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设e1，e2为不共线的向量，若a=e1+λe2与b=-(2e1-3e2)共线，则λ=______．
题型：填空题难度：中档来源：不详
∵a=e1+λe2与b=-(2e1-3e2)共线，∴a=kb（k∈R），即e1+λe2=-k(2e1-3e2)，∴（1+2k）e1+（λ-3k）e2=0，∵e1，e2为不共线的向量，∴1+2k=0λ-3k=0，解得λ=-32，故答案为：-32．
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向量共线的充要条件及坐标表示
向量共线的充要条件：
向量与共线，当且仅当有唯一一个实数λ，使得。
向量共线的几何表示：
设，其中，当且仅当时，向量共线。向量共线（平行）基本定理的理解：
(1)对于向量a（a≠0），b，如果有一个实数λ，使得b=λa，那么由向量数乘的定义知，a与b共线．(2)反过来，已知向量a与b共线，a≠0，且向量b的长度是向量a的长度的μ倍，即|b|=μ|a|，那么当a与b同方向时，有b=μa；当a与b反方向时，有b=-μa.(3)向量平行与直线平行是有区别的，直线平行不包括重合.(4)判断a（a≠0）与b是否共线时，关键是寻找a前面的系数，如果系数有且只有一个，说明共线；如果找不到满足条件的系数，则这两个向量不共线.(5)如果a=b=0，则数λ仍然存在，且此时λ并不唯一，是任意数值.
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无限长、直均匀带电直线的电场，穿激扁刻壮灸憋熏铂抹根据高斯定律计算得到，属于比较基本的公式，如果没有特别的要求，可以直接使用。
自己退出来了，用高斯定理，不过也谢谢q
基本的公式，教材上都有推导。
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出门在外也不愁转型期中国区域差异与城市居民教育不平等（）——基于CGSS2006的多层线性模型分析（《教育学术月刊》2013年第1期)
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转型期中国区域差异与城市居民教育不平等（）——基于CGSS2006的多层线性模型分析（《教育学术月刊》2013年第1期)
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　　摘&& 要：教育不平等是教育与社会分层的核心话题。教育不平等并非仅仅由个人层次的因素造成,制度性与结构性的因素不可忽视甚至更为重要。文章使用区域差异与制度主义分析框架，利用2006年中国综合社会调查(CGSS2006)的数据,采用多层次回归模型（HLM），对建立的一组假设进行检验与比较分析，力图揭示改革初期与改革深化期，地区差异因素对我国城市个人受教育年限不平等的影响机制与发展趋势。研究发现，改革初期优势阶层教育代际传递能力与地区经济社会发展水平负相关；而改革深化期，阶层之间的相对教育优势没有随经济社会发展水平的提高而变化。与改革初期相比，改革深化期经济社会发展水平越高的地区教育利益的阶层距离增加越是明显。如果这一趋势继续发展，教育越来越成为阶层地位再生产的中介。　　关键词：个人受教育年限； 地方经济社会发展；& 教育不平等　　基金项目：教育部重大攻关项目“我国目前社会阶层状况研究”(08JZD0024)。　　中图分类号：G40-054&&&&& 文献标识码：A&&&&& 文章编号：（2-09　　作者简介：魏延志，男，上海大学社会学院博士候选人，上海市教育科学研究院助理研究员（上海& 200032）。　　一、引言　　教育是工业化国家社会流动的主要通道，教育的代际影响也是社会分层体系开放程度的重要标志。教育的平等程度标志着现代国家的文明程度，成为社会学家关注的主题（Blau & Ducan,1967）。自改革开放以来的30多年中,中国教育规模已经发生了巨大变化，在取得令人瞩目的教育发展成果的同时,个人教育获得不平等状况也日益突出。近年来，中国教育的均衡问题更是引起学界广泛关注。　　个人的受教育年限，作为人力资本的测量指标，在人力资本理论中作为个人教育投资成本来看待。一般地讲，个人的受教育年限越长，他的收入会更高，地位获得的能力也会提高。因此研究教育的不平等，首先要选择的就是个人受教育年限的不平等。已有的关于个人受教育年限不平等的研究主要关心的是家庭背景作为先赋因素的影响作用（李春玲，2003；刘精明，2008），突出了由于个人所处的阶层地位所决定的个人受教育机会的不平等；采用的研究方法都是把全国作为一个同质体来对待，忽视了地区发展差异这一结构因素对个人受教育机会不平等的影响。不同地区的发展差异作为结构因素是如何与家庭背景相互作用而影响个人受教育年限的不平等机制是一个有待深入研究的问题。　　本文主要目的是研究中国城市居民个人受教育年限的地区差异。我们采用了2006年全国综合社会调查数据（CGSS2006），以各地区教育规模发展的不均衡为前提，研究了地区经济社会发展水平与决定个人教育获得的家庭背景因素之间的关系，将教育的不平等放到区域差异的视角下进行分析，将区域间的经济社会发展水平的差异看作是变化的维度，建立多层线性回归模型，通过宏观社会经济结构因素与个人层次因素的联系，揭示区域差异对教育不平等趋势的影响。　　二、文献综述　　通过对已有文献的梳理，我们把区域之间结构因素的差异、社会阶层分化作为影响个人受教育年限不平等的主要维度。　　（一）区域经济社会发展与教育机会不平等　　中国改革的路径选择确定了地区发展水平存在的明显不同步性，研究中国的转型必须考虑地区差异（Xie & Hannum,1996），这不仅因为中国各个地区的经济活动在很大程度上是由各地的自然资源和人力资源等决定的，更重要的是中国把这种差异发展当作国家的发展战略来看待（郝大海、李路路，2006）。教育发展与经济发展密切相关，教育的不平等也存在明显的区域差异。　　由于教育是工业化和技术发展的重要影响因素，教育的高回报也取决于工业化与技术发展的水平，因此，地区经济社会发展水平与个人对获得教育的动机与行动直接相关。改革以来无论是市场化的作用还是经济发展的作用，已有研究表明了教育的收益率随着经济社会发展而不断提高（Walder,1995;Zhao & Zhou,2002;Wu & Xie,2005）。在研究教育分层时，区域经济社会发展水平作为结构性因素直接影响到不同群体对教育选择的动机和行为，因而会影响到家庭背景对子女教育的代际传递，在经济社会发展水平高的地区，人们投资教育和接受教育的动机就会明显增强。同时，已有的研究也揭示了地区经济社会发展水平通过与地区职业结构相联系的社会事实。随着区域经济社会发展水平的提高，个体之间、阶层之间的职业分化程度逐步提高，意味着职业分化与职业之间功能联系的加强，也意味着教育对职业获得的重要性越来越大。因此，地区经济社会发展水平通过对职业结构的提高影响人们的教育选择。Treiman（1970）通过对来自60个国家的85个声望研究的分析（其中包括13个历时性重复研究），发现职业的声望等级在不同的时期和国家间是基本不变的。使用上述研究资料，职业声望得分间的相关系数在0.68到0.97之间，相关系数的平均值为0.91。在布里斯班大会上Hout将此称为“特雷曼恒量（Treiman constant）”。李春玲（2005）对中国职业声望的研究也表明了用社会经济地位指数来测量职业地位在中国的适用性。因此，地区之间不同的职业结构成为衡量区域经济社会发展水平的重要量度。　　（二）社会阶层结构分化与教育机会不平等　　研究教育分层一定要联系其存在的社会阶层背景和教育制度的变迁，教育制度的转型为特定阶层群体通过教育获得发挥阶层优势传递提供制度空间。通过文化传递与理性选择机制，群体之间围绕教育利益的争斗或竞争，作为一种社会选择，成为阶层之间的社会排斥与团结关系的主要内容(刘精明，2008)。　　改革以来，中国的社会结构相对于传统社会主义社会，开始出现明显分化，其中最为重要的分化过程之一就是阶层化的过程: 阶层地位越来越明确，阶层边界越来越清晰，阶层利益越来越凸显（李路路，2012）。对中国当代社会结构变迁研究，不同学者从不同的维度提出了对社会阶层的划分(陆学艺主编，2002;仇立平，2006；沈原，2006；孙立平，2003；刘欣，2007; 林宗弘、吴晓刚，2010)。刘欣从对财产、权威和技能这三个现代社会阶层分化的最主要根源的基础上，结合中国政治权威、再分配制度与社会主义市场经济的特点，认为公共权力与市场能力构成了阶层分化的主要动力基础，得出中国城市中产阶层比例偏低，而下层与中下层比例偏大的结论。仇立平考察了我国劳资关系在社会转型期存在利益失衡的问题，强调现阶段在中国进行社会结构分析，有必要重新回到马克思的阶级分析范式上来。林宗弘与吴晓刚结合制度主义理论与新马克思主义的阶级分析方法，建构一个生产性资产所有制变迁与阶级结构转型的模型。根据户口制度、单位制度、干部身份制和私有产权等造成转型时期中国不平等的重要制度性因素，建立一个以对不同形式生产性资产的占有为基础的即新马克思主义取向的中国阶级分类方式。研究认为，中国正在发生的制度转型对社会不平等秩序的重塑表现为不同形式的生产性资产，即劳动力、资本、组织、技术与权威等四种所有权作用的相对转变，从而导致阶级结构的转型和贫富差距的拉大。从这些分层研究中，我们可以发现，在改革初期，整个社会的收入水平都有大幅度提升, 虽然社会分化已经初显端倪, 但总体上差异不大，社会阶层结构变化较为缓和，公共权力与再分配权力持续，城镇单位制继续存在，人力资本与私营企业主的收益是有些许提升，但是单位的回报仍然十分显著，干部的优势甚至上升了。在1992之后，改革进入深化期，这一时期社会状况的重要特征是剧烈的社会分化: 城镇居民的收入差距急剧拉大, 各阶层间在社会经济资源方面差异分化明显，人力资本与私人资本的优势持续提升，国有单位的整体优势在缓慢下降,资本权力上升，工人的阶层地位下降。　　三、理论建构　　本文从区域差异发展这一结构因素影响和制度分析出发,构建理论分析框架,笔者认为不同地区的经济社会发展水平作为结构因素对个人受教育年限产生影响；同时，不同历史时期特有的制度安排或国家政策,也在影响家庭背景对教育代际传递的作用。　　近来的社会分层研究越来越重视制度安排在理解社会分层过程与分层结果方面的重要性。制度安排是指通过稳定的渠道来分配和转移社会资源来达到社会阶层的代际传递，从而在家庭背景与教育获得之间建立稳定联系。家庭背景对教育获得的影响能力往往取决于家庭背景在多大程度上取得国家政策的支持。社会学制度主义强调，代际之间的资源传递是嵌入在一定的制度背景下的，制度作为规则与规范相互交织的中心，形成了社会行动的外在约束。因此，我们得出了家庭背景对子女教育的代际传递取决于不同的历史时期和不同的政策影响。　　影响个人教育获得的核心制度是升学考试制度，它规定了个人教育获得的必需的资本类型。李煜（2006）在研究教育获得的代际继承机制时，提出了两个理想类型，这就是文化再生产模式与资源转化模式。当教育选拔制度发生变化时，父代需要通过调动不同的资本来体现阶层教育排斥能力。文化再生产模式是指父母通过自身长期积累的文化资本，在教育期望、文化资本和人力资本三个方面强化自身资本的代际传递，从而达到提高子女的学习动机与抱负，自觉地学会学习，进而转化为增进教育机会的目的。资源转化模式是指家庭将其社会经济资源转化为子女教育机会优势的过程。家庭社会经济资源主要是指家庭的经济水平、政治权力和社会关系网络。同家庭教育背景相比，家庭的社会经济资源有外在性、易变性特点，容易受到社会经济状况与制度的制约。　　从以上理论建构，我们可以看到区域宏观结构因素即地区经济社会发展水平通过与家庭背景因素的交互作用实现对教育不平等的代际影响。本研究将运用上述理论工具考察在改革初期与改革深化时期，在教育制度变迁与社会阶层结构有了明显定型化的情况下，地区经济社会发展水平和家庭教育背景与家庭阶层背景的交互作用是如何影响子代受教育年限的。　　四、研究假设　　（一）改革初期（）的经济社会发展与家庭背景因素　　1977年恢复高考制度后，各级各类教育开始了以升学考试为标准的教育选拔模式，绩效选择成为教育领域新的竞争原则。教育筛选遵循绩效原则成为文化再生产模式发挥作用的制度前提。家庭教育背景的影响日益重要，专业技术人员子女的教育代际传递能力增强，成为改革初期教育不平等的主要原因。绩效原则改变了文革中对工农阶层的庇护政策，普通工农阶层与优势阶层的差距凸显（李煜，2006）。改革初期严格的绩效选择标准使优势阶层经济社会优势不能充分显示。因此，在改革初期，地区经济社会发展水平对教育不平等的影响主要通过家庭教育背景这一因素而发生作用。　　结合改革初期地区经济社会发展水平这一宏观结构因素对教育选择的影响，做出如下假设。　　假设1：改革初期，随着地区经济社会发展水平的提高，家庭教育背景对个人受教育年限影响的优势递增。　　假设2：改革初期，随着地区经济社会发展水平的提高，家庭阶层背景对个人受教育年限影响的优势不变。　　（二）改革深化期（）的经济社会发展与家庭背景因素　　改革深化期，为适应建立社会主义市场经济目标，我国教育政策出现了根本性变化，这也意味着新一轮教育体制改革的开始。随着《中华人民共和国教育法》对高等学校法人地位的确定，市场机制开始渗透到学校领域，在公立学校中涌现出了一批新的办学形式，不同程度地把公立学校与市场联系在了一起，使学校体制的改革具有了某种市场化倾向。这使得家庭阶层背景对子女教育资源和机会的获得能够发挥更大的作用, 从而在教育这一竞争场域产生具有排他性特征的教育不平等,这种不平等是通过直接配置资源或直接改变机会结构而产生的，容易受外部结构变动的影响，也暗示着基于阶层背景的教育不平等，将因为经济社会发展的水平提高而上升。而家庭的教育背景作为文化资本，相对于家庭阶层背景而言，对外界的社会力量干预具有相对稳定性。同时，由于改革深化期劳动力市场已经基本发育成熟，教育的回报率逐步提高，对城市居民的教育需求产生了重要激励作用，从而在不同经济社会发展水平的地区，人们选择教育来提升人力资本的动机有了明显差异。　　假设3：与改革初期一样，随地区经济社会发展水平的提高，改革深化期家庭教育背景对子女受教育年限影响的优势递增。　　假设4：改革深化期，随着地区经济社会发展水平的提高，因家庭阶层背景对子女受教育年限影响的优势递增。　　五、研究设计　　(一) 数据来源　　本研究主要数据采用“中国综合社会调查(2006)”(CGSS2006)的调查数据，该调查采用分层设计、多阶段PPS 方法，调查采用了四阶段分层随机抽样方法选取样本，从全国28 个省、自治区、直辖市中抽取125 个县( 区)。对选中的家庭，从18－69岁的成员中选取一位进行访问。调查共获得样本10151个，其中城市观测值6013 个，农村观测值4138 个。因为CGSS2006的调查对象不包含在校大学生，1984年以后出生的在校大学生不在调查之列。本研究的对象为城市居民并根据被访者18岁时父亲户口为非农，同时满足在年出生的条件，对此样本进行筛选，共获得有效分析观测值1559个，有关样本的基本情况见表1。在实际分析中，对数据进行了加权处理。　　(二) 变量测量　　1.因变量。本文将个人受教育年限作为考察的因变量。　　2.个人层次自变量。本研究的自变量有4个，受访人性别X1（1=男性）、受访人18岁时父亲是否党员X2（1=党员），父亲教育程度X3和18岁时父亲阶层地位X4-X7。与大多数教育分层研究类似,我们也将父亲的教育和职业作为对社会出身的测量。父亲教育程度由父亲的受教育年限标征；在父亲职业类别的划分上,为了与以往研究对话，沿用周雪光、郝大海等人研究的分类。父亲职业类别分为管理阶层、专业技术阶层、工人、农民、其他阶层(包括办事员、个体户、下岗失业人员等),工人为参照组（Zhou ,2000）。　　3．宏观层次自变量。由于基础教育实行县级政府统筹，选择区（县）作为区域单位。本研究将不同区（县）之间城市的经济社会发展水平作为区域层面的核心分析变量。具体区域变量的测量方法是：　　我们分别把改革初期（）与改革深化时期（）区县内城市居民18岁时父亲平均社会经济地位指数这2个汇总变量作为居民所在地区经济社会发展水平的测量指标。　　具体历史分期方法①：把年期间出生的观测值划分在改革初期，年期间出生的观测值划分在改革深化期。　　本研究对区域经济社会发展水平的测量是按照一定时期内，所在地区的观测值的18岁时父亲的经济社会地位指数的平均值②。主要考虑我们的研究分不同的历史时期，期间有些地区经济发展有着跳跃性的变化，加上我国转型期以固定资产投入为主经济发展方式决定了经济增长水平与教育发展的相关性不是很大，而平均经济社会地位指数则能比较稳定和准确地测量一个地区的经济社会发展水平，因而与教育发展的关系更为密切。　　上述各变量的描述性统计结果见下表1。　　
个人受教育年限
（S.D.=2.81)
（S.D.=2.67)
个人层次自变量：
性别（男=1）
18岁时父亲教育年限&&&&&&&&&&&&&
18岁时父亲阶层位置
专业技术阶层
宏观层次区县变量：
区县经济社会发展水平
（min=35.24,max=54.5)
（min=35.1,max=54)
　　　　（三）分析策略　　本研究的主要分析方法是多层次线性回归的零模型与加入宏观层次变量的全模型。首先是不加入宏观层次变量，目的在于比较区域差异因素在个人受教育年限上的影响程度。　　1.个人受教育年限差距的分解(零模型)　　使用HLM的优势是它可以将个人受教育年限的整体差异分解到区县与个人层级里,并给出一个定量的指标来表示不同层级所导致的差异占总差异的比例。　　我们使用HLM的零模型(null model)来分解个人受教育年限的差异,具体模型如下:　　第一层: Y=β0+r&&&&&&& （1）　　第二层:β0=λ00+μ0&&&&&& （2）　　总模型为:Y=λ00+μ0+r& （3）　　其中,β0为第一层截距, r为随机效应, λ00为第一层截距在第二层的固定效应,μ0为第二层随机效应。这个模型中不加入任何变量,因此我们可以检验总方差的分布。　　2.区域特征的影响机制　　区域特征对于个人教育获得的影响机制与路径:一是对教育获得的直接影响作用,二是对个人特征影响教育获得的结构性调整作用。我们建立一个在两个层次都加入了自变量的多层线性回归模型。　　Yik=βok + β1k X1ik + β2k X2ik + β3k X3ik +β4k X4ik+β5k X5ik+β6k X6ik＋β7kX7ik& + r ik&&&&& （1）　　区县层面的模型：　　β0k =α0 + λ0zk + μ0k&&&&&& （2）　　β1k& =α1 + λ1zk + μ1k&&&&& （3）　　β2k& =α2 + λ2zk + μ2k&&&&&& （4）　　β3k& =α3+ λ3zk + μ3k&&&&&&& （5）　　β4k& =α4+ λ4zk + μ4k&&&&&&& （6）　　β5k& =α5+ λ5zk + μ5k&&&&&&& （7）　　β6k& =α6+ λ6zk + μ6k&&&&&&& （8）　　β7k =α7 + λ7 zk + μ7k&&&&&&& （9）　　Yik=α0+α1X1ik+α2X2ik+α3 X3ik+α4 X4ik+λ0zk+λ1X1ikzk+λ2X2ikzk+λ3X3ikzk +λ4X4ikzk +（μ0k+μ1kX1ik +μ2kX2ik +μ3kX3ik +μ4kX4ik +μ5kX5ik + μ6kX6ik+μ7kX7ik + r ik）&& (10)　　其中，Yik是第k个区县的第i个体的受教育年限X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7分别是自变量性别（男=1，女=0）、父亲政治身份（中共党员=1）、父亲受教育年限和作为分类变量家庭阶层背景（管理阶层、专业阶层、农民、工人、其他）；其中, zk 是第二或区域层次的解释变量，区县内18岁时父亲经济社会地位指数的均值。　　α是截距; β、λ是回归系数向量，衡量了预测变量对因变量的效应; r为残差项。方程（10）第二行表示的是个人层面的解释性变量（包括截距）和区县经济社会发展水平的交互影响。方程（10）第三行表示复合误差，它由个人层面上的误差和按个人层面上的自变量进行加权的城市层面上的误差组成。　　方程（10）这一双层面的总体模型为我们分析个人受教育年限决定因素的地区性宏观结构因素的影响提供了基本框架。对这个模型的一些特例作一说明：　　①如果所有的λ为零，这个模型便成为“随机系数”模型。在这种情况下，区域经济社会发展对个人受教育年限的决定因素并没有系统性影响，它只是随机地对区县产生影响。　　②如果所有的λ为零，并且μ1k、μ2k、μ4k、μ5k也都为零，那么这个模型便成为方差分量模型，这种情况下，只有截距在随区县随机变动。　　③如果λ为零，并且μ1k，μ2k、μ4k、μ5k也都为零，并且β不随区县变化那么这个模型就可以简化成为个人层面的模型，区县间的差异忽略不计，即可假定个人的受教育年限不受区域宏观变量影响。　　六、个人受教育年限的区域差异分析　　表2报告了两个不同历史时期个人受教育年限的区域差异。模型1是改革初期，区县之间的差异解释了个人受教育年限变量变异误差的22.1%（rho=0.221）③，模型2是改革深化时期，区县之间的差异解释了个人受教育年限这一变量误差的27.8%，占了总误差的四分之一强，明显高于改革初期。从两个不同的历史时期来看，区县之间的组间方差占总误差的百分比（ICC）明显高于Cohen(1988)的中关联强度检验准则（?籽≥0.059）。从这一组模型所得出的结果看区县之间的受教育年限的差异是与不同历史时期的特点相适应的。
表 2 我国不同时期城市居民个人受教育年限的二层次零模型估计
（-0.154）
（-0.162）
Rho（ICC）
Standard errors in parentheses
*** p&0.01, ** p&0.05, * p&0.1
　　&　　表3报告了一组包含改革初期假设地区之间不存在差异的个人受教育年限与性别、父亲政治面貌、家庭教育背景与家庭阶层背景的多层线性回归模型（OLS）和包括区县宏观层次影响变量地区经济社会发展水平的多层线性回归模型。　　模型1是改革初期假设地区之间不存在差异的同质化的个人受教育年限与性别、父亲政治面貌、家庭教育背景与家庭阶层背景的多层线性回归模型（OLS）。　　结果显示，改革初期，性别、父亲政治面貌、父亲受教育年限、父亲的阶层位置都对个人的受教育年限产生明显的影响。在控制其他变量的情况下，男性比女性平均受教育年限增加0.426年（p&0.001），父亲是中共党员的比不是党员的增加0.59年（p&0.05）,父亲的受教育程度每增加一年，子女受教育年限增加0.198年（p&0.001);父亲阶层位置的影响是，与父亲为工人的相比，父亲是农业生产者的子女的受教育年限减少1.356年（p&0.001），管理阶层、专业阶层和其他阶层与工人阶层相比，子女的受教育年限没有明显差异。　　模型2是区县层次的随机截距的多层线性模型。与模型1相比回归系数普遍减小，说明了在假设地区之间没有差距时，增加了犯第一类错误的几率，把地区之间的偏差放到了个人身上，这样就增加了模型预测的偏误，因此用多层模型才能较好地更加准确地预测回归系数。　　模型3是允许各自变量在区县之间随机变化的随机系数模型，与模型2 的结果相比，自变量的系数相应变小，但是变化不大。　　模型4是一个包括区县宏观层次变量改革初期地区经济社会发展水平与截距的交互效应。λ0 的估计值是-0.0148，没有统计显著性。说明了改革初期地区平均个人受教育年限与当地经济社会发展水平之间并不是正相关的关系，反而出现了经济社会发展水平高的地区，个人受教育年限相对减少的情况，这是与起初的预设是不相符合的。　　模型5是一个包括改革初期地区经济社会发展水平与个人层次自变量的交互效应模型。λ30的估计值是0.00548，不具有统计显著性。说明了在控制了性别、父亲政治身份、家庭背景变量的情况下，地区经济社会发展水平对个人受教育年限的均值的影响是微弱的。　　但是，与假设2不符，出人意料的是管理阶层与地区经济社会发展水平交互作用的系数(λ4)、专业阶层与地区经济社会发展水平交互作用的系数(λ5)都是负值，且都在1%的水平上有统计学意义。地区经济社会发展水平最高的地区的管理阶层与专业阶层的子女受教育年限的相对优势低于平均水平，但是与其他阶层相比仍然占有优势，这说明了地区经济社会发展对教育平等有正向作用。同时，在控制了区域经济社会发展水平的条件下，性别、父亲是否党员、父亲的教育等没有表现出地区之间随经济社会发展水平的提高对教育代际传递的优势。　　通过改革初期宏观区县层次的变量与个人层次的交互效应可以看出，宏观层次的区域间不同经济社会发展水平改变了不同地区之间家庭背景在教育代际传递能力上的相对优势，在改革初期，越是发达地区，工人阶层的子女的受教育年限存在的相对优势越大；而在经济社会发展水平落后地区，工人阶层子女受教育年限的相对优势明显下降；这说明了改革初期随着经济社会的发展水平的提高教育不平等程度有下降趋势，地区经济社会发展水平这一结构因素有着促进教育公平的效应。
表3 改革初期区域经济社会发展对个人受教育年限的影响多层回归估计
两层次模型（HLM）
微观层面系数
性别(1=男性）(α1)
父亲党员身份（1=是）(α2)
父亲教育年限（α3)
父亲阶层位置：
管理阶层(α4)
专业阶层(α5)
农业工作者(α6)
宏微观交互作用的系数
性别(1=男性）(λ1)
父亲党员身份（1=是）(λ2)
父亲教育年限(λ3)
管理阶层(λ4)
专业阶层(λ5)
农业工作者(λ6)
宏观层面的方差要素
截距（Var(μ0))
性别(1=男性）（Var(μ1)）
父亲党员身份（1=是）（Var(μ2)）
父亲教育年限（Var(μ3)）
管理阶层（Var(μ4)）
专业阶层（Var(μ5)）
农业工作者（Var(μ6)）
其他（Var(μ7)）
微观层面方差要素
Observations
Number of groups
Standard errors in parentheses
*** p&0.01, ** p&0.05, * p&0.1
　　表4报告了一组包含改革深化期假设地区之间不存在差异的个人受教育年限与性别、父亲政治面貌、家庭教育背景与家庭阶层背景的多层线性回归模型（OLS）和包含地区经济社会发展水平的多层线性回归模型。　　模型1是改革深化期假设地区之间不存在差异的的个人受教育年限与性别、父亲政治面貌、家庭教育背景与家庭阶层背景的多层线性回归模型（OLS）。结果显示，改革深化期期，父亲政治面貌、父亲受教育年限对个人的受教育年限产生明显的影响。而性别与父亲的阶层位置则没有显示统计显著性影响。在控制其他变量的情况下，父亲是中共党员的比不是党员的增加0.906年（p&0.1）,父亲的受教育程度每增加一年，子女受教育年限增加0.311年（p&0.001）。　　模型2是包括区县层次变量的个人受教育年限的随机截距的多层线性模型。与模型1相比回归系数普遍减小，因此用多层模型才能较好地更加准确地预测回归系数。　　模型3是允许各自变量在区县之间随机变化的随机系数模型，与模型2 的结果相比，自变量的系数相应变小，但是变化不大。　　模型4是一个包含地区经济社会发展水平与截距的交互效应。λ0 的估计值是0.0419，没有统计显著性。说明改革深化期地区平均个人受教育年限与当地经济社会发展之间不存在正相关的关系。　　模型5是一个包含地区经济社会发展水平与个人层面自变量交互效应模型。λ30的估计值是0.0716，不具有统计显著性。说明在控制了性别、父亲政治身份、家庭背景变量的情况下，地区经济社会发展对个人受教育年限的截距的影响是微弱的。　　与假设4不符，改革深化期，个人性别、家庭背景变量、父亲是否党员对个人教育获得的作用都没有随着地区经济社会发展水平的不同而出现显著的方向性变化。管理阶层、专业阶层、农业工作者阶层和其他阶层与地区经济社会发展水平的交互效应均呈正向关系，也不具有统计显著性。在改革深化期，优势阶层在不同地区之间并没有引起对子女教育代际传递能力的不同，这可能是由于教育年限这一指标在教育规模巨大扩张的前提下，已经不具有测量教育平等的应有效度。　　通过改革深化期地区经济社会发展水平与个人层次变量的交互效应可以看出，地区经济社会发展水平没有改变家庭背景的相对优势，在改革深化期，各阶层的子女的受教育年限不受地区经济社会发展水平的影响。
两层次模型（HLM）
微观层面系数
性别(1=男性）(α1)
父亲党员身份（1=是）(α2)
父亲教育年限(α3)
父亲阶层位置：
管理阶层(α4)
专业阶层(α5)
农业工作者(α6)
宏微观交互作用的系数
性别(1=男性）(λ1)
父亲党员身份（1=是）(λ2)
父亲教育年限(λ3)
管理阶层(λ4)
专业阶层(λ5)
农业工作者(λ6)
宏观层面的方差要素
截距（Var(μ0))
性别(1=男性）（Var(μ1)）
父亲党员身份（1=是）（Var(μ2)）
父亲教育年限（Var(μ3)）
管理阶层（Var(μ4)）
专业阶层（Var(μ5)）
农业工作者（Var(μ6)）
其他（Var(μ7)）
微观层面方差要素
Observations
Number of groups
Standard errors in parentheses
*** p&0.01, ** p&0.05, * p&0.1
&　　　　七、结论与讨论　　首先，研究发现个人受教育年限的地区之间的差距在改革深化期明显高于改革初期，由改革初期的22.1%，扩大到改革深化期的27.8%，也就是随着经济社会发展和教育制度的变迁，个人受教育年限的地区之间的差距不是缩小了，而是进一步拉大。这与我国区域经济社会发展总体差距不断扩大的现实是相符的。　　其次是，研究发现了地区经济社会发展水平对阶层相对教育优势的影响，研究表明，改革初期，与假设1的预期不相符的是，地区经济社会发展水平的提高不但没有增大阶层之间教育代际传递的相对优势，而且随着经济社会发展水平的提高，优势阶层的代际教育传递能力出现了相对下降趋势；出现了越是经济社会发展水平高的地区，个人受教育年限的不平等程度越低的平等化效应，这是起初研究假设所没有估计到的。可能的解释是，改革初期，受我国渐进式改革路径的影响，越是经济社会发展水平高的地区，单位制和国有化程度更高，阶层分化水平反而降低，加上城市教育改革的滞后，所以，个人受教育年限没有表现出随着地区经济社会发展水平的不同而出现的差异，这是教育与经济发展的不同步的表现（林宗弘、吴晓刚，2010）。　　再就是在改革深化期，随着地区之间经济社会发展水平和教育回报率差距的扩大也没有改变阶层教育获得的相对优势，而是各阶层的教育代际传递能力的相对优势在不同经济社会发展水平的地区出现了趋同的现象。这可能是由于改革以来我国城市教育的巨大发展，不同地区之间的同一阶层的个人受教育年限已经不存在明显的差别，但是在关系到与就业相关性强的高等教育的获得上会表现出相关性（Mare,1981），这需要在以后的研究中进一步探讨。　　 总的来看，与改革初期相比，改革深化期的地区经济社会发展水平通过家庭背景对个人教育年限的影响在不断增强。从教育分层的情况看，改革初期由于政策惯性和劳动力市场发育不够充分，区域之间的教育分层趋于平等化的倾向；而改革深化期，尽管教育分层还没有出现随着区域经济社会发展水平的提高而加剧的情况，但是，与改革初期的区域结构因素所产生的平等化效应相比，已经显示出随着地区经济社会发展水平的提高，阶层之间在教育利益上的差距有扩大的趋势。如果不在收入分配制度上逐步减小各阶层之间的差距和在公共教育制度上采取更加均衡的措施，随着市场化的发展将会看到地区经济社会发展水平逐步扩大和由此引发的教育不平等的继续扩大，将会进一步增强社会的疏离感（吉登斯，）。　　注释　　①年出生的同期群是1977年恢复高考后升入大学的，正处于改革初期。年出生的同期群考大学的时段正处于改革深化期（李煜，2006）。　　②布劳和邓肯（Ｂｌａｕ＆Ｄｕｎｃａｎ，１９６７）根据每一种职业的平均教育水平和平均收入水平计算出职业的社会经济地位指数（ＳＥＩ），后来特里曼（Ｔｒｅｉｍａｎ）、甘泽布姆（Ｇａｎｚｅｂｏｏｍ）和格拉夫（Ｇｒａａｆ）等又根据不同国家数据将社会经济地位指数转换成国际标准职业社会经济地位指数（ＩＳＥＩ）。本文参照Jeremy Flaherty and Ralph B.Brown.“A Multilevel Systemic Model of Community Attachment:Assessing the Relative Importance of the Community and Individual Levels”,American Journal of Sociology,Volume 116 Number 2(September 中的宏观层次变量测量，用样本的汇总变量Mean SES作为区域层次的综合社会经济发展水平。　　③sigma_u和sigma_e分别是组间和组内随机误差，反应变量不具有独立性，即同组的测量值具有某种程度的相似性，相似程度用组内相关系数(intra-class correlation, ICC)?籽衡量。当?籽≥0.138时，说明关联程度高，必须用多层模型。　　参考文献　　[1]郝大海，李路路．区域差异改革中的国家垄断与收入不平等[J]．中国社会科学，2006，（2）：110-124．　　[2]吉登斯．第三条道路——社会民主主义的复兴[M]．北京：北京大学出版社,2000．　　[3]李春玲．社会政治变迁与教育机会不平等——家庭背景及制度因素对教育获得的影响（）[J]．中国社会科学，2003，(3)：86-98．　　[4]李路路.社会结构阶层化和利益关系市场化——中国社会管理面临的新挑战[J]．社会学研究，2012，(2)：1-19.　　[5]李煜．制度变迁与教育不平等的产生机制——中国城市子女的教育获得（）[J]．中国社会科学，2006，（4）：97-109.　　[6]陆学艺．当代中国社会阶层研究报告［Ｍ］．北京：社会科学文献出版社，.　　[7]刘精明．中国基础教育领域中的机会不平等及其变化[J]．中国社会科学，2008，（5）：101－116.　　[8]刘欣.中国城市的阶层结构与中产阶层的定位[J]．社会学研究，2007，(6):1-14.　　[9]林宗弘,吴晓刚.中国的制度变迁、阶级结构转型和收入不平等[J]．社会，2010，(6):1-40.　　[10]仇立平.回到马克思: 对中国社会分层研究的反思[J].社会,2006，(4)：23-42.　　[11]沈原.社会转型与工人阶级的再形成[J].社会学研究,2006，(2):13-36.　　[12]孙立平.断裂:20世纪90年代以来的中国社会［Ｍ］.北京:社会科学文献出版社,.　　[13]吴晓刚. 年中国的经济转型、学校扩招和教育不平等[J]．社会,2009，(5):88-113.　　[14]A. 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Through a multilevel analysis, it shows that in early stage of reform(), economic growth de-presses the professional strata’s advantage of educational attainment across generations and economic growth does not affect the net differences of the different strata’s advantage of educational attainment across generations, in post stage of reform().A plausible interpretation is that these results are largely due to the lack of a true labor market in urban China.　　Key words： eeconomic andeducational inequality
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