摘要
本文採用「華人家庭動態資料庫」研究父代與子代間階級流動的情況，並探討教 育成就是否為促進代間階級流動的重要管道。實證結果發現父代為上層階級的子代 接受高等教育相對最具有優勢，相較於勞工階級與農民階級子代，中產階級的子代 也有較高的機會接受高等教育。另一方面，教育成就對社會階級亦有著顯著的影響，
愈高的教育成就進入上層階級的相對勝算比也愈高，尤其具大學以上教育成就更有 高度的優勢。特別是相對於國小以下教育程度，受專科教育為子代進入上層階級帶 來了優勢，而這樣的優勢效果在來自非上層階級的子代又比來自上層階級的子代為 大。即先天上家庭環境的不足仍可藉由後天教育成就的提升而改善階級壟斷！而高 中與專科教育程度可造就出最有機會進入中產階級的優勢，惟教育成就高低對進入 上層階級的相對勝算比不會因為不同的世代而有所不同。整體而言，教育的普及與 避免教育壟斷的確有助於社會階級代間的向上流動，故教育政策的首要目標應該避 免產生階級壟斷教育的現象，惟有人人教育機會均等的環境，才能真正達到階級的 有效流動，讓窮人有真正翻身的機會。
關鍵字: 教育成就、社會階級、代間階級流動、相對勝算比。
JEL 分類代號：I21；J24；J62
壹、前言
在過去相關文獻中，Heath and McMahon (1999) 運用英國的資料以 logistic regression 模型分析，不同種族進入上層階級、中產階級相較於英國出生的白人之 相對風險情況。實證結果顯示種族歧視為子代是否可進入上層階級的重要因素。但 就教育來看，程度愈高則愈有優勢進入上層階級，高教育程度提供不同種族一個進 入上層階級的公平機會。換言之，先天上爭取進入上層階級的種族不利條件可以藉 由後天的教育得到改善。
Iannelli and Paterson (2005) 討論蘇格蘭地區在不同的四個世代下教育因素對於 階級流動所扮演的角色。研究發現有愈高階級父代愈有利子代接受高教育，但此項 優勢隨世代演進而減緩。另一方面，愈高的教育程度也為進入上層社會階級帶來了 更高的勝算，且在控制教育成就變數後父代階級的影響明顯減緩，更也造成某些父 代階級變數甚至呈現不顯著的情況。此外，Raffe et al. (2006)比較英格蘭與蘇格 蘭地區，不同教育成就對進入高社會階級的影響。Platt (2005)使用英國的資料研 究不同種族與家庭背景對於進入高社會階級帶來的影響，但其並未能呈現或突顯階 級是否利用對教育的壟斷，以保持階級優勢。Tasiran and Tezic (2006)以瑞典資 料研究父母所得及特質影響子代義務教育年限後再繼續升學的情況，著重比較新移 民與原住居民的子代教育成就。故了解代間社會階級流動除了考量父代階級外，教 育也是重要的解釋變數。
國內相關文獻中，例如僅探討家庭背景或階級對個人升學機率的影響，如蔡淑鈴、
瞿海源(1992)、章英華、薛承泰、黃毅志(1996)、孫清山、黃毅志(1996)、黃芳銘
(1998)、駱明慶(2004)、陳正昌(2005)、宋玫玫(2005)和陳婉琪(2005)等均發現家 資料庫」 (Panel Study of Family Dynamics，簡稱 PSFD) 分析社會階級代間流動 的情況，並釐清教育成就在代間流動扮演的角色。在研究方法上，首先探討父代階
為理解自變數對事件機率的發生影響，本文實證使用 logistic regression 模型估 算各自變數的相對勝算比(odds ratio)82。設P 為成功的機率，則勝算比的對數值可i
其中 X 為解釋成功機率的獨立變數，而exp(βk)則代表相對勝算比83，故可檢測虛無
83 Feinberg (1985)和 Morgan and Teachman (1988) 認為以相對勝算比在估測關聯性時具有以下一些 好的特性：(1)當相對勝算比大於 1 表示事件發生的可能性會提高，或者說自變數對事件機率有正的 作用；相反的，當相對勝算比小於1 表示事件發生的可能性會降低，或者說自變數對事件機率有負 的作用。(2)參考組的選擇發生變化時，相對勝算比仍可互相轉換。(3)對變數的頻數擴大若干倍，並 不影響相對勝對比。(4) 相對勝算比還可用於多變量或用於多元模型。有關 Logistic regression 模型 的詳細說明可參考Greene (2003)。
第二部分估算各類教育成就對於進入上層社會階級之相對勝算比，檢測愈高的教育
i FOCC EDUC FOCC EDUC
UPCL
其中 i 表示個人；UPCL 為是否進入上層階級之虛擬變數（1 表示進入上層階級，0 表示未進入上層階級）； FOCC 為父代階級變數； EDUC 為教育程度變數；
EDUC
FOCC× 為父代階級與子代教育成就的交乘項；COHO 為世代變數；GEND 為 性別的虛擬變數（1 表示男性，0 表示女性）； PROV 為省籍的虛擬變數（1 表示父 親外省籍，０為其他省籍）；EDUC×COHO為教育成就與世代的交乘項；ε、u 、
v 、π、τ 為隨機干擾項。
模型 3 首先討論各不同父代社會階級對於子代進入上層社會階級之相對勝算比。考 量教育成就對於階級的流動應具一定影響力，故模型 4 中也將此要素納入討論。但 因父代階級與子代教育之間可能存在交互影響，如父代為上層階級相對於勞工階級 對於子代教育重視程度可能不一，因此，我們進一步在模型 5 中加入父代階級與子 代教育之交乘項，藉以釐清子代階級受其父代階級與教育成就間的交互影響效果。
模型 6 則加入考量不同世代、省籍、性別等控制變數的影響。隨著教育普及，不同 的世代其教育成就的影響亦可能不同，故模型 7 另再加入教育成就與世代的交乘項，
以檢測教育成就在不同世代間是否有不同的影響效果。
參、資料來源、變數說明與特性分析 3.1 資料來源與變數說明
本研究採用「華人家庭動態資料庫」進行分析。華人家庭動態資料庫是自 1999 年 開始進行的追蹤調查，調查主要對象為成年人樣本。由主樣本延伸，再將其父母、
子女、兄弟姊妹納入訪問樣本，以建構追蹤資料庫。本文依據研究主要特性，選擇 使用 PSFD 問卷編號 RI1999、RI2000、RI2003 三個主樣本所合併之樣本。其中問卷 編號 RI1999 資料庫為 1999 年針對 1953-1964 年（民國 42-53 年）出生之樣本進行 問卷訪問，樣本數 999 筆；編號 RI2000 問卷為 2000 年受訪時樣本出生年份為 1935-1954（民國 24-43 年），樣本數為 1,959；編號 RI2003 問卷為 2003 年訪問 1964-1976（民國 53-65 年）出生之樣本，樣本數 1,152。合併後樣本總數為 4,110 筆。
本文所選取之問卷內容除了包括樣本之出生年份、性別、婚姻情況、教育經驗、工 作經驗等基本資料以外，尚有父母親職業之相關資料。表 1 為本文實證模型採用之 變數說明與各變數分類依據。
表 1-1 變數名稱及說明
變數名稱 變數說明
資料來源：華人家庭動態資料庫(Panel Study of Family Dynamics)，RI1999、
RI2000、RI2003 合併資料
第四類：小店主階級 一般小型商店業主。
英國學者 Goldthorpe (1987) 結合 Weber (1968:302-307) 及馬克思主義者等階級 架構理論將社會階級分成資本家與高級專業人員、較低級的專業與專技人員、白領 勞工、小資產階級、低技能和藍領勞工監督者、技術性勞工、半或非技術性勞工等 七大類。在上述階級分類架構中，同一類屬的人，大多有類似的市場情境 (market situation)、工作情境(work situation)、和生命的機會(life chance)。
吳乃德(1997)在不違反上述分類邏輯的條件及因應國內特殊環境下，再進一步修改
如醫療助理人、保險與房地產或證券銷售人員等也歸於第三類，並稱「白領階級」。
由表 2 各項變數基本統計特性可知，父代階級以農民階級占比最高；子代階級以技
90本文的實證估計主要以職業別區分社會階級，故如同一般文獻(參見如 Heath and Payne (1999)、
Iannelli and Paterson (2005)、許嘉猷、黃毅志(2002))剔除了家庭主婦這類不屬社會階級分類的樣本，
因家庭主婦並非職業選擇的一個分項，故排除家庭主婦樣本應不致產生選擇性偏誤(selection bias)的 情況。
第一類(專業階級) 3625 0.028
世代
資料來源：華人家庭動態資料庫(Panel Study of Family Dynamics)，RI1999、
RI2000、RI2003 合併資料。
另外，父代階級為白領及小店主之樣本，子代接受大學以上教育占比分別為 27.57%、
表 4 為子代教育程度對應其社會階級之分佈情況，其中子代社會階級以技術勞工階
0
4(小店主) 2.26 30.83 22.18 18.42 0.75 22.56 3.01 100.0
上之差異幾乎不存在的結果相似。結果並顯示居住城市接受高等教育的機會也較高，
主要原因為城市教育資源相對於鄉村較豐富；而手足個數愈多接受高等教育的機會 也較低，因在給定家庭資源下手足個數愈多競爭也愈大，故較為不利。此結果亦和 既有文獻相似。
因不同世代的整體教育環境可能改變，故第(4)欄再加入了世代變數的考量，發現愈 後面的世代接受高等教育有著愈高的相對勝算比，且呈現隨年輕的世代而遞增的趨 勢。甚至最年輕的民國 55 年後出生之第四世代其相對勝算比高達 8.158，近代受高 等教育機會能夠提升，政府普及中、高級教育政策是個相當大的關鍵因素。我國於 民國 57 年起實施九年國民義務教育，三年內小學畢業生的升學率由原本 60%提高至 80%，十年後更超過九成，九年義務教育政策大幅提升了整體教育水準及人力素質，
更為台灣的經濟起飛與產業結構轉換奠定下良好的基礎。另外，在政府對高中、中 等技職與專科學校教育的積極推動下，大幅提升了民眾完成九年義務教育後升學的 機會，1963 年至 1972 年的十年間，高中、中等技職學校由 254 所增至 374 所，專 科學校由 15 所增至的 76 所。民國 80 年代以來則開放普遍設立大學院校，大學院校 由 1993 年的 51 所增至 2002 年的 139 所，促使國民接受高等教育的機會大幅提升，
故愈年輕世代接受高等教育相對勝算比也愈大。
最後，考量省籍在不同的世代間是否對於子代教育成就帶來不同的影響，故在第(5) 欄加入省籍與世代的交乘項。估計結果顯示外省籍與第三世代、第四世代的交乘項 係數顯著的小於一，並且呈遞減，表示外省籍族群隨著世代演進，其子代接受高等
最後，考量省籍在不同的世代間是否對於子代教育成就帶來不同的影響，故在第(5) 欄加入省籍與世代的交乘項。估計結果顯示外省籍與第三世代、第四世代的交乘項 係數顯著的小於一，並且呈遞減，表示外省籍族群隨著世代演進，其子代接受高等