摘 要：文化资本是深化家庭背景影响教育获得研究的重要变量。通过家庭背景和文化资本，高雅文化资本与文化资源对教育获得影响的差异分析，验证了文化资本的直接效应假设、调节效应假设，以及教育再生产假设，揭示了联接家庭背景和教育获得之间最具隐蔽性和社会投资性的文化资本作用机制。研究发现：家庭背景对教育获得产生直接影响；家庭背景效应部分以文化资本为中介发挥作用，教育获得差异部分是由于家庭文化活动如高雅文化活动、文化投资和文化氛围等差异导致；文化资本对教育获得也产生直接影响，家庭文化资本越高，受教育年限越长；当前文化资本影响教育获得以高雅文化排斥机制为主，人力资本机制为辅。另一方面，与家庭背景相比，文化资本对教育获得的影响更大，教育获得呈现间接再生产的趋势。
关键词：家庭背景；文化资本；教育获得
一、引言
哪些因素导致教育获得的差异？一般认为，个体的天赋和能力、学校、家庭背景可能影响教育获得。其中，家庭背景的影响更为学术界所重视。英国普洛登报告（Plowden Report）和美国科尔曼报告（Coleman Report）认为家庭对学业成绩的影响远超过学校因素，家庭背景比学校能更好地解释学生学业成绩差异，他们的研究成果使人们意识到并非学校质量而是家庭背景对学生的学业成绩产生重要影响。此后，西方国家出现了大量有关家庭背景与子代在校表现、学习成绩关系的研究成果。这些研究结果大都表明，教育在社会平等之间所起的作用有限，家庭因素对子代学习成绩有相当大影响。[1]因此，家庭背景对子女教育获得具有重要影响。
但如何界定家庭背景，即家庭背景包含哪些因素，同时在这些因素中，哪些要素又是最为关键成为研究者所关心并不断探讨的问题。近年来，随着布迪厄理论的实证化，尤其Dimaggio、Teachman、Ericson等学者对文化资本的操作化测量，家庭背景的文化资本维度越来为教育不平等研究所重视。目前国内相关研究仍然较为稀少，为此笔者拟在梳理文化资本概念操作化测量发展演化基础上，探究家庭背景、文化资本对教育获得各自的作用，以及家庭背景与文化资本相互之间的关系。
二、文献述评
（一）家庭背景与教育获得
家庭背景在不平等研究中经常被视为阶级起点（class origin）o探究家庭背景与教育获得之间的关系是教育不平等研究的核心议题。20世纪70年代以来，西方学者以布劳.邓肯的地位获得模型作为基础模型，不断改进家庭背景的概念框架、测量指标和研究方法，在基准模型即社会经济地位指数基础上加入了社会心理变量，科尔曼的社会资本等中介变量，来解释家庭背景因素对教育获得影响的因果机制。其中，布劳-邓肯模型关注的是家庭背景的社会经济地位维度，认为出身于家庭社会地位指数高的学生，其学业表现要好于家庭社会经济地位指数低的学生；威斯康辛模型关注家庭背景的社会心理学维度，研究发现父母对子女的教育和职业期望，子女本人的教育和职业抱负成为考察教育获得的重要变量；科尔曼模型则关注家庭背景的社会资本维度，研究发现家庭社会资本，尤其是父母与子女间的亲密关系是促进子女学业成功的重要条件。因此，家庭背景影响教育获得的中间变量在研究中得到不断地深化。
近年来，家庭背景在国内教育获得研究中逐步被重视起来。教育不平等研究逐渐从考察制度变迁和个体作用，转到关注家庭背景的影响[2]。国内一些学者如张翼、李煜、李春玲、方长春等的研究，均验证了家庭背景对教育存在着显著作用。
李春玲指出导致教育机会不平等的因素主要包括家庭背景和制度因素两个方面。其中，家庭背景指的是家庭拥有的社会资本（父亲职业地位）、文化资本（父亲文化水平）、经济资本（家庭收入）和政治资本（家庭成分）。研究发现，1978年之后，教育机会分配的不平等程度逐步增强，家庭背景及制度因素对教育获得的影响力不断上升[3]。李煜研究发现家庭背景（父母教育程度、父亲经济能力、权力特权和社会网络资源）对子女教育获得的影响存在着三种不同模式，即文化再生产模式、资源转化模式和政策干预模式。研究发现，恢复高考后，家庭教育背景成为改革初期教育不平等的主要原因；1992年以后社会分化加剧，家庭阶层背景的效用显现，教育不平等的产生机制转变为资源转化与文化再生产双重模式并存[4]。还有的研究表明，“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。”[5]方长春以父亲和母亲的教育、收入与职业来度量家庭背景，并以此考察其对教育分流的影响。研究发现，不同家庭背景中的物质条件和非物质条件（家庭所提供或营造的文化条件）差异导致教育的分流[6]。
由上可见，家庭背景被认为是影响教育获得的重要变量。随着研究的深入，家庭背景操作化指标逐步扩大，包括了经济资本、社会资本、政治资本等。同时家庭背景中的文化维度，如文化条件、父母教育等逐渐受到重视。但已有研究由于问卷变量限制，指标操作化测量较为简单，如文化资本简单以父母受教育程度来指标，缺乏理论指向。同时，家庭背景中的社会结构因素如单位和城乡差异对教育获得影响也无法体现。更为重要的是，家庭背景中某一关键维度与其他家庭背景指标之间关系尚未得到进一步的研究。基于此，笔者拟在较为全面测量家庭背景指标之后，深入分析文化资本与其他家庭背景变量之间的关系。
（二）文化资本与教育获得
早在1966年，科尔曼已经指出教育不平等的根源包括了家庭背景和文化背景[7]。与社会资本一样，文化资本也是家庭背景效应的重要中介机制。文化资本维度的研究极力批判家庭背景测量中单一的社会经济地位维度，认为文化因素也是家庭背景发挥作用的重要机制。文化资本维度的引入不仅能提高家庭背景作用的解释力，同时能将家庭背景效应的研究置于更广阔的社会结构视角。随着文化因素在不平等研究中的兴起，文化资本得到了极大发展，并表现出较强的理论解释力。文化资本研究的开创者是布迪厄（P.Bourdieu），随后一些研究者如迪马吉奥（P.Dimaggio）、蒂彻曼（J.Teachman）、迪拉夫（P.DeGraaf）等发展了文化资本概念。
1.高雅文化资本与教育获得
文化资本最主要的代表人物是法国社会学家皮埃尔.布迪厄。文化资本是在批判教育功能论、人力资本理论基础上提出来的。布迪厄认为仅从经济、投资和利润等纯经济视野来解释教育行动，没有考虑到家庭传统、阶级差异、社会结构、学术和教育制度、教育策略等社会与实践因素，不可避免地会遗漏最隐蔽的、最具社会决定性的教育投资即家庭所输送的文化资本[8]。布迪厄的实证研究表明，学生的学术行为与父母的文化背景紧密相关，经济方面的障碍不足以解释“教育死亡率”因社会阶级不同而产生的巨大差别；文化是影响教育获得的重要因素，通过家庭文化资本的作用，高阶层的家庭可以得到有利于学校学习的文化。因此，他们获得教育成功的可能性较其他阶层来得大。
布迪厄的文化资本研究激发了从文化维度来探讨教育获得不平等的研究兴趣。保罗•迪马吉奥首先将布迪厄的文化资本应用于美国的实证研究，他认为能力和家庭背景不能完全解释学习成绩差异，尤其是传统家庭背景测量方式无法涵盖地位群体的文化因素对教育获得的影响。地位群体和文化在已有研究中常常被忽视，为此他结合韦伯的地位群体文化与布迪厄的文化资本，研究发现地位文化参与会对个体生活机遇的某个方面如高中生的学习成绩产生影响，即在控制家庭背景和能力之后，文化资本对学习成绩具有显著影响[9]。随后，迪马吉奥和摩尔进一步指出对地位群体文化参与的测量是解释社会分层研究文献中许多不同寻常发现所必需的，对地位群体文化参与的更完善测量将显示它对社会分层结果更强大的影响。他们在威斯康辛模型的基础上，加入地位群体文化参与（高雅文化资本）变量，建立了社会分层过程的修正模型。并预期该模型在预测力和理论解释上能够带来巨大的进步[10]。
2.文化资源与教育获得
与聚焦于地位群体文化或者高雅文化资本、形式文化资本不同，另一些学者则从文化资源、教育资源的维度分析家庭背景中文化因素的作用。
蒂彻曼指出在大多数研究中，家庭背景是通过社会经济地位指标，例如父母的教育、家庭收入来测量，该测量方式是一种不完全的测量。通过研究发现，父母利用教育资源创造良好的家庭氛围有助于子女获得更高的教育，认为家庭中可获得的教育资源也是影响教育获得的重要变量[11]。
迪拉夫认为，在人力资本框架内，家庭背景的人口学测量方式不能完全包含投资，例如父母的时间投资，也无法代表直接的教育资源，例如书籍的数冃和家庭环境等。因此，扩展家庭因素预测教育获得的标准集存在两个理由：第一，父母的教育和职业声望、父母的收入和家庭规模等这些测量是不彻底的；第二，这些变量仅仅是描述性的，无法揭示联结家庭背景和教育获得的关联机制。在他看来，地位群体文化参与的详细测量或者教育资源可以弥补人口学测量的不足。首先扩大了家庭因素的概念，其次，家庭背景影响教育获得的机制——家庭文化环境与学校文化之间的失配能够得到进一步的阐释。只有这样，对家庭背景效应的论述不再是假设的同义反复[12]。他进一步指出，参与高雅文化活动的测量已经在一些教育获得研究中得到展示，文化资源的概念是更为合适的。研究发现家庭背景和子女教育获得之间的关系是受文化资源的影响。
国内的一些研究开始逐步用文化资本的视角来分析教育获得。有研究指出，“文化资本有助于居民在初中升入高中和高中升入大学的教育转换中成功，文化资本实现着家庭优势地位的代际传递。[13]”“文化资本是家庭背景影响教育获得的中介机制，家庭背景和文化资本在初中以上教育获得中的影响同时存在，家庭背景的直接影响和间接影响都得到支持。”[14]还有研究从家庭的文化资源和父母的文化活动来测量文化资本，包括家里图书拥有量；是否有地图和地图册、儿童杂志；是否有专门读书的地方；是否有专供儿童读书的场所；父亲读新闻报纸的频率；父亲读科学、技术书籍，文学、历史以及传记作品的频率。前5个内容测量家庭的文化资源，后2个指标测量父母创建高雅文化氛围的意愿和能力。研究发现，在控制家庭背景的情况下，文化资本对子女教育获得仍具有显著影响，而且中国文化再生产和文化流动两种模式同时并存；文化资本对教育获得的作用因宏观政治进程的变动在不同历史时期而有所不同[15]。文化资本如何发挥作用，质性的研究发现，“文化资本与社会资本的投入影响不同社会阶级学童家庭教养的情况，其中，文化资本高的父母，拥有较高的能力与资源，能够在子女的学习过程中给予帮助，更可以运用课外补习提升他们的学习能力，使其较能掌握学校课程，取得较好的学业表现。”[16]
已有研究表明，在中国，文化资本与教育成功存在很强的相关性。但这些研究未能指明文化资本作用的机制，即为什么文化资本能转为正向的教育结果。同时在研究设计存在一些需要改进的地方：一是，在变量的操作化测量方面，将文化资本简单地操作为家庭文化氛围，且测量指标较为单一，忽视文化资本的其他维度；在家庭背景测量方面，也缺少与已有研究成果和理论对话。二是文化资本与教育获得关系研究未能置于布迪厄的理论框架内，也就无法进一步区分布迪厄的狭义高雅文化资本定义与广义文化资源对教育获得的差异影响；三是由于研究侧重点不同，以及研究方法逻辑回归方法的局限，未能深入讨论家庭背景与文化资本在影响教育获得上差异和相互关系。
为此，笔者提出文化资本直接效应假设，即在控制家庭背景效应之后，文化资本对教育获得具有显著的直接作用。同时，提出文化资本调节作用假设：文化资本能够调节家庭背景效应，即家庭的社会经济背景部分是以文化资本为中介发挥对教育获得产生影响。同时，提出，教育再生产的差异假设，即通过比较家庭背景与文化资本效应的大小可以区分教育是间接再生产还是直接再生产。
3.文化资本作用机制：高雅文化排斥机制还是人力资本机制
已有研究较少关注文化资本的作用机制，无法回答文化资本是如何发挥作用的。文化资本有助于获得更高的教育水平，存在着两种解释：一是，学校老师或其他权威对学生的惯习、态度和品位进行了积极的评价或认同[17]；二是，子女在父母有意识或无意识培养下，获得了在学校教育中十分重要的各种抱负、能力和技能[18]。前者可称之为高雅文化排斥机制，后者则可称之为人力资本机制。
高雅文化排斥机制是布迪厄文化资本作用机制的经典解释。父母文化资本对子女教育获得的正向作用是因为父母的文化资本传递了特定的文化性情，包括对支配阶级高雅文化的熟悉。该机制强调掌握支配阶级的文化符码的重要性，认为教育体系及其代言人是亲高雅文化性，文化资本在教育过程中被视为一种财富，并有助于获得更高的教育水平，是因为学校的老师或其他权威对学生的惯习、态度和品位进行了积极的评价或认同。一方面，接受文化资本熏陶的子女可能更好地掌握学习材料，抽象概念等，也更为老师所重视；另一方面，文化资本高的学生不会将学校文化氛围视为是敌意的，因为学校文化氛围与家庭氛围具有极强的相似性。相反，缺少文化资本，学生就会自我淘汰，或者较难在学校中获得成果，或者无法获得教师的认同，体现为一种文化与社会的排斥。因此，文化资本有助于实现社会再生产。
人力资本机制认为文化资本的代际间传递依托教育资源、阅读、文化熏陶等提高了子女的人力资本，进而提升子代的学业表现。即教育程度较高的家长有能力创造良好的学习氛围、进行课外课程的投资和补习，并对其孩子的学习进行辅导、答疑，改进其学习方法和技巧等。通过父母有意识或无意识培养下，子女获得在学校教育中具有十分重要作用的各种抱负、能力和技能、语言和认知能力。基于此，文化资本被认为有助于社会流动。
文化资本的两种作用机制表明文化资本既能够提高子女学校教育所重视的重要能力，也反映了家庭背景的偏好和态度。父母文化资本对子女教育获得的影响是因为父母的文化资本传递了特定的文化性情，包括对支配阶级高雅文化的熟悉，另一方面，父母的文化资本代际之间语的言和认知能力、阅读、知识、抱负、提升了学校所重视的人力资本传递。为此，笔者提出文化资本作用机制差异假设，如果文化资本有助于社会再生产，则高雅文化资本的作用大于文化氛围等在内的文化资源的作用，反之，文化资本则有助于社会流动。
三、数据来源、变量操作化、研究假设
（一）数据来源
调查数据来源于复旦大学中国统战基础理论研究基地和上海大学社会学系“上海社会结构研究”课题组于2008年5月到10月进行的上海市民生活现状调查。问卷内容包括个人基本情况、文化生活、职业评价、地位认同等①。
调查过程。抽样和入户调查委托上海市城乡调查队实施，釆用不等概率抽样方法，先从上海18个区县抽取13个区县；再根据每个区县街道或乡镇数量，共抽取118个街道或乡镇；然后在被抽取的街道或乡镇抽取500个居委会或村委会，每个居委会或村委会再随机抽取10户家庭，并在每户家庭中随机选择1名符合劳动年龄（16-65岁）的非在学人口。
（二）变量测量
1.自变量
（1）文化资本。文化资本概念操作化一直是学界研究难点。拉蒙德和威宁指出，文化资本的概括性和布迪厄的复杂定义导致操作化困难[19]。金士顿认为由于布迪厄对文化资本的解释含糊不清，以致难以对文化资本概念进行有效测量[20]。在文化资本操作化上，文化资本的不同测量，有时甚至是竞争性的，但有时也应该是相互补充的，以便能够完善我们对文化资本概念的理解和测量[21]。笔者拟借鉴已有文化资本测量的一些普遍指标，将文化资本界定为包括高雅文化资高雅文化活动的参与情况：询问被访者参加以下活动的频率：观看童话剧、文化演出；参观艺术展览；国内外旅游。回答为“经常”、“偶尔”、“没有”，分别编码为“2”、“1”、“0”。
家庭文化氛围：询问被访者父母进行以下活动的频率：父母看书或阅报；父母在书桌上写文章。回答为“经常”、“偶尔”、“没有”，分别编码为“2”、“1”、“0”。文化投资情况：询问被访者进行以下活动的频率：参加各类艺术班（琴棋书画等）；参加各类补习班或请补习老师；参加各类兴趣班活动（如航模、船模、天文、气象、摄影等）。回答为“经常”、“偶尔”、“没有”，分别编码为“2”、T、“0”。
（2）家庭背景。科维斯认为家庭背景可以分为结构、过程、态度、资本维度。其中，结构维度包括社会经济地位、家庭类型和规模、兄弟姐妹的性别和出生间隔、排行以及教育资源如家庭信息技术等；过程维度强调了父母特征、家庭互动、家校关系（父母对子女学校事务的参与和支持）；态度涵盖了父母和子女对于教育的期望和职业抱负；家庭资本维度则连接了结构变量和过程变量，包含了经济（物质）资本、社会资本、文化资本等[22]。借鉴已有家庭背景操作化指标，本研究中的家庭背景主要指14岁时父母亲的教育水平、职业地位、月平均收入、单位性质，以及户籍制度。
父母教育水平：父母平均受教育年限，即父亲和母亲受教育年限加权平均数。
父亲的职业或阶层背景：调查中，以受访者14岁时父亲职业为指标。根据父亲职业操作化为定类变量，即将“农民”赋值为0并作为参照组；“工人”赋值为“1”、“专业技术人员”赋值为“2”、“商业或服务人员”赋值为“3”、“办事人员或职业”赋值为“4”、“机关企事业单位负责人”为“5”。
家庭经济地位：询问被调查过去一年的月平均收入，然后对收入取对数。
被调查者的出生地：将农村出生的赋值为0，城市出生赋值为lo
父亲工作单位性质：将体制内赋值为1，体制外赋值为0。
2.因变量：受教育年限
教育通常是通过测量已完成的教育年限[23]。通过访问被调查者的受教育程度，“没有受过正式教育”赋值为0年，“小学”为6年，“初中”为9年，“高中或中专”为12年，“大专或高职”为15年，“大学及其以上”为16年。
3.控制变量
被调查的性别：已有研究普遍认为，教育获得会因性别不同而不同。本研究也将性别作为控制变量，在模型分析时，将性别作为虚拟变量：“男性”赋值为“1”，女性赋值为“0”。被调查的年龄：文化资本、家庭背景以及教育获得在不同年代具有不同特征。借鉴已有研究，笔者仍然将年龄作为控制变量。在模型中，年龄变量是采用定比变量，即用调查时间减去出生年月。并对年龄进行对中处理，即用被调查的年龄减去平均年龄，同时考虑到年龄的非线性效应，也将年龄平方纳入分析模型。
（三）研究假设
家庭背景作用假设：父母社会经济背景对教育获得产生直接的显著影响。社会地位高的父母因为受过较高教育和从事较好的职业，其子代有可能获得更长的受教育年限。
假设1：家庭背景越好，受教育年限越长。
假设1-1：家庭职业地位越高，受教育年限越长。
假设1-2：家庭经济地位越高，受教育年限越长。
假设1-3：父母平均受教育年限越长，受教育年限越长。
假设1-4：父代工作单位在体制内的要比体制外的被调查获得更长的受教育年限。
假设1-5：出生地在城市的要比农村的被调查获得更长的受教育年限。
文化资本作用假设：文化资本理论认为家庭文化资本能在学校教育中传递并得到回报。因此，教育获得差异是由文化资本传递或积累差异所导致。
假设2：文化资本越高，受教育年限越长。
假设2-1：高雅文化得分越高，受教育年限越长。
假设2-2：文化氛围得分越高，受教育年限越长。假设2-3：文化投资得分越高，受教育年限越长。假设2-4：客观文化得分越高，受教育年限越长。文化资本调节作用假设：家庭社会经济背景对教育获得影响部分是通过文化资本发挥作用，文化资本的加入将会削弱家庭社会经济背景的作用。
假设3：家庭背景对子女教育获得的影响部分通过子代文化资本起作用。
假设3-1：加入文化资本变量后，父亲职业对子女教育获得影响的回归系数将下降。
假设3-2：加入文化资本变量后，家庭的经济地位对子女教育获得影响的回归系数将下降。
假设3-3：加入文化资本变量后，父亲受教育年限对子女教育获得影响的回归系数将下降。
文化资本作用机制差异假设：区分文化资本的不同类型及其作用差异是十分重要的。笔者将文化资本分为4种类型，并且分为归为高雅文化资本与非高雅文化资本（文化氛围、文化投资、客观文化）以区分文化资本的高雅文化资本排斥机制和人力资本机制。
假设4-1：如果高雅文化的标准化回归系数大于文化氛围、文化投资、客观文化的系数，那么文化资本的主要作用机制是高雅文化排斥机制。
假设4-2：如果高雅文化的标准化回归系数小于文化氛围、文化投资、客观文化的系数，那么文化资本的主要作用机制是人力资本机制。
教育再生产差异假设：通过比较家庭经济背景与文化资本效应可以区分教育是间接再生产还是直接再生产。
假设5-1：如果家庭背景的作用大于文化资本的作用，那么教育再生产是以直接再生产为主的。
假设5-2：如果家庭背景的作用小于文化资本的作用，那么教育再生产是以间接再生产为主。
（四）统计模型
多元线性回归模型（Ordinary Least Square，OLS），该模型用于分析定距层次的因变量。被调查者的教育年限作为定距的因变量，本研究将采用该模型分析。
其中，yi代表受教育年限；a表示截距，表示当自变量为0时，受教育年限的平均值。％指的是非标准化回归系数，表明在控制其他变量的情况下，治每改变一个单位，为的平均改变区个单位。e表示随机误差。Xk是性别、年龄及其年龄平方、出生地、父亲工作单位性质、父亲职业、月平均收入对数、父母亲、受教育年限，文化资本。
四、数据结果与分析
（一）文化资本的因子提取
由于文化资本的操作化指标相关度较高，笔者釆用因子分析的主成分法，并经Varimax旋转，获得因子分析结果，其中特征值大于1的因子共4个，共解释61.91%的方差（见表l，图表省略）巴特利特球体检验结果显著（sig=0.000）?KMO值为0.8490，超过0.8，表明10个变量的因子分析效果很好。
通过因子旋转，突出因子在某些变量上的负载，降低在另一些变量上的负载，根据负载最高的几个变量的意义对因子加以命名。因子1主要与高雅文化有关，参观艺术展览、参观博物馆、观看话剧3个负载都在0.75以上，克朗巴哈系数为0.7742，在其他变量上的负载均很小，所以将第1个因子命名为高雅文化因子。因子2主要同父母的文化熏陶影响有关，父母读书看报、写文章这两个变量的负载分别为0.846、0.852，其余变量上的负载均较小，所以将第2个因子命名为文化氛围因子，克朗巴哈系数为0.7459。因子3主要同文化投资相关，如参加补习班、兴趣班等，参加艺术班、补习班、兴趣班这3个变量的负载分别为0.733.0.713.0.653，其余变量上的负载均较小，所以将第3个因子命名为文化投资因子，克朗巴哈系数为0.6262o因子4主要同文化商品如电脑、地图、字典等相关，这3个变量的负载都在0.5以上，所以将第4个因子命名为客观文化因子，因子4的克朗巴哈系数为0.575。
（二）家庭背景、文化资本与教育获得的多元线性回归分析
已有研究普遍认为家庭背景对子女受教育年限具有显著影响，但未说明家庭背景是如何发挥作用的。国外研究发现，文化资本能部分解释家庭背景对教育获得的影响差异。笔者通过多元线性回归模型（见表2，省略）分析文化资本变量与家庭背景变量对教育获得的影响，即在控制家庭背景变量后，文化资本对教育获得的影响；引入文化资本后，家庭背景作用变化。自变量是性别、年龄及其年龄平方、出生地、父亲工作单位性质、父亲职业、月平均收入对数、父母亲、受教育年限，文化资本。因变量是受教育年限。模型1关注的是人口学变量、社会结构变量对教育获得的影响，模型的决定系数为0.221。性别、年龄具有统计显著性。男性要比女性获得更长的受教育年限。年龄的作用是一个倒U型，在65岁之前的被调查者，随着年龄增加，受教育年限也在增加。出生地和父亲工作单位性质也具有统计显著性，城市出生的被调查要比农村出生的被调查者获得更长的受教育年限。父亲在体制内工作的被调查者要比父亲在体制外的被调查接获得更长的受教育年限，假设1-4和假设1-5得到了证实。可见，社会结构因素是制约个人教育获得的重要因素之一。
模型2在模型1的基础上加入了家庭的经济地位和职业地位，模型的解释力增加了3.2%。家庭的月平均收入和父代职业都具有统计显著性，且回归系数为正数。说明在控制社会结构变量、年龄、和性别之后，家庭的经济资本和职业地位仍然对教育获得产生直接影响。家庭的经济资本越多，被调查者的受教育年限越长，假设1-2得到证实。与父亲职业为农民的被调查者相比，父代职业为专业技术人员、单位负责人、办事人员或职员、商业或服务人员、工人的被调查者的受教育年限分别要增加1.44年、1.32年、1.10年、0.662年和0.631年，整体上，父亲职业地位越高，子女受教育年限越长，假设1-1得到了证实。而且在加入表2影响教育获得的多元线性回归分析（OLS）
3.参照组：a为女性；b为农村；c为非体制内；d为农民；4.+p<0 .10，*pv0.05，**pv0.01，***pv0.0010
经济资本和职业之后，出生地和父亲工作单位性质的回归系数显著下降。这表明，家庭经济资本和父代职业地位变量调节了社会结构要素对受教育年限获得的影响。
模型3在模型2的基础上加入了父代教育资本，模型的解释力增加了1.4%。父母亲的平均受教育年限均具有统计显著性，父母亲受教育年限每增加1年，被调查者的受教育年限分别增加0.076年和0.115年，母亲的标准回归系数（beta=0.1）大于父亲受教育年限（beta=0.08），假设1-3得到了证实。加入教育资本之后，经济资本和父亲职业地位的回归系数均有下降。这表明，经济资本和职业地位部分是以父母亲的教育资本为中介发挥作用的。
模型4在模型3的基础上加入了文化资本的4种类型变量，模型的解释力增加了2.3%，达到29.0%o引入文化资本变量提升模型的解释力。文化资本变量均具有统计显著性，且回归系数为正数，说明在控制其他变量的情况下，高雅文化、文化氛围、文化投资、客观文化得分每增加1分，被调查者的受教育年限分别增加0.0257年，0.0151年，0.0234年、0.0203年。在控制家庭背景变量影响之后，文化资本得分仍然对教育获得的产生作用，假设2得到了证实。加入文化资本变量之后，经济资本变量、父亲职业地位变量、母亲受教育年限变量尽管仍具有统计显著性，这些变量的回归系数显著下降。经济资本回归系数的解释力下降了11.37%、母亲教育水平下降了3.04%、父代职业回归系数的解释力平均下降近30.55%②。这说明家庭经济资本作用的11.37%，母亲教育水平作用的3.04%和职业地位的30.55%是通过文化资本发挥作用的。文化资本部分解释了家庭背景对教育获得的影响，假设3得到了证实。
就标准回归系数而言，高雅文化资本的作用最大（beta=0.136）.文化氛围次之（beta=0.104）.文化投资（beta=0.087）o假设4-1得到了证实，假设4-2未获证实，这说明，文化资本发挥作用的主要机制是以高雅文化排斥机制为主，以提升人力资本为辅助。在职业地位中，最大的是专业技术人员（beta=0.084）、母亲受教育年限（beta=0.082），经济资本（beta=0.058）、客观文化资本（beta=0.013）。整体上，文化资本的平均作用（0.085）要大于家庭背景的作用。可见，教育再生产中直接再生产与间接再生产同时并存，但主要是通过间接再生产而实现的，假设5-1未获证实，假设5-2得到了证实。简言之，文化资本要比家庭经济资本、父亲职业、教育对获得发挥更大的作用。这说明，文化资本对于教育获得的重要意义。
五、结论与讨论
通过分析家庭背景、文化资本对教育获得的影响，家庭效应可以分为直接效应和间接效应。直接效应体现为作为家庭背景指标的父代受教育程度、职业地位，经济收入等会对子代受教育年限产生显著性影响。间接效应则体现为家庭背景依托各种资本形态如权力资本、文化资本、社会资本等对受教育年限产生影响。我们可以得出以下结论：
第一，社会结构因素是制约个人教育获得的重要因素之一。单位和地区是再分配体制下的两大结构壁垒[24]。本研究发现，父代单位性质和被调查出生地区对教育地位获得产生显著性影响，尤其地区变量的影响是深刻的、持续性的。这说明父代工作单位性质差异和出生地的城乡区隔导致了家庭背景在资源含量上存在差异，进而影响教育获得差异。
第二，家庭背景对教育获得存在直接影响。父代的职业地位、家庭经济地位，以及父母的受教育程度均对教育获得产生影响。家庭背景越好，受教育年限越长。由此可见，家庭的社会经济地位优势能够直接转化为教育优势。可能的原因在于“高阶层家庭利用占有社会经济资源的优势，在升学和择校的过程中减少竞争烈度，将部分竞争者排斥在竞赛之外，甚至垄断教育机会”[25]。与此同时，教育程度较高的父母培养子女的特定方式使得子女能够获得各种能力和技能，并且在教育体系中表现出色。简言之，在控制文化资本变量之后，父母社会阶级变量仍然保持较大且显著的直接影响。
第三，文化资本对教育获得具有显著的直接效应，并且调节了家庭背景效应。教育获得的家庭背景差异部分是由于家庭文化活动如高雅文化活动、文化投资和客观文化氛围等差异导致。
在控制家庭背景效应之后，文化资本仍然对教育获得产生直接的影响。许多学者对法国以外的国家研究表明“高雅文化资本”之外的文化资本类型也与教育获得紧密相关。本研究同样发现，在文化资本的类型作用中，高雅文化与非高雅文化，即文化投资、文化氛围、客观文化资本都对教育获得产生显著影响，说明文化资本对教育获得产生影响，既依赖于高雅文化排斥机制，也通过人力资本机制发挥作用。换言之，通过熟悉教育体系中所珍视的高雅文化知识、艺术形式，可获得教师的认同和偏好，因而可能获得较长的受教育年限。家庭的文化投资、文化氛围的营造可能有助于提升子女的各种知识和技能，进而为赢得教育优势奠定了基础。家庭文化资本的传递不仅提高了子女受学校重视的各种能力，也反映了家庭背景的偏好和态度。
而且在本次调查中，高雅文化资本的回归系数大于非高雅文化资本，这说明，文化资本传递更多的是学习高雅文化的品味和偏好而非学习实际技能，这支持了布迪厄关于文化资本作用的解释。需要指出的是，参观博物馆、话剧等高雅文化熏陶也可能有助于提升学业信心和学业获得，并且这些高雅文化活动有助于对抽象概念和意识符号的理解，也有可能获得较高的受教育程度。
第四，整体上，文化资本获得差异与教育获得差异紧密相关。文化资本得分较低的被调查者很难获得更高的教育程度。相反，文化资本得分越高，受教育年限越长。文化资本还调节了家庭背景效应，家庭背景效应通过文化资本对教育获得产生影响。文化资本要比家庭经济资本、父亲职业、教育对教育获得发挥更大的作用。这说明文化资本对于教育获得的重要意义，同时教育再生产中直接再生产与间接再生产同时并存，但主要是通过间接再生产而实现。
注释：
①本次调查的问卷为5000份，符合中产阶级职业标准的共有2889份，笔者关注的是家庭背景对中产阶级教育获得的影响，故纳入分析样本为2889.
②经济资本、母亲受教育年限、父代职业的平均标准回归系数在模型4标准回归系数分别为0.059426.0.0821484.0.072；在模型3的标准回归系数分别为0.0661824.0.0846206.0.094，计算公式为（模型3标准回归系数-模型4标准回归系数）/模型3的标准回归系数，下同。
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