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编辑作者：邹薇 马占利
数据概况
数据来源：1989—2011年九次中国健康与营养调查（CHNS）家庭非平衡面板数据库
数据处理：
（1） 本文选择 18—65 岁成年人的样本，剔除 18—25 岁之间职业为学生或者没有工作的样本；
（2） 从 CHNS 数据中可以观测到个体教育的外在表现，本文按个体在调查年度所获得的最高教育程度分为四类：小学、初中、高中（包括中专）、大 学（包括大专及以上），分别赋值 1、2、3、4。
处理后数据共6360条
变量说明：
编辑数据及相关材料预览：
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编辑实证分析及相关代码
1、 部分描述性统计代码
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编辑2、 父母亲的教育程度对子代教育的影响有何差异？
（1）利用代际教育回归系数来测算父代和子代之间教育程度的变动状况（数据集1）
整体回归代码如下（分性别、城乡等代码略）：
编辑汇总结果如下：
编辑（2）考察教育代际传递的持久性（数据集2）
编辑汇总结果如下：
编辑（3）父母教育不同匹配模式下的代际教育回归系数（代码略）（数据集3）
编辑3、个体教育决策的排序选择模型
编辑其中， 代表个体 的潜在最优教育程度，而为随机干扰项，估计方程中 代表父亲的教育程度， 代表母亲的教育程度，代表其他影响子代教育程度的个体特征和家庭背景等控制变量。
编辑主要回归模型代码如下：
编辑汇总结果如下：
编辑从回归1可以看出父母各层次教育均影响为正且显著，并随着父母教育程度的增加，子代进一步接受教育的概率也加大。
从回归2可以看出家庭收入和社会地位的影响为正，父亲职业越高，其对子代教育程度的影响越大；且随着收入的加入，父母教育程度对子代教育的影响有所减弱。
从回归3可以看出改革开放后出生的群组相比于改革开放前出生子代，其教育程度上升的概率加大；兄弟姐妹对子代教育程度均有负向影响，且存在性别差异，当子代有兄弟时，子代受教育程度降低的概率比“子代有姐妹”的情形下更大。
从回归4可以看出子代教育程度受城乡差异影响，相比农村，城市地区子代教育程度上升的概率更大。
从回归4和回归5的对比可以看出，随着努力因素的加入，子代的性别影响变得不显著，这一定程度上说明通过努力，女性子代部分地改变了其教育上的性别劣势。
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