家庭背景會影響大學生的畢業(yè)去向嗎？
——基于機會不平等的視角

陳 東 張郁楊

一、引言與文獻綜述

隨著我國經濟的持續(xù)快速發(fā)展，效率問題已經得到初步解決，隨之而來的公平問題日益成為經濟學界關注的熱點話題，機會不平等便是其中之一。根據 Roemer(1998)的機會不平等理論，不平等是由個體不可控的“環(huán)境因素”和個體可控的“努力程度”共同造就的，如果說后者造成的結果不平等具有合理性，那么前者產生的不平等則具有道德上的歧視性(Checchi和 Peragine，2010)。這些環(huán)境因素無法通過個人努力而改變，如個體的性別、種族和家庭背景等(Juárez和Soloaga，2014)。

在已有的機會不平等研究中，絕大多數文獻聚焦于機會不平等對收入不平等(Causa 和 Chapuis，2009；Corak，2013)或者健康不平等(Dias，2009；Jusot 等，2013；Carrieri和 Jones，2018)的影響，對教育不平等影響的研究卻是鳳毛麟角。雖然個體層面的數據難覓造成了相關研究的匱乏，但是卻不能掩蓋這一主題的重要性，因為教育公平不僅已成為世界各國的基本政策目標，而且還對個體收入與健康具有決定性和持續(xù)性作用(Bijwaard等，2015；Strulik，2018)，構成了全社會公平的重要基礎。

在為數不多的探討機會不平等對教育不平等影響的研究中，不僅有證據表明環(huán)境因素是教育獲得不平等的一個重要原因(Youness和 Hamzaoui，2017)，而且諸多研究還發(fā)現機會不平等對教育成就和表現也產生了顯著的影響(Peragine和Serlenga，2008；Gamboa和Waltenberg，2012)。例如，Ferreira和Gignoux(2014)發(fā)現，以性別和家庭背景為環(huán)境因素的機會不平等在教育成就差異中的占比高達 35%。同時，機會不平等對教育的影響還存在較強的異質性(Salehi-Isfahani等，2014)，其中以地域差異最為典型(Peragine和 Serlenga，2008；Ferreira和 Gignoux，2014)。而專門考慮中國情形的相關研究還發(fā)現，城鄉(xiāng)戶口隔離不僅剝奪了農村居民在城市獲得素質教育的機會(Liu，2005)，還顯著降低了農村移民學生的教育表現(Afridi等，2015)。

反觀我國實際情況，隨著教育體制改革的推進，我國各層次教育都已進行了大規(guī)模擴張，但已有研究證實，教育擴張并不一定意味著教育公平性的加強(Haim和Shavit，2013)，且教育擴張對整體教育機會不平等的緩解主要源于義務教育普及，而非高等教育(楊奇明和林堅，2014)。從這個意義上講，高等教育才是中國教育公平問題的適宜觀察平臺。國內學者主要沿著教育起點公平和結果公平兩條主線來探討機會不平等對教育不平等的影響。在高等教育起點方面，劉精明(2014)發(fā)現盡管個人能力在較大程度上決定了教育獲得，但家庭背景也是一個重要因素；靳振忠等(2018)則認為，個人特征始終不是機會不平等的主要來源，而家庭因素、城鄉(xiāng)和地域差別才是其中的重要原因。在高等教育結果方面，已有研究證實了我國勞動力市場中大學生與父輩之間明顯的代際傳遞性(邵挺等，2017)，其中的重要作用機制在于，父母社會資本和政治資本的積累為子女帶來的教育優(yōu)勢將進一步轉化為職場優(yōu)勢(譚遠發(fā)，2015；李宏彬等，2012；孔高文等，2017)。柴國俊和鄧國營(2011)則發(fā)現，除了良好的家庭背景之外，男性、畢業(yè)于211 院校也是促進畢業(yè)生進入高收入行業(yè)工作的因素。

雖然現有研究均表明我國高等教育中存在明顯的機會不平等問題，但是仍然存在進一步的拓展空間：其一，在研究視角方面，現有文獻對畢業(yè)生去向影響因素的考量往往側重性別、戶籍、父母社會資本等某一方面的客觀因素，且忽視了個體的主觀努力，容易以偏概全，影響結論的可信性。其二，在研究內容方面，在為數不多的、關注畢業(yè)生去向的文獻中，已有研究主要側重職場考量，忽略了研究生教育這一重要選項。事實上，讀研既是本科教育的結果，也是研究生教育的起點；同時，從近些年本科畢業(yè)生的去向分布來看，讀研深造已經成為畢業(yè)生的熱門選擇之一，本科畢業(yè)生國內外讀研比例逐年上升即是明證。其三，在研究方法方面，研究內容的相對單一也導致研究方法受到局限，現有研究大多從父母社會資本的代際傳遞視角出發(fā)，采用回歸法檢驗影響因素的顯著性，鮮有對影響因素貢獻率和群體異質性的深度量化分析。

基于此，本文將利用來自 S大學歷時八年的本科生畢業(yè)數據，從機會不平等這一新的視角出發(fā)，既觀察了家庭背景是否是機會不平等最為重要的環(huán)境因素，也強調了個人的努力因素；既考察了以往文獻強調的職場就業(yè)，也將國內外讀研選擇納入其中。在此基礎上，以機會不平等事前估計法為方法基礎，結合 Shapley分解和 Oaxaca分解模型，對機會不平等對教育結果不平等的貢獻、各環(huán)境因素的子貢獻及其群體異質性構成進行量化剖析。

二、理論模型

本文在機會不平等核心思想的基礎上，采用事前不平等的基本原理和相應模型來考察機會不平等對高等教育結果的影響，從而為下文的實證檢驗奠定分析基礎。

（一）事前不平等的選擇依據

根據 Roemer(1998)機會不平等的基本理論，在樣本量為 N的人群中，如果用表示個體 i一系列不可控“環(huán)境因素”的有限集合，Ei表示個體 i可控的努力程度，并將運氣因素、不可測因素和測量誤差等列入殘差項ui，那么結果函數應表示為：

假設集合Ci中的每個環(huán)境因素ck有kλ個取值，那么環(huán)境集中總共有種可能的組合，即m種類型(Types)，則個體結果集合可表示為：

類似地，若努力程度Ei有p個不同的取值，即可定義為p種檔次(Tranches)，那么個體結果集合為：

基于研究采用分類法還是分檔法，可將對機會不平等的測度與估計劃分為事前(Ex-ante)和事后(Ex-post)機會不平等兩大類(Fleurbaey和 Peragine，2013)。根據Checchi和 Peragine(2010)的定義：對于事前法而言，如果所有類型的結果均值相同，則表示機會平等，如果不同類型之間的不平等減少，則表示機會不平等減少；事后法則以努力程度為估計依據，若付出同檔努力的人得到相同的結果則表示機會平等，若相同檔次內的不平等減少，則表示機會不平等減少。從定義可以發(fā)現，事前法側重的是實際上“組間”不平等，而事后法則是“組內”不平等。

由于本文旨在探討以家庭背景為主的環(huán)境因素對大學生畢業(yè)去向差異的影響及其貢獻程度，側重點在于探討各種類型的組間差異，而非同一努力程度的組內差異，因此本文選取事前法進行機會不平等的研究。

（二）事前不平等的回歸模型

在事前估計法中，本文采用了回歸法這一最為廣泛的方法，即利用回歸方程將環(huán)境因素和畢業(yè)結果聯系起來，所有由環(huán)境因素引起的結果差異均可直接歸因于機會不平等。因此，如果環(huán)境變量對結果變量存在顯著影響，即說明存在機會不平等；反之，若機會平等，方程就會存在一個較低的擬合度。但是，這種方法存在機會不平等被低估的可能，因為在實際操作中不可能窮盡一切環(huán)境變量，而未觀測到的環(huán)境因素可能會被歸因于努力程度的不同，因此可以認為該方法測度的是機會不平等的下限。

在回歸方程中，仍然令y表示結果變量，C表示由各個環(huán)境因素所構成的矩陣，E表示努力因素。為簡化分析，可將回歸模型設定為如下線性方程：

根據 Roemer(1998)的機會不平等理論，環(huán)境因素不僅會直接影響結果，而且還會通過影響努力程度對結果造成間接影響，這被稱為偏環(huán)境問題(Partial Circumstance Problem)，對此可采用如下方程表示：

將式(10)代入式(9)，可得：

由此可見，對外生環(huán)境變量直接進行回歸計算而來的機會不平等，實際上包含了環(huán)境因素對結果的直接作用和通過努力變量而影響結果的間接作用，因此回歸模型對努力變量的遺漏其實是合乎情理的，且無論數據中能否觀測到努力變量都應當將其忽略(Ferreira和 Gignoux，2014)。

在以上回歸模型中，給定環(huán)境矩陣C，y的條件期望可表示為：

由此可見，函數I(·)的形式是測度的關鍵，取決于分析范圍和因變量類型。

本文研究涉及到的結果變量均為二分變量或定序變量，考慮到對于定序變量，通過對變量每個等級進行二分，實際上等同于二分變量(Juárez和 Soloaga，2014)，因此本文借鑒 Barros 等(2008)的方法使用相異指數(Dissimilarity Index)來測度結果變量的機會不平等函數，即：

將結果變量的真實值 y代入不平等的測度函數 I(·)，并用式(14)與之相除，即可得到本文對機會不平等的相對測度：

需要注意的是，只有函數I(·)既可以應用于真實結果變量y，又可以應用于時，才可進行機會不平等的相對測度。

三、變量選擇與描述統(tǒng)計

（一）數據來源

本文數據來源于 S大學經濟類專業(yè)本科生的畢業(yè)去向統(tǒng)計匯總。一方面，S大學是一所在全國范圍內招生的高校，能夠體現樣本學生的地域差別；另一方面，經濟類專業(yè)作為理論性和應用性兼具的學科，其本科生的就業(yè)選擇范圍十分廣泛。因此，選擇 S大學經濟類專業(yè)的本科生畢業(yè)去向數據，具有較好的代表性。在剔除核心變量缺失的個體后，本文樣本包括2008——2015屆8個年級的2061名學生。該數據包含學生的畢業(yè)去向信息、個人基本信息、家庭背景信息(包括父母的工作、家庭經濟條件、家庭人數等)、學生的高考入學成績、所在專業(yè)和年級等方面的詳細信息，為本文實證檢驗提供了充分的數據基礎。

（二）變量設計

1.被解釋變量

從畢業(yè)去向的決策順序來看，大學生首先會考慮“是否讀研”，此時被解釋變量為二值選擇，定義讀研為 1，不讀研為 0；在讀研的群體中，可進一步細分為“國內讀研”和“國外讀研”，故此時被解釋變量依然為二值選擇，前者定義為 1，后者定義為 0；而在不讀研的職場就業(yè)群體中，其面臨的選擇按照從穩(wěn)定到不穩(wěn)定的次序可細分為政府、大型國有企業(yè)、外企民企等其他企業(yè)和未找到工作四種類型，此時被解釋變量為定序變量，依次定義為1、2、3和4。

2.解釋變量

根據經典的機會不平等理論，本文的解釋變量主要考慮兩方面的影響：一是環(huán)境因素，重點考察家庭背景方面的環(huán)境因素，包括父母的工作類型(Father_Job和Mother_Job)、家庭人均收入(Household_Income)和家庭規(guī)模(Household_Size)；二是個人努力程度，使用大學期間百分制績點(GPA)來表示。需要注意的是，考慮到家庭人均收入、父母親的工作類型和家庭規(guī)模之間存在較強的相關性，且引入模型可能會產生多重共線性，故本文在構建模型之前進行了相關性檢驗和 VIF檢驗，證明模型不存在多重共線性問題。由于最后一期數據統(tǒng)計于2015年，故模型中所有收入變量均通過居民消費價格指數(CPI)轉換為2015年的等價收入。

3.控制變量

其一，考慮到大學生的畢業(yè)去向很可能與當年的宏觀經濟和政策環(huán)境相關，本文控制了時間趨勢。其二，通過家庭所在地是否位于東部省份來控制地域特征，通過個體的民族、戶口、性別和年齡來控制人口學特征。值得注意的是，由于引入了時間趨勢，個體年齡必然與時間變量存在強共線性，因此模型把學生實際年齡轉化為入學年齡。《中華人民共和國義務教育法》規(guī)定：“凡年滿六周歲的兒童，不分性別、民族、種族，應當入學接受規(guī)定年限的義務教育。條件不具備的地區(qū)，可以推遲到七周歲入學?！币虼?，六周歲和七周歲均為正常入學年齡，按照此標準推算到大學所在年級，把入學年齡變量設置為晚入學、正常入學和早入學三個類型。其三，本文還對專業(yè)、高考文理分科和高考成績進行控制，以保證GPA的不同來自大學期間的努力程度，而非專業(yè)差異和個人學習天賦。由于各省份高考難度、分值設置以及分數線均存在較大差異，因此將高考成績變量轉化為高出所在省份本科一批(區(qū)分文理科)分數線的分數百分比。

（三）變量的描述性統(tǒng)計

表1給出了所有變量的說明與統(tǒng)計描述。

從經濟類專業(yè)大學生的畢業(yè)去向來看，選擇讀研的人數占總樣本的 46.34%，說明隨著高等教育擴招，讀研已經成為大學畢業(yè)生一個相對普遍的選擇，其中，留在國內讀研相對海外留學更有吸引力，67.64%的畢業(yè)生選擇國內讀研；而在直接進入勞動力市場的畢業(yè)生中，進入民企和外企等其他企業(yè)工作的人數最多，占比高達 41.41%，大型國有企業(yè)次之，政府部門最少；同時，仍有 13.56%的畢業(yè)生未找到工作，處于失業(yè)狀態(tài)，表明當前本科畢業(yè)生所面臨的勞動力市場競爭較為激烈，就業(yè)形勢相對嚴峻。

在反映環(huán)境因素的家庭背景變量中，父母親的工作狀況存在較大差異：與父親相比，母親失業(yè)或下崗的比例要高出 8.49%，而在政府、企事業(yè)單位擁有正式工作的占比則低出 7.33%，務農、個體經營、勞務等非正式工作占比差別不甚明顯，均在 35%左右，這一差異表明父親在家庭社會資本積累和經濟支持方面發(fā)揮了更大作用。家庭規(guī)模變量顯示樣本家庭人數均值為3.64，說明在多年實行計劃生育的政策背景下，大學生家庭規(guī)模整體偏小。家庭人均月收入均值1405.35元，低于2015年國家統(tǒng)計局公布的全國居民人均可支配月收入(1830.5元)；其標準差為1976.24，數據離散程度較大，進一步計算得出樣本收入的基尼系數約為0.49，不僅高于收入分配差距的“警戒線”(0.4)，而且也高于我國歷年同期基尼系數，表明樣本個體的家庭經濟狀況存在較大差距。

表1 變量說明與樣本描述性統(tǒng)計

續(xù)表1

四、基準回歸結果

本文首先運用基準回歸模型，綜合考察以家庭背景為主的環(huán)境因素與努力程度對大學生畢業(yè)去向的共同影響，從而明晰樣本群體畢業(yè)去向的基本影響因素；在此基礎上，進一步根據時間趨勢劃分樣本進行分階段分析，以對比不同階段機會不平等的變化；同時，還基于樣本特征劃分異質性群體，探究機會不平等對不同群體的影響差異。

（一）基準回歸分析

根據機會不平等的核心思想與公式(1)，大學生畢業(yè)去向(Y)是環(huán)境因素、努力程度和其他不可觀測因素的函數，故本文的基準回歸模型可設定為：

其中，Yi表示個體i的畢業(yè)去向，并通過被解釋變量分別為“是否讀研”、“是否國內讀研”和“就業(yè)選擇”的三個模型來展示回歸結果；t表示時間趨勢。根據被解釋變量的類型，除“就業(yè)選擇”模型采用 Ordered Logit回歸以外，其余兩個模型均采用二值Logit回歸進行估計。需要注意的是，本文對多分類自變量(如專業(yè)、父母工作類型等)，采用一系列虛擬變量的形式進行處理；同時，在本文重點關注的家庭背景變量中，考慮到父母擁有正式工作的樣本量較大，且正式工作帶來的影響有可能與失業(yè)和非正式工作均存在顯著區(qū)別，故以“正式工作”作為參照組有可能呈現更好的效果。表2分別報告了三個模型的基準回歸結果。

首先，“是否讀研”的二值 Logit估計結果顯示：其一，母親工作和家庭人均月收入是影響大學生是否選擇讀研的家庭背景因素。一方面，相對于正式工作，母親失業(yè)或下崗和從事非正式工作均不利于子女獲得研究生教育，但是從估計系數來看，失業(yè)或下崗存在更大的消極影響，這恰好印證了趙穎(2016)的研究結論，即父母下崗會推遲子女的教育獲得；另一方面，家庭收入狀況越好，子女讀研的可能性越大。以上兩個效應背后的原因，不僅在于優(yōu)渥的家庭環(huán)境會為子代提供更優(yōu)質的教育資源和社會及文化資本(仇立平和肖日葵，2011)，而且教育期望等社會心理變量也是家庭背景影響教育獲得的重要中間變量(Sewell 等，1970)，即家庭社會經濟地位越高的子女獲得教育的期望也越高，且這種期望最終會轉化為教育獲得的優(yōu)勢。其二，家庭人數越多，子女越不可能讀研，但是在獨生子女占據主導比例的這一代畢業(yè)生中，這一結論并不顯著。其三，以 GPA來衡量的個人努力程度對讀研選擇產生了顯著的促進作用，即大學期間的學習績點越高，讀研的可能性越大。進一步觀察時間趨勢的估計結果，可以發(fā)現學生的繼續(xù)深造與時間存在很強的相關性，相對于參照組“2008屆”學生，其他年級的學生均更加傾向于攻讀研究生，2013屆讀研的傾向達到了最高，是2008屆讀研幾率(odds)的5.21倍；盡管2014屆和2015屆的估計系數較之2013屆有所回落，但依然遠遠超過2008—2012屆，說明大學生越來越青睞繼續(xù)攻讀研究生，而我國高校研究生的大規(guī)模擴招也滿足了這一教育需求，因此畢業(yè)生讀研的時間趨勢愈加明顯。其四，在控制變量中，學生的文理科是一個顯著的影響因素，理科生更可能繼續(xù)讀研，個別專業(yè)如“金融數學”的學生，可能由于其專業(yè)的特殊性導致其更大的讀研可能性。

其次，對“是否國內讀研”二值 Logit估計結果的理解，可以通過與“是否讀研”估計結果的比對來進一步強化。與“是否讀研”不同的是，在家庭背景因素中，除了母親工作未通過顯著性檢驗外，父親工作、家庭人均月收入和家庭規(guī)模均對學生在國內讀研產生了顯著影響：相對非正式工作來說，父親擁有一份政府或企事業(yè)單位的正式工作，子女更可能選擇國外讀研；同時，更好的家庭收入狀況和更小的家庭規(guī)模也促進了學生出國讀研。在這里，有兩個有趣的現象值得思考。一是母親的工作地位越高，對子女讀研越有利，對是否出國讀研沒有顯著影響；而父親的工作地位對子女讀研沒有顯著影響，卻促進了子女出國讀研。這一差異表明，母親的社會經濟地位對子女繼續(xù)教育的影響毋庸置疑；但相對讀研來說，出國深造需要更多的家庭支持。二是家庭規(guī)模對讀研沒有顯著影響，但是明顯抑制了出國讀研的可能性。一般來說，更大的家庭規(guī)模意味著更重的家庭負擔，大家庭中的子女得到資源可能會更少。這一差異表明，雖然家庭經濟條件是一個約束因素，但這至少不是來自大家庭學生放棄國內讀研的根本原因；相對國內讀研來說，出國深造的確會產生更大的家庭經濟壓力，存在更為嚴重的機會不平等，這一點從兩個模型對數化“家庭人均月收入”估計系數的對比中也可得到印證。與“是否讀研”相同的是，GPA同樣會對大學生是否在國內讀研產生顯著影響，其估計系數表明，大學期間更加努力且獲得更好成績的學生更可能選擇在國內讀研。在控制變量中，早入學和少數民族的學生更可能出國讀研；出國讀研同樣與專業(yè)有關，金融工程、金融數學、金融學和經濟學這四個專業(yè)的學生相對來說更有可能出國讀研；但是，隨著國內教育水平和出國讀書成本的同時攀升，出國讀研并不存在明顯的時間趨勢。

最后，從被解釋變量為不讀研、進行就業(yè)選擇的回歸結果中可以看出，在主要解釋變量中，父親工作和大學期間 GPA對畢業(yè)生的就業(yè)去向存在顯著影響。父親擁有政府、企事業(yè)單位的正式工作，其子女更傾向于體制內就業(yè)。個人努力程度同樣對進入政府、事業(yè)單位和大型國企等體制內單位發(fā)揮了積極作用，但是從估計系數來看，GPA對就業(yè)的影響程度明顯小于對讀研的影響。在控制變量中，男生相對女生來說更可能進入體制內工作單位；高考成績越好的學生，越可能體制外就業(yè)；同時，畢業(yè)生的就業(yè)去向同樣呈現明顯的專業(yè)差異。

表2 基準回歸估計結果

續(xù)表2

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了保證回歸結果的可靠性，本文對表2的基準回歸進行如下穩(wěn)健性檢驗。

其一，采用逐步引入解釋變量的方法初步檢驗模型設定的穩(wěn)健性。首先方程 1只引入家庭背景變量，方程 2中加入個人努力程度變量，方程 3根據變量設計中對努力程度的控制，進一步納入專業(yè)、文理分科和高考成績變量；在此基礎上，方程 4控制時間趨勢、地域特征和人口學特征變量，即得到表2中完整的基準回歸方程。從表3整理的檢驗結果來看，方程1～方程4通過逐步引入解釋變量后，主要解釋變量的系數方向和顯著性均無明顯變動，且方程的準擬合優(yōu)度(Pseudo R2)均逐漸增大，表明擬合程度越來越好。

其二，對核心解釋變量采用不同的操作性定義。(1)父母工作由分類變量轉變?yōu)槎肿兞?，將原變量賦值中的“失業(yè)或下崗”與非正式工作合并，定義為“1＝政府、企事業(yè)部門的正式工作，0＝無正式工作”；(2)家庭規(guī)模根據家庭人數劃分為三個等級：家庭人數不超過三人則定義為“1＝小家庭”，四口之家定義為“2＝中家庭”，五人及以上為“3＝大家庭”；(3)家庭人均月收入和個人努力程度則根據 25%和 75%兩個分位數劃分為定序變量，即變量賦值分別為“1＝低收入，2＝中等收入，3＝高收入”和“1＝較差，2＝中等，3＝優(yōu)秀”。如表3中方程5所示，在核心解釋變量不同的操作性定義下，其估計結果依然與表2的結果保持一致，體現了基準回歸結果的穩(wěn)健性與可信性。

（三）分階段分析

在基準回歸分析中，不難發(fā)現大學生無論是選擇讀研還是選擇就職，均具有明顯的時間趨勢。為了對比機會不平等在不同時段的變化，并保證每個階段的樣本量滿足估計有效性的需要，在此將整個樣本時期劃分為2008—2011屆和2012—2015屆兩個階段，其對比回歸結果如表4所示。

表4 主要解釋變量的分階段估計

表4的回歸結果表明，個人努力程度對兩階段的所有被解釋變量均存在十分顯著的影響；對數化家庭人均月收入的估計系數在兩個階段中并未呈現出明顯差異，表明更高的家庭收入對讀研和國外讀研均具有積極作用。與之不同，在兩個時段中出現明顯差異的變量是父母親的工作和家庭規(guī)模。2008—2011屆學生的父母親工作對畢業(yè)去向沒有顯著影響，但是2012—2015屆卻出現了截然不同的情況：父親擁有正式工作，子女更可能選擇讀研(特別是到國外讀研)或者選擇體制內工作，而母親失業(yè)或下崗則明顯抑制了子女的讀研選擇。家庭規(guī)模在兩個時段的估計系數差異則表明，大學生的畢業(yè)去向與家庭規(guī)模的關系正在弱化，第一階段來自大家庭的學生更不可能國外深造或者進入體制內工作，第二階段這一影響已經消失，說明與家庭規(guī)模相關的機會不平等問題可能由于生活條件的逐步優(yōu)化和父母更加注重子女的教育等原因逐步得到解決。

（四）異質性分析

為了進一步探討家庭背景等環(huán)境因素對不同異質性群體的影響，本文還根據性別和地域對全樣本進行劃分，分別進行回歸，其估計結果見表5和表6。

表5 基于性別差異的異質性分析

從性別差異來看，女生群體的畢業(yè)去向與更多的家庭背景變量相關，且產生影響的具體因素也與男生群體存在明顯差異。從父母的社會地位來看，父親的工作對男生群體無明顯影響，而母親擁有正式工作提高了其讀研的可能性；與之相反的是，父親在政府、企事業(yè)單位就業(yè)促進了女生讀研(特別是出國讀研)和進入體制內工作，而母親的工作對她們的畢業(yè)去向并未產生顯著影響。這一差異表明，在個人發(fā)展中，父親的社會角色對女兒更重要，而母親的社會角色對兒子更重要。從其他因素來看，更好的家庭經濟條件有利于男生群體出國讀研，男生就業(yè)的類型與家庭背景并不存在明顯關聯，只與大學期間的學習努力程度有關；家庭經濟條件對女生群體讀研和出國讀研的選擇均存在約束作用，更大的家庭規(guī)模也限制了女生出國讀研的可能性。以上分析表明，家庭經濟條件對男女生繼續(xù)深造來說，均是一個非常重要的影響因素，且對女生群體的影響更大。從就業(yè)選擇來看，男生群體的就業(yè)選擇幾乎與機會不平等無關，只會受到個人努力程度的影響；而女生群體則會同時受到以父親工作為代表的家庭背景和個人努力程度的雙重影響，也暗示了女生在勞動力市場中可能面臨一個相對更不公平的競爭環(huán)境。

從區(qū)域差異來看，東部省份與中西部省份存在非常明顯的差異，家庭位于東部省份的學生畢業(yè)去向更易受到家庭背景的影響。具體來說，來自中西部地區(qū)的學生是否讀研與家庭背景幾乎無顯著關系，但對東部地區(qū)學生來說，母親擁有更穩(wěn)定的工作、家庭經濟條件更好都會促進其讀研；影響出國讀研的因素也同樣存在明顯的地域差異，即家庭人均月收入越高、家庭人數越少，來自東部省份的學生越有可能出國讀研，而中西部省份學生出國讀研的可能性僅與家庭經濟條件存在正向關系；無論是哪個地域的學生，就業(yè)類型均只與上一代的工作類型有關，其差異僅在于來自中西部的學生就業(yè)更多受到母親工作影響，即母親工作穩(wěn)定性越高，孩子越傾向于在體制內工作，而來自東部的學生就業(yè)受父親工作影響更明顯，且與前者作用方向相反，這表明雙親角色在畢業(yè)生職業(yè)選擇方面的代際傳遞作用存在地域差異。

表6 基于地域差異的異質性分析

五、畢業(yè)去向機會不平等的家庭因素構成和異質性分解

（一）機會不平等的家庭環(huán)境因素構成和貢獻率

為了充分理解機會不平等現象的構成與分布，有必要在基于事前法計算來自家庭環(huán)境因素的總體機會不平等的基礎上，將總體不平等拆分成各個環(huán)境因素的貢獻率。

如前文理論模型部分所述，事前機會不平等的回歸估計需將環(huán)境因素與結果聯系起來，故在進行分解前，首先要設定一個環(huán)境變量與結果變量的回歸模型，即需剔除基礎回歸模型中的努力程度變量，并篩選出對被解釋變量影響顯著的環(huán)境因素重新設定回歸方程，進而計算每個環(huán)境因素對總體不平等的平均邊際效應。對此，本文采用由Shorrocks(2013)提出、Hoyos 和 Narayan(2011)及 Fajardo-Gonzalez(2016)加以推廣和采用的Shapley分解法進行拆分，其核心思想是由于環(huán)境因素之間存在相關性，當一個環(huán)境因素被添加到若干不同的初始環(huán)境集合中時，識別機會不平等的大小會發(fā)生多大的變化。這種由于增加某個環(huán)境因素而導致的不平等程度變化可以被視為該環(huán)境因素對機會不平等的貢獻率。

具體來說，當環(huán)境因素 c被添加到初始環(huán)境集M時，本文不平等測度函數相異指數I(·)的變化可表示為：

其中，C表示包含n個環(huán)境變量的全集，S是全集C除c之外的子集，內含s個環(huán)境變量；I(S)和分別表示子集S及其添加環(huán)境變量c后的相異指數。

若令I(C)表示全集下的相異指數，可分解得到環(huán)境c對總體不平等的貢獻為：

由此可見，與其他分解方法相比，Shapley因素分解模型具有明顯的優(yōu)勢，即不僅與順序無關，而且分解得出的各部分之和即為總體機會不平等(Juárez和 Soloaga，2014)。盡管 Shapley分解不屬于因果關系范疇，但仍可從中明確各個環(huán)境因素的相對重要性大小。

根據表7，在對“是否讀研”進行 Shapley分解后，可以發(fā)現“母親工作”和“家庭人均月收入”是兩個顯著影響讀研的家庭環(huán)境因素，二者解釋了全樣本群體 28.16%的讀研差異，其中“母親工作”的相對貢獻率高達 57.63%，超過了“家庭人均月收入”的貢獻率(42.37%)。進一步分時間段的分解結果還顯示，在2012—2015屆學生讀研的異質性中，28.12%源自群體的家庭背景差異，而 2008—2011屆學生中這一比例僅為15.43%，表明在讀研選擇上，與家庭背景相關的機會不平等正在加??；與此同時，2012—2015屆學生中父母工作的作用開始顯現，分別貢獻了 51.66%和 10.45%，并成為機會不平等的主要來源。上述分析表明，對畢業(yè)生選擇讀研、獲得研究生教育來說，父母親的社會資本發(fā)揮了重要作用，其影響甚至超過了經濟因素。

在對“是否國內讀研”進行分解后，則可以得到如下結論：第一，無論是全樣本還是分階段樣本，“是否國內讀研”受機會不平等的影響程度較“是否讀研”更為顯著。全樣本中家庭背景造成的機會不平等解釋了高達 39.86%的海內外讀研差異，2008—2011屆和 2012—2015屆家庭背景對讀研去向異質性的解釋力度雖低于全樣本，但也分別達到了 32.93%和 36.26%，大大高于“是否讀研”。第二，無論是全樣本還是分階段樣本，家庭經濟條件都是最主要的機會不平等來源，其在三個樣本中的比重分別為49.97%、50.02%和 65.78%，這顯然與出國讀研花費巨大有關。第三，分階段對比來看，2012—2015屆學生所面臨的機會不平等強度依然明顯高于 2008—2011屆學生，這與“是否讀研”的估計結果一致，再次印證了大學生畢業(yè)去向的機會不平等問題正在加劇這一事實。

表7 機會不平等的Shapley因素分解(%)

（二）機會不平等的群體異質性分解

在對回歸模型的機會不平等進行因素的權重分解之后，本文采用 Oaxaca模型分解了不同群體之間機會不平等的差異來源。這是因為，產生機會不平等的必要條件在于人們面臨不同的環(huán)境，而環(huán)境因素能夠對結果變量產生影響。因此，群體之間存在機會不平等差異可能源自結構效應(Composition Effect)，即群體所處環(huán)境本身存在的差異，也可能源自關聯效應(Association Effect)，即環(huán)境影響結果過程中存在的差異。Oaxaca分解的原理是首先計算群體的實際機會不平等，然后計算其他群體機會不平等的反事實估計值，通過二者對比確定機會不平等主要來自結構效應還是關聯效應。本文采用的不平等測度函數 I(·)為相異指數，以性別群體為例，分別用來表示男生和女生群體所面臨的環(huán)境因素和關聯系數，那么二者相異指數之差可表示為：

從前文結果來看，總樣本的機會不平等存在明顯的性別和地域異質性，因此本文的 Oaxaca分解模型也分別根據這兩個維度劃分子群，進而明晰性別和地域特征群體機會不平等的差異及其來源。需要注意的是，機會不平等的Oaxaca分解無法進行被解釋變量為定序變量的模型分解，因此本文對“就業(yè)選擇”的賦值做出修改，從定序變量轉化為二值變量，即把“1＝政府”和“2＝大型國有企業(yè)”替換為“1＝體制內就業(yè)”，把“3＝外企、民企等其他企業(yè)”和“4＝未找到工作”替換為“0＝非體制內就業(yè)”。

表8展示了基于 Oaxaca方法的群體分解結果，其中“分布”表示群體所處的環(huán)境，“系數”表示群體的環(huán)境與結果之間的關聯。因此，二者對應同一群體的數值表示該子群體的實際機會不平等估計，比如分別代表男生和女生群體的機會不平等；若對應不同群體，則表示利用某一群體的系數和另一群體的環(huán)境所進行的反事實估計，比如表示利用女生群體環(huán)境與結果之間的關聯系數對男生所處環(huán)境進行的反事實估計。

對性別群體的分解結果顯示，在讀研、國內讀研和體制內就業(yè)三方面，男生群體的機會不平等估計值分別為 0.3023、0.4615和 0.0463，女生則為 0.2617、0.3758和0.0431，表明男生群體受到機會不平等的影響程度高于女生。同時，三個模型中反事實估計值基于分布的差異相對較小，而基于系數的差異明顯更大，表明男女之間的機會不平等差異主要來自關聯效應，而非結構效應。

表8 機會不平等的Oaxaca群體分解

與性別差異不同，讀研和體制內就業(yè)的地域差異主要源自關聯效應，而海外讀研的地域差異則更多源自結構效應。具體來說，在“是否讀研”方面，畢業(yè)生之間的機會不平等主要源自關聯效應，即家庭背景對畢業(yè)去向結果的影響；而在“是否國內讀研”方面，情況則恰恰相反，基于分布的反事實估計值與機會不平等真實值差異相對更大，表明來自東部省份與中西部省份畢業(yè)生之間的機會不平等差異主要源自結構效應，即學生家庭背景本身存在的差別。實際上，這一分解結果是合乎邏輯的。一方面，正如前文所證實，學生是否讀研和是否體制內就業(yè)均與父母工作類型的關系更大，而即使在同樣的家庭經濟條件下，仍有可能由于地域文化和職業(yè)偏好的不同而導致學生選擇不同的畢業(yè)去向。另一方面，我國中西部與東部地區(qū)經濟發(fā)展存在較大差距，而出國讀研明顯受制于經濟約束，因此選擇國內讀研還是海外讀研的主要因素是學生所在家庭能否給畢業(yè)生提供足夠的經濟支持。通過對子群體的真實估計值進行比較，我們還可以發(fā)現，在出國讀研方面，來自東部地區(qū)的家庭存在更嚴重的機會不平等，而中西部地區(qū)家庭的學生則在是否選擇讀研和是否體制內就業(yè)問題上受到機會不平等的影響更深。

六、結論與政策啟示

本文以 Roemer的機會不平等理論為理論基礎，利用 S大學經濟類專業(yè)本科生畢業(yè)去向統(tǒng)計數據，基于 Logit回歸模型分析了家庭背景因素和努力程度對畢業(yè)去向的整體影響、分階段影響及其群體異質性。在此基礎上，構建環(huán)境因素(家庭背景)與結果變量(畢業(yè)去向)的回歸模型，采用Shapley因素分解模型和Oaxaca群體分解模型對樣本機會不平等的來源和構成進一步探析。結果表明：(1)除努力程度對讀研、國內讀研和體制內就業(yè)均存在正向作用外，家庭背景對大學生畢業(yè)去向也存在顯著影響。樣本的讀研和海外讀研差異的 28.16%和 39.86%來自家庭背景，其中母親工作狀況和家庭經濟條件是最主要的機會不平等來源；樣本的職業(yè)選擇也存在明顯的代際傳遞性，父親擁有正式工作，子女更傾向于體制內就業(yè)。(2)從機會不平等隨時間變化的發(fā)展趨勢來看，家庭背景帶來的機會不平等正在加劇，雖然經濟因素和家庭規(guī)模在讀研和海外讀研方面的作用分別出現弱化，但父母工作對畢業(yè)去向的影響開始顯現，甚至成為現階段研究生教育獲得最主要的機會不平等來源。(3)機會不平等存在明顯的性別和地域異質性，其中性別差異主要來自家庭背景對畢業(yè)去向的影響不同，出國讀研的地域差異則主要來自家庭背景本身的差別。其中，父親擁有正式工作對女生的發(fā)展影響更大，其讀研、出國讀研和體制內就業(yè)的可能性都隨之提高，而母親的正式工作對男生影響更大。與男生僅出國讀研受到家庭經濟條件約束不同，女生的讀研和出國讀研選擇都會受到家庭背景的更深程度影響。

本文研究進一步證實，即使在獲得同樣的高等教育之后，其教育結果之中也包含嚴重的機會不平等。高等教育作為人力資本投資的一種有效方式，本應起到提高社會經濟地位、促進階層流動的作用，但機會不平等的擴大無疑令這種投資的收益大打折扣。由此可見，在高等教育及之后階段的繼續(xù)深造和就業(yè)方面，政府各部門應進一步完善現行的教育政策和就業(yè)政策，以確保實現合理分配社會資源、保障公共品的公平使用等基本目標，完善包括機會公平在內的社會公平保障體系。

上述分析的政策含義在于，其一，政府部門有必要提供更多、更優(yōu)質的公共教育資源，以彌補弱勢家庭代際傳遞的社會文化資本作用的缺失。同時，在高等教育階段，針對近年來高校中部分學生存在的學習動力不足現象，今后應通過教育教學改革，嚴格考試和學分管理，提高人才培養(yǎng)質量和就業(yè)競爭力，并強化個人努力程度對高等教育結果的貢獻。其二，保障勞動力市場的健康發(fā)展，保證公平公正的就業(yè)競爭環(huán)境和穩(wěn)定有序的市場秩序，健全和完善政府、事業(yè)單位及國有企業(yè)等體制內機構的公開招聘制度，消除當前勞動力市場中的代際傳遞問題以及與就業(yè)歧視相關的各類“隱形門檻”，真正實現社會的機會公平與結果公平。其三，在研究生教育方面，家庭經濟能力仍然是制約大學生獲得研究生教育(特別是海外留學)機會的一個重要因素，所以對來自農村和中西部地區(qū)的貧困生源應進一步給予經濟補貼和獎助。