教育扩张、社会转型与教育机会不平等的变迁

朱 斌

（中国人民大学社会学理论与方法研究中心，北京100872）

一、研究问题

在现代社会，教育是获得社会经济地位的最主要途径，因此教育机会获得不平等（以下简称教育机会不平等）是社会流动固化的主要表现，受到社会普遍关注。另一方面，教育也是提高社会人力资本、促进经济发展的关键因素，故而自20世纪中叶以来，许多国家纷纷启动了教育改革与扩张。那么，教育机会结构的扩张能否降低教育机会不平等呢？这引起了国内外的广泛讨论。与西方社会相对稳定的社会结构与社会制度背景相比，中国社会在改革开放以后发生了剧烈转型。在这种背景下，除了教育扩张，还有其他社会过程同样影响到教育机会不平等。然而，目前大多数学者都忽视了这些社会过程的存在，或者说没有将这些社会过程纳入到研究中来。这一方面可能混淆了教育扩张与教育机会不平等的真实关系；另一方面也可能错过了其他影响教育机会不平等的结构性因素，从而影响教育政策制定的有效性。基于这些考虑，本文将在梳理已有文献脉络后，重点讨论社会阶层不平等与教育市场化政策的变化对教育机会不平等的影响，并在控制二者的基础上，探讨教育扩张与教育机会不平等的关系。

二、文献综述

教育扩张是否会降低教育不平等？现代化理论认为，教育扩张是经济技术理性发展的结果。由于技术的不断变革和进步，工作的技术要求也在不断提高，为了适应这种技术变革的要求，越来越多的人在学校中接受年限越来越长的教育。与此同时，随着经济技术理性在整个社会的弥漫，教育选拔的标准越来越取决于个人自致性因素（聪明才智与勤奋努力）而不是先赋性因素[1-2]。因此，教育机会的分配将在教育扩张过程中越来越平等化。

另一种观点强调，教育扩张并不会降低教育机会不平等，这一观点最有名的表述就是“最大化维持不平等假设”（Maximum Maintained Inequality，MMI 假设）。该假设认为，只有当精英阶层子女在特定教育阶段的教育需求达到饱和状态的时候，基于家庭阶层出身的不平等才会开始下降，否则不平等将继续维持和扩大[3]。在此基础上，卢卡斯（Lucas）[4]进一步指出，即使精英阶层子女的教育需求达到饱和而下降，教育机会不平等在质量上依然维持，社会下层子女争取到更多的教育机会主要体现在价值较低的教育种类（如专科教育）而不是价值较高的教育种类（如本科教育），此即“有效维持不平等假设”（Effectively Maintained Inequality，EMI假设）。

之所以如此，是因为精英阶层子女拥有更多的经济、文化、社会等资源，通过文化再生产、资源转化、理性选择等机制，更有可能抓住教育扩张创造的新机会[5-7]。无论哪种机制，其作用都是根源于家庭阶层所掌握的资源差异，而资源在各个社会阶层的分布就构成了社会阶层不平等结构。许多研究发现，西方国家的教育机会不平等之所以没有随着教育扩张而下降，一个重要原因就在于西方社会阶层不平等结构一直处于稳定状态，也即资源在各个社会阶层的分布状况是相对稳定的，那么家庭阶层背景的影响也会维持稳定[8-9]。

然而，也有许多经验结果不支持MMI假设和EMI假设。他们发现，一些国家的教育机会不平等随着教育扩张开始出现显著下降。尽管如此，这些学者也不认为这是现代化与理性化的结果，而是认为，国家制度或者国家政策的干预能够改变教育分层过程中的影响机制[2，10]。

对于教育扩张与教育不平等的关系，国内已经积累了大量经验研究。这些研究显示，中国的义务教育已经基本普及，义务教育阶段的机会不平等得到很大改善；但在高中及以上的入学机会上，教育机会不平等——无论是数量上还是质量上——都没有随着教育扩张而得到有效遏制[5，11-14]。这一结果基本支持了上文提到的MMI假设和EMI假设。除此以外，一些研究还讨论了改革开放前的激进平等化政策对教育不平等的影响。研究者普遍认为，在这种政策下，改革开放前的教育机会不平等一直在减弱，而在文革时期达到顶点；改革开放后随着这些激进教育政策的退出，教育机会不平等又逐渐增强[15-16]。

然而，现有研究很少讨论改革开放以后的教育制度与政策对教育不平等的影响，但在整个社会发生体制转型的背景下，教育领域也难独善其身。那么教育制度与政策的改变对于教育机会不平等有何影响呢？是凸显了个体自致性因素的作用，还是巩固了阶层再生产？其次，MMI假设认为，教育机会不平等根源于社会阶层之间的资源差异，而中国的社会阶层不平等水平在体制改革过程中迅速上升，那么教育机会不平等是否也会随之发生变化？最后，如上所述，中国的教育扩张过程同时伴随着整个社会体制的剧烈转型，由此导致教育政策、社会阶层不平等结构也发生重要变化，而这些社会过程同样有可能影响教育机会不平等。因此，只有在了解以及控制这些社会过程的具体影响后，我们才能真正明晰教育扩张与教育机会不平等的关系。

由于教育扩张、社会不平等以及教育政策的变化是同时进行的，故而难以通过时期分析来厘清不同社会过程对教育机会不平等的影响。但许多研究都显示，我国不同区域的现代化发展与体制改革进程都不同步，因此可以通过区域比较方法来系统检验社会不平等以及教育政策变化对教育机会不平等的影响，并在控制二者的基础上，考察教育扩张与教育机会不平等的关系。

三、研究假设

首先，正如上文所言，在现代化理论看来，教育扩张与经济技术理性的弥漫是并行不悖的，因此个人自致性因素将逐渐成为教育获得的决定性因素，而基于家庭阶层背景的教育机会不平等则会趋于下降。由此可以得到：

假设1（现代化假设）：教育发展水平越高的地方，教育机会不平等程度越低。

其次，MMI假设与EMI假设认为，教育机会不平等与教育扩张没有本质联系，更多受到该社会的资源（包括文化、经济、社会、政治等各方面资源）分布状况的影响，其中最重要的是物质资源和文化资本。由于精英阶层父母掌握更多资源，他们的子女具有更多机会实现向上升学。社会的资源分布状况事实上就是社会阶层不平等结构的体现，在特定的社会不平等水平下，精英阶层掌握的资源优势是一定的，因此他们子女的升学优势也是一定的，也即教育机会不平等是一定的。但是，随着社会不平等程度的增加，越来越多的资源集中到精英阶层，他们相对于其他社会阶层的资源优势就会扩大，这意味着精英阶层父母将有更多资源投入到其子女教育上，那么他们子代的升学优势也会扩大，教育机会不平等就会随之上升，整个社会的社会流动趋向固化[17-18]。由此得到：

假设2（社会不平等假设）：社会不平等水平越高的地方，教育机会不平等程度越高。

最后，与市场经济体制改革相匹配的是，教育制度与政策也发生了重要变化，其中一个重要表现是教育市场化。教育市场化不仅是我国社会市场转型在教育领域的投射，同时也是全球教育政策的一个变化趋势。所谓的教育市场化就是承认教育具有商品属性，因此教育产品的生产和消费需要引入市场资源和市场机制[19]。

进一步的问题则在于，教育市场化对于教育机会不平等的影响何在？有的学者认为，教育市场化使得教育资源分配遵循效率最大化原则，而毕业生质量和升学率是体现教学效率的最重要指标，因此学校会积极吸收个人能力强的学生，从而降低家庭阶层背景的影响[20-21]。但更多学者认为，精英阶层子女的个人能力更强，而且一旦政府允许更多的社会资源（或市场资源）进入学校，拥有优势社会资源的精英阶层就能够参与甚至控制教育机会的分配，最终导致教育机会不平等的扩大[22-23]。

就中国而言，笔者认为，教育市场化可能会提高教育机会不平等程度。首先，改革之前的教育政策是一种激进的平等化政策，家庭阶级身份才是教育获得的重要指标，而工农阶层子女则受到优待。这种优待政策在经济改革之后被取消，学校主要通过考试选拔学生，此时个人自致性因素和家庭资源才有了发挥作用的空间[5]。其次，在公共教育财政投入上，一方面，我国教育的发展水平总体偏低，因此教育发展的主要任务在于数量上的普及，那么财政拨款不会特别强调教学质量差异；另一方面，我国公共财政教育投入长期以来都低于世界平均水平，这意味着许多学校需要通过学杂费、择校费来弥补办学经费的不足，而这些费用对于不同家庭的压力是不一样的。例如，2002年，北京市规定的择校费是小学不超过12000元，中学不超过30000元[24]，这对于年收入为5万的家庭与年收入为20万的家庭的意义显然不一样。随着教育费用不断增加，这使得社会劣势阶层的相对教育成本越来越高，因此放弃升学的可能性越来越大。综上可以得到：

假设3（教育市场化假设）：教育市场化水平越高的地方，教育机会不平等程度越高。

比较上述三个假设，首先，现代化假设认为教育机会不平等的基础在于个人能力与努力程度等自致性因素，而且这一因素的作用在教育扩张（或者说理性化）过程中越来越重要。但其他两个假设都强调家庭阶层所掌握的资源差异才是决定教育机会不平等的影响因素。其次，继承MMI假设和EMI假设的观点，社会不平等假设认为，精英阶层的资源优势的变化将会影响教育机会不平等的变化，精英阶层的资源优势越大，教育机会不平等越大。与之不同，教育市场化假设的侧重点不在于精英阶层掌握的资源多少，而在于资源发挥作用的制度空间，这是因为同样的资源，在不同制度空间下，其作用也可能变化。

四、研究方法

（一）数据

本文使用的数据来自于北京大学中国社会科学调查中心主持的中国家庭动态跟踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）。该调查采用了内隐分层、多阶段、与人口规模成比例的概率抽样方法，样本覆盖了除台湾地区、香港特别行政区、澳门特别行政区、新疆维吾尔自治区、西藏自治区、青海省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区和海南省之外的全国25个省、市、自治区的人口。在2010年的初访调查中，总共回收有效家庭成员问卷14960份，家庭问卷14798份，成人问卷33600份，少儿问卷8990份。本文使用其中的成人调查数据。

（二）变量

1、因变量

首先，教育获得有多个阶段，本文着重讨论高中教育获得的机会不平等。这是因为：第一，义务教育目前已经基本普及，教育机会不平等的变化不是很明显。第二，高中教育的发展是以地方为主，而且高中招生也主要是在各地区内部进行。与之相比，高等教育招生是全国统招，因此难以对各地区的高等教育扩张水平和教育市场化水平进行比较。

其次，我国教育实行的是学轨制，存在职业教育和学术教育的分化，就高中而言则分为职业高中和普通高中。一般而言，学术教育通常被看作是含金量更高的教育机会，尤其是在我国职业教育的办学条件都不及学术教育的情况下，使得“职业教育二流化”问题较为严重[25]。

基于上述考虑，本文的因变量包括两个方面：一是高中教育获得，即调查时是否接受过高中教育，有设为1，否则设为0，有部分被访者在2010年调查时还是初中在读，那么则参考2012年调查时的状态；二是普通高中教育获得，同样设置为虚拟变量，有设为1，否则设为 0。

2、区域层次变量

根据上文研究假设，本文要探讨的区域层次变量主要有三个：教育发展水平、社会不平等水平以及教育市场化水平。考虑到省级层次数据最容易获得，故而以省级行政单位作为区域层次分析单位，不过这里有几个问题需要说明。第一，考虑到一些被访者中考之后发生了迁移，这里统一使用被访者12岁居住地作为被访者中考所在地，那么本文的区域层次分析单位不完全等同于实际调查省份，具体而言，实际调查省份包括25个省级单位，而被访者中考所在省份事实上有30个。第二，被访者中考时间不一样，时间跨度达到几十年，在这段时间内，各省内部都发生了很大变化，但如果只使用其中一年作分析的话，则样本量太少。本文选取1980到1994年出生的被访者，以15岁作为中考年龄的话，那么他们参加中考的时间在1995-2009年，这段时间是与调查时点（2010年）最接近的15年，也是我国高中教育迅速发展的时期，而且正如下文将要谈到的，1995年以前各省份的相关数据难以获得。然后按照被访者出生时间每五年分为一个同期群，那么就有3个同期群。理论上，将同期群和他们的中考所在省份（30个）交互应可得90个区域分析单位，去掉变量有缺失值的样本以及个体样本数不大于5的区域后，最后可得66个区域分析单位。

在确定区域分析单位后，下面详细介绍区域层次变量。由于每个区域单位事实上包括五年的中考学生，因此区域层次变量的值均是这五年的平均值。

首先，本文使用高中入学率来表示高中教育发展水平。由于1980年及以后出生的适龄儿童小学入学率近乎100%，故而高中入学率=当年高中招生数/9年前小学招生数。各省历年的高中招生数和小学招生数可在国家统计局网站或历年《中国统计年鉴》上查询，但这里的“高中”是指普通高中，各省职业高中招生数直到2005年才公布。笔者使用各省2005-2014年历年的普通高中招生数和职业高中招生数进行相关分析，发现相关系数高达0.94，可见各省职业高中教育发展水平与普通高中教育发展水平是密切相关的，故而各省普通高中入学率同时可以粗略等同于各省高中教育的整体发展水平。

其次，社会不平等包括很多方面，但最常用的指标是居民收入基尼系数，该系数值越大，说明收入分配越不平等，各社会阶层之间的收入差距越大。田卫民[26]根据各省统计年鉴中城镇和农村居民收入分组的数据计算了27个省份1995年到2010年的居民收入基尼系数，本文使用这些基尼系数来衡量各省社会不平等水平。

最后，教育市场化水平可以使用教育经费中财政投入的比例来衡量，具体来说，将采用两种方式具体测量：（1）教育市场化系数=（教育经费-国家财政预算内经费）/教育经费。（2）教育市场化系数=（教育经费-国家财政性经费）/教育经费。二者的区别在于，国家财政性经费包括预算内经费和预算外经费，财政预算外经费包括各级政府征税费、企业办学校经费、以及校办产业等经费，这些费用中有的与市场关系非常密切，有的关系则比较弱。但是囿于数据限制，我们不能区分出财政预算外经费各类别的具体数量，因此，本文同时以两种教育市场化系数作为指标进行了分析。因分析结果相似，囿于篇幅，本文只给出了第一种分析结果。

3、个体层次变量

个体层次的核心自变量是被访者的家庭背景，包括家庭教育水平和家庭职业阶层。本文将父母受教育水平区分为三类：小学及以下、初中、高中及以上，以父亲或母亲中较高一方作为家庭教育水平。与此同时，基于被访者父母的职业可以区分为四类职业阶层：精英阶层（管理者与专业技术人员）、中间阶层（包括一般办事人员、专业技术辅助人员、个体户等）、工人阶层（商业服务人员与产业工人）、农民阶层，以父亲或母亲中较高一方作为家庭职业阶层。

除了上述变量外，本文还控制了如下虚拟变量：性别（1=男），民族（1=汉），12岁时的户口（1=非农户口），独生子女（1=是）。表1给出了分析样本的简单描述统计。

表1 变量的简单描述统计

（三）模型：多层Logistic模型

本文使用的模型是多层Logistic模型，包括个体层次与区域层次两个模型，设置如下：

模型1是个体层次模型，其中y_ij表示第j个区域的i个被访者获得高中教育机会（或普通高中教育机会）的可能性，w_m表示m个控制变量，x_k表示k个家庭背景变量。模型2是区域层次模型，其中z_n是区域层次的解释变量，包括各省的高中入学率、居民收入基尼系数、教育市场化系数。区域层次模型意味着家庭背景变量的影响在不同区域可能并不一样，而是随着各区域的社会背景而变化。

五、研究结果：教育机会不平等的区域差异

（一）高中教育机会不平等的区域比较

两个模型的回归分析结果见表2。模型1的因变量为是否接受过高中教育，包括普通高中和职业高中教育（如中专、技校、职业高中等）。模型1_1是二分类logistic模型，加入了个体层次变量与区域变量。可以看到，家庭教育水平越高，家庭阶层背景越好的儿童更可能上高中。在区域变量中，“高中入学率”直接代表了当地高中教育发展水平的高低，因此高中入学率越高，当地儿童进入高中的机会越大。其他两个区域变量“收入基尼系数”和“教育市场化系数”对此则没有直接影响。

接下来三个模型主要探讨了家庭背景影响在不同区域的变化。首先，模型1_2加入了被访者父母教育水平与区域变量的交互项。其中大多数交互项都不显著，仅仅“初中*高中入学率”变量显著为负，这说明相对于那些父母教育水平仅在小学及以下的儿童来说，父母教育水平为初中的儿童更有可能进入高中读书，但这种优势随着高中教育的发展而减弱。但更高教育水平的家庭则未受到教育扩张的影响，这可能意味着增加的教育机会首先是在那些文化资本相差不大的家庭中分享，而那些文化资本更高的家庭则继续保持优势。

其次，模型1_3加入了被访者父母职业阶层与区域变量的交互项。结果显示，高中教育发展水平与社会不平等水平并没有影响家庭阶层的作用。但是，教育市场化水平有显著影响，教育市场化系数与工人阶层、精英阶层的交互项都显著为正，说明随着教育市场化水平提高，工人阶层与精英阶层子女的高中获得优势将会扩大。

（二）普通高中教育机会的区域比较

正如上文所言，我国高中存在学术教育和职业教育的分化，作为学术教育轨道的普通高中通常被看作质量更好的高中教育。模型1的因变量为是否接受高中教育，对于高中类型并没有做区分，本部分将进一步讨论普通高中教育机会不平等在各区域的变化。

模型2中变量的加入顺序与模型1相类似，模型2_1的结果与模型1_1也类似。结果显示，家庭教育水平与职业阶层更高的儿童更有可能进入普通高中；同样，高中教育发展水平越高，当地儿童获得普通高中教育的机会也越大。但居民收入基尼系数也显著为正，其中原因还有待解释。

模型2_2和模型2_3分别加入了被访者家庭教育水平、家庭职业阶层与区域变量的交互项，结果与模型1稍有不同。首先，家庭教育水平与区域变量的交互项均不显著，也即家庭教育水平对于子女进入普通高中的影响比较稳定，在不同地区没有太大差别。其次，家庭职业阶层与收入基尼系数、教育市场化系数的交互项都是正的，而且很多都显著，说明与农民阶层子女相比，其他阶层子女进入普通高中的优势在社会不平等水平与教育市场化水平越高的地方越突出。

从上述结果来看，家庭教育水平的作用相对更为稳定，基本上不受区域变量影响。这可能有两种原因：一是因为家庭文化资本是通过潜移默化的方式传递的，它弥散性地贯穿在儿童的整个成长过程之中，因此其作用具有更强的持续性和稳定性[27]。也有可能是因为本文测量社会不平等和教育市场化的具体指标均与经济资本联系更密切，从而对文化再生产机制没有影响。未来研究还需要对此进一步检验。

表2 高中教育机会不平等的区域比较分析

其次，从家庭职业阶层作用的变化来看，现代化假设基本没有得到支持。这一结果也与MMI假设相符，即教育扩张与教育机会不平等是两个相对独立的过程。但社会不平等假设与教育市场化假设得到一定支持，尤其是后者，教育市场化水平的提高会强化教育机会不平等，无论是数量上的不平等还是质量上的不平等。

最后，不同于总体高中教育机会获得，对于普通高中教育机会获得而言，家庭教育水平的影响不会因为教育扩张而弱化，但家庭职业阶层的影响则会因为社会不平等水平的提高而强化。可见如EMI假设所预测的，精英阶层家庭在竞争质量更好的教育机会时会更加努力，努力利用一切于己有利的社会环境而抑制不利环境的消极影响；而对于那些价值一般的教育机会，精英阶层家庭可能就没有太大动力去竞争，因此，尽管他们所掌握的资源在社会不平等扩大过程中不断积累，但也没有增强他们在这些教育机会获得上的优势。

图1 我国社会不平等水平与教育市场化水平的历时变化

六、结论与讨论

本文通过区域比较方法，重点分析了不同社会过程对于高中教育机会不平等的影响。首先，教育机会不平等并不会随着教育扩张而缩小。这一结果不支持现代化假设，但与MMI假设与EMI假设一致。之所以如此，是因为教育机会不平等根植于社会阶层结构中，在教育扩张过程中，精英阶层家庭同样会努力争取新增加的教育机会。正因为此，一旦社会阶层不平等增强，社会阶层结构趋于两极化，那么教育机会不平等同样会随之增强，不过这主要体现在质量更高的教育机会上，而对于价值一般的教育机会，精英阶层家庭并没有太大动力，因此社会不平等水平对于一般教育机会不平等的影响不明显。

与此同时，教育机会不平等还受到社会制度与政策的影响，因为它们能够改变家庭资源的作用空间。本文结果显示，教育市场化水平越高的地方，教育机会不平等程度越高，这可能是因为教育市场化的发展扩大了家庭社会经济资本的作用空间。一方面，精英阶层能通过文化再生产机制与资源转化机制使得子女在考试选拔过程中获得好成绩；另一方面，教育费用的不断上涨使得社会劣势阶层的相对教育成本越来越高，从而主动放弃升学机会。

许多研究发现，我国教育机会不平等在改革初期快速上涨，而到改革深入期则较为平稳，考虑到我国教育规模一直在扩大，那么这种变化显然不是教育扩张所带来的。基于本文观点，我们可以对此给予一个解释。图1展示了全国居民收入基尼系数与教育市场化水平的变化情况。从图1可以看到，改革初期，我国社会不平等程度与教育市场化水平同时上升，由此导致了教育机会不平等的上升。进入改革深入期，虽然社会不平等程度维持在较高位置，但教育市场化水平迅速下降，这种相反方向的变化可能维持了教育机会不平等的稳定。

上述研究结果有着两方面的意义。第一，教育机会不平等是多种社会过程共同影响的结果，但我们将过多的注意力集中在了教育扩张与现代化理论上。一方面，以往大多数研究从同期群比较的角度来分析教育扩张与教育机会不平等的关系，并未直接检验二者之间的关系，本文的区域比较分析则更为直接。另一方面，由于忽视了其他社会过程，如本文所讨论的社会阶层不平等、教育市场化等过程，也就忽视了教育机会不平等变化背后的多重机制。因此，未来的研究可能需要将部分注意力转移到更有意义的研究议题上，尤其是制度变迁过程，如中国诸多教育政策（像重点中学政策、素质教育政策、职业教育政策）对教育机会不平等的影响。

第二，在现代社会，教育流动过程是社会流动的重要组成部分，而社会流动的固化对于社会稳定是一种潜在威胁，本文的结果对于促进教育流动乃至社会流动提供了一种新的视野。虽然教育机会的饱和最终会降低教育机会不平等，但这只是把教育不平等向下一教育阶段进行了推迟，而我们也不可能持续不断扩大高等教育规模以至于达到饱和。在这种情况下，降低社会不平等与教育市场化水平则是另一种可供选择的政策取向。社会不平等会提高教育机会不平等，说明社会资源结构的持续分化确实会带来社会流动的固化，但这种结构不平等也是最难改变的。与之相比，对于教育市场化的抑制则更为容易，随着中央财政收入的持续增加，扩大教育的财政性投入成为一种可能。事实上，中国近几年的发展也确实显示教育市场化水平在下降，而教育机会不平等则维持稳定甚至趋于平等化。

当然，本文还存在一些问题需要在未来研究中讨论。首先，本文的“教育市场化系数”还有待进一步改进。在以后研究中，如果数据允许的话，或者可以采用其他指标来检验教育市场化命题。其次，本文仅仅在结果上显示，社会不平等水平以及教育市场化水平与教育机会不平等之间的关系，但其中具体作用机制则并未直接检验，有待后续研究挖掘。最后，影响教育机会不平等的社会过程可能不仅仅是社会不平等和教育市场化，而本文并未控制所有过程，那么其他过程是否会影响二者的影响结果呢，也需要进一步讨论。