文化资本、人力资本与大学生地位获得——兼论教育的家校建构与个体特质的关系

高娟

(中南民族大学 管理学院，湖北 武汉 430074)

1 问题的提出

地位获得是社会学核心研究领域社会分层研究中的重要问题。通过教育获得与职业获得这两个社会分层过程中的主要环节，社会成员在筛选机制下被分配安置于不同社会阶层上，赋予了不同社会地位。从学校教育过渡到职业阶段是大学生社会地位获得的重要来源，也是高等教育与劳动力市场融合的结果。大学生就业不仅关系到大学生的地位获得，而且关系到大学生家庭的未来社会阶层归属。然而，经济全球化发展时代，伴随高等教育从“精英化”向“大众化”的转变，越来越多的大学毕业生涌入就业市场，使得中国大学生在就业市场中面临更加激烈的就业竞争，导致就业形势日益严峻。近年来，在全球经济形势的影响下，大学毕业生就业压力日益增长，就业结构性矛盾更加突出。如何有效地促进大学生就业，实现大学生教育地位获得或职业地位获得，既是发挥高等教育的地位获得功能的重要体现，也是营造公平开放的社会阶层结构与平等的社会格局的重要手段。

关于地位获得的研究，布劳与邓肯综合考虑个体的先赋性因素和后致性因素的影响认为，以教育和工作经历测度的人力资本因素作为后致性因素比从父母处获取的先赋性因素对个体职业地位的获得产生更重要的影响(Blau & Duncan，1967)。在个体地位获得上，始终存在两股主要力量在发挥作用。一是体现代际传承的家庭因素，如家庭社会经济地位、家庭背景、家庭文化资本等。社会结构的自我复制无可避免地促使家庭背景对子代地位获得产生重要影响。父母职业地位、文化程度和经济收入越高，子女越能够获得更高的教育成就和更具优势地位的职业(文东茅，2005；李黎明、李卫东，2009；李春玲，2009；岳昌君、杨中超，2012；乔志宏等，2014)。家庭社会关系或社会资本对大学生的职业性质、岗位与起薪等也具有重要影响(闵维方等，2006；岳昌君、白一平，2018)。而丰富的家庭文化资本也促进了子女获得优势教育地位和社会地位的可能性(De Graaf、De Graaf & Kraaykamp，2000；Wu，2008；Scherger & Savage，2010；仇立平、肖日葵，2011；杨春华，2014；张文宏、苏迪，2018)。二是体现后天努力的个人因素，如个体人力资本或可动用的社会资本、后天积累的文化资本等。个人也可以通过后天努力削弱先天资源的不平等，以缓解社会结构的固化效应和摆脱代际传承的约束。人力资本更高的个体在寻找工作时可以有更高的收入和职位(Rotkowski，2003；González-Romá、Gamboa & Peiró，2018；岳昌君等，2004，2012，2018；闵维方等，2006；乔志宏等，2014)。个体社会网络和所能动员的社会资本显著影响其职业收入、职位等，促进了其职业地位的获得(如Lin、Ensel & Vaughn，1981；Bian，1997；González-Romá、Gamboa & Peiró，2018；陈成文、邝小军，2004；康小明，2009；陈宏军、李传荣、陈洪安，2011；边燕杰等，2012；薛在兴，2014；李黎明、廖丽，2019)，而通过后天所积累的文化资本也可以正向影响地位获得以及劣势阶层的向上流动(如DiMaggio & Mohr，1985；仇立平、肖日葵，2011)。

对大学生地位获得的研究已经从简单因果机制研究过渡到多因素联合的复杂因果机制研究，但相关研究更多地关注社会资本与人力资本之间的关系及其对地位获得的综合效应(程诚，2012；赖德胜、孟大虎、苏丽锋，2012；黄敬宝，2014)。尽管有少数研究从广义文化资本视角对社会地位获得进行验证，提示了文化资本是地位获得的文化象征(如仇立平、肖日葵，2011)。然而，传统文化资本的研究以父母文化资本和子女文化资本为主，很少推及学校文化资本。对具备一定教育程度的群体，文化资本如何实现教育成就的升级或职业地位的获得？家庭文化资本与学校文化资本是否各自发挥作用，个体人力资本的积累在其中又发挥何种作用？这些问题有待进一步研究，也是本文将要探讨的核心问题。与以往研究不同的是，本文以大学生为研究对象，基于教育的家校建构(如家庭文化资本、大学文化资本)与个体特质(大学生人力资本)的相互关系，在同时强调家庭文化资本和大学文化资本的双重作用下，综合考虑文化资本的多种形态和人力资本的不同方面，而非仅仅以某一个或几个指标作为文化资本与人力资本的替代变量，不仅关注文化资本对大学生进入就业市场后的职业地位获得的作用，而且关注文化资本在大学生实现更高层次的教育获得升级中的作用，重点探讨家庭文化资本传承、大学文化资本建构及大学生人力资本对地位获得的综合互动效应。

2 文献回顾与研究假设

尽管大学生的地位获得主要是通过职业获得来体现的，但教育动机与职业收入之间通常具有一定相关性，大学毕业生通过个人努力实现教育获得升级的目的是为了寻求更具有优势地位的职业，而更高层次的教育获得通常也意味着更易获得优势社会地位，教育成就的升级也成为实现地位向上流动的重要途径之一。因此，大学生地位获得可以通过教育地位获得与职业地位获得两个环节实现。教育地位获得可理解为通过大学生的努力实现继续学习深造，以达到教育层级的上升或教育成就的升级。而职业地位获得则可理解为通过大学生个体努力实现更好的就业，获得社会经济地位的更高回报。大学生地位获得与其个体素质、原生家庭、学校和社会环境都息息相关，文化资本的家庭传承、学校建构与大学生个体特质必然在大学生地位获得上发挥极其重要的作用。

2.1 文化资本与大学生地位获得

布迪厄认为，资本具有经济资本、文化资本和社会资本三种形式，文化资本包括一群人之间具体化、客观化、制度化的信仰、行为和品味，以表达一种超越经济利益的等级制度(Bourdieu，1986)。Lamont和Lareau(1988)对文化资本给出了一个操作化定义，文化资本是制度化的，即广泛共享的、高地位的文化信号(态度、偏好、正式知识、行为、商品和证书)，这些文化被用于社会和文化排斥。 Winkle-Wagner(2010)表示，文化资本可能以通过社会出身(其中包括家庭阶级特权)和通过教育两种方式实现。可见，家庭教育与学校教育是两种主要的文化资本再生产方式。

2.1.1 家庭文化资本与大学生地位获得

家庭在中国传统文化中承担了重要角色(乔志宏等，2014)，作为基于婚姻、血缘或其他合法关系而建立的社会基本生活单位，是最原始的、最基础的和最重要的文化资本生产与再生产的场所。文化资本在子女教育获得中具有积极作用(Wu，2008)。家庭文化资本的传递对教育水平也有直接的影响，文化社会化程度越高的个体向上流动的可能性越大(Scherger & Savage，2010)。Dumais和Ward(2010)的数据分析发现，家庭文化资本等对四年制大学入学和毕业表现均产生显著影响。仇立平和肖日葵(2011)对上海市的实证研究发现，父母与子女的文化资本正向影响了子女教育地位与社会地位的获得，同时文化资本的积累使社会地位较低家庭能够实现子女的向上流动。杨春华(2014)基于理论与访谈分析发现，家庭文化资本中的“无形文化资本”与农村家庭达成教育目标和获得社会地位具有密切关系。张文宏和苏迪(2018)通过大型社会调查数据的分析显示，丰富的家庭文化资本与经济资本更大地促进了孩子流向优势教育与阶层地位的可能性，且家庭经济资本通过家庭文化资本发挥作用。文化资本以其稀缺性和家庭差异化为不同家庭大学生带来了分布不均的资源和特殊的优势。大学生原生家庭所拥有的丰富的文化资本能够以客观文化环境条件支持和家庭交流互动关系等形式促进大学生文化习性的形成和获得更多的教育优势，以追求更高层次的教育成就，影响就业机会与职业意愿的选择，进而实现向更高层级教育成就的升级和职业地位的获得。因此，提出以下假设：

假设1a：家庭文化资本对大学生教育获得升级具有显著正向效应，即家庭文化资本越丰富的大学生越有可能实现教育获得的升级。

假设1b：家庭文化资本对大学生职业地位获得具有显著正向效应，即家庭文化资本越丰富的大学生越有可能获得更高地位的职业。

2.1.2 大学文化资本与大学生地位获得

由于大学生的主要生活场域是原生家庭与就读大学，学校文化资本在大学生的地位获得中也必将发挥重要作用。多数研究发现，家庭文化资本与教育成就呈正相关，而很少有研究考察学校在决定文化资本和教育成就之间的关系时是否与家庭互动(Marteleto & Andrade，2014)。然而，学校文化资本也是不同学生获得差异化的教育成就和职业成就的重要影响因素。有研究表明，学校声誉(类型)或学校质量等对毕业生的就业结果与收入具有显著正向影响(Fox，1993；Zhang，2005；Long，2008；Hartog、Sun & Ding，2010；闵维方等，2006；胡永远、马霖、刘智勇，2007)。而王颖和李慧清(2015)基于广州市20所高校大学生的调查研究发现，大学生学历与就读学校档次等文化资本方面以及家庭创业史、高校创业教育活动、创业地政府的支持、志同道合的创业伙伴与创业资金支持等社会资本方面都显著影响创业意愿的形成，而个体特质性别与应届生身份也显著影响了大学生的创业意愿。实际上，高等教育体制下不同大学文化资本的差异化强调了不同培养目标，对应着不同的职业需求和职业定位，大学教育通过不同的文化能力、文化产品和文化体制等传递不同的价值观与行为方式，进而对大学生的教育成就、职业选择和职业成就产生重要影响。因此，提出以下假设：

假设2a：大学文化资本对大学生教育获得升级具有显著正向效应，即大学生所就读大学拥有的文化资本越丰富的大学生越有可能实现教育获得的升级。

假设2b：大学文化资本对大学生职业地位获得具有显著正向效应，即大学生所就读大学拥有的文化资本越丰富的大学生越有可能获得更高地位的职业。

2.2 文化资本、人力资本与大学生地位获得

20世纪60年代，舒尔茨明确对人力资本进行系统论述并将其引入经济增长的分析中，使得“资本”内涵向广义延续为产生增值的全部资源的总称。人力资本是一组可能影响个人职业发展的个人因素，如教育、工作经验、培训、知识、技能和能力(Fugate、Kinicki & Ashforth，2004；McArdle et al.，2007)。大学生人力资本体现的是一种个体人力资本，代表了一种能产生收益的生产要素或资源。人力资本理论认为，个人对人力资本的投资(如教育)增加了他们对组织的价值(Becker，1964)，组织则通过更高的薪水和职业发展来承认这种更高的价值(Judge、Klinger & Simon，2010)。人力资本对大学生地位获得的作用已经得到了证实(宛恬伊，2005；康小明，2009)，而文化资本能够解释在拥有同等教育机会时却依然存在着学业成绩差异的原因。

2.2.1 家庭文化资本、人力资本与大学生地位获得

人力资本与文化资本在对个体教育获得的解释上应当予以结合，它们并非相互对立的(王志明，2008)。教育成就体现了个人努力的结果，但也与家庭背景之间密切相关，家庭背景是对学业成绩影响最大的因素(Coleman，1966)。许多研究已经证实，家庭文化资本对学业成绩具有显著的积极影响(如Tramonte & Willms，2010；Jæger，2011；Huang & Liang，2016；Caprara，2016；Tan & Liu，2018)。文化资本影响个人教育表现，对于大学毕业生社会资源能力的提升、职业获得机会的拓展和就业市场的发育成熟具有支持作用(汪卫平、叶忠，2015)。张艳、张双月和张莉(2018)的实证调研结果显示，学习成绩在家庭文化资本对农科大学生农村基层就业意愿中发挥中介作用。大学生的教育成就或职业成就取决于个体的知识、能力等因素，但这些人力资本因素却往往与家庭文化资本之间具有较强的相关性。父母教育程度较高、拥有更多文化物品、具有良好的文化氛围和交流环境、父母教育支持与期望较高等家庭中的大学生可能受到家庭环境和父母的影响而具有更加优越的学习条件、更加强烈的上进心和更清晰的目标性，促进其更加努力学习和培养能力以提高学习成绩和社会能力，进而更有希望进行更高层次的学习深造或获得阶层地位更高的职业。因此，提出以下假设：

假设3a：大学生人力资本在家庭文化资本对其教育获得升级的作用中发挥中介效应，即家庭文化资本越丰富的大学生越有可能积累更多的人力资本，从而实现教育获得的升级。

假设3b：大学生人力资本在家庭文化资本对其职业地位获得的作用中发挥中介效应，即家庭文化资本越丰富的大学生越有可能积累更多的人力资本，从而获得更高地位的职业。

2.2.2 大学文化资本、人力资本与大学生地位获得

文化资本对大学生教育成就与职业成就的作用不仅仅表现在对家庭文化资本的继承与运用上，也表现在学校为大学生所提供的文化资本是否充分与适当上。随着社会经济的发展，教育在社会分层中的功能日益凸显，习惯上而言，受教育者的学业成就或职业成就应当归结为学校的作用。有研究表明，学校品牌声誉、环境氛围、教师期望、师生关系、设施资源、教师学历资格、规章制度等与学生的学业成绩之间具有显著相关性(如Win & Miller，2005；Rubie-Davies、Hattie & Hamilton，2006；Dube & Mlotshwa，2018；Arshad、Qamar & Gulzar，2018；Huang、Tse & Chu，2019；Rahim，2018；赵必华，2013)。而岳昌君、文东茅和丁小浩(2004)、闵维方等(2006)的分析表明，个人素质是高校毕业生求职成败与收入水平的关键决定因素，学校提供的求职信息显著影响了求职结果与起薪水平。我国高等教育在从“精英化”向“大众化”的转化中经历了不断的分化，形成了具有不同类别或性质的高等院校并存的格局，也在教育内部表现出差异化的大学文化资本。不同的高校具有不同的社会声誉、校风学风、文化氛围、教师水平等文化资本特征，在学生培养上也具有差异性，大学生对这种文化资本的感知可能显著影响其在专业知识或实践技能等方面获取的兴趣与结果，进而对教育获得的升级或职业地位的获得产生显著影响。因此，提出以下假设：

假设4a：大学生人力资本在大学文化资本对其教育获得升级的作用中发挥中介效应，即大学生所就读大学文化资本越丰富，其越有可能积累更多的人力资本，从而实现教育获得的升级。

假设4b：大学生人力资本在大学文化资本对其职业地位获得的作用中发挥中介效应，即大学生所就读大学文化资本越丰富，其越有可能积累更多的人力资本，从而获得更高地位的职业。

3 研究设计

3.1 思路与方法

基于理论假设分析，家庭文化资本与学校文化资本对大学生教育获得升级或职业地位获得具有显著正效应，而大学生人力资本在其中发挥中介效应。以往研究中基本很少综合探讨家庭文化资本、大学文化资本、大学生人力资本与地位获得的综合路径，且在大多数研究中仅以部分指标作为文化资本与人力资本的替代变量，而没有结合文化资本的多种形态和人力资本的不同要素进行综合衡量。为此，本研究综合考虑观测指标和变量的类型，运用SPSS和Mplus作为分析工具，首先对变量进行效度与信度检验、描述性统计分析等，然后分析家庭与大学文化资本、大学生人力资本对其职业获得状况(教育升级、就业或未就业)的路径，并针对已就业大学毕业生检验家庭文化资本、大学文化资本、大学生人力资本对其职业地位获得的路径，最后纳入性别、生源地与大学类型因素进一步探讨相关路径的变化。

3.2 数据与样本

本研究以大学毕业生作为调查对象，所使用的数据来自于国家社会科学基金教育学一般项目课题组于2019年进行的“大学毕业生就业风险影响机制”问卷调查。2019年5月-7月，课题组通过问卷星和委托同学、朋友、亲属等社会网络关系发放纸质问卷等形式对我国多所高校的毕业生进行了问卷调查。参与调查的对象分布于东部、中部、西部、东北部等不同区域，包括湖北、湖南、北京、河南、江苏、四川、贵州、广东、广西等地部分高校的毕业生。调查分为预调查和正式调查两个阶段，预调查阶段回收有效问卷312份，正式调查阶段共计发放问卷2528份，其中有效问卷2384份，问卷有效回收率为94%。

3.3 变量设计

3.3.1 解释变量：文化资本

Bourdieu(1986)认为，文化资本可表现为具体化、客观化和制度化三种形态。本研究在衡量家庭文化资本与大学文化资本时依据这三种形态层面设计测量指标。

(1)家庭文化资本。借鉴Bourdieu(1986)、DiMaggio(1982，1985)、Tramonte和Willms(2010)、Dumais和Ward(2010)、Tan和Liu(2018)、郭丛斌和闵维方(2006)、孙远太(2010)、仇立平和肖日葵(2011)、张文宏和苏迪(2018)关于文化资本的测度，经过预调查阶段的项目分析、探索性因子分析和信度分析，本研究从具体化形态(包括家庭文化习惯、文化氛围、父母阅读习惯、父母教育支持、亲子交流)、客观化形态(包括家庭文化物品、书籍杂志、高雅文化活动)和制度化形态(包括父母学历、父母职业)形成了10个问卷题项作为家庭文化资本的测量指标，以定序变量或李克特五级量表反映。

(2)大学文化资本。考虑到大学生是大学文化资本的受众群体，在研究中主要以大学生对就读大学文化资本的感知来衡量大学文化资本。结合陈国民(2011)、罗生全(2010)、齐学红(2007)关于学校文化资本的界定，借鉴王彬和崔玉平(2018)、蒙玛琳(2016)、须圆(2013)、Lynn(2009)、廖慧宜(2006)对学校文化资本的测度，经过预调查分析，从具体化形态(包括大学建校历史、社会声誉、校风学风、师生关系、文化认同)、客观化形态(包括教学设施、文化设施、校园环境、文体活动、学术科研成果)和制度化形态(包括规章制度、课程制度、就业制度等)形成了13个问卷题项作为大学文化资本的测量指标，以李克特五级量表反映。

3.3.2 中介变量：大学生人力资本

Schultz(1962)指出，人力资本是凝结于人身体之上的知识、能力与健康。Becker(1962，1964)认为，人力资本是员工或公司通过如教育或职业培训等在技能上的投资。根据Schultz(1962)、Becker(1962，1964)等对人力资本的界定，考虑到大学生就业中健康要素的差异性较小，对大学生人力资本的测度中未列入健康要素。借鉴陈成文和汪希(2009)、乔志宏等(2011，2014)、赖德胜、孟大虎、苏丽锋(2012)、董克用和薛在兴(2014)、黄敬宝(2014)、岳昌君和白一平(2018)等对大学生人力资本的测度，经过预调查分析，本研究形成了外显性人力资本(政治面貌、学业成绩、奖学金等荣誉证书获得、其他学习经历、实践比赛获奖、各种实践经历)和内隐性人力资本(道德品质素质、特殊文化能力、心理调适与承受能力、人际社交或沟通能力、工作与创新能力)层面的11个问卷题项作为大学生人力资本的测量指标，以定序变量或李克特五级量表反映。

3.3.3 被解释变量：大学生地位获得

关于地位获得的测量，布劳-邓肯模型以教育获得和职业获得作为衡量指标，威斯康星模型则主要从教育获得、职业获得和经济收入进行综合测度(王卫东，2013)。本研究从教育获得、职业获得和职业地位获得综合考虑大学生地位获得。

(1)大学生教育获得和职业获得。依据职业状况将大学毕业生分为未就业、职业获得和教育获得三类，分别赋值为0、1、2，进行综合路径分析，在此基础上再细分为教育获得和职业获得两组进行路径分析。大学生教育获得升级以大学毕业生毕业后是否成功实现继续升学深造转换来衡量，若成功实现升学则赋值为1，否则赋值为0；大学生职业获得以大学毕业生毕业后是否顺利签订就业协议或合同实现就业来衡量，若成功就业则赋值为1，否则赋值为0。

(2)大学生职业地位获得。关于职业地位的测度，有些学者以职业阶层作为衡量指标(如仇立平、肖日葵，2011；李黎明、廖丽，2019)，也有些学者以职业收入和单位性质为衡量指标(如程诚，2012；高玉玲，2014)。本研究对大学生职业地位获得以初职作为切入点，考虑到毕业生初职获得时的职业阶层差异性较小，对职业地位获得以大学毕业生初职职业薪酬和单位性质进行综合测度。初职职业薪酬根据初职单位的月收入进行分层，以1-5级定序变量衡量；初职单位性质则根据是否体制内为标准，将就职于政府部门或国有企事业单位赋值为1，就职于其他性质单位赋值为0。

3.3.4 控制变量

为了进一步分析在其他变量影响下文化资本、人力资本与大学生地位获得之间的作用路径是否发生变化，本文引入以下控制变量：

(1)性别。以虚拟变量反映，男生赋值为1，女生赋值为0。

(2)生源地。根据大学毕业生的生源地分为“农村或乡镇”、“县或县级市”、“市或地级市”、“直辖市或省会城市”四个层级，分别以1-4进行赋值。

(3)大学类型。许多研究中将大学类型作为大学生人力资本的衡量指标之一，而大学类型理论上符合大学文化资本的操作化指标，本研究为了在不低估学校类型的作用下更加清晰地分析文化资本、人力资本与地位获得的路径，将大学类型独立作为大学生人力资本和地位获得的控制变量考虑。根据大学毕业生所就读的大学类型分为“高职高专”、“民办本科高校或独立学院”、“国内外普通本科院校”、“211高校(非985)”、“985高校(非211)或国外知名高校”五个层级，分别以1-5进行赋值。

4 调查数据分析

4.1 样本特征分析

参与调查的2384名大学毕业生中，男性和女性毕业生分别占比44.6%和55.4%；汉族和少数民族毕业生分别占比76.3%和23.7%；毕业于高职高专、民办本科高校或独立学院、国内外普通本科院校、211(非985)高校以及985高校或国外知名高校的毕业生分别占比约0.8%、7.4%、82.4%、7.2%和2.1%；所学专业分布于13个学科门类，其中工学39.3%、管理学20.4%、经济学11.9%、理学11%、其他文科类13.5%、农学医学和军事学3.9%；生源地来自农村或乡镇、县或县级市、市或市地级城市、直辖市或省会城市的毕业生分别占比56.5%、18.6%、18.5%和6.4%。

4.2 问卷的效度检验

对家庭与大学文化资本、大学生人力资本问卷是基于理论分析与文献研究并吸收借鉴国内外专家学者的问卷所设计的，问卷具有良好的内容效度。鉴于理论分析已经确定了各个潜在因子所对应的观测指标，本研究采用验证性因素分析来检验问卷的结构效度。运用Mplus软件对相关变量进行验证性因素分析，修正后的模型拟合指标汇总如表1所示(1)由于家庭文化资本、大学文化资本和大学生人力资本变量的观测变量均以定序变量或李克特五点量表形式反映，根据王孟成(2014)的分析，尽管当选项数目在5个以上时将其作为连续变量可以获得可靠估计结果(Johnson & Creech，1983)，但这种数据实质仍然是类别数据。因此，本文在分析过程中将观测变量作为类别变量采用WLSMV估计法进行分析。使用WLSMV估计类别变量模型时，推荐使用WRMR作为评价模型的拟合指标(Yu，2002)。。

表1 相关变量问卷的修正后CFA模型拟合指数表

表1中的数据显示，修正后相关变量的验证性因素分析的χ2显著性概率p值均大于0.05，达到显著性水平，且WRMR<1，RMSEA<0.05，CFI和TLI值均大于0.95，表明模型均具有良好的适配度。同时，标准化参数估计结果也显示，家庭与大学文化资本的三个构面、大学生人力资本的两个层面的参数估计均具有统计显著性，标准化因子值分别介于0.483-0.954、0.735-0.958、0.585-0.934之间，表明相关问卷测量指标具有合理或较好的效度。

4.3 问卷的信度分析

为检验相关变量测试问卷的信度，运用SPSS对相关变量及其结构层面进行内部一致性信度检验，结果如表2所示。

表2 相关变量调查问卷的信度分析结果表

表2中的信度分析结果显示，家庭文化资本、大学文化资本和大学生人力资本潜变量的α系数分别为0.880、0.971和0.745，均在0.7以上，而这三个潜变量的因素结构面α系数也均在0.7以上，表明这三个变量的内部一致性信度均合理。

5 模型结果分析

根据地位获得理论，尽管地位获得主要通过职业获得实现，但教育在地位获得中发挥着重要作用。为此，采用均值法对相关潜变量进行赋值后，分别构建模型分析文化资本、人力资本对大学生教育获得与职业获得状况以及职业地位获得的路径。

5.1 文化资本、人力资本与大学生职业状况的路径分析

大学毕业生毕业后面临着直接进入劳动力市场实现就业或继续升学实现教育升级两种选择，为检验文化资本与人力资本对大学生教育升级或职业获得的作用路径与效果，构建相关路径分析模型如图1所示。

图1 文化资本、人力资本与大学生职业状况的路径模型

根据图1的模型，采用Mplus软件的类别变量估计法进行路径分析，分析显示，在职业状况上，实现就业的大学毕业生1054名，占比44.2%，实现继续升学深造的大学毕业生701名，占比29.4%，而未就业的大学生有629名，占比26.4%。路径分析具体结果如表3所示。

表3 文化资本、人力资本与大学生职业状况的路径分析结果

表3中的数据显示，对总体职业状况和教育获得组、职业获得组的路径分析模型拟合值WRMR分别为0.001、0.000和0.000，删除不显著路径后的WRMR值分别为0.290、0.156和0.626，模型均拟合合理。分析结果表明：(1)家庭文化资本和大学文化资本均对大学生人力资本具有非常显著的正效应，它们可以联合解释教育获得组和职业获得组的大学生人力资本变量的14.2%的变异量。(2)大学生人力资本状况对大学生教育获得和职业获得均具有显著正效应，且对教育获得的影响(0.375***)比对职业获得的影响(0.256***)更大一些。家庭、大学文化资本与大学生人力资本三个变量共同解释了大学生教育获得的16.1%的变异量和职业获得的6.4%的变异量。(3)家庭文化资本在大学生总体职业状况上具有一定显著的直接正效应(0.063**)，主要体现在家庭文化资本对大学生教育获得升级的直接正效应(0.072*)上，但其对大学生职业获得却具有较弱显著性的直接负面影响。其中原因之一可能是由于家庭文化资本丰富的大学生更倾向于选择教育成就升级，而升学深造未成功的大学生通常也没有选择就业而是选择再次备考。同时家庭文化资本还通过大学生人力资本对其教育升级和职业获得均产生非常显著的间接正效应(0.066***)，其中对教育获得的间接正效应(0.112***)比对职业获得的间接正效应(0.059***)更强。总体而言，家庭文化资本对大学生教育获得的总效应为0.184，其中约60.9%是通过大学生人力资本发挥的作用，而对大学生职业获得则基本通过大学生人力资本发挥间接正效应。(4)大学文化资本对大学生的教育获得和职业获得均未发挥显著直接效应，但却通过大学生人力资本对其教育获得(0.056***)和职业获得(0.063***)发挥显著间接正效应，但这种效应均较小。

5.2 文化资本、人力资本与大学生职业地位的路径分析

运用Mplus软件对已就业大学毕业生家庭和大学文化资本、人力资本与职业地位的分析显示，初职职业月收入在3000元以下、3001-5000元、5001-7000元、7001-10000元和10000元以上的毕业生分别占19.8%、47.1%、22.8%、7.5%和2.8%，而就职于政府机构或国有企事业单位的毕业生占41.3%，民营、外资和其他单位的毕业生占58.7%。路径模型分析结果如图2所示。

图2 文化资本、人力资本与大学生职业地位的综合路径图

根据图2的分析结果，文化资本、人力资本与大学生职业地位的路径模型拟合指数WRMR值为0.001，模型拟合较好。分析显示：(1)家庭文化资本与大学文化资本对大学生人力资本均具有非常显著的正效应，大学文化资本(0.265***)比家庭文化资本(0.221***)对大学生人力资本具有略强的正向影响。它们联合解释了已就业大学生人力资本变量的14.4%的变异量。(2)大学生人力资本对其职业薪酬产生非常显著的正效应(0.215***)，而对其职业单位性质的效应呈现弱正向显著性(0.105*)。家庭、大学文化资本与大学生人力资本三个变量可以共同解释大学生职业薪酬的7%的变异量和职业单位性质的2.9%的变异量。(3)家庭文化资本对大学生职业薪酬和职业单位性质均是既产生直接正效应，又通过大学生人力资本产生间接正效应，但在对大学生职业薪酬的影响上，其直接正效应呈现弱显著性(0.077*)，而间接正效应则呈现强显著性(0.048***=0.221×0.215)，在对大学生职业单位性质的影响上，其直接正效应(0.097*)和间接正效应均呈现弱显著性(0.023*=0.221×0.105)。总体而言，家庭文化资本对大学生职业薪酬和职业单位性质的总效应分别为0.125和0.12，表明其对职业薪酬和职业单位性质的影响中分别有约38.4%和19.2%是通过大学生人力资本发挥的作用。(4)大学文化资本对大学生职业薪酬和职业单位性质的直接效应均不显著，但却通过大学生人力资本对其职业薪酬和职业单位性质发挥间接正效应。其中，大学文化资本对职业薪酬的间接效应(0.057***)比其对职业单位性质的间接效应(0.028*)更显著，且这种效应更大。

基于综合路径模型分析结果，剔除两条不显著路径之后的模型标准化效应分析结果如表4所示。

表4 剔除不显著路径后的模型标准化效应分析结果表

表4中，模型拟合指标结果显示，剔除两条不显著路径后路径模型拟合WRMR值为0.325，模型拟合依

然良好。复回归分析决定系数结果显示，剔除不显著路径后，家庭文化资本和大学文化资本对人力资本变量的联合解释变异量略有增强，而家庭、大学文化资本和大学生人力资本对职业薪酬和职业单位性质的联合解释变异量则略微减弱。标准化路径结果显示，家庭文化资本对职业薪酬和职业单位性质的总效应、直接正效应和间接正效应均无较大变化，而大学生人力资本对其职业薪酬和职业单位性质的影响有所提升，大学文化资本对其职业薪酬和职业单位性质的间接效应也略有增长。

5.3 进一步研究

基于对教育获得、职业获得和职业地位获得路径模型的分析，继续纳入控制变量分析相关路径的变化，并探讨对因变量解释变异量的影响。纳入控制变量的路径分析结果如表5所示。

表5 引入控制变量的路径分析结果表

表5的结果显示，(1)性别对大学生实现就业和职业单位性质具有非常显著的影响，对初职薪酬也具有较显著的影响，但对教育获得并未产生显著影响，这意味着男生在实现就业和就业单位性质、薪酬上都比女生更具有优势；生源地主要对大学生职业单位性质具有较显著的影响，表明来自于城市的大学生更易获得体制内的职业，而生源地对大学生是否实现升学、就业或初职薪酬都不产生显著影响；学校类型对大学生人力资本具有积极影响，而其对教育获得、初职单位薪酬和单位性质不仅产生积极的直接影响，还通过大学生人力资本对它们形成不同程度的间接影响，尤其是在大学生教育升级和初职单位薪酬方面的影响更加显著，但其对大学生是否实现就业却不具有显著的直接影响，仅仅通过对大学生人力资本的作用产生一定间接效应。(2)在对教育获得的作用路径上，引入三个控制变量后，家庭文化资本的直接效应减弱，不具有显著性，而家庭文化资本和大学文化资本通过大学生人力资本的中介作用所产生的间接效应依然显著，但影响程度有所下降，这主要是由于学校类型在其中所发挥的显著直接效应和间接效应所导致的，说明在大学阶段所就读高校的品牌质量对能否实现教育升级比家庭所发挥的作用更大。学校类型的引入使得相关变量对大学生人力资本变异量的联合解释从14.2%上升至16.4%，而对教育获得的联合解释变异量从16.1%上升至24.1%。(3)在对职业获得的作用路径上，纳入控制变量后家庭文化资本和大学文化资本对其依然不产生显著的直接效应，而主要通过人力资本的中介作用发挥间接效应，但由于性别的影响和学校类型的间接效应，它们对大学生职业获得的间接效应程度略微增强和减弱。性别和学校类型的影响使得相关变量对大学生人力资本的联合解释变异量从14.2%上升至15.8%，而对教育获得的联合解释变异量从6.4%上升至7.8%。(4)在职业地位的作用路径上，纳入控制变量后，家庭文化资本对大学生职业薪酬依然同时发挥直接和间接效应，但其对大学生职业单位性质却不再具有显著直接效应，这主要是由于生源地对大学生职业单位性质的显著效应弱化了家庭文化资本的直接效应，性别的强显著效应和学校类型的弱显著效应也同样产生了一定影响。而大学文化资本对职业薪酬和职业单位性质依然仅产生显著间接效应。性别、生源地和学校类型的影响使得相关变量对人力资本的解释变异量从14.4%上升至15.9%，对大学生职业薪酬的联合解释变异量从7%上升至12.8%，对大学生职业单位性质的联合解释变异量从2.9%上升至7.6%。总体而言，尽管受到控制变量的影响，家庭、大学文化资本和人力资本对大学生教育获得、职业获得和职业地位的影响产生了少许变化，但相关路径依然较稳定。

6 结论与政策建议

本文利用问卷调查的数据分析了家庭文化资本、大学文化资本与大学生人力资本对大学毕业生地位获得的作用路径，研究发现：

第一，家庭文化资本对大学毕业生实现教育升级、获得更高薪酬和体制内的职业均具有弱显著的直接正效应，但在性别、生源地和学校类型等其他因素的影响下，它对大学毕业生的教育升级和初职单位性质不再产生显著的直接正效应。而大学文化资本对大学毕业生教育获得升级、职业获得或获取更高薪酬和体制内的职业均不产生显著的直接效应。

第二，家庭文化资本越丰富、所就读的大学文化资本越丰富的大学生所积累的人力资本也会越多，而大学生所积累的人力资本越丰厚，则其毕业后更有可能实现教育升级和就业，也更有可能获得薪资报酬更高和体制内的职业。即家庭文化资本和所就读大学文化资本越丰富的大学生越有可能积累更多的人力资本，实现教育获得的升级、顺利就业和获得地位更高的职业。

第三，男性大学生比女性大学生更容易实现就业和获取薪酬更高或体制内的职业，但在实现继续升学深造上却不具有优势；来自于城市的大学生更可能获得政府机构或国有企事业单位等体制内的职业；就读大学的品牌越强的大学生越有可能实现教育升级、获得更高薪酬和体制内的职业，而来自品牌更强大学的大学生所积累的人力资本也可能更多，进而使他们更易实现升学深造、顺利就业和获得更高地位的职业。

本文的研究结论表明，文化资本与人力资本两因素对大学生地位获得具有双重驱动作用，在大学生地位获得上，除了家庭代际传承和个体后天努力两股力量始终发挥作用，学校过程建构也在其中发挥着间接作用。大学生人力资本是大学生经由教育所获得的个体特质，文化资本虽侧重于教育的家校建构，但在一定程度上也体现了一种特质。一方面，家庭教育通过文化资本的代际传承发挥教育的家庭建构意义。家庭是文化资本代际传递的重要场所，大学生受到家庭场域父母文化资本形式的浸染，塑造他们独特的惯习，对于他们接受或适应学校和社会场域主流文化产生显著影响，进而影响大学生在个体特质培养和职业行为选择方面的成效。另一方面，大学教育通过建构与主流社会相适应的文化资本，促进大学生个体特质的获得，发挥学校在教育中的作用。尽管布迪厄的文化资本理论强调，所有的“教育行为”客观上都是“符号暴力”，因为它是通过一种强权所强加的文化专断，使得具有文化资本优势的精英阶层的子女更能在学校教育中占据优势。但大学学校教育不仅为大学生学习知识和掌握技能创造受教育的条件，同时也在向大学生传递它们的文化资本，大学文化资本通过师生之间的传递与继承实现校内代际传递，进一步对处于大学场域的大学生人力资本积累发挥重要影响，进而影响大学生地位获得。因此，大学生家庭与大学文化资本的传承与建构不仅仅作用于教育过程中，也通过对人力资本积累发挥作用而与个体特质同时呈现于教育的结果之中。

本研究对于在文化资本与人力资本框架下，发挥教育的家校建构与个体特质的相互关系，促进大学生保持优势阶层地位或实现阶层地位向上流动具有重要的政策意义。基于研究结论，本研究提出如下建议：

第一，家庭应当适当且有效地利用文化资本传承实施干预，充分发挥教育的家庭建构作用。本研究显示，家庭文化资本因素能够直接或间接潜移默化地影响大学生的地位获得。父母自身提升教育程度、秉持开明的家庭教育理念和教育观念、注重营造良好的家庭文化氛围和开放的亲子交流沟通环境，有效利用制度化、客观化与具体化家庭文化资本，能够为子女创造良好的客观文化条件和引导子女恰当利用文化产品，促进大学生子女积累人力资本，发挥家庭文化资本在教育获得上的作用。

第二，大学应当建构与主流社会相适应的文化资本，发挥学校过程建构在大学生地位获得中的间接作用。大学需要建立良好的人文环境、良好的校风学风、和谐的师生关系、完善的人文设施、多样的文化活动、合理的规章制度、适宜的课程结构等，形成符合主流背景的制度化、客观化与具体化学校文化资本，充分发挥全体教师和大学生群体的共同作用，实现大学文化的资本化，并进一步将大学文化资本与大学生家庭或社会文化资本相结合，促使大学文化资本的提升，使之价值内化至教师和大学生群体。

第三，大学生应当全方位多维度积蓄人力资本，获得在就业市场上更具优势的个体特质。根据本文的研究，大学生家庭文化资本与大学文化资本主要是通过人力资本来影响其地位获得，人力资本依然是大学生在教育升级、职业获得与职业地位获得中的关键直接因素。人力资本是由外显性人力资本和内隐性人力资本构成的有机整体，这就需要大学生从显性与隐性人力资本两方面积累多种性质形态的人力资本，获取具有竞争优势的知识与技能，促进在就业市场上实现地位的向上流动。

第四，依托政府与社会力量规范高等教育就业市场，营造公平公正的教育与职业环境。本文的分析显示，性别、生源地等因素对大学生教育获得、职业获得和职业地位具有一定影响，打破这种客观差异化，需要政府通过适当的政策干预强化劳动力市场建设与管理，也需要用人单位、就业服务机构和社会媒体机构等多种社会力量共同努力营造良好的劳动力市场环境。

虽然本研究在某些方面扩展了以往关于这一领域的研究，所采用的调查数据涵盖了多个区域不同家庭不同类型高校的大学生样本，且本研究中的路径分析受调查样本地域的直接影响较小，其影响更多地反映在家庭与学校特征的影响中，故而样本数据与研究结论具有一定代表性。但由于本研究的问卷调查样本量有限，数据主要通过半随机发放获取，并非绝对完全的随机调查，且调查数据的地域分布并非完全均衡，可能导致研究结论具有一定的地域性特征。后续研究还需要继续扩大样本量，囊括所有地区全部高校的大学生样本进行分析，以期避免研究结论可能存在的地域局限性，进一步提升研究结论的准确性与普适性。