一、导言

作为社会分层的一个重要变量，教育分层一直是社会学界长期关注的核心议题之一。既有文献大多关注中高等教育分层，对进入大学后的教育分层则缺乏必要的关注。¹在早期对西方发达国家的研究中，以邓肯(Duncan，1967)、唐启明(Treiman，1970)和布东(Boudon，1974)为代表的学者断言，随着现代化、工业化的不断推进，教育获得的阶层不平等将逐渐下降，这引起学界的持续争论。以沙维特等学者为代表的一方认为，在基础教育基本普及和教育扩张的背景下，更高阶段教育的阶层分化得到维持和不断扩大(Shavit and Blossfeld, 1993；Shavit, et al., 2007；Haim and Shavit, 2013)；以布林为代表的另一方则坚称，更高教育阶段分层并不太明显，而且不平等水平在逐渐下降(Breen, et al., 2009；Breen, 2010a, 2010b)。

尽管争论双方仍然在通过新的经验资料不断验证各自已有的结论，但都没有针对研究生教育阶段进行专门的详尽考察。这一方面可能是由于数据限制，另一方面是因为国际学界对大学后的教育分层的重要性缺乏共识。令人欣喜的是，最近几年，有几项经验研究开始从研究生教育获得角度回应上述争论，发现研究生教育阶段的阶层分化效应仍然很显著(English and Umbach, 2016；Wakeling and Laurison, 2017)。现在，越来越多的学者开始主张，要把教育分层研究的视野和重点拓展到研究生教育阶段(Posselt and Grodsky, 2017)。

进入21世纪后，中国高校每年的毕业人数呈快速上升趋势，由2000年的90.5万增长至2016年的704.2万，年均增长42.4%；与此同时，研究生招生人数从2000年的12.8万增长到2016年的66.7万，增长了5倍多；出国留学人数²从2000年的3.9万增长到2016年的54.45万，翻了近14倍(见图 1)。这一变化，尤其是大学后高等教育(国内读研和出国留学)的持续发展，对中国高等教育分层乃至社会分层的重要影响不可忽视。我们据此认为，在社会转型和高等教育大变革的背景下，将中国教育分层的研究从“进入大学”扩展至“进入大学后”，具有重要的理论意义和政策价值。

本文主要讨论进入大学后的教育分层现象，重点关注大学生的毕业意向，具体分为工作、在国内读研和出国留学三种类型。³后两种又可归为升学意向，反映大学生个体的教育期望(educational expectations)或教育抱负(educational aspirations)。沿循着地位获得研究传统(Blau and Duncan, 1967)，有学者提出著名的“威斯康辛模型”，即作为家庭背景与教育获得的中间机制，教育期望对个体的教育结果有显著的预测作用，是教育获得最有效的预测变量(Sewell, et al., 1970；Jacob and Wilde, 2010；Xu，2016)。我们由此认为，大学生的毕业主观意向是测量其毕业客观去向的一个相对理想指标。此外，与研究不同去向的毕业生之间的差异相比，研究大学生的毕业意向具有更大的理论和实践价值，原因在于，主观意向不仅反映个体和环境的影响效果，还能够加以干预和改变，从而具有潜在的政策涵义。所以，对大学生毕业意向探讨是扩展已有教育分层研究视野合适且重要的切入点。

近年来，国内学者也开始关注学生的教育期望研究，但研究对象主要是初中生和高中生，而且缺乏历时性的考察(王甫勤、时怡雯，2014；吴愈晓、黄超，2016)。本文将利用来自北京某重点高校的十年(2007—2016)历时调查数据讨论大学生的毕业意向，刻画过去十年间大学生毕业意向的特点和变化趋势，从个体能力、家庭背景等微观因素和社会经济等宏观因素出发，分析影响大学生毕业意向的因素和机制，从而将现有教育分层研究从“进入大学”拓展至“进入大学后”，以期更加完整地理解和把握中国高等教育发展的社会分层效应。

二、文献与假设 (一) 从微观机制到宏观因素

教育分层研究已成为当代社会学关注的一个重要领域，教育分层的实质是教育不平等，其核心议题是“什么阶层的人获得了(更好的)教育”。目前的教育分层研究大致可分为两种类型：一类关注进入大学前的教育阶段，针对的是中高等教育分层，主要关注学生家庭背景等先赋性因素对教育分层的作用；另一类则聚焦进入大学后的教育阶段，考察接受大学教育的分层后果，在家庭背景之外，还重点探讨学生个体能力等自致性因素对教育分层的影响(Posselt and Grodsky, 2017)。

两类研究的背后是社会分层领域由来已久的争论：“现代化假设”与“社会再生产命题”。⁴两者既有共识，也存差异。一方面，就共时态而言，它们都强调个体因素和家庭背景会对个体的教育获得产生显著影响；另一方面，从历时态的角度看，对于现代化进程中个人能力和家庭背景影响机制的变化，两者的观点截然相反。

上述研究尽管是从宏观背景入手进行教育分层的探讨，但仍属于从个体和家庭背景等微观层面对教育获得机制的分析，而且主要是基于西方现实，对于中国情境下的宏观环境因素(包括社会经济、高等教育变迁等)所带来的直接影响则无法涵盖(李煜，2006；刘浩、钱民辉，2015)。

进入21世纪，尤其是近十年来，中国的社会经济和高等教育经历了更加深刻的变革，经济发展方式转型、高等教育进一步扩张，以及教育市场化改革深入推进等宏观环境的变化，都对教育资源分配产生了深远影响(吴愈晓，2013)。因此，有必要把影响教育获得的宏观环境因素与个体及家庭背景等微观因素综合起来考虑，以便能更深入完整地理解中国教育不平等的变化趋势和影响机制。

(二) 工作，还是深造

如前所述，本文讨论的大学生毕业意向主要分为三种：工作、国内读研和出国留学。国外研究对大学生升学选择的关注较早也较为集中。已有研究主要关注个体人口学特征、社会经济背景、个体的学习能力和学业表现等变量的影响。梅尔等的早期经验研究在这一领域具有开创性意义，他们发现，进入大学后，个体性因素对大学生选择升学具有显著影响，家庭背景因素对大学生是否升学则没有显著影响(Mare，1980；Stoltenberg，1994)。之后，该领域的研究不断推进。大部分研究发现女性和少数族裔在大学后的教育阶段处于一种不利状态(Perna，2004；Zhang，2005；Malcom and Dowd, 2012)；来自更好社会经济背景的学生通常更可能选择研究生教育(Mullen, et al., 2003；Zhang，2005；Zarifa，2012；Wakeling and Laurison, 2017)，较好的学业表现对其获得研究生教育有显著正向影响(Sax，2011；Davis, et al., 2012；Zarifa，2012)；大学专业类型也对个体选择升学产生显著影响(Mullen, et al., 2003；Roksa and Levey, 2010；English and Umbach, 2016)。

国内关于大学生读研等选择的研究大约开始于2000年，也即高校大幅扩招之后。大部分研究发现，学业表现、家庭背景较好的大学生更倾向于选择读研(郑洁，2004；韩翼祥等，2007；鲍威、张倩，2009；李卫东，2009；尉建文，2009；沈亚芳、周若辰，2013；李忠路，2016；马良等，2016；权小娟、边燕杰，2017)。除了选择在国内读研之外，留学也越来越成为中国大学生继续深造的一种选择，学业表现和家庭背景对留学意愿具有正向贡献(陆根书等，2014；潘昆峰、蒋承，2015；权小娟、边燕杰，2017)。综上所述，我们提出本文的第一组假设：

假设1a(学业表现假设)：学业表现越好的大学生，越有可能选择深造(读研、留学)而不是工作。

假设1b(家庭背景假设)：家庭背景越好的大学生，越有可能选择深造(读研、留学)而不是工作。

(三) 读研，还是留学

随着近十几年来高校的持续扩招，大学入学率和研究生招生规模不断增加。由此，学界的研究焦点开始从量的覆盖到质的差异，即从“谁能获得教育”，逐渐转向区分精英大学与非精英大学的教育不平等，关注“谁获得了更好的教育”(梁晨等，2012；刘精明，2014；叶晓阳、丁延庆，2015；吴晓刚，2016)。但已有研究缺乏对出国留学，尤其是去海外接受高等教育这一重要教育现象的重视和讨论。我们认为，进一步区分在国内读研和去海外留学两种深造路径，有助于从一种新的角度来研究教育机会分配的状况和规律。从某种程度上来说，当今海外研究生教育可能更富竞争力。一方面，由于招生规模不断扩张，国内研究生的学历价值和培养质量日趋下降(毋改霞、易连云，2016)，加上社会大众对“洋学历”的推崇(侯利明，2015)，导致很多大学生通过选择出国攻读研究生学位来建立自己的竞争优势。另一方面，相比较而言，申请去国外留学，尤其是名校的研究生项目，对大学生的学习能力、研究经历和综合素质要求相对更高，因而其本身的竞争性往往更强。而且，有研究发现，在海外留学的中国学生用于学习和科研的时间更多，对海外研究生教育质量的评价也更高(李忠路，2014)。

因此，笔者想检验，是不是学业表现越好、家庭背景越好的学生，越会倾向于选择留学？一项新近研究发现，家庭背景越好的学生越倾向于去国外留学(李忠路，2016)。根据本文两个竞争性假设的逻辑，首先，我们认为，家庭背景较好的大学生，因为更能负担去国外留学的高昂学费，换句话说，去国外留学在某种程度上已成为优势阶层保持其阶层地位的重要路径，他们更倾向于去国外留学。其次，学业表现较好的大学生在申请国外留学方面的竞争性更强，更有可能申请成功，因而也更倾向于去选择留学。由此，推导出本文的第二组假设：

假设2a(学业表现假设)：学业表现越好的大学生，越有可能选择留学而不是读研。

假设2b(家庭背景假设)：家庭背景越好的大学生，越有可能选择留学而不是读研。

(四) 能力决定，还是家庭助推

按照布林和戈德索普(Breen and Goldthrope, 1997)的“教育决策理性行动理论”，我们不能忽视个体的能动性，需要探讨家庭背景对个体教育机会的影响是如何随着学业表现而变化的。有研究发现，进入大学后阶段，随着学业表现的提高，家庭背景对国内升学选择的影响逐渐减弱(李忠路，2016)。

按照“理性选择理论”，在面临升学选择时，个体及其家庭将会充分权衡风险与收益。目前国内研究生教育规模不断增大，读研机会大大增加，尤其是学业表现越好的学生，他们在读研竞争中越具有优势。尽管放弃工作的短期机会成本较高，但研究生学历会带来更长远的收益。此外，国内研究生教育收费相对较低，因此，就在国内读研这一选择而言，绩效主义可能更占主导，家庭背景，尤其是经济条件的影响将会随着学生学业表现的提高而减弱。

相反，去国外留学申请要求高，成功概率低，学业能力门槛也相对较高。更为重要的是，高昂的学费是出国留学无法回避的一个问题。只有家庭背景较好的学生，才能负担得起不菲的开销，也才具备思考是否出国留学的前提条件。因此，出国留学背后的权衡和选择更多体现的是再生产原则而不是绩效机制。由此，我们提出第三组假设：

假设3a(理性选择假设)：家庭背景对个体国内读研的影响将随着个体学业表现提高而降低。

假设3b(家庭维续假设)：家庭背景对个体出国留学的影响将不会因个体学业表现差异而变化。

(五) 微观机制的相对效应和历时变化

影响大学生毕业意向选择的两种微观机制(个体能力和家庭背景)，究竟哪个效应相对更大？另外，随着经济和社会大环境的波动，这种相对效应是否会发生变化？我们希望回答的问题是：过去十年，社会经济环境的阶段性变化给大学生毕业规划究竟带来了什么影响？

已有文献主要关注进入大学前的教育分层现象。对西方工业化国家以及苏联等前社会主义国家的大量研究发现，在过去几十年里，家庭背景对个体教育机会的获得持续发挥稳定的作用(Simkus and Andorka, 1982；Shavit and Blossfeld, 1993；Gerber，2000)。国内类似的历时研究也发现，中国教育资源分配更多受宏观层面因素的影响，而且教育获得机制从政治因素转向家庭背景(李春玲，2003；李煜，2006)。改革开放以来，中国的中高等教育机会分配不平等趋势并没有明显下降，也即，家庭背景对个体教育机会获得在持续产生影响(刘精明，2006；吴晓刚，2009；吴愈晓，2013)。本文认为，上述对“进入大学前”教育机会分配的大量研究构成了我们讨论“进入大学后”教育机会分配规律的重要基础，我们据此提出以下假设：

假设4a(家庭持续影响假设)：家庭背景对大学生深造意向发挥着持续稳定的作用。

假设4b(家庭相对效应假设)：与学业表现相比，家庭背景对大学生深造意向的影响效应更大。

(六) 宏观环境因素的影响

以上主要是从微观层面来回应以往教育分层领域的经典争论，而中国过去十年来在社会经济和高等教育等方面的宏观环境的变化已成为个体进行毕业规划和选择的重要约束和背景，因此，需要综合考虑微观因素与宏观因素的影响。

近十年以来，尤其是2008年的金融危机以来，中国经济发展从持续两位数的高速增长，开始换挡到中高速增长的新常态。经济增速放缓直接影响劳动力市场的活力，导致新增就业岗位减少，劳动力市场竞争压力加大。中国还大力倡导经济结构转型，这对劳动力的需求结构和具体技能都产生了深远影响。与此同时，自1999年开始的高校扩招使高校在校学生和每年的毕业人数屡创新高，在近十年来表现尤为明显。这一减一增，再加上劳动力市场深层结构的变化，给大学生及其家庭的毕业选择造成极大的压力和困扰(见图 2)。许多学生会选择延迟毕业或继续深造，在规避就业难的同时，继续提升自己的市场竞争力(王凯军等，2010；李春玲，2012)。

2013年，中国启动研究生教育投入机制改革，宣布从2014年秋季学期开始，全面推行研究生教育自费制度，⁵这标志着“免费读研”时代的结束，引发社会的普遍关注和讨论。为此，教育部分别于2013年的3月和4月作出回应，以期消除公众疑虑，并承诺通过等新的资助形式保障家庭经济地位处于弱势的学生继续研究生学业。⁶尽管如此，研究生教育收费制度的变化对大学生是否选择国内读研或多或少都会产生影响，需要一段时间来消化。而且，在研究生教育自费的大讨论中，由于政策没有真正落地，大学生接收多方面的信息后难以辨别，这种不确定性将对当年大学生的读研意向产生一定的负面影响。之后，由于政策实施后的资助水平较高而打消了公众顾虑，因此，该政策可能对之后大学生的读研意向没有显著影响。而对于家庭背景较好的学生来说，面对同样的经济和社会环境的变化，与其留在国内继续读研，不如选择到竞争性更强的海外留学。据此，我们提出如下的宏观环境假设：

假设5a(宏观环境假设一)：宏观发展环境越不利(经济发展速度降低、毕业生人数增多)，大学生越有可能选择深造而不是工作。

假设5b(宏观环境假设二)：研究生教育收费政策对当年大学生读研意向具有负向影响。

假设5c(宏观环境假设三)：宏观发展环境越不利(经济发展速度降低、毕业生人数增多)，家庭背景好的大学生越有可能选择留学而不是读研。

综上所述，本文提出五组研究假设，其中，前四组假设主要考察个体能力和家庭背景等微观层面因素对个体毕业意向影响的机制和效应，第五组假设则重点探讨宏观层面因素对个体毕业意向带来的影响。⁷下面，我们将利用一项历时抽样调查数据来逐一检验上述假设。

三、数据、变量与方法 (一) 数据

本文的数据来自北京某重点高校连续十年(2007—2016)的大学生问卷调查。该调查的对象为全日制在校本科生。具体抽样方法为：通过学校学生工作部获得全体学生名单并进行列表，然后遵循严格随机抽样的原则，使用SPSS软件的随机种子程序随机抽取样本，保证抽样学生在年级、性别、班级、专业、生源地等基本特征上的代表性。同时，在历年抽样过程中均采取下列做法，以保证最终调查结果的代表性：(1)由于扩招前后不同年级人数差异悬殊，每次调查均需要保证每个年级被调查人数在250人以上；(2)大四出勤率会显著低于另外三个年级，所以，大一到大三按照80%的出勤率抽取320人左右，大四按照50%的出勤率抽取500人左右。

2007年11月为第一次调查，此后每年秋季入学后的11月或12月都进行大规模调查。每年大概抽取1 000人左右的学生样本，最后的问卷有效回收率均很高。基本人口学变量描述统计结果显示，最后抽取的样本与总体保持高度一致。该项调查内容涉及大学生个人基本情况、家庭背景、思想状况、学习表现、校园生活、心理健康、情感恋爱、择业与创业等方面，其中包括本研究的核心变量——毕业意向。

本研究所涉及十年样本数分别为1 029个、918个、826个、1 126个、2 014个、1 298个、1 102个、1 008个、1 096个和1 260个，共同构成11 677人的大样本。对样本的基本分布进行描述时，我们重点关注三类毕业意向(工作、国内读研和国外留学)，而暂时没有把“无明确想法”(1 047人)的毕业生纳入。根据核心变量缺失情况，描述样本为8 502个。⁸在回归分析阶段，为了尽可能利用样本信息，也纳入了“无明确想法”的样本，我们根据多元Logit回归方程的特点，只呈现其他三类毕业意向的模型结果，最终有效回归样本为9 310个。描述性统计结果显示，两类样本的分布非常接近。⁹

(二) 变量操作化

1.因变量

本研究的因变量为大学生毕业意向，在问卷调查中的具体问题为“毕业后，您打算____？”。选项设置为“找工作”“考研”“准备创业”“出国留学”“目前还没有明确想法”和“其他”。根据本文的研究目的，我们将应答很少的“准备创业”(1.6%)和“其他”(0.72%)归为“就业”。最终毕业意向简化并编码为四类：1=“工作”，2=“读研”，3=“留学”，4=“没有明确想法”。

2.自变量

结合已有文献和本文给出的待验证假设，我们拟引入的自变量分为四个维度：学业表现、家庭背景、宏观环境和其他控制变量。

学业表现  现有关于大学生毕业意向的研究，多以大学生政治面貌、是否担任班干部、学习成绩等变量来衡量其学业表现，本文借鉴这种测量方法，将“学业表现”操作化为“是否为党员”(“是”=1)、“是否担任学生干部”(“是”=1)和“学习成绩”，其中，学习成绩(五级量表)按等级从低到高重新赋值为：“中下等=”1，“中等”=2，“中上等”=3。这三个变量均作为虚拟变量纳入模型。

家庭背景  家庭背景的含义较为宽泛，目前没有完全一致的测量方法，但要准确反映家庭客观社会地位，就应采取多元的客观社会地位测量方式。本文拟用“父母受教育年限”“父母职业”“自评家庭经济地位”“家庭兄弟姐妹数”等四个指标作为家庭背景的操作化指标。

父母的教育程度是现有研究中较为公认测量家庭文化资本的指标，本文将父母中教育程度更高的一方的受教育年限作为连续变量纳入模型。

父母的职业是测量家庭阶层地位的重要指标，本文根据现有研究对职业类别的分类传统，采纳父母职业地位中更高一方的数据，并将其合并为四类，从低到高依次重新赋值为1—4，作为虚拟变量纳入模型。

自评家庭经济地位  根据现有部分研究的做法(吴晓刚，2016)，我们把自评的家庭经济地位作为家庭经济资本的代理指标，从低到高依次重新赋值为1—3，作为虚拟变量纳入模型。¹⁰

家庭兄弟姐妹数  根据“资源稀释理论”，兄弟姐妹数对个体教育获得一般具有负面影响(Blake，1981)，本文将兄弟姐妹数作为连续变量纳入模型。¹¹

宏观环境  为评估十年期间经济发展水平、高校毕业生增长、2013年研究生教育全面自费政策出台等宏观背景对大学生毕业意向的影响，我们还纳入“年度人均GDP增速”¹²“年度高校毕业生数”和“研究生教育收费政策是否出台”(“2013年”赋值为1)等宏观社会经济变量。

控制变量  包括个体属性变量和地域变量，我们将大学生的“性别”“专业”“年级”“民族”“家庭所在地”“生源地省份”作为控制变量纳入模型。此外，我们对“年份”变量进行控制。

首先，我们绘制了十年来大学生毕业意向的变化总体趋势图。从图 3中，我们能够看出大学生毕业意向变化的明显特点和趋势：(1)在国内读研的比例一直远高于出国和工作的比例，且总体来看呈上升趋势，超过一半的学生选择在国内继续深造；(2)出国留学比例从开始低于工作的比例，到逐渐高于工作的比例，大致呈逐年上升趋势，表明越来越多的大学生选择出国继续深造；(3)工作从处于第二位选择逐渐下降到低于留学比例。总体而言，大学生毕业意向结构中，继续升学远多于找工作的人。

从表 1可知，十年中，选择升学的人更多为学业表现好的学生，但具有党员身份的学生似乎更不愿意选择出国，学习成绩为中等及以下的学生更倾向于选择工作而不是升学。从家庭背景来看，选择升学的人更多为父母受教育年限更长、父母职业地位更高、家庭经济地位更高、家庭规模更小的学生。描述性统计结果初步显示，升学和就业两类群体在个体、家庭特征方面存在诸多差异，但具体影响机制仍有待进一步分析。

(三) 模型与分析策略

1.多项Logit回归

我们首先利用多项Logit模型对影响大学生毕业意向的因素进行分析。以“工作”(y=3)为参照类，相对于“读研”(y=1)和“留学”(y=2)，模型方程如下：

$ {\eta _1}{\rm{ = }}\log \frac{{{\rm{Prob}}\left({y = 1} \right)}}{{{\rm{Prob}}\left({y = 3} \right)}} = {\alpha _1} + {\beta _1}X + {\varepsilon _1} $

$ {\eta _2}{\rm{ = }}\log \frac{{{\rm{Prob}}\left({y = 2} \right)}}{{{\rm{Prob}}\left({y = 3} \right)}} = {\alpha _2} + {\beta _2}X + {\varepsilon _2} $

其中，X为自变量，β₁和β₂为回归系数，α₁和α₂为模型截距，ε₁和ε₂为模型残差项。

其次，我们将采用“系数集束化”(sheaf coefficients)方法计算Logistic模型中个体能力和家庭背景两种机制相对效应，从而比较不同组别自变量(block variables)，即潜变量(induced variables)对因变量的效应大小。

此外，我们也将关注微观层内的个体能力与家庭背景之间交互效应，以检验教育决策的理性行动模型假设。同时，通过核心自变量与年份的交互分析，以对上述两种微观机制的历时变化进行探究。

2.分层多项Logit回归

在多项Logit模型中，我们控制了“年份”这个虚拟变量，获得的是不同年份社会经济发展水平的平均效应。为了进一步厘清社会经济发展水平对大学生毕业意向的影响效应，我们将采用两层多项Logit模型进行分析。

第一层为微观层面方程，主要包括大学生个体能力和家庭背景因素，其模型方程为：

$ {\eta _{1, ij}}{\rm{ = }}\log \frac{{{\rm{Prob}}\left({{Y_{ij}} = 1} \right)}}{{{\rm{Prob}}\left({{Y_{ij}} = 3} \right)}} = {\beta _{0j\left(1 \right)}} + \sum\limits_{q = 1}^{{Q_1}} {{\beta _{qj\left(1 \right)}}} {X_{qij}} $

$ {\eta _{2, ij}}{\rm{ = }}\log \frac{{{\rm{Prob}}\left({{Y_{ij}} = 2} \right)}}{{{\rm{Prob}}\left({{Y_{ij}} = 3} \right)}} = {\beta _{0j\left(2 \right)}} + \sum\limits_{q = 1}^{{Q_1}} {{\beta _{qj\left(2 \right)}}} {X_{qij}} $

其中，Y_ij为个体i在j年的毕业意向，β_0j为j年的截距，β_qj为第一层自变量的斜率，X_qij为自变量。

第二层为宏观层面方程，包括经济增长速度、高校毕业生数、研究生教育自费政策等因素。

同时，我们令第一层截距、个体能力和家庭背景因素回归系数随不同年份的社会经济发展水平而变化(即考察微观层和宏观层之间的交互)，其模型方程为：

$ {\beta _{qj\left(1 \right)}} = {\gamma _{q0\left(1 \right)}} + \sum\limits_{s = 1}^{{S_q}} {{\gamma _{qs\left(1 \right)}}} {W_{sj}} + {u_{qj\left(1 \right)}} $

$ {\beta _{qj\left(2 \right)}} = {\gamma _{q0\left(2 \right)}} + \sum\limits_{s = 1}^{{S_q}} {{\gamma _{qs\left(2 \right)}}} {W_{sj}} + {u_{qj\left(2 \right)}} $

其中，γ_q0为固定效应，u_qj为随机效应，q=0，…，Q。W_sj包括以第一层截距为函数的宏观层变量和以第一层斜率为函数的宏观层变量(即微观层和宏观层的交互项)。

四、回归结果 (一) 大学生毕业意向的微观影响机制

首先，我们从大学生个体属性和所属地域角度来看其毕业意向的特点。毕业规划尽管对所有学生而言都是即将面对的一个现实而又重大的问题，但不同性别、专业和年级的大学生可能有不同的考虑和选择。具体来看，与选择工作相比，女大学生选择留学的几率是男大学生的1.17倍(1/e^-0.156≈1.17，p＜0.05)，男女大学生在其他选择上则不存在差异。这与现有研究发现高等教育阶段的女性优势地位越来越明显(李春玲，2016)的结论一致。从专业角度来看，经管类和理工类的大学生更倾向于选择读研，而且经管类的学生也更有可能选择出国。从年级来看，年级较高的大学生似乎更不愿意选择深造，而且，大三、大四的学生即使在选择深造时，也更倾向于选择在国内读研。此外，汉族学生比少数民族学生更有可能选择深造。在控制了其他变量后，城乡结构和地域位置均对大学生毕业意向产生显著影响。来自中部、县城级别以上地方的学生更有可能选择深造，而且，来自地域位置更好的东部、城市地区的学生则主要是选择留学。

其次，我们关注学业表现对大学生毕业意向的影响。从模型结果来看，学业表现对大学生毕业意向均有显著影响。具体来看，党员身份的学生更倾向于选择读研，几率是非党员学生的1.17倍(e^0.159≈1.17，p＜0.05)。且与读研相比，他们更不可能选择留学。学生干部更倾向于选择深造，学生干部选择读研和留学的几率分别是非学生干部的1.15倍(e^0.143≈1.15，p＜0.05)和1.33倍(e^0.286≈1.33，p＜0.001)，但在选择是在国内读研还是去海外留学方面没有显著差异。从学习成绩来看，学习成绩更好的学生更愿意选择继续深造。学习成绩为中上等的学生选择读研和留学的几率分别是学习成绩为中下等学生的1.66倍(e^0.504≈1.66，p＜0.001)和1.86倍(e^0.623≈1.86，p＜0.001)，但在选择读研和留学之间没有显著差异，这与既有研究(李忠路，2016)的发现一致。因此，本文关于关于学业表现的假设1a得到证实，假设2a则没有得到证实。

接下来，我们将聚焦家庭背景可能带来的影响。模型结果显示，家庭背景变量对大学生深造意向具有显著正向影响。

父母受教育年限每增加1年，与选择工作相比，选择读研和出国的人的几率分别增加了6.1%(e^0.059-1≈0.061，p＜0.001)和10.2%(e^0.097-1≈0.102，p＜0.001)；与选择读研相比，父母受教育年限每增加1年，选择出国的几率增加3.9%(e^0.038-1≈0.039，p＜0.01)。

父母职业为专业、管理人员，其选择读研和出国的几率分别是父母职业为无业的学生的1.65倍(e^0.501≈1.65，p＜0.05)和1.89倍(e^0.636≈1.89，p＜0.05)；父母职业为中高级管理人员的学生，相比于选择读研，其选择出国的几率是父母职业为无业的学生的1.91倍(e^0.647≈1.91，p＜0.05)。父母的职业地位达到专业或管理人员级别后，大学生才更可能选择继续深造，且父母的职业为中高级管理人员的学生更倾向于选择出国。

家庭经济地位为中层的学生，其选择读研、留学的几率分别是家庭经济地位为中下层学生的1.25倍(e^0.220≈1.25，p＜0.01)和1.81倍(e^0.596≈1.81，p＜0.001)，相比于选择读研，选择留学的几率是中下层学生的1.46倍(e^0.376≈1.46，p＜0.001)。通过对比模型2和模型3，我们发现，家庭经济地位到达中上层后，其优势开始转变为留学的优势。

最后，家庭兄弟姐妹数对个体深造意向有显著负向影响。具体来看，家庭兄弟姐妹数每增加1人，相比于工作，其选择读研和出国的几率分别减少15.9%(1-e^-0.173≈0.159，p＜0.001)和30.2%(1-e^-0.359≈0.302，p＜0.001)；相比于选择国内读研，其选择国外留学的几率减少17%(1-e^-0.186≈0.170，p＜0.01)。

我们先对家庭背景对大学生毕业意向影响进行小结。家庭背景的四个测量指标均得出了高度一致的结果：来自于规模小、社会经济地位高的家庭的学生更有可能选择继续深造。进一步对比继续深造中的读研和留学选择后发现，家庭层级处于中高层以上的学生更愿意选择国外留学而不是国内读研。由此，关于家庭背景的假设1b和假设2b均得到证实。

(二) 哪种微观机制效应更大？

为进一步比较上述两种微观机制对大学生毕业意向影响的大小，我们引入“系数集束化”方法对机制相对效应进行分析。¹³

表 3为针对表 2中的模型进行的事后估计而得到的系数集束化分析结果。在同一方程内比较时，可将所有影响机制的效应和约束为1进行效应比较，不同方程之间则可直接采用系数绝对值比较。本文还在前述机制的基础上区分出宏观环境机制(即年份平均效应)，从总体上考察不同年份社会经济环境变化带来的相对效应的大小。系数集束化分析结果显示，相比于选择工作，家庭背景对选择读研的影响效应最大，占到了30.5%(0.380/1.246≈0.305)。其次为控制变量和宏观环境的影响，学业表现的影响最小。在留学方程中，影响最大的仍然是家庭背景机制：相比于选择工作，家庭背景对选择留学的效应占到了46.4%(1.045/2.251≈0.464)；相比于选择读研，家庭背景对选择留学的效应占到了47%(0.719/1.529≈0.470)。而且，家庭背景对留学的作用是对读研作用的近3倍(1.045/0.380≈2.75)。在留学方程中，宏观因素和控制变量的作用也均大于学业表现的作用。由此，“机制相对效应”的假设4b被证实，即，相较于学业表现，家庭背景对选择继续深造的影响更大，尤其是对选择留学的影响更大。

(三) 微观机制的交互分析

在表 2中，我们发现，学业表现、家庭背景对大学生选择深造均有显著影响，为了考察家庭背景的影响如何随着学业表现程度而变化，我们首先构造了学业表现与家庭背景之间的交互项。¹⁴另外，我们还将通过各核心自变量与年份的交互项探究以上两种微观机制的历时变化。

表 4显示，学习成绩与父母受教育年限的交互项在留学模型中显著为正，表明父母的受教育年限对大学生留学的影响在学习成绩好的学生中更强，这在模型3中表现得更加明显。与选择工作相比，父母受教育年限每增加一年，学习成绩为中下等学生选择留学的几率增加5.9%(e^0.057-1≈0.059，p＜0.05)，而学习成绩为中上等的学生选择留学几率则增加13.9%(e^0.057+0.073-1≈0.139，p＜0.05)。学习成绩达到中等以上后，父母的受教育年限开始对其选择留学具有显著正向影响。

政治面貌与父母职业地位的交互项在读研模型中显著为正，表明父母职业的作用在具有党员身份的学生中更加重要。具体来看，与选择工作相比，父母职业为一般工作人员的党员身份的学生，其选择读研几率是父母职业为无业的党员身份学生的1.15倍(e^1.087-0.950≈1.15，p＜0.05)，父母为管理专业人员和中高级管理人员的学生则分别是1.25倍(e^1.171-0.950≈1.25，p＜0.05)和1.22倍(e^1.146-0.950≈1.22，p＜0.05)。

由此，我们得出与预期非常不一致的结果，即家庭背景对大学生读研的影响会随着个体学业表现(党员学生群体)提高而加强，对选择留学的影响也将随着个体学业表现(学习成绩)的提高而加强。换句话说，学业表现的提高不仅不会减少家庭背景的制约，而且还会使家庭背景作用更强。因此，第三组的假设3a和假设3b均没有被证实。

除了探讨两种微观机制之间的互动外，我们还重点探究了学业表现、家庭背景机制的时代变迁规律。表 4分别纳入表 2模型中有显著影响的核心自变量与年份的交互项以建立相应模型。¹⁵

最终模型结果显示，两种微观机制与年份的交互项均不显著，但控制变量中的城乡变量与年份的交互项呈显著正相关。表明学业表现和家庭背景两种机制的影响在过去十年中保持相对稳定，而城乡结构则对留学选择呈现越来越强的约束作用。¹⁶因此，体现家庭持续稳定影响的假设4a得到证实。

(四) 宏观环境的影响

以上分析主要是通过纳入“线性年”变量来总体考察时代变迁规律，但我们希望进一步探究十年来具体社会经济环境变化所带来的影响。本文将利用分层多项Logit回归模型来重点探讨宏观环境变量¹⁷对大学生毕业规划的影响。表 5的模型显示，在宏观层次变量中，研究生教育自费政策对当年大学生的读研意向有显著负面影响，当年大学生选择读研的几率只有其他年份大学生的75.4%(e^-0.282≈0.754，p＜0.01)，这证实了本文关于宏观环境的假设5b。¹⁸经济发展速度对大学生的毕业意向没有显著影响，而年度高校毕业生数对大学生选择深造有显著正向影响。具体来看，年度毕业生数每增加10万，相比于选择工作，大学生选择读研和出国的几率均增加4.1%(e^0.004*10-1≈0.041，p＜0.001)。高校毕业生数从2006年的377.5万增长到2016年的704.2万，相应的选择读研和留学几率都将增加近3倍(e^0.004*326.7-1≈2.7)。这非常有力地证实了由于国内高校毕业生人数的逐年增加、本科学历贬值、就业难等因素，以及随之产生的问题都将助推大学生去继续深造的判断。此外，宏观环境的变化对大学生是选择在国内读研还是去海外留学没有显著影响。因此，本文做出的关于宏观环境的假设5a得到部分证实，假设5c则没有得到证实。

本文还通过一系列的稳健性测试来验证上述结论的可靠性，包括采取对是否包含2011年样本、采用虚拟变量填补法获得的完整数据样本, 以及报告了家庭收入样本等不同样本的分析，采用不同计算方法的GDP增速, 对核心自变量采用不同操作化测量等方式进行一系列稳健性测试，最终所得结果与本文所报告的结果基本一致。

五、结论与讨论 (一) 小结

本文通过对历时十年的大学生调查数据的分析，力图展现进入大

学后教育机会分配的特点和趋势，主要研究结论如下：

首先，我们发现，学业表现和家庭背景变量对大学生毕业意向均具有显著影响。具体来看，在学业表现维度上，学生干部和学习成绩好的学生更有可能选择升学而不是工作，且在考察两种不同的升学路径后发现，具有党员身份的学生更倾向于选择读研，学生干部身份、学习成绩对留学还是读研没有显著影响。在家庭背景方面，父母受教育年限越长、父母职业地位越高、家庭经济地位越高的小规模家庭的学生更有可能选择升学，而不是工作。且在进一步比较留学和读研两种升学路径后发现，家庭背景越好的学生，越有可能选择留学。

通过对比学业表现和家庭背景变量在大学生毕业意向上的影响效应，我们发现，学业表现对大学生毕业意向的影响效应最小；家庭背景对大学生毕业意向影响效应不仅在读研选择上，而且在留学选择上效应都是最大的，家庭背景优势尤其体现在留学选择上；宏观环境变量对大学生毕业意向也起着重要作用。

此外，我们对“理性行动理论”下的研究假设进行了检验，发现家庭背景对大学生深造意向的影响不仅不会因为学业表现的提高而减弱，反而有所增强。但这并不说明“理性选择模型”不适用，反而从社会再生产的角度看，处于优势阶层地位家庭将采取更多努力避免向下流动的风险，而体现所谓“强者愈强”的“马太效应”。

其次，我们对影响大学生毕业意向的两种微观机制(学业表现、家庭背景)的演变趋势进行了探究。结果显示，在新一轮的教育分层中，即进入大学后教育机会的分配中，学业表现较微弱作用以及家庭背景的主导作用保持相对稳定。

最后，我们对宏观社会经济环境对大学生毕业意向所带来的影响进行了重点分析。结果显示，2013年出台的研究生教育自费政策显著抑制了当年大学生的读研意向，而对之后的大学生没有影响。国内经济增长速度对个体的毕业意向几乎没有影响，这反映国家层面的经济状况对大学生毕业规划与选择的影响很小。而年度高校毕业生数对大学生继续深造具有显著正向影响。因此，将过去十年来中国社会经济环境，尤其是高等教育领域变迁纳入分析框架，将有助于我们更加完整把握大学生毕业意向演变的特点和规律。本文也是首次尝试利用历时数据，来回答国内高等教育领域的两个焦点问题：一是研究生教育自费是否会不利于寒门学子；二是大学生是否因为就业难而选择继续深造。

(二) 进一步讨论

本文发现，学业表现在大学生毕业规划中的作用最为微弱，但这是否意味着考上大学后就不用好好学习了？上述发现好像与日常经验有所背离，我们认为原因在于，一方面，学业表现对家庭背景好的学生选择继续深造的影响不大，尤其是选择出国留学的作用不大，这与最近一项研究发现家庭背景好的大学生的学习成绩往往更差的逻辑一致(朱斌，2018)；另一方面，大学阶段的学业表现差异可能并不大，由于大学阶段考评方式更加主观化，而且还可能由于本文局限于某个重点大学，学生之间的差异性本身可能不太大。此外，不可忽视的是，尽管大学生毕业意向是预测其实际毕业去向较好指标，但仍可能存在一定的偏误。

本文除了验证社会再生产机制的作用之外，还引入了中国社会情境下的宏观因素——宏观环境，我们发现，研究生教育自费政策出台、高校毕业生数量增长等宏观环境因素对个体毕业规划也起着不可忽视的作用。这提示我们在关注传统的家庭背景所造成的固化效果之外，还需要关注中国更为宏观的社会经济环境给个体选择所带来的制约作用，以更加深入完整理解“进入大学后”的教育机会分配问题。

通过对进入大学后新一轮教育分层的探讨，本文有助于加深对当前大学生毕业意向特点的理解，这对高校如何做好大学生毕业规划指导具有一定的参考价值。此外，本文对于如何应对新一轮教育不公平问题有一定的启发，国家作为高等教育这种公共物品的提供者，要积极作为，促进教育公平。

当然本文在某些方面仍存在一些不足，有待后续研究弥补。首先是样本限制问题，尽管本文研究了跨度长达十年的大学生毕业意向，但因为局限于单个学校，导致研究结论的推广需谨慎对待，可能对同类型大学的学生有较强的参考价值；其次，由于数据的限制，本文可能忽略了一些重要因素的影响，如重要他人对个体毕业意向的影响，包括同辈群体的影响、师生互动的影响(Hanson, et al., 2016)等。

注释：

1. 国内文献回溯参考、钱民辉(2015)的文章，国外相关研究综述参考波斯赛特和葛罗德斯基(Posselt and Grodsky, 2017)的文章。

2.虽然出国留学人数不仅包括出国读研，还包括从小学到本科的各类学生，但结合教育部公布的2016年出国留学数据后发现，出国攻读硕博学位的人数所占比例最高，达到35.5%。另外，结合中国教育在线网站近年来发布的留学趋势报告，出国留学总人数的迅速上升一定程度上能够反映高校毕业生出国留学的趋势。参见教育部网站(http://www.moe.edu.cn/jyb_xwfb/xw_fbh/moe_2069/xwfbh_2017n/xwfb_170301/170301_sfcl/201703/t20170301_297675.html)和中国教育在线网站(http://www.eol.cn/html/lx/report2016/mulu.shtml)。

3. 为叙述方便，如无特殊说明，下文用“留学”和“读研”分别代称“出国留学”和“国内读研”。

4. 详细文献回溯参见刘精明(2014)的研究。

5.参见：《财政部国家发展改革委教育部关于完善研究生教育投入机制的意见》。来源网址：http://www.moe.gov.cn/publicfiles/business/htmlfiles/moe/moe_1779/201303/148129.html。

6.两次回应均来自教育部网站，参见网址：http://www.moe.edu.cn/jyb_xwfb/s271/201303/t20130301_148127.html；http://www.moe.edu.cn/jyb_xwfb/s271/201304/t20130427_151335.html。

7. 我们还对微观因素与宏观因素的交互效果进行了重点探索和分析，结果显示交互项均不显著。为模型呈现方便，下文暂不报告该部分结果。

8. 样本中暂未包括香港、澳门和台湾三个地区的学生，主要是因为上述三地学生的毕业规划背景与内地学生存在很大差异，且三地样本量很少(0.38%)，经检验，去除后对研究结果基本不会造成影响。

9. 样本缺失总的比例为20%，我们采用目前常用的“虚拟变量填补法”(dummy variable method)进行稳健性分析。为了简洁和结果呈现方便，本文将主要基于有效回归样本进行分析。有关缺失数据处理方法的完整讨论可参考阿利森(2012)的研究。

10. 这里使用自评家庭经济地位而不是客观家庭收入的原因，一方面是因为数据本身在客观收入上缺失比例过高(62%)，另一方面，描述统计结果显示，自评的家庭经济地位没有出现过度低估或高估的现象，且数据完整性较好。与此同时，根据现有关于主观阶层定位的研究，中国人的阶层定位一般会出现一定的偏差(陈云松、范晓光，2016)，因而自评家庭经济地位的使用可能会带来偏误。为此，我们将利用报告了家庭收入的子样本进行稳健性分析。

11. 本文将兄弟姐妹人数大于6的样本都定义为“系统缺失”，以减少极端值对模型估计造成的影响。

12. 年度人均GDP增速为经过CPI校正的实际GDP增速，同时我们也测试了名义GDP增速，结果基本一致。

13. 此处对本文重点关注两种机制(学业表现和家庭背景)进行相对效应的分析，只是我们回应前文“现代化假设”和“社会再生产假设”之争的一种尝试，尽管对两种机制的测量当中肯定存在不少遗漏变量，但我们认为这种测量仍是可行的。一方面，我们采用的是目前学界常用的测量指标，且目前已有相关研究将该方法运用于类似机制效应的比较中(刘精明，2014)；另一方面，我们对研究结论的稳健性进行了一系列测试，例如，改变家庭背景测量方式，将四个变量减少为一个或两个变量，以重新评估两种机制的相对效应，最终结论仍然高度一致。当然，由于数据所限，对以上两种机制的测量仍存在一定改进空间，这有待后续研究弥补。

14. 因学业表现与家庭背景共有7个变量，交互项将有12个，实际只有2个交互项显著，为结果呈现方便，这里仅报告显著交互项结果。

15. 因本文核心自变量(学业表现和家庭背景)共有7个变量，分别与线性年进行交互后，将会建立7个交互模型，模型结果显示均不显著。但城乡变量与线性年交互项显著。由于文章篇幅所限，这里只报告该变量与线性年的交互项模型。

16.关于城乡变量与线性年交互项显著的解释既可视为“同伴效应”“邻里效应”，也可能是受其他复杂因素的影响。有关进入大学后生源地仍然具有影响的机制已超出了本文讨论范围，这里不做重点分析。

17. 这里只报告了主要关注的三个宏观变量的模型结果。实际上，我们还测试了宏观层次变量与微观层次变量之间的交互相应，结果显示这些变量均不显著。为模型可读性和简洁性考虑，暂不报告这些变量的结果。

18. 为完整理解2013年出台研究生教育全面收费政策可能带来的影响，我们还对该政策是否对2014年及之后大学生毕业意向产生影响逐一进行了检验，结果显示这一政策对之后大学生毕业意向均没有影响，这与我们预期一致。