一、引言

随着大学扩招的推进，城乡之间的教育不平等明显上升（Guo，2008；李春玲，2010；2014a；吴愈晓，2013a；孟凡强、初帅等，2017）[1][2][3][4][5]。农村子弟通过高考改变命运的道路似乎越来越难。政府十分关注当前教育公平的变化趋势。在2017年1月的国务院常务会议上，审议通过并印发了《国家教育事业发展“十三五”规划》。在该规划中，政府明确提出“要发展社会主义，逐步实现人民共同富裕，教育公平是基础”，并以“城乡、区域、学校之间差距进一步缩小，建成覆盖城乡、更加均衡的基本公共教育服务体系”作为当前的主要发展目标之一①国家发展与改革委员会：《国家教育事业发展“十三五”规划》，2017年1月10日，http://www.gov.cn/zhengce/content/2017-01/19/content_5161341.htm，2018年1月10日。。习近平同志在十九大报告中还特别强调，要继续推进教育公平，推动城乡义务教育一体化发展，“努力让每一个孩子都能享有公平而有质量的教育”②习近平：《决胜全面建成小康社会夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利——在中国共产党第十九次全国代表大会上的报告》，2017年10月18日，http://cpc.people.com.cn/n1/2017/1028/c64094-29613660.html，2018年1月10日。。由此可见，在新时代中国特色社会主义的建设过程中，推进城乡教育公平不仅尤为重要，也刻不容缓。

自1977年高考恢复以后，教育扩张对城乡高等教育机会平等化的影响就受到学界的长期研究。这些论述多数从先赋性个人特征与资源分层的视角出发，基于性别、民族及家庭背景等方面的因素分析大学扩张过程中的城乡高等教育机会分配差异及其变化趋势。然而，在讨论社会议题时，我们不能忽略制度环境本身的影响力。换言之，除扩招政策之外，现存的其他教育制度安排也同样影响着城乡教育公平，这些制度安排的作用逻辑因而也有理由得到研究者们的重视。有研究就指出，因历史原因而出现的重点学校已成为目前影响公共教育资源配置的又一重要因素（杨东平，2005、2006）[6][7]。显然，将重点中学制度纳入到大学扩招与城乡教育不平等的研究议题之内，对于理解我国现阶段教育机会不平等的结构与特征便有着重要的理论与现实意义。具体来说，扩招制度与重点中学制度对于高等教育机会不平等的影响是否存在着交互效果，并在城乡之间存在着影响差异？

本研究在亚组识别方法［7］基础之上，直接按照处理组分层，通过分别建立的二分类Logistic模型算出每个患者在不同的处理组下的概率而将患者归为不同的亚组之中，分别找到在两处理组中的获益人群，以及在两组中获益相当的人群，避免了在模型中加入复杂的交互项，计算和操作起来更加简便。当存在亚组相关协变量时，模拟结果显示本研究所提出的方法均保持较为理想的水平（错判率＜0.07，正确判断率＞0.75，金标准符合率＞72%，多分类模型判对率＞92%）。

本文将城乡户籍、重点中学制度与扩招政策统合起来考虑，利用二分类Logit模型比较了扩招前后就读于重点高中与非重点高中的学生升学差距变化及其城乡差异。当然，要实现真正的理解，本文还借助了反事实的研究方法，即思考让那些读非重点高中的学生读了重点中学会怎么样？并比较了扩招前后城乡重点与非重点普通高中生在获得高等教育机会差异上的变化。

（3）作为受业主委托的监理单位，监理工程师应该对明确业主的意图，为业主做好服务工作，力争达到最好的服务效果，监督过程中应该公平公正，保证能够平衡施工单位与建设单位的风险。

二、文献回顾

（一）重点中学对教育资源的制度性分层

（2）高中等级。问卷询问了被访者就读学校的等级。在本研究中，以是否获得县级以上重点高中称号作为高中等级的判断标准（重点高中=1）③在问卷中，学校等级被分为1.省/直辖市，2.县/市，3.区、乡/镇重点，4.非重点中学，5.其他，6不分重点与非重点等6类。本研究将前三类合并，即以区县级以上重点中学作为划分学校等级的标准。需要特别说明的是，在我国的高中分级体制中并不存在乡/镇一级。所以在该题设中，区、乡/镇重点学校应主要是指与县级同一层次的区县级重点。。

春夏之夜宵与秋冬之夜宵，大不相同。我以前去过次广州，晚上光脚穿人字拖去吃肠粉烧鹅时，不觉想到《胭脂扣》里万梓良吃夜宵，遭遇女鬼梅艳芳。或者是受了这场景影响，广东小吃味道之细罕有其匹，但没有秋冬天吃饭，那种“吃出汗来”的亢奋。

模型1中的结果与研究预设一致。在恢复高考制度后，城乡户籍对于高等教育机会获得在整体时段上存在显著性影响。在控制其他因素之后，城市户籍的高中生是农村户籍高中生进入大学几率的3.52（exp[1.217]，p＜0.001）倍。其次，高中学校等级对高等教育机会的影响也十分明显，就读重点高中将更容易进入大学。具体来说，若其他因素保持不变，在读大学的概率上，重点学校的高中生是非重点高中学生的2.2倍（exp[0.761]，p＜0.001）。第三，相比扩招前，扩招之后，普通高中生获得高等教育机会大幅增加了近1.45倍（exp[0.901]-1，p＜0.001）。此外，模型还显示父亲受教育年限、同胞数量与学习意愿对于高中生最终是否能获得高等教育机会均能产生直接影响。

（二）教育扩张的理论纷争及其解释

一些实证研究指出，教育的扩张将换来教育平等化程度的提高。但另一些实证研究却发现随着教育扩张的推进，教育不平等反而将有所上升。于是，一些具有竞争性的理论假设被适时提出，用以解释教育扩张对教育平等化的影响。

最早被提出的工业化假设认为，随着社会工业化水平的提高，自制性因素将越来越成为影响社会分层的主要原因。因此，教育机会的获得也将随之趋向公平，即不同背景的个人获得教育机会的概率将越来越接近（Treiman，1970）[19]。虽然这一假设得到了部分国家与地区的经验研究检验，但在对更多工业化国家与地区的数据进行分析后，许多学者发现教育不平等程度没有在这些国家与地区的教育扩张进程中出现明显的降低（Blossfeld ＆Shavit，1991；Raftery&Hout，1993；Breen＆ Jonsson，2005）[20][21][22]。

在这些研究中，Raftery和Hout（1993）根据爱尔兰教育扩张过程中教育不平等并没有改善的事实，提出了最大化维持不平等（Maximally Maintained Inequality，简称MMI）假设[21]。该假设强调，教育不平等程度的下降主要取决于优势群体的教育需求。他们认为结构性优势让优势群体更有机会获得新创造出的教育资源。当且仅当他们的教育需求被基本满足（比如80%的优势群体能获得高等教育机会）时，扩张的好处才会轮到弱势群体。

基于教育扩张过程中存在资源质量差异的特点，Lucas（2001）提出了有效维持不平等（Effectively Maintained Inequality，简称EMI）假设[23]。该假设可以看作是对工业化假设与MMI假设的综合与推进。研究基于美国历年青年人大学入学数据，指出教育持续扩张最终会导致资源的饱和，并因满足了各阶层的资源需求而出现机会的平等化。但是结构性不平等仍然使得优势阶层（群体）在优质教育资源（比如精英高校）获取上占据优势地位。这意味着，在扩张过程中，优势与劣势阶层（群体）的教育资源差距在数量上的弥合并不必然导致二者在高质量教育资源获得上的差异也能得到缩小，而后一现象的发生显然要更为滞后。

2012年6月27日，国之重器——蛟龙号载人潜水器下潜深度达到7062米。图为“蛟龙号”执行下潜任务。

对于在教育扩张效应研究中所出现的上述竞争性假设，Breen（2010）认为这主要同推导这些假设的经验数据有关[24]。由于这些国家在推行教育扩张政策时，他们的具体社会经济条件与实施方式各不相同，因此这些研究很可能就会得到不同的经验假设。故在进行具体的假设推导前，只有先清楚研究对象所处的宏观社会背景，才能更深切地理解假设背后的真实作用机制与历史演变过程（李煜，2006）[25]。即使是在一个国家的内部，因制度转换，教育扩张政策的效果也很可能会发生明显的变化。

除了纵向的历史维度外，在横向的城乡维度上，教育扩招的结果亦可能出现不一致的状况。在新中国成立之初，面对有限的公共资源，城市与农村被赋予了不同的教育使命。农村教育在很长一段时间内主要是以民办形式出现的，且其主要任务是扫除文盲与培训拥有中等技术水平的农业劳动力，而更多优质的中高等教育资源被配置于城市中（Hannum，1999）[26]。在改革开放之后，“分级办学”制度进一步地强化了公共教育资源配置的城乡不平等。至在大学扩张政策正式出台前的1999年，在大学中，农村户籍学生仅占20%，但同年的农村人口却占到全国总人口的70%左右（张玉林，2003）[27]。这反映出，在扩招之前，城乡之间就已存在显著的高等教育机会差距。在最近的相关研究中，李代（2017）通过对扩招后高等教育机会分配结果的计算模拟，发现教育扩张效应与扩张起点的分数阈值密切相关。起于高分段的教育扩张会导致教育不平等程度的上升，而始于低分段的扩张，将有利于教育不平等程度的下降[28]。这意味着，一方面，我们可以推测，MMI假设反映的教育机会获得模式变化主要是那些教育资源稀缺，竞争较为激烈的时期或地区；而EMI假设观察到的主要是那些教育资源竞争相对充足，竞争较为缓和的时期或地区的教育扩张变化模式。另一方面，我们也应该清楚教育不平等程度无论是被观察到扩招还是缩小，都仅是经验数据对整个扩张过程（从绝对稀缺到绝对饱和）中一个时期变化的速写。

由此看来，仅基于城乡之间所存在巨大的教育鸿沟，统一的分数线在城乡各自语境中就可能拥有着截然不同的分数区间意义，并会导致教育扩招结果的大相径庭。面对城乡长期存在的教育资源配置差异，所谓的固定录取分数线在城市毕业生的高考分数分布中是处于低分段，但对总体农村考生来说超过该录取分数线就意味着高分。根据前文所总结的重点学校对教育资源的制度性结构分层作用，本文提出扩招效应的城乡异质性假设：面对大学扩招，农村重点高中生与非重点高中生的高等教育机会平等化进程将有别于城市高中生。

三、数据、变量与方法

（一）数据

本研究使用的数据来自中山大学社会科学调查中心的“2014年中国劳动力动态调查”（China Labor-force Dynamics Survey 2014，简称CLDS2014）。该项调查针对中国15-64岁的人口展开，覆盖了全国除港澳台、西藏和海南之外的29个省市自治区，共调查23594个样本。调查详细询问了被访者的教育经历信息，比如被访者的受教育程度，学校等级等。此外，问卷也询问了被访者农转非的具体时间，这有助于确认受访者初高中阶段的城乡身份。在进行模型分析前，首先是要对数据进行清理。由于本文只关注1978-2014年间由普通高中升入大学的样本①由于那些初中毕业后考上技校、职高或中专的人（统称非普通高中生），在我国的教育分流政策下，虽也具有考大学的资格，但是他们与普通高中生在考试内容和升学资格等方面并不相同，且升学意愿也可能并不一样（吴愈晓，2013）。因此，为简化研究分析维度，本文并没有将这群非普通高中生纳入到研究模型之中。，因此按“小学入学年龄”加上“中小学学制年数”推算，研究将1960年之前及1996年之后出生的样本剔除，最终获得有效样本2487人。

作为当今国内外语言学界的一门前沿学科，构式语法理论是在Fillmore和Kay等人研究的基础上发展起来的。构式语法理论是一门研究说话者知识本质的认知语言学理论，一个构式本身就是一个整体，其意义不是各组成成分之间的简单相加，也不是把无意义的形式任意地摆放在一起。也就是说，一个整体中的某一部分不能脱离整体而独立存在，整体大于部分相加之和。（郑世高，2015:1）语言学家认为，语言是由构式组成的系统，语言习得也就是构式的习得。构式是语言的基本单位，而语块则是构式语法的有机组成部分。

㉘张立民、聂新军:《构建和谐社会下的政府审计公告制度——基于政府审计信息产权视角的分析》，《中山大学学报》(社会科学版)2006年第2期。

白志英(1993-)，女，硕士研究生，主要研究方向为新型材料物理及应用. Email:1814334490@qq.com

（二）变量

1.因变量

1.3 统计学方法 采用SPSS 20.0统计学软件对数据进行分析。计量资料以均数±标准差表示，组间比较采用t检验；多组间比较采用单因素方差分析。计数资料以例(百分率)表示，组间比较采用χ2检验。以P<0.05为差异有统计学意义。

本研究的因变量是高等教育机会，以被访者在完成普通高中阶段学业后是否考上大学作为测量指标。在本文中，高等教育被进一步限定于全日制本专科及以上教育（是=1）。此外，相比专科与民办大学的本科教育而言，公办大学的本科及以上教育无论在教育质量还是社会声誉上均具有显著的优势。因此，本文以公办大学的本科及以上教育作为进一步划分优质高等教育的标准（是=1）②本研究对于优质高等教育的衡量指标采用相对评价标准。笔者认为，在该标准上研究假设若能被数据支持，那么在以更高标准划定的优质高等教育资源的分配比较中，EMI假设亦是能得到验证。。

2.核心自变量

（3）大学扩招。按照1978年之后小学入学年龄与中小学学制推算，在1999年高考扩张后首次获得高考机会的人群应该出生在1980年。由此本文得到了“大学扩招”变量（经历扩招=1）。

新中国成立后，为了在短期内尽可能地培养出更多国家工业化和现代化所急需的科技人才，重点中学制度在国家领导人的指示下被建立起来。一方面，这些重点学校作为普通中学的示范在学校声望、师资配备、基础设施、经费来源等各个方面都具有显著的优势（李海涛，2008）[8]。另一方面，重点学校所采取的精英教育方式也给予了学生以更为突出的分数表现（梁晨、李中清等，2012）[9]。二者共同导致了重点中学虽然在总体上有助于国家人才的筛选培养，但也在客观上造成了基于学校等级的教育阶层化。在高等教育机会的获得上，重点高中的毕业生拥有显著的优势（王威海、顾源，2012；吴愈晓，2013b；Ye，2015；唐俊超，2015；庞圣民，2016；吴晓刚，2016）[10][11][12][13][14][15]。处于教育配置弱势地位的农村家庭往往更难以获得优质的重点学校资源，因此，重点高中不仅没有减缓反而是在累积和延续着城乡家庭教育资源差距（吴愈晓，2013a，2013b；李春玲，2014a，2014b；Ye，2015；唐俊超，2015；应星、刘云杉，2015；叶晓阳，2015）[4][11][3][16][13][14][17][18]。基于重点中学所造成的教育资源制度性分层，有研究认为，其已同城乡二元结构一道构成了我国目前公共教育资源配置在制度上的“双重二元结构”不平等（杨东平，2005、2006）[6][7]。

（1）城乡户籍差异。本研究依据户口来划分城乡身份（城市=1），其中有过农转非经历的高中生以其14岁之前的情况来确定。

 

表1 按是否经历扩招与户籍分类的各变量描述性统计

  

注：括号内为连续变量的标准差。

 

全部普通高中生样本高等教育（是=1）公办全日制本科（是=1）城乡户籍（城市=1）经历扩招（是=1）高中等级（重点=1）性别（男性=1）民族（汉族=1）同胞数量0.50 0.31 0.63 0.51 0.45 0.51 0.92 1.80(1.66)8.52(4.32)-0.01(1.79)0(1.00)农村扩招前0.08 0.05扩招后0.46 0.23城市扩招前0.46 0.28扩招后0.76 0.54 0.30 0.67 0.89 3.34(1.67)4.97(4.32)0.54(1.85)-0.02(0.97)0.50 0.51 0.91 1.42(1.17)8.58(3.28)0.22(1.70)-0.08(1.00)父亲受教育年限家庭社会地位（14岁时）学习意愿（14岁时）0.38 0.50 0.93 2.37(1.74)7.88(4.51)-0.11(1.83)0.03(0.97)0.61 0.46 0.93 0.69(0.93)10.98(3.5)-0.33(1.71)0.04(1.02)0.36 0.23 0.30 0.12 638居住地区（14岁时）东部中部西部东北总计0.39 0.23 0.29 0.09 2487 0.40 0.28 0.29 0.03 281 0.47 0.23 0.26 0.04 638 0.35 0.22 0.32 0.12 930

（2）父亲受教育年限。为便于量化处理，本文以父亲受教育年限作为家庭文化资本的测量指标①根据问卷中父亲的最高教育程度，将之转换受教育年限。转换公式为未受过教育=0，小学=6，初中=9，高中及三校生=12，大专=15，本科＝16，硕士=19，博士=22。。

汉族男生138名，维吾尔族112名，回族11名，哈萨克族6名，其他民族8名；中专生75名，大专生115名，本科生85名。

（1）家庭社会经济地位。多数研究以父亲的职业作为家庭社会经济地位的主要测量指标。但是CLDS2014并没有直接测量受访者中学时期的父亲职业。因此本文采用张兆曙与陈奇（2013）的方法，以受访者对14岁时家庭社会经济地位的主观评价作为替代问题[29]。根据问题选项，家庭社会经济地位变量是一个由1至10的定序变量。在代入模型前，对全部有效样本进行了对中化处理。数值越大，自评家庭地位越高。

来活了，并不是轧钢筋，是拆脚手架。当一栋楼建完后，施工队急着奔赴另一个工地，他们赶时间，挣大钱，没时间做后续的工作。李大头就把收拾新楼的建筑垃圾，以及拆卸脚手架这样的活揽下来。

在得到总体的回归结果后，为对RTA数量和质量的经济增长效应做进一步分析，本文将亚太地区18个主要国家按所处发展阶段划分为发展中国家组和发达国家组，分别进行回归，考察亚太地区RTA对发达国家和发展中国家经济增长影响效应的差别。

3.控制变量

（3）学习意愿。在前述的客观性因素外，个人的学习意愿对于是否能最终获得高等教育机会发挥着主观能动作用。CLDS2014设置了三道关于学习态度的表述，并让受访者根据自己14岁时的学习状态进行评价（分为非常不同意、不同意、同意、非常同意和不适用）。由于这些表述均有关于受访者在学习阶段的学习意愿，因此研究在剔除不适用样本后，基于受访者对于这3个表述的评价结果进行主成份因子分析，并提取学习意愿公共因子（3个表述的具体内容及因子分析结果见附录表A）。

此外，本研究的控制变量还包括受访者的性别（男性=1）、民族（汉族=1）、同胞数量②为避免少数极端值对统计估计的影响，研究将同胞规模大于8的个案均在模型中赋值为8。、14岁时的居住区域（东部、中部、西部、东北，参照组：东部）以及初中等级③该变量作为反事实分析中决定高中等级倾向值的控制变量使用。（重点初中=1）等。表1汇报了相关变量的描述性统计。

（三）分析方法

数据分析主要分为两个部分：第一部分我们使用二分类Logit回归模型来检验扩招效应的城乡异质性假设；第二部分考虑到在个人进入重点高中的环节中可能存在样本选择性偏误问题，我们使用增强逆概率加权法（Augmented Inverse-Probability Weighting，简称AIPW）对结果进行校正，以便得到更为真实的重点高中制度所导致的升学机会差距，及其在大学扩招前后的变化与城乡差异。

四、实证分析结果

（一）扩招效应与城乡差异

由于因变量高等教育机会是虚拟二分变量，采用传统的普通最小二乘法（OLS）对数据进行拟合会违背该方法所要求的方差齐性等假设，因此本研究利用二分类Logit模型来进行统计模型估计。其公式可以表示为：

 

Logit模型采用最大似然法对数据进行拟合估计，其中Pi表示第i个个体由普通高中升上大学进而获得高等教育机会的概率，Xs表示第S个变量，βs为Xs所对应的相关系数，c为模型常数项。表2汇报了相关模型的估计结果。模型1是全样本非交互模型，目的在于估计各解释变量对因变量的净效应。模型2为扩招经历与高中学校等级的交互模型，用以检验大学扩招对重点与非重点高中生高等教育机会不平等的调整。模型3与模型4分别为农村与城市的分样本模型，通过对两模型交互项的比较，进一步检验基于大学扩招之后，重点与非重点高中生间高等教育机会平等化的城乡差异。

因此，在探讨城乡教育公平时，我们不应该将研究目光仅局限于性别、民族或者家庭资源等个体先赋性因素的影响结果，而忽略重点学校制度对个人教育机会获得的分层效应。该因素被纳入到教育扩张与城乡教育公平的分析框架中，显然有利于拓展现有理论的实证外延、对检验相关的研究争论也有着十分必要的经验意义。

模型2在模型1的基础上增加了高中等级与大学扩招的交互项，可以看到交互项的回归系数显著为负。这表明，大学扩招有利于缩小重点与非重点高中学生的高等教育机会差距。具体而言，在扩招之前，重点学校的高中生获得高等教育机会是非重点学校高中生的2.9倍（exp[1.065]，p＜0.001），但在扩招之后，二者在高等教育机会上的总体差距已缩小至1.71倍（exp[1.065-0.530]，p＜0.01）。基于学校等级而导致的高等教育机会差距随扩招出现了平等化趋势。但值得注意的是，在模型2中，城乡户籍依然是影响高等教育机会的重要解释因素。换言之，面对资源限制，城乡学生间扩招与高中等级的交互结果可能并不一致。

为此，模型3与模型4分别汇报了农村与城市分样本模型的交互项结果。数据显示在农村普通高中生样本中，高中等级与扩招的交互项不显著；但在城市模型中，交互项显著为负值。换言之，就读于重点高中的农村高中生与在非重点高中就读的农村高中生在高等教育机会获得上的差距在总体上并没有因扩招而缩小。同时，城市户籍的重点高中生与非重点高中生之间的高等教育机会获得差距被大学扩招政策显著地拉近了。后一群体的机会差距由扩招之前的2.88倍（exp[1.060]，p＜0.001）缩小至扩招之后的1.51倍（exp[1.060-0.648]，p＜0.01）。显然，大学扩招对缩小城市重点与非重点高中生之间的教育差距发挥了更积极的作用。扩招效应的城乡异质性假设得到了验证。

 

表2 高等教育机会获得的二元Logit回归模型

  

注：（1）括号内为标准差；（2）+p＜0.1,*p＜0.05,**p＜0.01,***p＜0.001。

 

模型1模型2模型3（农村）模型4（城市）户籍（城市=1）高中学校等级（重点=1）扩招（是=1）1.2 5 9***(0.1 1 3)0.7 8 9***(0.0 9 4)0.8 9 6***(0.1 1 9)高中学校等级×扩招1 4岁时家庭社会经济地位父母受教育年数性别（男性=1）同胞数量民族（汉族=1）学习意愿-0.0 3 5(0.0 2 6)0.0 7 0***(0.0 1 2)0.0 6 1(0.0 9 3)-0.2 1 3***(0.0 3 4)-0.0 5 3(0.1 8 4)0.1 6 1***(0.0 4 6)1.2 6 5***(0.1 1 2)1.0 6 5***(0.1 3 5)1.1 3 1***(0.1 4 5)-0.5 3 0**(0.1 8 6)-0.0 3 4(0.0 2 7)0.0 7 2***(0.0 1 2)0.0 6 1(0.0 9 3)-0.2 1 3***(0.0 3 4)-0.0 5 2(0.1 8 4)0.1 6 5***(0.0 4 6)1.3 0 1**(0.4 7 3)1.8 4 0***(0.3 8 0)-0.6 3 1(0.5 0 1)-0.0 0 0(0.0 4 7)0.1 1 4***(0.0 2 5)-0.0 2 1(0.1 6 1)-0.2 6 3***(0.0 7 1)0.2 8 4(0.3 1 7)0.1 0 5(0.0 7 8)1.0 6 0***(0.1 4 6)1.0 0 0***(0.1 8 0)-0.6 4 8**(0.2 4 1)-0.0 5 5+(0.0 3 3)0.0 5 7***(0.0 1 4)0.1 2 4(0.1 1 5)-0.2 0 1***(0.0 4 0)-0.2 8 6(0.2 3 8)0.1 9 9***(0.0 5 8)居住区域（参照组：东部）中部-0.0 8 0(0.1 5 5)-0.1 4 4(0.1 4 5)-0.3 2 1(0.1 9 1)-0.2 4 5(0.3 1 5)0.1 3 8 1 5 6 8西部东北常数项p s e u d o R 2 N-0.1 9 1(0.1 2 2)-0.1 4 1(0.1 1 8)-0.2 4 7(0.1 7 2)-1.7 2 5***(0.2 6 5)0.1 8 1 2 4 8 7-0.1 8 9(0.1 2 2)-0.1 4 2(0.1 1 8)-0.2 3 5(0.1 7 3)-1.8 5 9***(0.2 7 0)0.1 8 3 2 4 8 7-0.3 5 8(0.2 0 6)-0.1 3 1(0.2 1 1)0.3 6 3(0.4 0 7)-3.0 7 7***(0.5 5 9)0.1 9 6 9 1 9

（二）基于反事实框架的解释

表2反映了大学扩招对缩小重点与非重点高中生在高等教育机会获得差异的作用效果及其城乡差异情况。但是样本就读高中的等级并非随机事件，其中存在的选择性偏误会使模型产生统计误差（陈云松、范晓光，2010）[30]。具体而言，绝大部分就读于重点高中的学生在其入学之前是需要通过一场不亚于高考竞争程度的“中考”以获得进入重点高中的入学资格。此外，“条子生”“共建生”“缴费生”等各类灰色安排，也给予一些优势家庭以特权来获得重点高中的入学资格（李习凡、何雨，2011）[31]。故而，在重点高中就读的学生可以被看作是已经通过“正向选择”筛选出来的教育精英。但将被“正向选择”所挑出的两个群体通过回归模型进行比较，其模型残差项会包括就读高中等级相关但是无法通过可观测变量（如性别、家庭背景、学习意愿等）进行控制的其他非可观察因素。因此，回归模型的估计结果将会有偏。

增强逆概率加权法（Augmented Inverse-Probability Weighting，简称AIPW）是在反事实框架下综合利用加权倾向值方法和回归方法消除选择偏差的处理技术（梁玉成、刘和庆，2015）[32]。AIPW模型最大的特点在于对模型估计具有“双重稳健性”（double robustness）。这意味着，只要倾向得分模型或者结果回归模型二者有其一是正确的，AIPW模型对于平均处理效应的估计值就能保持一致（Scharfstein et al.，1999）[33]。并且同其他处理方法相比，如回归估计法、逆概率加权估计（Inverse Propensity Weighted Estimator，简称IPW）法以及倾向值匹配法，其在估计模型时的标准误更小，因此研究者更有机会在复杂假设中找到最合理的答案（Glyn&Quinn，2010）[34]。AIPW法的公式如下：

 

在公式中，Yi为可观测的因变量，Xi是处理组的二元变量，取值0或者1，Zi为解释变量，为进入重点高中倾向值的假设模型。公式第一行对应于基本的逆处理概率加权（IPW）估计，第二行为调整模型估计值的加权平均。由公式可知，当趋近0时会变大，使得处理组与对照组达到更为稳健的平衡①对于AIPW方法更进一步的了解可参见（Glyn&Quinn，2010）。。需要注意的是，作为解释变量，集合Z在该公式中并不需要在倾向值模型与结果模型中保持一致。这也就是说，在估算进入重点高中可能性的倾向值模型中，我们除去代入结果模型中的相关控制变量外，还可以加入初中等级（重点=1）变量，以保证倾向值估算的准确性。

表3显示了高中学校等级对高等教育机会获得在扩招前后的变化及其城乡学生间差异。扩招之后，对农村普通高中生而言，因学校等级所导致的高等教育机会差距在扩大。反事实模型显示，在扩招之前，重点学校高中生的高等教育机会优势并不明显。这一结果可能主要是因为在此阶段，存在高等教育机会的“域限效应”。在此时期，高等教育资源对于农村学生而言过于稀缺，以至于即使在重点高中就读的农村学生想获得高等教育机会也是相当困难。根据表1的统计，在该时期可以考上大学的人数仅占受调查的农村普通高中生的8%，而在扩招之后，该比例已上升至46%。学校等级导致农村高中生在大学入学概率上出现明显的差异，重点高中的农村学生比非重点高中的农村学生高出了约27%的优势比率（exp[0.392+0.169]-exp[0.392]，p＜0.001）。模型还显示出，农村非重点高中生的高等教育机会也随之增加了不少。数据结果修正了表2模型3的结论。在扩招政策实施之后，农村高中生因所就读的学校等级而产生的高等教育机会差距在总体上是扩大的，而非在模型3中所显示的无显著变化。农村样本的模型结果支持了MMI假设的预设判断。

 

表3 高中等级对高等教育机会获得的影响

  

注：（1）括号内为标准差；（2）+p＜0.1,*p＜0.05,**p＜0.01,***p＜0.001。

 

城市招前扩招后0 6***0 5 4)0.1 6 7(0.0 8 6)0.6 4 3***(0.0 8 3)6 3 8样本数2 8 1 6 3 8 7 3***0 3 8)9 3 0

反观城市模型数据，模型显示在扩招之后，不仅非重点学校高中生的高等教育机会有所增加，重点学校所导致的高中生间高等教育机会获得差异也不再显著。这一结果也修正了表2模型4的判断。APIW模型结果显示，二分类Logit模型低估了大学扩招对于缩小城市普通高中生间因就读学校等级而产生的高等教育机会获得差距的影响力。这应与扩招之后城市高中生在高等教育资源的量上需求已近饱和有关。表1显示，在后扩招时期，76%的城市普通高中生可以实现升学，高等教育资源的稀缺性前提对大多数城市普通高中生而言已不再是制约其获得高等教育机会的关键性因素。

 

表4 就读高中等级对公办大学本科以上教育机会获得的影响（城市普通高中生）

  

注：（1）括号内为标准差；（2）+p＜0.1,*p＜0.05,**p＜0.01,***p＜0.001。

 

扩招前 扩招后平均处理效应（ATE）重点高中VS非重点高中0.225***(0.041)0.367***(0.059)0.301***(0.052)638基准处理效应非重点高中样本数0.152***(0.025)930

那么在一般高等教育资源的需求接近饱和后，高中就读的学校等级是否仍将会在未达到普及化条件的同级更优质资源起着分层作用呢？表4显示了城市普通高中生因就读高中学校等级而导致的优质高等教育机会差异及其在扩招前后的变化。模型表明，在大学扩招之前，在城市重点高中生比非重点高中生在公办大学的本科教育机会获得上要高出约29%的录取优势（exp[0.225+0.152]-exp[0.152]，p＜0.001）。在扩招之后，城市重点高中生的平均优势进一步扩大至60%（exp[0.367+0.301]-exp[0.301]，p＜0.001）。对于城市普通高中生而言，扩招政策的出台使得高中等级的分层效果由高中教育机会不平等转向到了优质高等教育资源的配置。EMI假设在城市样本中得到了检验。

  

图1 高中等级对高等教育机会获得影响的重叠假定检验图

综上来看，反事实模型的分析结果更为清楚地支持了本文所提出的扩招效应的城乡异质性假设。扩招对城乡间普通高中生高等教育机会平等化的影响并不同步。扩招政策目前所改变的仅是重点高中所导致的高等教育机会平等模式在城乡各自背景下的最终作用效果，并没有直接消除城乡家庭间的高等教育机会差距。具体而言，当教育扩张效应在农村重点与非重点普通高中生间高等教育机会差距上还仅表现为MMI假设的模式变化时，城市高中生间的不平等模式已转向至EMI假设所推测的变化情况。换言之，由于农村无论是在扩招之前还是之后所聚集的相关教育资源都更少，因此农村高等教育平等化模式明显滞后于城市。

由于使用AIPW方法，需要满足“重叠假定”（overlap assumption），即处理组和控制组之间在X的取值上应有重叠以实现模型匹配，因此图1与图2分别对表3和表4中的各个模型进行了“重叠假定”的检验。结果显示处理组与控制组的子样本存在一定规模的重叠，可以进行匹配，因此满足“重叠假设”。

  

图2 高中等级对公办大学本科及以上教育机会获得影响的重叠假定检验图（城市普通高中生）

五、结论和讨论

通过对二分类Logit模型与AIPW法对城乡普通高中生获得高等教育机会的分析，本文发现，大学扩招在消解重点高中制度对高等教育机会的分层效应上表现出了明显的城乡差异，农村的平等化模式显著滞后于城市。虽然对于城乡家庭来说，大学扩招是在同一时间点上发生的。然而，由于城乡间教育资源分布差异过大，这使得在扩招之后，当重点高中对农村普通高中生的高等教育机会分配发挥着分层效果时，在城市普通高中生上该效应已由量向质转向。具体而言，在后者重点高中的分层效应主要是对以公办大学本科及以上教育为代表的更优质资源的机会分配，而非一般的高等教育资源。该结果显示出，扩招政策的好处首先满足的是城市重点高中生，让他们更有机会获得优质高等教育资源，并能长期维持着这一优势。显然，这也意味着在扩招之后，非重点的农村普通高中生所承受的“双重二元结构”不平等变得更为严重了。可以推定的是，当这些稀缺的也更优质的高等教育机会越来越成为新的主要竞争指标时，上大学的里程碑意义事实上就已经减弱了。农村非重点高中生要克服家庭与重点学校制度所导致的资源获得机会差距也越来越难。也无外乎，许多农村出身的普通高中生（特别是非重点高中生）在当下选择了放弃高考。

通过对既往研究的反思，本文发现忽略城乡教育资源的现实基础差距，将无法区分高等教育平等化过程中城乡变化的不一致现象。研究着重强调了重点学校制度对教育公平所带来的负面分层效果。虽然有研究认为重点学校的存在是拉近城乡高等教育差距重要手段（梁晨、李中清等，2012）[9]，但是基于对扩招前后城乡普通高中生高等教育机会变化的比较，我们应该清楚地认识到面对农村教育资源整体上的落后，重点学校并不一定能缓解城乡教育的不平等，反而更可能会作为一种结构性的教育分层因素影响甚至累积着城乡家庭的高等教育机会不平等。

本文认为，目前应当继续坚持农村公共教育优惠政策，缩小城乡之间整体的（特别是在基础与中等教育阶段的）教育资源配置鸿沟，弥补农村教育资源的先天不足。这才是真正保证城乡高等教育差距得以缩小的关键。对于目前农村高中生聚集的非重点高中，政府应当继续提供更多的教育关注与支持，否则大学扩张的好处仍将是更多的集中在重点高中生（特别是城市重点高中生）之上。另外，基于当前“双重二元结构”对高中教育资源配置和学生高等教育机会获得的影响，政府还应积极扶持专科与民办本科院校。因为大多数的农村教育弱势家庭子弟在大学扩招之后进入的是这些学校，所以政府帮助这些学校提高教育质量与社会声望，也必然有利于城乡教育实质公平的推进。

参考文献

[1]Guo,M and X.Wu.School Expansion and Educational Stratification in China,1981-2006.Paper presented in Neuchatel(Switzerland)MeetingofISA-RC02 of 2008,2008.

[2]李春玲.高等教育扩张与教育机会不平等——高校扩招的平等化效应考查[J].社会学研究,2010,(3):82-113,244.

[3]李春玲.教育不平等的年代变化趋势（1940-2010）——对城乡教育机会不平等的再考察[J].社会学研究,2014a,(2):65-89,243.

[4]吴愈晓.中国城乡居民的教育机会不平等及其演变（1978-2008）[J].中国社会科学,2013a,(3):4-21,203.

[5]孟凡强,初帅,李庆海.高等教育规模扩张是否缓解了城乡教育机会不平等?[J].教育与经济,2017,(4):9-16.

[6]杨东平.高中阶段的社会分层和教育机会获得[J].清华大学教育研究,2005,(3):52-59.

[7]杨东平.高等教育入学机会:扩大之中的阶层差距[J].清华大学教育研究,2006,(1):19-25.

[8]李海涛.中国教育不平等问题的统计研究[D].厦门大学,2006:118-120.

[9]梁晨,李中清,张浩.无声的革命：北京大学与苏州大学学生社会来源研究(1992-2002)[J].中国社会科学,2012,(1):99-119,209.

[10]王威海,顾源.中国城乡居民的中学教育分流与职业地位获得[J].社会学研究,2012,27(4):48-66+242-243.

[11]吴愈晓.教育分流体制与中国的教育分层（1978-2008）[J].社会学研究,2013b,(4):179-202,245-246.

[12]Ye,Hua.Key-Point Schools and Entry into Tertiary Education inChina.ChineseSociological Review,2015,47(2):128-153.

[13]唐俊超.输在起跑线——再议中国社会的教育不平等（1978-2008）[J].社会学研究,2015,(3):123-145,244.

[14]庞圣民.市场转型、教育分流与中国城乡高等教育机会不平等(1977-2008)——兼论重点中学制度是否应该为城乡高等教育机会不平等买单[J].社会,2016,(5):155-174.

[15]吴晓刚.中国当代的高等教育、精英形成与社会分层——来自“首都大学生成长追踪调查”的初步发现[J].社会,2016,(3):1-31.

[16]李春玲.“80后”的教育经历与机会不平等——兼评《无声的革命》[J].中国社会科学,2014b,(4):66-77,205.

[17]应星,刘云杉.“无声的革命”：被夸大的修辞与梁晨、李中清等的商榷[J].社会,2015,(2):81-93.

[18]叶晓阳,丁延庆.扩张的中国高等教育：教育质量与社会分层[J].社会,2015,(3):193-220.

[19]Treiman,Donald J.Industrialization and Social Stratification.In E.O.Laumann(eds．)，Social Stratification:Research and Theoryforthe 1970s.Indianapolis:Bobbs-Merrill,1970.

[20]Blossfeld,Hans-Peter.,and Shavit,Yossi.Persisting Barriers:Changes in Educational Opportunities in Thirteen Countries.EUI WorkingPaper,1991.

[21]Raftery,Adrian E.,and M.Hout.Maximally Maintained Inequality:Expansion,Reform,and Opportunity in Irish Education,1921-75.Sociologyof Education,1993,66(1):41-62.

[22]Breen,Richard,and J.O.Jonsson.Inequality of Opportunity in Comparative Perspective:Recent Research on Educational Attainment and Social Mobility.Annual Review of Sociology,2005,31(1):223-243.

[23]Lucas,Samuel R.Effectively Maintained Inequality:Education Transitions,Track Mobility,and Social Background Effects.AmericanJournalofSociology,2001,106(6):1642-1690.

[24]Breen,Richard.Educational Expansion and Social Mobility inthe 20thCentury.SocialForces,2010,89(2):365-388.

[25]李煜.制度变迁与教育不平等的产生机制——中国城市子女的教育获得(1966—2003)[J].中国社会科学,2006,(4):97-109,207.

[26]Hannum,E.Political Change and the Urban-Rural Gap in Basic Education in China,1949-1990.Comparative Education Review,1999,43(2):193-211.

[27]张玉林.分级办学制度下的教育资源分配与城乡教育差距——关于教育机会均等问题的政治经济学探讨[J].中国农村观察,2003,(1):10-22,80.

[28]李代.阈值依赖的教育扩张与教育机会不平等——以A省某年高考数据为例[J].社会学研究,2017,(3):71-94,243-244.

[29]张兆曙,陈奇.高校扩招与高等教育机会的性别平等化——基于中国综合社会调查数据的实证分析[J].社会学研究,2013,(2):173-196,245.

[30]陈云松,范晓光.社会学定量分析中的内生性问题测估社会互动的因果效应研究综述[J].社会,2010,(4):91-117.

[31]李习凡,何雨.阶层优势的代际复制:精英中学选拔机制的社会学分析——以南京F学校为例[J].学海,2011,(5):109-113.

[32]梁玉成,刘河庆.本地居民对外国移民的印象结构及其生产机制——一项针对广州本地居民与非洲裔移民的研究[J].江苏社会科学,2016,(2):116-126.

[33]Scharfstein,Daniel O.,A.Rotnitzky,and J.M.Robins.Adjusting for Nonignorable Drop-Out Using Semiparametric Nonresponse Models.Journal of the American Statistical Association,1999,94(448):1096-1120.

[34]Glynn,Adam N.,and K.M.Quinn.An Introduction to the Augmented Inverse Propensity Weighted Estimator.Political Analysis,2010,18(1):36-56.