高级干部
低-.758 （.276） -.628 （.214） .500 （.403） -.215 （.311）
—
—
.589 （.609） 1.044* （.444） -1.259 （1.255）
—a
—
—
—
—
-.766* （.313） .513* （.243） -.404 （.429） -.096 （.326）
—
—
—
级干部
高级专业人员
低级专业人员
家庭 “阶级成分”
革—
命干
部
—
工
—
-.030
.243） .091 .112） -.245 .506）
—
—
1.692*
（.700） -1.414* —
（.638） .558 （1.244）
—
—
—
-.242 .271）-.070 .200）-.331 .560）
（（（
（ （ （
人/—
贫农
“剥削阶级”
兄弟-.071 的个（.054）数
姊妹
.018 的个（.050）数 城市.085** 劳动（.023）人口百分比变化 父亲文化程度-.194 缺省（.289）值 父亲职业缺省-.350 值
（.240）
家庭背景缺省—
值
χ2a 209.7** 自由17 -.078 .053）.006 .050）-.088** .023）-.261 .274）—
-.180 .468）187.5** 16
—
-.189 （.142）.015 （. 129）.072 （.041）—a
1.425 （.169）—
62.1**
15 -.198 .133）.041 .126）.071 .040）—a
—
—a
59.0** 15
—
-.053 （.059）.021 （.054）.080* （.032）-.074 （.307）-.269 （.225）—
110.7** 17 .055 .058）-.007 .054）.086* .032）.111 .288）—
-.108 .480）97.4** 16
（ （ （
（ （
（ （
（ （
（
（
（
（
度
事件272 272 44 44 228 228
数
注：括号中的数为标准误。文化程度的参照类是“初中及以下”；父亲的文化程度的参照类是“小学及以下”；父亲的职业的参照类是“工人”；家庭阶级成分的参照类是“中间阶级”。
a. 此类别没有估计，是因为这一类别没有对应的变量（返城事件）。 b. 与没有协变量的基本模型相比照。 * p<.05 ** p<.01（双尾检验）
总的模式。我们的研究结果表明，就整个文革时期（1967-1977年）来说，年龄和性别对于返城率来说没有显著的影响。但是在农村驻留的时间显著增加了返城的概率。
那些受教育层次较高的知青比那些受教育较少的知青回城要早。与只接受过初中教育或没有接受过教育的知青相比，高中毕业生返回城市的发生比要高出87%；那些接受过大学教育的知青返城的发生比则更高。这个模式可能是因为大学招生、城市招工、或者军队征兵偏爱文化程度较高的候选者造成的。
社会出身的影响尤其具有启发性。父亲的文化程度对返城率来说没有显著影响。不过，另一方面，父亲职业的影响清楚地表明了政治地位的重要性。高干子弟有显著较高的返城概率：这个群体返城的发生比要高于那些父亲只是工人的青年（参照群）。父亲是底层干部的青年返城的发生比也要高出87%。专业人员的孩子没有优势。城市就业机会的增加具有显著的正向效应，因此增加了返回城市地区的概率。
就整个文化大革命时期来说，家庭的阶级成分（表2，模型B）没有显著的影响。无疑，返城的机会与地位权力（父亲的职业地位）之间的关系，要比与符号标识（阶级标签）之间的关系更为密切。
变量在两个时期的比较。我们对进一步细分的两个时期补充的分析，揭示出返城率在不同时间存在不容忽视的变化。在1967-1971年这个时期（第二栏中的模型A），只有低级干部的子女返城率显著较高。我们推测，这是因为在文革的早些年，高层干部是政治清洗的主要目标。另一方面，家庭的“阶级成分”（模型B）表明，某些显著的影响，与官方的政治选拔标准是相符的：与中间阶级（参照类）相比，具有“干部”背景的那些人返城的发生比要高出四倍多。同样，那些出身工人阶级家庭的青年，返城的可能也是中间阶级青年的大约三倍。
在1972-1977年这段时期，家庭阶级成分的标签消失了。父亲的职业地位取而代之，变得重要。高级官员的子女返城的发生比是工人阶级子女的两倍。低级干部的子女也具有显著较高的发生比（高出27%）。很明显，在第二个时期，广泛划定的阶级成分在区分社会群体时不再有效。相反，父辈的政治地位（父亲的干部地位）对于子女返城有着更直接的影响。而且，在第二个时期，城市就业机会对于提高返城率来说，也成为一个显著的影响因素。
下乡经历的后果
下乡的经历如何影响到这些青年后来的生命历程？鉴于这个群体在农村地区呆了很长一段时间（平均六年），我们认为这段经历对这个群体产生了持续的影响。现在我们就评估一下下乡经历的后果。
后来的生命历程
为了考察下乡经历对于知青们后来生命历程的影响，我们首先比较一下那些留在城市里面的青年和那些被遣送下乡的青年主要生命历程事件的经历：（1）结婚年龄，（2）初育年龄，（3）教育（大学）成就，（4）在城市中就业时初职的职业类型与单位性质。
既然下乡的时间长短不一，存在不容忽视的差异，我们也就认为下乡经历所产生的影响，也会随着在农村逗留的时间长短而有所不同。对于那些能够较早回城的人来说，下乡经历的负面影响可能是无足轻重的。但是对于那些留在农村较长时间的人来说，负面的后果就可能加剧了。基于这种考虑，我们把知青分成两个群体：（1）留在农村时间少于6年的群体；（2）留在农村时间多于6年的群体。7[7]
表3中报告了这些比较的描述性统计和皮尔逊卡方检验输出的统计量。我们只选择了那些适合每个特定分析条件的被访者，所以这些不同事件的样本规模有所变化。（例如，只有那些18岁或18岁以上的人才纳入“结婚年龄”的分析。）还有样本规模的一些变化，是由于与事件相关的信息缺失造成的。
表3. 主要生命历程事件群体间差异的统计描述与卡方检验：1967年至1978年参加工作的中国城市青年
事件/ 自变量 无下乡经历 下乡少于6年 下乡多于6年 28.2 15.9 65.6 18.6 372
婚姻 结婚平均年龄 26.5 26.6
18-25岁 37.7 36.1 26-30岁 53.8 56.6 31岁及以上 8.5 7.4 被访者数 1,456 366
2
对自变量的皮尔逊卡方检验: χ= 82.8； d.f. = 4； p < .001
生育年龄 初育平均年龄 27.4 27.4 18-25岁 25.7 24.8 26-30岁 59.1 64.0 31岁及以上 15.3 11.2 被访者数 1,246 339
2
对自变量的皮尔逊卡方检验: χ= 57.7； d.f. = 4； p < .001
29.1 11.7 60.2 28.1 334
教育获得 1977年以后上大学的比例 8.4 14.2 被访者数 1,607 401
2
对自变量的皮尔逊卡方检验: χ= 12.6； d.f. = 2； p < .002
9.5 400
初职的单位性质 政府机关 10.3 11.7 5.3 事业单位 6.7 8.1 11.6 国营企业 50.3 52.8 46.1 集体企业 28.0 21.4 32.4 合营企业 1.0 .5 1.6 私人企业 3.7 1.5 3.2 被访者数 1,960 394 380
2
对自变量的皮尔逊卡方检验: χ= 32.3； d.f. = 10； p < .001
初职的职业类型 干部 3.1 5.9 9.3 专业人士 13.7 11.4 10.4 办事员 3.6 5.7 6.3 服务业工人 11.1 12.9 12.5 产业工人 63.0 58.1 61.0 军人/警察 5.6 5.9 .5
被访者数 1,799 387 367
2
对自变量的皮尔逊卡方检验: χ = 59.3； d.f. = 10； p < .001
结婚年龄与初育年龄。就结婚年龄与初育年龄来说，在那些留在城市里的青年和那些被遣送下乡少于六年的青年之间几乎没有什么差异。然而，对于那些在农村地区工作多于6年的人来说，结婚与生孩子的事件几乎都推迟了2年的时间。我们进一步把每一类型的被访者都划分为3个年龄组（18至35岁，26-31岁，31岁及以上）。卡方检验使得我们拒绝了零假设：在结婚年龄和初育年龄问题上，3个年龄段人群与他们下乡经历交互分类形成的各组之间没有差异。自从1970年代以来，由于政府推行计划生育政策，所有的城市青年都推迟了他们结婚生子的时间。我们推测，如果没有这些政策，在这些群体之间观察到的差异会变得更加突出。
教育成就。因为文革期间多数城市青年都是中学毕业，所以这里我们只关注大学教育。我们比较了1977年全国高考入学考试恢复以来大学的招生情况。自从1977年以来，大批文革的孩子（既包括高中毕业生也包括初中毕业生）参加了高考，努力恢复他们中断的学业。卡方检验表明，在这3个群体之间存在显著差异。描述性统计则表明，在农村呆了不到6年的知青接受高等教育的比例最高（14.2%）。也许知青们艰苦的生活经历激励他们下定决心要通过教育途径重新在社会中找到他们的位置。但是，1977年恢复高考对于那些在农村呆了6年以上的人来说来得太迟了；他们的入学率（9.5%）比那些在农村呆的时间较短的人明显要低。
在城市就业时初职的职业类型和单位性质。在劳动力市场中所处的位置是与经济报酬高度相关的。因为对个人来说，工作可能会随时间而变化，所以我们只比较了3个群体在城市中参加的第一份工作的类型。对于知青来说，这个工作指的是返城后的第一份工作。卡方检验表明，职业类型和单位性质在3个群体中间