教育财政投入对高等教育机会平等的异质性影响

周远翔 宋旭光

摘要：教育机会平等问题一直受到社会各界的广泛关注。本文利用中国家庭追踪调查数据对微观个体高等教育入学机会差异进行讨论，随后进一步纳入外生的国家教育财政因素并开展更深层次地分析。结果表明：微观家庭教育决策存在异质性差异，高等教育发展并未缩小高等教育获得的城乡属性差异，但对性别特征和资源占有差异存在正向作用。教育财政投入对个体是否接受高等教育也产生了显著影响，并且根据性别和城乡特征的不同表现出较强的异质性特点，最后根据结论给出一些政策建议。

关键词：教育财政投入;高等教育发展;教育机会平等;异质性

一、引言

改革开放40年以来，我国高等教育发展成果举世瞩目。在2018年9月召开的全国教育大会上，习近平总书记强调“加快推进教育现代化、建设教育强国、办好人民满意的教育”。高等教育作为人力资本积累和深化的关键阶段，政府对其进行的每一步改革不仅深刻影响着微观个体的未来发展，更关乎国家宏观可持续发展大计。高等教育的高速发展源于1999年开展实施的教育扩张政策，从2018年8月教育部等三部门联合印发的《关于高等学校加快“双一流”建设的指导意见》中提出的“适度扩大博士研究生规模，加快发展博士专业学位研究生教育”可以看出，高等教育发展一直受到关注，并在一定程度上已面向更高层面和水平。数据显示，自1977年国家恢复高考制度以来，高等学校在校学生数、招生人数和毕业生数在教育扩张前虽略有增长，但增幅十分有限。而在政策颁布后，三指标增长明显，尤其是在校学生数形成了爬坡式提升，由1999年的413.42万人增长到2016年的2695.84万人，增长约达6.52倍。高等教育发展一方面作为就业蓄水池吸纳了当时过剩的劳动力就业人口;另一方面，也带来了教育公平程度的显性提升，直观上为本来接受不了更高等教育的学生群体提供了更多的教育机会，高等教育可能不再仅仅是为少数精英人群通往上层阶级提供通道。

然而，从另外一个角度看，由政策引导的高等教育发展是否在真正意义上实现了高等教育机会平等仍需被考察。2006年以来大学毕业生就业问题突出，随着《国家教育事业发展“十一五”规划》的出台，高等教育发展幅度放缓（增幅约维持在5%）。由于不同群体教育理念或教育成本负担方面存在差异，一些并不富裕、阶层较低或者资源获取劣势的家庭可能仍然会被动选择在接受高中阶段或更低阶段教育后直接进入劳动力市场，以规避市场就业的不确定性，换取可靠的现期收入和稳定就业。因此，可能存在的教育机会不平等与高等教育的持续发展景象相矛盾。因而，从微观个体的教育决策角度判断政府的政策效果将十分必要，也是本文首先需要回答的问题。虽然引致教育机会不平等的原因众多，但目前最主要的原因可能还是上升的教育成本导致的高等教育入学差异。公共教育财政作为平衡不同区域、城乡以及阶层教育发展差距的重要手段，在高等教育机会公平的维持和提升方面起到关键作用。因而，公共教育财政投入是否能继续在高等教育机会公平中发挥作用，是本文将要回答的另一个关键问题。

二、文献综述

全球性的高等教育发展于1960年开展[1]，随后的高教大众化三阶段理论被提出[2]，即以高等教育发展规模为全部适龄人口提供教育机会状况来看，将其分为精英化阶段（15%以下）、大众化阶段（15～50%）和普及化阶段（50%以上）。大众化阶段历时较长且为关键阶段，国家的持续发展必然需要经历高等教育大众化，但各国的实现方式和路径并不相同，李立国指出世界高等教育大众化可以大致分为主动型模式和被动追赶型模式。[3]很显然，我国的高等教育大众化由扩招政策推动而来，作为后发国家的典型，我国正在由后者向前者逐步转变。

众所周知，人力资源禀赋、社会资源分配以及财富权力差异等因素将导致有限的高等教育这一准公共产品供给无法在异质群体中完全平等[4]。高等教育发展是否对其分布起到一定的均等化作用受到国内外学者的广泛关注。国际学者针对教育发展与教育机会平等之间提出了三种具有代表性的理论。Raftery和Hout指出如果优势群体（或上层阶级）拥有获取更高等教育的可能，那么教育机会不平等将会一直持续，该理论假设被称为“最大化维持不平等假设”（Maximally Maintained Inequality，MMI）。[5]MMI成立的核心基础在于社会阶层差异长久存在，优势群体会利用其充足的资源占取能力和手段挤占劣势群体的教育机会，只有前者在某一级别教育类型中达到一定程度的饱和，教育机会不平等才能有所下降，这一理论假设也被部分学者所证实。[6][7]在该假设基础上，Lucas提出“有效维持不平等假设”（Effectively Maintained Inequality，EMI），更进一步指出优势群体的教育饱和并不能够降低教育機会不平等，其仍将以有效的方式维持。[8]虽然表面上看，优势群体在某一级别教育类型上达到饱和，但不同阶层获取到的该教育类型存在质量上的差异，例如针对中国高等教育，存在大学本科和大学专科之分，在高等教育发展背景下，劣势群体可能提升了后者的教育机会，而优势群体在高质量的教育水平上占据优势，机会不平等仍然存在。Esping-Andersen和Wagner使用2005 EU-SILC中的代际模块，通过比较两个北欧国家和三个欧洲大陆国家，从成人收入角度直接估计孩童的代际流动趋势，并且间接得出社会出身对教育成就的影响，以此验证了有效维持不平等的假设。[9]Katrňák等人结合MMI和EMI理论对捷克2000-2010年中等教育进行了考察，其根据社会出身，分析了扩大教育规模，以获得中学毕业证书（SLC）的可能性所带来的后果，结论表明，EMI更能解释该国教育扩张和教育机会平等之间的关系。[10]MMI和EMI虽然是教育机会平等研究的重要理论假设，但仍有研究得出教育扩张式发展将缩小教育机会不平等的结论，由此促使研究者对相关理论假设进行重新定位，更多学者选择探讨在教育扩张背景下，教育机会平等的异质性影响。Siegrist基于主观期望效用理论，强调了父母教育决策的关键机制，他认为从该角度出发，教育动机的增加和教育成本效益的主观评价变化是增加高中学生参与更高等教育的重要条件，然而，这又是高等教育发展的结果。该假设观点被称为“理性选择模型”（Rational Choice Model，RCM）。[11]该理论认为教育机会不平等是否下降取决于影响家庭教育决策因素是否发生变化，若对于不同阶层群体的决策差异未随时间推移而改变，那么机会不平等程度将继续维持，反之将可能下降。因而，高等教育发展背景下，影响个体决策进而影响教育机会平等的深层因素是目前研究的主要方向。

高等教育机会不平等主题在国内也已开展了一系列研究，其中大多结合高校扩招政策进行，呈现出较为丰富的研究成果。李煜在代际教育不平等理论框架下，探究了1966-2003年制度变迁与教育不平等的产生机制，其认为家庭背景在教育供给扩大时期是不平等产生的关键，文化再生产模式和资源转换模式是两种并存机制因素。[12]李春玲考察了高校扩招的平等化效应，其利用2005年全国1%人口抽样调查数据，并构建计量模型，综合测度了不同阶层、城乡、性别、民族之间存在的机会不平等情况，其中的一个主要结论为高等教育发展并未提升异质性群体的机会平等状况。[13]此后，陆晓峰等人利用另一微观数据也得到了相似的结论。另外，部分学者针对不同研究对象和目的开展了高校扩招背景下的机会平等研究。例如，张兆署和陈奇利用中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）微观数据，重点探讨了高校扩招与高等教育机会的性别平等化情况，得出父辈文化水平和城乡属性具有显著的性别差异的结论，这一差异在通过对扩招前后模型系数的比较后将变小，说明高等教育发展前后在以上两因素中起到了性别平等化作用。[14]吴愈晓结合文化资本理论、资源稀释理论以及教育决策的理性行动理论对教育扩展引致的城乡教育机会不平等开展了研究，采用梅尔升学模型，评估了不同升学阶段的城乡差异。[15]马宇航和杨东平同样利用CGSS数据验证了政策实施对城乡教育机会差异演变轨迹，指出城乡差距长久存在，并得出在扩招政策实施后更加明显的结论，[16]孟凡强也得出相同结论。[17]邵宜航和徐菁[18]在Munshi[19]基础上构建了高等教育选择模型，并将高等教育按质量水平划分，解析了扩招如何对不同收入阶层家庭的高等教育选择的影响机制，利用中国居民收入调查（Chinese Household Income Project，CHIP）2013年的微观数据，从量和质两个层面实证了教育不平等的演变情况，并得出高等教育扩展将减轻“量”层面上的不平等程度，但“质”层面的差距仍然扩大，佐证了EMI假设在我国高等教育上的现实存在。王伟宜也开展过相似研究，其利用1982-2010年我国16所高校的微观数据进行实证研究，最终提出需通过一系列政策干预改善教育机会的阶层差异。[20]

通过上述文献回顾可以发现，国内外学者在高等教育发展背景下探讨教育机会均等大多基于单个层面或某几个层面，结合不同理论纳入的指标各有差异，一方面，这可能在一定程度上产生有偏的估计结果，另一方面，也是现有文献得出不同结论的潜在原因。本文将综合现有理论和假设，对我国高等教育发展过程中产生的高等教育机会不平等进行深入分析，对群体间差异开展探讨，以期得到更加充实和可靠的结论。另外，尽管高等教育发展成本分担是当下发展趋势，但作为一种良性的准公共产品，财政性教育经费仍是我国高等教育发展的重要基础和物质保障，[21]且是政府政策干预教育发展的一个重要方面[22]，它将直接或间接地影响到微观个体的教育决策，从而改变机会不平等的群体差异。然而，现有文献几乎没有将这一重要因素考虑其中，本文将在此进行拓展。

三、数据来源及变量选择

（一）数据来源

本文将利用中国家庭跟踪调查数据库（China Family Panel Survey，CFPS）開展实证研究，CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）执行的大型微观调查数据库，每两年进行一轮，旨在通过跟踪收集社区、家庭、个体三个层面的数据，反映中国社会、经济、人口、教育等重要指标的动态特征。在数据库选择上，一方面考虑到被访对象的稳定性，另一方面考虑到所要收集指标和数据的可获得性。本文如下选取其基线调查为主要研究数据，包含了25个省/市/自治区162个县市635个社区的14960个家户42590位个体的样本数据，具有较强的代表性。

（二）变量说明与处理

1.被解释变量

本文重点关注的是高等教育机会平等问题，因而入学机会将被考察。CFPS提供了被访者的最高学历状态，并通过其他相关问题的逻辑与联系形成了个体的最佳高学历状态变量，该变量取值为1-8，分别代表幼儿园、小学、初中、高中、大专、本科、硕士和博士。我们将前四类定义为未接受高等教育，将后四类定义为接受高等教育，由此生成“是否接受高等教育”的0-1虚拟被解释变量（接受高等教育=1）。

需要注意的是，个体最高学历获得需要结合年龄，过小的年龄将导致其达不到获得高等教育的条件，因此按1978年后的学制计算，我们剔除了个体年龄小于22岁的样本，最大可能的降低估计偏误。另外，我国高考制度恢复于1978年，在该时期之前获得高等教育的群体主要是通过“推荐”和“政治保送”方式进行，即为当时的“工农兵大学生”群体[23]，为最大限度剔除该群体带来的影响，我们按6岁入学年龄及9年中小学学制进行推算，最终保留1963年及其之后出生的样本，以保证个体具有只能通过选拔性考试才能获得高等教育机会的特征。

2.解释变量

基于我国高等教育快速发展的背景，我们选取了是否经历高校扩招的二值分类变量作为核心解释变量之一，该变量可为我们更好地提供高等教育发展的清晰的时间节点。判断样本是否经历该政策时期同样需要考虑年龄因素，一般认为，高校扩招于1999年开始实施，若以1978年后的学制计算，未经历扩招的样本应出生于1980年之前，根据出生年份，我们将生成该解释变量来代表样本是否经历扩招（经历扩招=1）。另一核心解释变量为国家财政性教育经费投入，我们假设18岁为高考的适龄年龄，依据出生年份和适龄年龄推算后得到虚拟高考年份并结合其所在地的信息，将其主数据集进行匹配，就可得到一个连续型的代表政府公共教育投入的指标。不同于现有文献从单一角度或某几方面开展相关类似研究，本文尝试结合现有理论纳入相关个体异质性指标，以期更为全面地考察高校扩招背景下的高等教育机会公平性问题。

首先，文化资本是家庭背景的重要方面，也是教育获得形成的中间作用机制，更是阶层地位再生产的中间环节。在此我们根据文化资本理论的阐述纳入受教育水平综合变量，同时体现家庭文化资本影响和阶层差异情况，CFPS中分别包含了父亲和母亲的最高学历，我们选取二者学历较高的文化程度作为该指标取值，用以衡量家庭文化资本水平，取值为1- 8，包含了文盲/半文盲到博士八个等级。

其次，个体城乡属性是阶层差异的另一体现，以往研究一般通过父亲户口来判断城乡属性，但路晓峰等认为父亲户口是时变的，父亲当前户口状态同子代参加高考时的户口状态未必相同，因而选取样本个体12岁时的户口状态作为高等教育适龄人的城乡划分依据，其认为除家属随转或者征地等个别原因外，样本在参加高考前一般不太可能由于参军、招工、转干等原因而转换户口状态，因此本文也将该指标纳入分析之中。此外，根据Blake[24]提出的资源稀释理论，我们纳入兄弟姐妹数目指标，同时还考量了高等教育机会获得的性别差异（男=1）、民族差异（汉族=1）、家庭政治资本差异（中共党员=1）以及添加了地区变量。对包含以上变量的全部样本进行清洗后，我们最终得到12612个观测单位，该样本容量为统计推断可靠性提供基础，具体的描述性统计见表1。

四、经验分析

（一）实证策略

本文的实证策略为在计量模型中依次加入个体异质性指标、高校扩招指标以及二者的交互因素。首先，我们建立如下高等教育机会获得的基准计量模型，基准回归不将高校扩招变量纳入其中，并同时对地区固定效应进行了控制。由于被解释变量高等教育获得是0-1的二值变量，本文建立Logistic模型，利用极大似然法（Maximum Likelihood，ML）进行估计，具体模型如下：

lnPedu1-Pedu=δ0+δ1urban12+δ2male+δ3famedu+δ4party+δ5nation+δ6sibbing+γi+ε（1）

其中，edu代表高等教育机会获得，Pedu为其获得概率，被解释变量为对数发生比。（1）式右边的变量分别代表了样本各类异质性因素，γi为地区固定效应，系数δi分别为在其他因素不变的条件下，各因素对个体是否获得高等教育概率对数发生比的边际贡献，ε为模型误差项。其次，在基准模型基础上，我们进一步纳入教育扩招变量及其与异质性因素的交互，模型如下：

lnPedu1-Pedu=δ0+βexpand+δiXi+θiexpandXi+γi+ε（2）

其中，expand为个体是否经历扩招的二值变量，β为其边际贡献，Xi为个体异质性因素变量集，θi分别表示高校扩招与各因素交互作用的边际贡献，该系数意在判断扩招前后个体异质性对高等教育入学机会的潜在变化。同样，γi为地区固定效应，ε为模型误差项。此外，考虑到微观调查处同一地区的个体之间可能存在相关性，导致统计推断不可靠，在具体回归中本文将残差聚类（Cluster）到省级层面，提供残差的异方差-聚类稳健标准误。

（二）高等教育机会平等的初步判别

表2给出了具体估计结果。模型（1）未包含扩招变量以及交互因素，考察的是异质性因素对高等教育机会获得的直接影响。具体来看，个体城乡属性对被解释变量影响较大，估计系数显示，非农户口个体参与高等教育几率是农业户口个体的3.56倍，城乡差异明显。从性别变量的系数符号来看，男性的入学几率可能高于女性。另外，父代政治参与对子代的教育获得产生正向影响。家庭文化资本和兄弟姐妹个数的估计系数验证了文化资本理论和资源稀释理论，具体而言，家庭内的高学历父母对其子代获得更高的教育水平起到帮助，父代学历水平每上升一个等级，子代教育获得几率增加74.35%，而同代的兄弟姐妹数量增加一个单位，入学几率将降低29.69%。

模型（2）加入了反应个体是否经历高校扩招的二值虚拟变量。估计结果显示，扩招变量估计系数统计显著，且对个体的高等教育入学机会产生了正向影响。具体来看，在其他因素不变的条件下，高等教育发展带来了53.07%的高等教育机会获得的几率提升。此外，在扩招因素加入后，其他变量的显著性和方向没有根本性变化，但影响程度存在差异。其中，城乡差异略有提升，家庭政治资本和兄弟姐妹数的估计系数提高，家庭文化资本影响程度降低，民族成分变量显著性发生改变，汉族个体高等教育获得几率是少数民族个体的1.37倍。

通过模型（1）和模型（2）可以看出，高等教育机会平等存在个体异质性差异，高等教育的发展提高了个体获得高等教育的机会，同时，个体异质因素作用的边际效应也发生了改变，由此说明我们需要更进一步地控制相关因素的交互项，用以判断异质性因素对个体高等教育机会获得的作用情况。模型（3）给出了相应的估计结果，我们发现，扩招对被解释变量的影响变得更加明显，扩招后的个体高等教育获得是扩招前的2.81倍。除性别由不显著变成显著以外，其他各因素的主效应系数显著性和大小未发生较大变化。从关键的交互效应来看，性别和同代兄弟姐妹数量系数显著不为零，且性别差异带来的机会不平等在扩招后进一步缩小，同样，兄弟姐妹数量产生的不平等也并未扩大。另外，从模型（3）的其他因素主效应估计结果看，城乡差异仍然最为突出，在加入交互作用后，主效应显著为正，虽然其交互项并不显著，但从系数大小反映出仍然存在教育发展带来城乡差异扩大的可能。另外，民族成分系数再次不显著，教育发展可能缩小家庭文化资本对个体高等教育机会獲得的几率，但可能加强了政治资本在入学机会差异形成中的作用。

（三）国家教育财政如何影响高等教育机会平等

通过初步考察可知，群体间的高等教育机会异质性差异表现不同，其中城乡属性差异、性别特征差异和资源占有差异是高等教育机会平等考察中需要关注的重点。更进一步地，国家财政性教育经费投入如何产生影响是本部分关注的重点。如下本文将建立三重差分模型，考察其在高等教育机会获得中扮演的作用。所建立的计量模型如下：

lnPedu1-Pedu=δ0+δ1expand+δ2revenue+δiXi

+θiexpandrevenueXi+δjZj+γi+ε（3）

其中，edu代表高等教育机会获得，Pedu为其获得概率，被解释变量为对数发生比。式（3）左边包含了教育发展程度代理变量和个体特征指标，Xi为需要被考察的三种个体异质性差异，分别是个体的城乡属性、性别特征和资源占有，δi分别为其对高等教育获得概率发生比的边际效应。Zj为其他控制变量以及交互项，γi为地区固定效应，ε为模型误差项。

为最大可能体现国家教育财政投入的作用，我们选取了“普通高等学校教育经费支出”。该指标数据来源于历年的《中国教育经费统计年鉴》，根据样本中个体出生年份和高考适龄年龄，我们获取到个体高考当年的该指标数值，即1981-2007年各省市自治区的普通高等学校教育经费支出。最终，根据个体高考所在地和高考报考年份，将该数据与主数据集进行了匹配。表3首先在全样本条件下整体考察国家教育财政产生的具体影响。

表3中的模型（1）估计了不包含二次和三次交互的情形，结果显示，核心的教育财政变量显著为正，说明财政投入的增加将提高高等教育入学机会，城乡属性同样是个体高等教育获得差异的关键，非农户口个体参与高等教育几率是农业户口个体的3.69倍，性别特征差异并不明显，资源占有情况表明，同代的兄弟姐妹数量增加一个单位，入学几率将降低24.56%。

与表2中的模型（2）结果作对比后可以看出，国家教育财政投入缩小了高等教育的个体异质性差异。表3的模型（2）通过纳入变量间的二次和三次交互项开展了具体判别。估计结果显示，经历扩招个体的高等教育获得几率是未经历扩招个体的2.67倍，国家教育财政每提高一个单位，高等教育机会获得增加5.44%，说明教育财政存在的积极作用。另外，城乡属性、性别特征和资源占有差异的符号符合预期且均高度显著。交互项给出了国家教育财政对个体高等教育获得的作用机制。首先，扩招和教育财政交互项系数表明，前者将在一定程度上降低国家财政在高等教育获得形成中发挥的作用，这一结果符合经济学直觉。其次，和三种关键异质因素的交互项系数表明，扩招降低高等教育的性别差异和资源占有差异，而并没有发现降低城乡属性差异的证据，这一点同表2中未加入教育财政因素的模型（3）结果一致，侧面证明了结果的稳健。最后，三次交互项的结果表明教育财政投入对三个层面的高等教育获得差异都起到了降低作用，分别降低了0.28%、0.49%和0.08%。由此，我们可以得出，伴随教育发展程度的加深，国家教育财政对降低城乡和性别的高等教育获得差异起到了一定的作用，从系数符号来看，同样也存在降低家庭资源占有差异带来的教育机会不公平的可能。

（四）穩健性检验

下文我们通过分样本回归开展稳健性检验，同时进一步考察国家教育财政在群体内部的作用情况，表4给出了具体估计结果。

总体来看，三种分样本回归中，扩招对农村户口的非独生的女性个体作用十分显著，其带来的高等教育获得几率分别是未经历扩招的3.73倍、2.40倍和2.57倍。国家教育财政对高等教育机会平等产生了显著的正向影响，这一影响体现在各个分样本回归中，而扩招同时又显著降低了国家财政对农村与城市户口人群的作用，但程度有限。具体来看，国家教育财政对农村户口的独生男性群体影响相对较大，显示了公共教育投入优先惠及到成本承担能力较弱的群体。

在城乡属性划分的样本中，农村男性且同辈子女数较少的个体将有更高的高等教育获得几率，而从三次交互的结果中可以看出，国家教育财政对教育发展下的高等教育性别差异起到显著的降低作用。在性别特征划分的样本中，城市女性且同辈子女数较少的个体也将拥有获得更高教育水平的可能。在资源占有划分的样本中，城市个体的高等教育获得几率都显著高于农村，而教育获得性别差异只体现在非独生样本中，侧面说明了高等教育资源的群体内分布差异。另外，国家教育财政对独生群体的高等教育的城乡差异以及对非独生群体的性别差异的缩小起到一定的作用。

五、主要结论及建议

本文利用中国家庭微观调查基线数据（CFPS2010）开展了我国高等教育机会平等的实证研究，着重分析了影响微观个体接受高等教育的各类异质性因素影响效果，并深入检验了政府宏观资源投入在教育机会公平实现中的作用，具体得出如下主要结论。

第一，本文首先建立高等教育机会获得基准计量模型，对群体间高等教育获得差异开展检验，我们得出：（1）个体户口状态、父代受教育程度、家庭政治资本以及兄弟姐妹数量对个体的高等教育机会获得产生影响，其中城乡差异显著存在，男性可能比女性拥有更高几率的入学机会;（2）纳入扩招变量后的结果显示，高等教育发展对个体的高等教育入学机会产生了十分显著的正向效果，政策的实施起到了教育扩展的作用，在其他因素不变的条件下，带来了53.07%的教育获得几率提升;（3）纳入相关交互因素后，教育发展提升机会平等的作用效果更加明显，城乡差异仍然最为突出，城乡主效应显著为正，但交互项并不显著，正的系数符号表明，高等教育发展并没有对缩小城乡差异起到帮助。性别差异进一步缩小，兄弟姐妹数的前后差异也并未扩大，另外，教育发展可能缩小家庭文化资本对个体高等教育机会获得的几率，但可能加强了政治资本在入学机会差异形成中的作用。由此，我们检验出了群体间高等教育机会获得的现实情况。

第二，在三重差分模型建立的基础上，本文进一步考察了国家教育财政的作用情况。结论表明，在不加入交互因素的条件下，国家教育财政变量显著为正，说明财政投入将提高个体的高等教育机会。加入交互因素后，扩招和国家教育财政对高等教育获得的提升效果更加明显。三次交互系数给出了教育财政影响的详细情况，我们得出，教育财政降低了不同层面的高等教育获得差异，此点在城乡和性别方面表现尤为显著。

以上結论给予了一定的政策启示。首先，从本文的研究结果可以看出，不论外生的教育供给是否增加，高等教育的城乡差异显著存在，可见高校扩招政策虽然缩小了整体教育机会不平等程度，但对城乡入学机会的提升并未起到帮助，因此，我们需要更加关注高等教育机会平等的城乡差异。另外，高等教育是基础教育的扩展和延伸，因而可以从提高基础教育的教育质量方面着手，通过努力缩小基础教育的城乡教育基础设施差距，平衡城乡师资力量水平等措施，缓解高等教育城乡差距的进一步扩大。其次，我们仍需继续加大公共教育财政在高等教育层面的投入力度，在保证投入总量的同时，配合经费管理、转移支付政策等制度手段，积极完善投入结构，发挥出公共教育财政投入在高等教育入学机会平等实现中的重要作用。

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（责任编辑陈志萍）