高等教育扩张与城乡高等教育机会不平等：结构排斥解释（1978—2008）

谢永祥

一、问题的提出

围绕中国的教育不平等议题，国内外学者已进行了富有成效的讨论。现有研究大致可分为两个方面。其一是探讨个体先赋因素对教育机会获得的影响[1-8]，这些因素主要包括父亲职业地位、父母受教育程度、民族、户籍身份等。其二是研究这些因素的影响如何伴随制度变迁而变化[9-12]。受国外学者对高等教育扩张的平等化效应考察启发[13-14]，国内学者开始检验中国高等教育扩招政策是否降低了城乡高等教育机会不平等，基于不同调查数据得出的一致结论为：大学扩招后，城乡居民高等教育机会获得差距进一步拉大[15-18]。

然而，已有研究存在以下三点不足：其一，从理论视角来看，现有文献主要从理性行动理论来解释城乡居民高等教育机会不平等，认为与城市居民相比，农村居民在职业地位、受教育程度、家庭经济资源等方面处于劣势，教育决策更易受到教育成本、教育收益与升学风险等影响，因此农村家庭基于理性计算，倾向于放弃子女教育机会。理性行动理论以行动者为基础，运用该理论来解释城乡高等教育机会不平等，实质上是将城乡不平等解释等同于阶层不平等解释，基于城乡居民的生活机遇差异来理解高等教育机会获得差距，忽视了城乡居民遭遇的横亘在行动者之上的不同结构因素，而正是这些独特结构因素在一定程度上导致了城乡教育不平等。其二，从概念测量来看，正是受第一点影响，现有研究将城乡变量设置为被调查者14岁时父亲户口类型。户口性质作为地位标识，主要涉及社会经济地位差异、社会保障与福利差别等。这在一定程度上忽视了被调查者所处居住地的空间差异，而空间机会结构视角正受到越来越多的关注[19]。其三，虽然现有研究已将城乡高等教育机会不平等解释下沉到高中教育阶段，但没有综合考察大学教育扩张前后，城乡居民在高中教育机会数量与质量的不平等变化。数量代表普通高中教育机会，质量代表高中教育分层。

基于此，本文的研究问题是：第一，1999年高等教育扩张后，农村、县镇居民与城市居民的普通高中入学机会差异是否进一步扩大（空间排斥）；第二，1999年大学扩招后，与城市居民相比，农村、县镇居民是否更可能进入中等职业教育（通道排斥）。

二、理论解释与研究假设

高等教育扩张后城乡居民高等教育机会不平等为什么进一步加剧？现有研究提出理性行动理论与结构排斥假设两种解释路径。布莱恩和戈德索普基于“经济人”假设构建了理性行动理论来解释阶层与性别教育分层。该理论认为家庭教育决策受到教育成本、教育收益与升学风险三个因素共同影响。教育成本包括直接教育成本和机会成本（在劳动力市场获得的潜在收入）；教育收益是指家庭对教育获得的价值与效应感知，这里的价值与效应主要体现为阶层地位获得。升学风险是指家庭对下一阶段教育成功的主观信念。不同阶层对三个因素的应对策略有所不同，因此形成资源差异、相对风险规避以及能力和成功期望差异三个机制，在三个机制共同作用下，优势阶层子女更可能实现教育递进[20]，该理论得到了大量经验研究支持[21-23]。

1999年大学扩招后，高等教育直接成本与机会成本攀升，而短期收益下降。与此同时，教育系统的分层化与筛选性进一步加强，农村家庭在进行教育决策时不得不理性思考决策失败所带来的巨大损失。此外，中国阶层地位差距拉大和阶层界限日益明晰，个体受教育程度成为地位获得的关键因素。城市居民等优势群体为避免阶层地位下降，倾向于让子女获得高等教育机会尤其是精英大学教育，以实现阶层地位维持，因此，从大学、本科、专科教育机会获得三个角度来看，城乡教育机会不平等进一步加剧。另外，吴愈晓使用2008年中国综合社会调查（CGSS2008）数据的研究表明20世纪90年代末，教育成本增加、教育收益下降，农村居民受家庭资源约束，更可能做出放弃子女教育机会的理性决策。因此，与1978—1988年相比，1999—2008年城乡居民高等教育机会获得差距拉大。其他研究基于不同数据得出的结论同样如此。

与上述理论视角不同，结构排斥假设从结构视角出发，强调了国家政策对城乡居民的非预期后果。具体而言，21世纪初，中等职业教育在城市大规模发展，这显著增加了城市居民尤其是城市低学业成绩学生的高中教育机会。但对农村居民而言，空间可及性是其重要教育成本，且农村父母认为子女缺乏自律，无法独立生活，因此受到经济因素和非经济风险共同影响，更倾向于放弃子女高中教育机会，致使农村居民遭受空间排斥。与此同时，高等教育扩招使得高中毕业生进入大学的比例大幅度提升，城市居民更可能通过中等职业教育迈入大学门槛，致使农村居民遭受通道排斥。双重排斥解释了高等教育扩张后城乡居民高等教育机会获得差距拉大的社会现实。

理性行动理论是西方学者对阶层教育不平等的解释路径，现有研究则运用该理论解释在高等教育扩张前后城乡居民高等教育机会获得差距变化，这实际上是以阶层视角来理解城乡不平等，以城乡居民的生活际遇差异来阐释高等教育机会获得差距，忽视了超越行动者并对教育获得产生深远影响的城乡结构因素。并且，理性行动理论假设制度是中性的，即城乡居民同样面临着教育成本提高、教育收益下降、失败风险上升等问题，但因家庭资源差异、能力和成功期望差别、相对风险规避机制，两者受这些因素的影响程度不同，即行动者只是遭受间接制度排斥。然而结构排斥假设认为农村居民遭受直接制度排斥，在教育成本与教育机会总量上与城市居民并非一致。基于此，本文从结构排斥假设出发，认为在高中教育机会获得方面，农村居民受到空间排斥与通道排斥，致使高等教育扩张后城乡高等教育机会不平等加剧，即分析教育动态轨迹而非教育静态结果，从高中教育机会不平等来阐释大学教育机会差异。

2001年3月，《中共中央 国务院关于进一步做好农村税费改革试点工作的通知》[国发〔2001〕5号]发布，要求“精简乡镇党政机构和人员编制，进一步压缩乡镇干部和事业单位人员。有条件的地方，可以适当撤并小的乡镇”[24]。在此背景下，乡政府数量大幅度缩减。图1表明在2000—2008年，乡政府数量呈大幅度下降趋势，而镇政府数量先上升后下降。由于农村中小学以行政区划来布局，因此伴随撤乡并镇的是乡普通高中也开始适当撤并[25-27]。例如，2003年宁夏回族自治区盐池县对乡镇内设机构、直属部门的合并要求是：“（1）乡镇所属的行政管理机构和各办、站、所全部进行合并。（2）医院、学校可根据实际情况，适当合并……”[28]《中国教育统计年鉴》数据显示1999年后，尤其是2000—2001年，农村普通高中学校数量快速下降（图2），农村居民只能选择其他农村或县镇普通高中就读，学习形式为寄宿制或走读，教育距离增加，教育成本提高，农村居民受家庭资源约束更可能放弃子女的普通高中教育机会[29]，导致农村普通高中招生数占比持续走低（图3）。城区普通高中招生数占比同样呈下降趋势（图3），但县镇普通高中数量仍在大势扩张（图2），且政策规定普通高中只能在所在县（市、区）范围内择优录取，未经批准不准跨区域招生，这降低了城市居民普通高中入学竞争激烈度，提高了普通高中教育机会。县镇普通高中数量和增长速度皆高于城区（图2），但其招生数占比也在持续提高（图3）。这是由于一方面县镇初中毕业生数占比陡升（图4）；另一方面农村普通高中数量大范围缩减，导致部分农村居民进入县镇就读高中，县镇居民高中入学机会受到农村居民挤占。基于此，研究提出以下假设：

图1 乡镇数量历年变化（1992—2008）

图2 普通高中学校规模变化（1987—2008）

图3 普通高中招生数占比变化（1987—2008）

图4 初中毕业生数占比变化（1987—2008）

假设1：1999年高等教育扩张后，农村、县镇居民与城市居民的普通高中入学机会差距进一步拉大。

以上为国家主导的以城市中心主义为意识形态的空间排斥，此外，教育行政系统、中等职业学校与初中学校亦合力促成通道排斥。

2002年，国务院发布《关于大力推进职业教育改革与发展的决定》，规定“要以中等职业教育为重点，保持中等职业教育与普通高中教育的比例（下文简称‘普职比’）大体相当”。同时明确了具体培养指标，“十五”期间，中职教育要为社会输送2200多万名中等职业学校毕业生，并把农村和西部地区作为工作重点，要求“十五”期末，中等职业学校面向农村的年招生规模要达到350万人[30]。2004年，教育部又发布《关于做好2004年中等职业学校招生工作的通知》，要求进一步扩大中职学校面向农村和西部地区招生的规模，各省、自治区、直辖市及计划单列市教育行政部门要提出2004年度中职学校面向农村招生的目标任务和工作方案[31]。教育行政系统据此建立问责制度，迫使地方政府新建和维持中等职业学校[32]。图5表明自2004年起，普职比大幅度下降，到2008年已迫近1。

图5 普通高中与中等职业招生数比例变化（1998—2008）

学校作为筛选与分流机器也促成了中等职业教育发展。第一，中等职业学校与教师成为地方政府“普职比”任务的主要承担者。中等职业学校为完成招生任务，在初中实行春秋两季招生，提前分流初三未毕业学生就读职业学校，并向初中学校领导和教师赠送“推荐费”和“介绍费”来争抢生源。第二，分级办学。1985年，中共中央通过《关于教育体制改革的决定》，提出“把发展基础教育的责任交给地方，有步骤地实行九年制义务教育。实行基础教育地方负责、分级管理的原则”[33]。2001年，国务院《关于基础教育改革与发展的决定》指出：“进一步完善农村义务教育管理体制。实行在国务院领导下，由地方政府负责、分级管理、以县为主的体制。”[34]这导致农村地区办学经费由县、乡镇支付，而城市学校办学经费由城市政府负责[35-36]，使得农村初中的教育经费降低，学校和教师利益受损[37]。而在以农村为工作重点的中等职业教育发展的制度背景下，农村初中教师更可能鼓励与推荐低学业成绩学生就读中等职业学校以获取利益。由于这一现象较为严重，2008年，教育部发布《关于做好2008年中等职业学校招生工作的通知》，规定：“各初中学校不得通过向中等职业学校推荐生源收取费用。”[38]第三，中国教育系统为锦标赛流动体制，学生只有通过不同教育阶段层层严格选拔才能获得大学教育机会，在较早阶段成为学业失败者很难在下一教育阶段获得学业成功。因此，教师为降低低学业成绩学生可预见的升学失败成本，冷却其过高教育期望，鼓励进入职业轨道。且1999年后，中国教育系统的分层化和筛选性进一步加强。初中教师认识到低学业成绩学生没有能力考取普通高中，或即使考取普通高中也无法获得高等教育机会，因此会降低低学业成绩学生教育期望，鼓励其进入中等职业教育，而与城市学生相比，农村学生学业成绩较低，更不可能进入普通高中[39]。以上三点即教育行政机构、中等职业学校和初中学校合力促成的通道排斥，导致中等职业教育生源大部分来自农村[40]。数据显示，2012年，农村户籍学生占到中等职业学校在校生总数的82%[41]。基于此，提出以下假设：

假设2：1999年高等教育扩张后，与普通高中相比，农村与县镇居民更可能进入中等职业教育。

图6 政策示意图

学术轨道以升学教育为主要目标，职业轨道以就业教育为主要目的。两类学校在教育经费、生源质量、师资力量上存在巨大差异。一旦学生进入职业轨道，其获得大学教育机会的概率极低[42]138。据此，提出以下假设：

假设3：就读中等职业学校的学生获得大学入学的机会要显著低于普通高中。

正是在1999年高等教育扩张后，农村与县镇居民在高中入学时就受到空间排斥与通道排斥，致使高等教育机会获得的城乡差距拉大，据此，提出以下假设：

假设4：1999年高等教育扩张后，农村、县镇居民与城市居民的高等教育机会获得差距进一步拉大。

三、数据、变量与模型

（一）数据

本研究通过分析2008年全国综合社会调查（CGSS2008）数据来检验以上研究假设。CGSS2008调查采用多阶段随机抽样方法，在全国28个省（区、市）的农村和城市地区收集了一个容量为6000人的全国代表性样本，农村样本为2018人，城市样本为3982人。该数据详细收集了被调查者的教育信息，包括最高受教育程度、每一教育阶段起止时间、学校区位与学校等级等。需要说明的是，由于该数据询问了被调查者14岁时主要居住地与教育历程，而最近的CGSS2010、2012、2013、2015、2017以及其他数据库都没有完整调查这两个问题，因此CGSS2008数据最适合本研究目的。本研究选取在1978—2008年间升入高中或大学的被调查者作为分析对象。

（二）变量

1.结果变量

本研究的结果变量为是否成功进入某一入学阶段，细分为初中升高中和高中升大学两个阶段。在初中升高中阶段有两个模型，第一个模型的结果变量为被调查者是否升入普通高中，以未升入普通高中为参照组。第二个模型的结果变量为是否升入中职、普通高中，以升入中职为参照组。高中升大学阶段的结果变量为被调查者是否升入大学，以未升入大学为参照组。

2.解释变量

本研究的解释变量为被调查者14岁时主要居住地，CGSS2008将主要居住地划分为农村、镇、县城、地级市、省会城市、京津沪、境外和其他，删除主要居住地为境外和其他的样本，占整体比例为0.27%。依据已有研究，将镇和县城划归县镇[43]188，将地级市、省会城市和京津沪合并为城市，故主要居住地分为农村、县镇和城市，以城市居民为参照组。

3.调节变量

中国高等教育扩张始于1999年，为考察这一政策效应，将大学入学阶段划分为1978—1998年与1999—2008年两个阶段，以前者为参照组。若成功进入某一入学阶段，升学年份以进入该阶段的开始时间为准；若未能进入某一入学阶段，升学年份则以上一阶段的毕业时间为准[42]134。若被调查者成功升入高中、大学，但开始时间缺失，以其出生年份加上15、18作为升学年份。

4.控制变量

（1）家庭社会经济地位。既有研究表明家庭社会经济地位对个体教育获得具有重要影响[44-45]，本研究试图以被调查者14岁时父亲职业地位换算成的“标准国际社会经济地位指数”（ISEI）作为家庭社会经济地位的测量指标。但在CGSS2008数据中，被调查者14岁时父亲职业地位这一变量缺失值较多，因此采用被调查者自评14岁家庭所在等级作为其代理变量，取值介于1—10之间，分数越高，家庭社会经济地位越低。

（2）父母受教育程度。按照已有研究惯例，本研究以父母受教育程度较高的一方为测量指标[46]，CGSS2008详细收集了被调查者父母的教育背景，本研究将其转换为连续型变量，未受过教育=0，私塾=3，小学=6，初中=9，高中（包括三校生）=12，大专=15，本科=16，研究生及以上=19。

（3）升学前户籍身份。户口性质对个体教育获得产生深远影响[47-48]。CGSS2008详细询问了被调查者的户口信息，包括被调查时户口状况、非农户口获得时间等，升学前为农业户口作为参照组。

（4）初中、高中学校地点。农村、县镇地区的教育资源如硬件设施和师资条件等方面远远落后于城市地区[49]，因此为了确立空间排斥净效应，必须在模型中控制学校地点变量，以城市地区学校为参照组。

（5）初中、高中重点学校。研究表明学校质量对个体教育获得产生重要影响[50]，本文以非重点学校为参照组。

（6）性别。以男性为参照组。

（7）兄弟姐妹数。其测量指标为曾经拥有过的所有兄弟姐妹数，为降低极值影响，将兄弟姐妹数大于8的设置为8。

（8）民族。民族身份对教育获得也产生重要影响，以少数民族为参照组。

初中升普高、初中升高中、高中升大学模型的有效样本量及相关变量的描述性统计见表1。

表1 相关变量描述统计表

（三）模型

在初中升普高和高中升大学模型中，因变量皆为二分变量，故使用二项逻辑斯蒂回归模型对研究假设进行检验。但在考察同一模型不同样本时，逻辑斯蒂回归模型忽略了未观察到的异质性，需运用异质选择模型[51]。在初中升高中模型中，因变量有未升学、升入中职、升入普通高中三个类别，故使用多分类逻辑斯蒂回归模型。在每一个模型中，删除未接受较低层次教育的样本，以高中升大学为例，未曾就读于高中的样本不纳入模型中。

四、实证分析结果

此部分使用CGSS2008数据来检验研究假设。首先，检验空间排斥假设，分析1999年高等教育扩张后，农村、县镇居民与城市居民的普通高中入学机会差距是否进一步扩大。其次，检验通道排斥假设，即1999年后，与普通高中相比，农村与县镇居民（相对城市居民而言）是否更可能进入中等职业教育。最后，分析受双重排斥影响的高中教育机会差异是否导致了农村、县镇居民与城市居民的高等教育差距。

（一）空间排斥：初中升普通高中

表2模型1为仅有控制变量模型，分析结果表明非农户口学生升入普通高中的比率比农业户口学生高315%，家庭社会经济地位、父母受教育程度与兄弟姐妹数亦对个体普通高中教育机会获得具有显著影响。在基准模型基础上，模型2纳入升学前主要居住地与升学年份变量，结果表明农村、县镇居民进入普通高中的比率分别要比城市居民低80.9%和40.1%，升学年份变量不显著，即个体升入普通高中的比率在1999年前后没有显著变化。值得注意的是，与模型1相比，升学前户籍身份变得不显著，这意味着在普通高中教育机会获得方面，农村与县镇居民受到区位劣势影响，而标识地位变量的户籍身份影响甚微。为排除被调查者14岁时主要居住地效应受学校质量变量干扰，模型3加入了初中学校地点与是否为重点初中两个变量，研究发现农村居民进入普通高中的比率比城市居民低75.0%，而县镇与城市居民之间无显著差异，升学年份与升学前户籍系数同样不显著。模型4中农村、县镇与升学年份交互项为负向显著，表明1999年后，农村、县镇居民与城市居民的普通高中入学机会差距进一步拉大，假设1得到支持。

表2 初中升普高二项逻辑斯蒂回归分析结果

（二）通道排斥：初中升高中

在初中升高中模型中，因变量有未升学、升入中职、升入普通高中三个类别，以升入中职为参照组。表3模型1表明农村居民比城市居民更可能进入中职（与普高相比）。模型2纳入农村、县镇与升学年份的交互项后发现，1999年后，农村居民比城市居民更可能进入中职（与普高相比）。而县镇居民与城市居民的差距并不显著，假设2得到部分支持。

表3 初中升高中多项逻辑斯蒂回归分析结果

（三）双重排斥后果：高中升大学

由假设2可知，1999年后，与城市居民相比，农村居民进入中职的比率进一步增大（与普高相比），而通道排斥的实现前提是中职学生升入大学的比率要显著低于普通高中生。从表4模型1可以得出普通高中生升入大学的比率是中职生的3.11倍，故农村中职生遭受通道排斥，假设3得到支持。在控制其他变量的条件下，农村、县镇居民在接受大学教育机会方面已无显著差异，而非农户口居民升入大学的比率是农业户口居民的2.87倍，这说明在高等教育机会获得方面，农村与县镇的区位劣势已不复存在，而标志地位变量的户籍身份显示其重要性。

表4 高中升大学二元逻辑斯蒂回归分析结果

模型2分析结果表明农村、县镇与升学年份的交互项系数负向显著，说明高等教育扩张后，农村、县镇居民与城市居民的大学入学机会差距进一步拉大。农村与县镇居民遭受空间与通道双重排斥，致使高等教育扩张后城乡高等教育机会不平等现象日益严重，假设4得到支持。

五、结论与讨论

本文以结构排斥假设为视角，将城乡高等教育不平等下沉到城乡高中教育机会获得差距来进行解释。通过CGSS2008数据分析得出：1999年高等教育扩招后，农村、县镇居民与城市居民普通高中教育机会获得差距进一步拉大，农村与县镇居民遭受空间排斥。且与城市居民相比，农村居民更可能进入中等职业教育（与普通高中相比），而就读中等职业教育不利于高等教育机会的获得，农村居民遭受通道排斥。在双重排斥影响下，大学扩张后农村、县镇居民与城市居民高等教育机会获得差距进一步增大。

研究认为，21世纪初受国家撤乡并镇政策影响，农村普通高中大规模缩减，农村居民就学距离增加，教育成本提高，农村家庭受资源约束更可能放弃子女的高中教育机会。与此同时，城区普通高中招生数占比呈下降趋势，但城区普通高中数量仍大肆增加，且政策规定普通高中未经批准不准跨区域招生，降低了城市居民高中入学竞争激烈度，增加了其普通高中入学机会。县镇普通高中数量和增长速度皆高于城区，但其招生数占比也在持续提高，这是由于一方面县镇初中毕业生数占比陡升，另一方面农村普通高中数量大范围缩减导致农村居民进入县镇就读高中，县镇居民高中入学机会受到农村居民挤占。1999—2008年，农村与县镇居民遭受空间排斥，导致1999年后与城市居民的普通高中教育差距增大。同时，1999—2008年，受以农村为工作重点的中等职业教育发展政策影响，在教育行政系统、中等职业学校和农村初中学校的合力作用下，农村居民更可能进入中等职业教育，遭受通道排斥。在双重排斥影响下，1999年高等教育扩张后，农村、县镇居民与城市居民的高等教育机会获得差距进一步拉大。

本文研究结果表明要考虑政策对城乡居民的非预期后果，要多渠道保障农村居民的高等教育机会。事实上，进入新时代以来，党和政府在促进教育公平方面获得了明显成效。自2012年起，教育部等五部门联合发布《关于实施面向贫困地区定向招生专项计划的通知》，要求普通高校面向连片特殊困难地区实行定向招生，保障了农村优秀学子的高等教育机会获得。此外，2022年4月20日，第十三届全国人民代表大会常务委员会第三十四次会议修订通过《中华人民共和国职业教育法》（以下简称《职教法》）。《职教法》的颁布从法律上确立了职业教育是与普通教育具有同等重要地位的教育类型。同时提出“设立实施本科及以上层次教育的高等职业学校”，打通了中等职业教育的学历上升渠道，建立了纵向贯通的职业教育体系。这将显著提高农村居民通过中等职业教育接受大学教育的机会，从而进一步缓解城乡高等教育机会不平等。

本研究的贡献在于，从理论视角来看，本文针对高等教育扩招后城乡大学教育机会变迁这一老问题，从结构排斥假设角度给予了新解释。已有研究主要基于理性行动理论，认为农村家庭在职业地位、受教育程度与家庭经济资源等方面处于劣势，其教育决策更易受到教育成本、教育收益与升学概率等因素影响，故在理性计算后，更可能放弃子女教育机会。该理论基于行动者视角，假设农村、县镇居民与城市居民拥有同等的教育成本与教育机会总量。实际上，农村居民受撤乡并镇、以城市为中心的高中教育扩张以及以农村为重心的中等职业教育发展政策等结构影响，导致其教育成本提高，教育机会减少，遭遇制度排斥。结构排斥假设看到了超越于行动者影响个体教育成本与教育机会的制度因素。此外，现有文献主要以静态视角来考察城乡高等教育机会不平等，而本文是从动态视角或教育递进角度出发，试图更全面地揭示城乡居民在教育历程中所面临的教育机会不平等。

从变量测量来看，现有研究以户口性质来测量城乡居民身份，户口性质作为一种地位标志，在一定程度上遮蔽了城乡居民的结构性差异。因此，本研究在控制户籍身份变量前提下，引入被调查者的主要居住地变量来捕捉城乡居民的空间差异，突出结构排斥假设，展现了空间机会结构不平等。从研究问题来看，本研究将城乡高等教育不平等下沉到高中教育阶段来解释，从数量与质量两方面来考察城乡高中教育机会不平等。

本文的不足之处在于，受数据限制无法在模型中控制被调查者的认知能力和初中学业成绩变量，这两个变量对个体高中与大学教育获得具有重要影响，因此可能对研究结果产生影响。另外，本研究将升学时期划分为1978—1998和1999—2008，构建被调查者14岁前主要居住地与升学时期交互项来考察高等教育扩张的平等化效应，但仍有其他因素影响高中与大学教育机会，比如不断攀升的教育成本以及日益加剧的阶层分化，因此无法完全确立高等教育扩张的净效应。