际社会经济地位指数(ISEI)。

(2)母亲的文化资本：根据问卷中问题“A90b.您母亲 的最高教育程度是(包括目前在读的)”，将其转换为教育年 限，分为没有接受正式教育(赋值为0)、私塾(赋值为3)、小 学(赋值为6)、初中(赋值为9)、高中/职高(赋值为12)、中 专/技校(赋值为15)、大专(赋值为15)、本科(赋值为16)、 研究生及以上(赋值为19)。

(3)母亲的政治身份：虚拟变量(0=非党员，1=党员)。

3.控制变量 (1)人口统计特征变量：a.性别，虚拟变量(0=女，1= 男)；
b.年龄；
c.政治身份，虚拟变量(0=非党员，1=党员)；

d.户籍，虚拟变量(0=农业户口，1=非农户口)。

(2)父亲：a.父亲的社会地位，根据问卷中问题“A89e. 您14岁时，您父亲那时候工作的具体职业是”，将其转换为 国际社会经济地位指数(ISEI)；
b.父亲的文化资本，根据问卷中问题“A89b.您父亲的最高教育程度是(包括目前在读 的)”，转换为教育年限，分为没有接受正式教育(赋值为0)、 私塾(赋值为3)、小学(赋值为6)、初中(赋值为9)、高中/职 高(赋值为12)、中专/技校(赋值为15)、大专(赋值为15)、 本科(赋值为16)、研究生及以上(赋值为19)；
c.父亲的政治 身份，虚拟变量(0=非党员，1=党员)。

三、结果分析 (一)描述性分析 首先，用描述性分析回应本文第一个假设：家庭内部 之中尤其是父母亲的教育资源与经济资本资源是否存在差 异?由图1可知，教育资源在家庭内部存在较大差异。其中母 亲的受教育程度整体要低于父亲的受教育程度。未上学母亲 有7021人，超出未上学父亲2782人。其后，受教育年限为6、 9、12、15、16和18的父亲均超过同等受教育年限的母亲。

显然，母亲的教育整体教育资源要低于父亲的整体教育资源。

这种教育上的性别差距深深根植于中国重男轻女的性别文 化传统，教育的性别不平等使得很多女性丧失或者较少享有 受教育的机会，导致男性较多地享有教育资源。教育以性别 不对称为特征，中国的女性文盲要多于男性文盲，在某种程 度上，这是把女性看做只是生育者的文化规范的结果。同时，这也是传统意识形态(即女性或宗教基础主义者的观点)的 结果。在这种传统意识形态中，妇女被看做主要负责家庭事 务和养育儿童，因此学识和相当高级的教育似乎不是完成这 些传统角色的前提。当然，这也是社会劳动分工的结果。[12] 图1 父母亲教育资源分布 图2描述了被访者14岁时父母亲的国际社会经济地位 指数差异。ISEI 16～23的分布区间里，母亲的频数要高于 父亲，在之后的24～50和51～90的分布区间里，父亲的频数 均要高于母亲。通过图1和图2，我们发现资源分布不均同样 存在于家庭内部，这表现在父母亲所占有的文化资本和社会 资本存在明显差异。尽管婚姻关系的建立离不开门当户对观 念的支持，然而门当户对观念仍然无法消除婚姻家庭关系中 男性比女性占有更多的文化和社会资本。

图2 14岁时父母亲国际社会经济地位指数(ISEI)分布(二)模型与结果分析 为了检测和预测家庭背景中母亲的影响因素对子代教 育获得的影响，我们建立了三个多元线性回归方程模型，从 而揭示母亲与子代教育获得之间的因果关系。

模型1检测了母亲的受教育程度、政治身份和子代14岁 时母亲的社经指数对子代教育获得的影响。其结果显示，家 庭背景中母亲的影响因素可以解释子代教育获得的27％的 方差(R[2]=0.270)。其中母亲的受教育程度对子代的教育获 得有显著性影响，其受教育年限每增加1年，子代受教育年 限相应增加0.477年(b=0.477，P＜0.001)；
14岁时母亲的社 经指数也对子代教育获得有显著性影响，其每增加1个单位， 子代社经指数相应增加0.057个单位(b=0.057，P＜0.001)。

母亲的政治身份对子代教育获得并无显著性影响。为了进一 步检测家庭背景中母亲对子代教育获得的影响是否真实存 在，我们在模型2中加入了人口统计特征变量和户籍变量作 为控制变量，包括性别、年龄和被访者的政治身份。加入控 制变量后，模型2可以解释因变量的方差为0.494(R[2]=0.494)，人口统计特征变量和户籍变量贡献了 22.4％的方差。此时，母亲的教育程度(b=0.214，P＜0.001) 和被访者14岁时母亲的职业社会经济地位指数(b=0.025，P ＜0.001)对子代教育获得仍然具有显著性影响。此外，该模 型中，男性在教育获得上的性别优势是1.113个单位 (b=1.113，P＜0.001)；
非农户口相对于农业户口的优势是 3.273个单位(b=3.273，P＜0.001)；
政治身份仍然与教育获 得有较强的联系(b=2.673，P＜0.001)。

为了打破以往家庭背景研究中父亲因素始终占据绝对 主导地位的壁垒，我们在模型3中引入了家庭背景中父亲的 相关影响因素，以检验和预测家庭背景中母亲作为独立的影 响因素而非父亲的依附体对子代教育获得的影响是否仍然 存在。模型3的解释力为0.510，可以解释子代教育获得的 51％的方差。此时，母亲的影响因素中，受教育程度和14岁 时母亲社经指数的显著性影响仍然存在。尽管母亲的社经指 数的标准回归系数(b=0.013，P＜0.01)略小于父亲的社经指 数标准回归系数(b=0.015，P＜0.001)，母亲的受教育程度 的标准回归系数值(b=0.143，P＜0.001)明显高于父亲的受 教育程度标准回归系数值(b=0.130，P＜0.001)。这回应了 本文的研究核心问题：在子代教育获得过程中，母亲的作用 究竟处于什么位置?毫无疑问，父母亲的受教育年限均对子 代教育获得有显著性影响，然而，母亲的教育资本在两度控制人口统计特征变量和父亲的资本变量后仍然具有显著性 影响，并且回归系数值大于父亲的受教育年限回归系数值。

由此可见，在子代的教育获得过程中，母亲的教育资本对子 代的影响要大于父亲的影响。这也就拒绝了本文的虚假假 设：家庭背景中，父亲对子代的影响始终大于母亲的影响。

这促使我们反思在女性更多地承担相夫教子的文化结构里， 随着女性意识的崛起和越来越多的女性获得更多的教育并 走入职场，这逐渐影响了女性在家庭结构里对子女的影响。

同时，这也有力地冲击了当今“拼爹”的思想，母亲不再是 处于家庭中的协助者抑或是辅助者的作用，相反，母亲更多 起到对子代教育的主导作用。此外，家庭中的性别分工也可 以解释此现象。尽管越来越多的女性参与到职场中，然而女 性仍然较多地履行教育孩子的职责，相对于父亲，母亲更多 地关注孩子早期的家庭社会化和学校社会化，更多地承担起 子女教育的主要职责，这不仅是时间和精力的投入，更是母 亲文化资本的投入，具有更多文化资本的中产阶级母亲其子 代的教育成就更具有优势。总之，在引进父亲资本变量作为 第二组控制变量后，我们发现，母亲的受教育年限的影响力 仍然存在，并且达到了0.001显著性水平。同时，无论是人 口统计特征变量还是父母亲的资本变量，毫无疑问，都对个 人的教育获得具有显著性影响。然而，即使在两度控制后， 母亲的受教育年限对子代教育获得的影响仍然显著存在，并 且其影响力大于父亲的影响力，这也就回答了我们的研究的核心问题：母亲的教育资本对子代教育资本积累的影响要大 于父亲的影响。

第二个多元回归模型检测了母亲的影响因素对子代收 入获得的影响(见表3)。

模型1中，母亲的受教育程度和母亲的社会经济地位指 数对子代收入获得均有显著性影响，其回归系数值分别为 b=0.088，b=0.016，并达到P=0.000显著性水平。模型1回应 了我们的假设，家庭背景中，母亲对子代收入获得有显著性 影响。为了验证模型1的有效性，我们在模型2中引入了人口 统计特征变量和户籍变量，模型2的解释力增加了 0.212(R[2]=0.372)。母亲的教育程度(b=0.036，P＜0.001) 和社会经济地位指数(b=0.007，P＜0.001)的显著性影响仍 然存在。性别因素、政治身份和户籍显然也对个人收入获得 具有一定程度的显著性影响，年龄对收入的影响呈倒U型。

模型3加入了家庭背景中父亲的受教育程度、政治身份和14 岁时父亲的社经指数等变量作为控制变量。此时，模型1和 模型2所验证的母亲与子代收入的因果关系仍然存在：母亲 的受教育程度和社会经济地位(14岁时母亲的社经指数)对子代的收入有显著性影响。此外，母亲的受教育程度标准回 归系数值(b=0.022，P＜0.001)与父亲受教育程度的回归系 数持平，而母亲的社会经济地位指数回归系数值(b=0.005， P＜0.01)却是略大于父亲受教育程度的回归系数值 (b=0.003，P＜0.01)。男性的性别优势(b=0.499，P＜0.001)、 党员的政治身份优势(b=0.396，P＜0.001)和城市户口的户 籍优势(b=0.813，P＜0.001)仍然存在于个体收入获得之中， 年龄对收入的影响呈倒U型。父母亲的政治身份均对子代收 入获得无显著性影响。

表4报告了家庭背景中母亲对子代职业社会经济地位 指数的影响。

模型1显示，母亲的教育程度对子代的职业社经指数有 显著影响，母亲受教育年限每增加1年，子代受教育年限相 应增加1.154年(b=1.154，P＜0.001)；
14岁时母亲的职业社 会经济地位指数也对子代的社经指数有显著影响，其中，母 亲的社经指数每增加1个单位，子代职业的社经指数相应增 加0.292个单位(b=0.292，P＜0.001)。这表明，家庭背景中， 母亲的相关因素与子代职业社会经济地位指数具有我们所假设的因果关系。为了进一步验证这种因果关系的有效性， 我们在模型2中加入了人口统计特征变量和户籍变量作为控 制变量。模型2表明，加入控制变量后，母亲的受教育程度 的影响和14岁时母亲的社经指数的影响仍然存在，并达到了 (P=0.000)显著性水平。此时，性别的影响力消失，个体的 政治身份和户籍却具有非常显著的影响。模型3加入了家庭 背景中父亲的相关影响因素后，尽管母亲的政治身份在3个 模型中均无显著性影响，但母亲的受教育程度和14岁时母亲 的社经指数对子代职业社经指数的影响仍然存在，其系数分 别为0.214和0.101，其中，母亲受教育程度的影响力要小于 父亲的受教育程度的影响力(b=0.304，P＜0.001)，而母亲 的社经指数标准回归系数却要大于父亲的社经指数标准回 归系数。在对职业社经指数的多元线性回归模型的预测中， 个体的性别的影响力消失，一同消失的还有母亲的政治身份 和父亲的政治身份；
性别和户籍的影响力却始终存在，并具 有很强的影响力(其标准回归系数分别为0.351和11.660)， 这表明，当前中国社会，职业身份的高低仍然深受其性别和 出身户籍两个根深蒂固的先赋因素的制约。

四、结论与思考 综上所述，通过使用3个多元线性回归模型对家庭背景 中母亲对子代教育获得和社会地位获得影响的分析和验证，我们得出的结论是：尽管家庭背景中，父母亲的资源分布存 在差异，在某种程度上父亲的资源要优于母亲，但是当引入 性别、年龄、政治身份和户籍等变量以及父亲的受教育程度、 被访者14岁时父亲的社经指数和父亲的政治身份等变量作 为控制变量时，母亲的教育资本对子代的教育获得、职业地 位获得和收入的正面影响仍然存在，并且母亲受教育程度对 子代教育获得和收入获得的影响要大于等于父亲的影响，14 岁时母亲的职业社会经济地位指数对子代收入获得和职业 社会经济地位指数的影响要大于父亲的影响。这也回应了本 文的主题——子凭母贵。这印证了我们的研究的论题：子凭 母贵，家庭背景中母亲对子代的教育获得和社会地位获得有 显著性影响，在某些层面，其影响超过了父亲的影响。

鉴于此，我们应该重新思考地位获取模型在中国的应 用：家庭背景因素中母亲的影响不应再被忽略或是作为次要 因素加以考虑。此外，消除教育中的性别歧视也是一个刻不 容缓的问题。性别歧视一直是学界热议的问题，正如林曾所 说，社会性别结构中，男性能够统治世界包括女性，究其原 因是因为其身体较于女性来说要相对强壮，然而，随着社会 发展和进步，社会的分工越来越倾向于智力的分工，从而对 人“强壮”特质需求的降低，男性的统治地位必将下降，女 性的崛起即将是当前社会发展的必然趋势。[1]母亲对子代 的影响是从出生时便开始并贯穿孩子的一生。此时，母亲的受教育程度对于子代的成长便尤为重要。即使处于“拼爹” 的男权社会，我们的研究发现处于“弱势”的女性其影响力 逐渐超越一直居于统治地位的父权。当教育职责向家庭延伸 时，母亲承担起更多的子女教育的职责，父亲在子女教育中 缺席的现象也不容忽视。

尽管在当前社会环境中，教育性别歧视的状况有所缓 解，但是鉴于母亲的社会资本对子代如此显著的影响，我们 应该从源头上使母亲的影响优势达到最大化，即持续消除教 育中的性别歧视，使得男女所享有的教育资源达到平衡。当 然，最为重要的应当是使整个社会中的性别歧视得到缓解， 最终得到消除。两性的不平等不仅体现在教育中，更体现在 职场中，职场中女性的性别隔离仍是当前女性走进职场后需 要冲破的更大一重障碍。