我国政府教育供给、家庭背景与高中阶段入学机会

我国政府教育供给、家庭背景与高中阶段入学机会

一引言改革开放40多年来，我国坚持实施教育优先发展战略，人们实际享有的受教育机会在不断扩大和改善。高等教育毛入学率从1.55%（1978年）提高到42.7%（2016年），高中阶段毛入学率从26%（1992年）提高到87.5%（2016年）。但从已有研究看，在社会整体受教育机会增加的同时，不同阶层的入学机会并没有同步提高，受教育机会的阶层差距呈扩大趋势。有研究认为，高等教育扩招加剧了城乡高等教育的不平等，城乡入学机会的差距在不断拉大（李春玲，2010；杨奇明、林坚，2014；孟凡强等，2017）；也有调查显示，国内一流大学中农村籍学生比例更是呈下降趋势（刘云杉等，2009）。实际上，在高中阶段入学机会的差距也比较明显，当前高等教育出现的阶层分化主要是高中阶段社会分层的延续和放大（杨东平，2006）。2015年全国1%人口调查显示，城市15～19岁队列中高中及以上学历人口占比为83%，而农村同队列人口中仅占53%。也有研究显示，人均年收入10万元以上家庭子女进入重点高中机会是人均年收入5000元以下家庭子女的2.6倍，专业技术人员子女高中入学机会比农民子女要高11%（岳昌君、周丽萍，2017；孙志军，2011）。总之，在高中阶段毛入学率和政府教育投入均不断增加的同时，不同阶层入学机会的差距却在扩大，这对政府教育供给提出了新的挑战，需要对政府教育供给与不同家庭入学机会的内在关系做出科学合理的解释，才能提高政府教育供给的有效性，促进社会公平。当前，国内外学者关于不同阶层入学机会差异的解释，集中在两个方面。其一是社会学者的分析，比如社会分层理论阐述了教育获得与社会分层的关系，认为教育具有社会身份再生产的作用，有助于实现社会代际流动。社会学者普遍认为，教育对社会分层起到越来越大的作用，教育通过加深各阶层之间文化和地位上的裂隙而对社会阶层再生产产生影响；同时，当前农村、低收入家庭子女向上流动的通道日渐收窄，城市、高收入家庭调动越来越多的资源为其子女发展提供更好的条件，教育使城市、高收入家庭的社会地位更加稳固（Bourdieu，1978）。也有学者利用实证数据分析了教育对社会分层的功能，以及教育在个人职业地位转化中的重要作用（Blau&Duncan，1967）。改革开放以来，我国社会结构出现新的变化，新社会阶层不断涌现，而教育机会分配的阶层分化程度逐步增强，家庭背景及制度因素对教育获得的影响力在不断上升（李春玲，2003）。近些年，社会竞争日益激烈，城市、高收入家庭的危机感与焦虑感增强；由于其掌握着较为丰富的社会资源，在社会关系、经济资本、文化资本等方面占据优势，所以无论教育政策如何制定，他们都能化解不利因素，在特定政策下获取更多、更优质的教育资源，进一步扩大了阶层差距。其二，在社会学者对教育与社会分层关系的理论阐述基础上，教育经济学者对不同家庭背景与教育获得之间的关系进行了更多的实证研究。一部分学者使用中国微观调查数据，为家庭背景与入学机会的关系提供了实证证据。比如吴晓刚（2009）使用1990年和2000年人口普查数据研究发现，农村孩子获得初中教育机会相对增加，但是获得高中教育升学机会的城乡差距在扩大，即使控制地区经济发展水平，父亲社会经济地位对于高中升学率的影响仍呈扩大趋势；叶晓阳和丁延庆（2015）利用2011年数据研究发现，家庭社会阶层背景对子女教育分层的影响在中学阶段比在大学更加明显；岳昌君和周丽萍（2017）使用2014年数据研究发现，父亲受教育年限越长、家住城市、家庭收入越高，子女进入重点高中机会显著越大，农村孩子进入重点高中比城市孩子更加依赖父亲职业层级。另一部分学者研究了政府教育供给政策对入学机会的影响，因为政府教育供给政策不仅会影响不同家庭的教育获得，更会影响家庭的教育选择与投资行为。有学者研究了学生资助政策对入学机会的影响，认为借贷约束降低了贫困家庭的社会流动性，通过公共教育投资可以缓解其人力资本投资的不足；学生资助、学费减免等政策增加了贫困家庭学生的入学可能性，缩小不同收入家庭的入学机会差异（李文利、魏新，2003；孙志军，2011；田志磊、黄春寒，2017；李力行、周广肃，2015）。有学者关注了高等教育扩招政策，认为高校扩招倾向于让高学历家庭和城市家庭子女受益，贫困家庭子女高等教育入学机会并没有提高（张建华、万千，2018；戴思源，2018）。还有学者关注了公办、民办教育供给政策对入学机会的影响，认为当前公办、民办教育质量分化明显，中高收入家庭通过高付费方式在民办学校接受优质教育，贫寒家庭只能接受免费、较低质量的公办基础教育，不同阶层受教育机会的差距将越来越大（王蓉，2017；赵美娣，2015）。社会学者和教育经济学者都关注到了不同阶层家庭获得教育机会的差异。社会学者更多地关注社会分层与教育的关系，深入探讨教育获得与社会阶层再生产的影响机制，而教育经济学者为社会学家阐述的上述机制提供了更多的实证证据，更加关注具体教育供给政策对不同阶层入学机会的影响。但是已有研究并未充分阐述政府教育供给、家庭背景与高中阶段入学机会三者间的关系，尤其是对政府教育供给策略的讨论相对较少，研究内容聚焦在大学扩招、学生资助、民办教育等方面，而对高中阶段的讨论比较少，本研究将对高中阶段政府教育供给策略与不同阶层入学机会的关系进行更加深入的分析。关于政府教育供给策略，本研究主要从两个维度进行区分，一是政府教育供给质量，采用地区生均财政性教育经费支出指标，比如用义务教育生均教育支出代表义务教育供给质量，因为义务教育供给质量会影响家庭的高中阶段教育选择（王善迈，1996）；二是政府教育供给数量，采用地区高中阶段学位供给数量指标，该指标将直接影响区域内学生的高中阶段入学机会。为关注不同政府教育供给策略对不同阶层家庭入学机会的影响，下文结构如下：第二部分介绍研究设计，包括数据来源、变量设计、模型设定，并进行基本的描述性分析；第三部分呈现实证研究结果，分析政府对不同学段教育投入和高中阶段学位供给对不同阶层入学机会的影响；利用调查数据对研究结论进行解释，重点分析不同家庭教育支出的差异；第四部分，总结。二数据来源与统计描述1.数据来源2017年，北京大学中国教育财政科学研究所与西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心合作开展中国教育财政家庭调查（CIEFR-HS），关注全国家庭教育支出规模和结构、家庭入学机会、政府补贴及公平质量等问题，样本覆盖全国除新疆、西藏、港澳台外的29个省（自治区、直辖市），在保证全国代表性前提下，数据具有省级代表性和副省级城市代表性。2017年共收集家庭样本40011户家庭数据，127012个家庭成员数据，其中，16～19岁样本家庭共计4914户，剔除部分已经读大学或者仍在初中、小学就读的特殊样本，筛选后样本家庭为3795户。在高中阶段就读的有2722户，1073户未在高中或其他学段就读。2722户高中阶段学生中有2033户在普通高中就读，有689户在中职或技工学校就读。2.变量设计被解释变量主要关注“是否进入高中阶段学习”，是二元分类变量；还包括是否进入普通高中，也是二元分类变量。自变量则是家庭背景和政府教育供给。家庭背景变量包括家庭资产、人均收入/支出、母亲受教育年限、户口类型、家庭子女数等。政府教育供给变量使用2013年县级财政数据，包含三个指标，一是生均财政性教育经费支出，包括义务教育生均财政支出和高中教育生均财政支出，代表不同学段教育供给质量；二是高中阶段学位数占当地总人口比例，代表高中阶段学位供给数量；三是普通高中学位数占当地总人口比例，代表普职教育的供给结构。变量的设定方式与描述性统计，详见表14-1。表14-1变量定义与简单描述变量名称及定义均值标准差样本量最小值最大值高中阶段入学机会（是=1；否=0）0.720.45379501性别（男=1；女=0）0.520.50379501户口（农村=1；城市=0）0.620.48379501母亲受教育年限（年）8.363.813426021家庭人口数（人）4.251.433795115家庭人均收入对数9.281.473706-2.4412.5义务教育生均财政支出（元/生）893751013573287744341高中教育生均财政支出（元/生）989572363244208549899高中阶段学位数占当地总人口比例0.020.00827880.00020.05普通高中学位数占当地总人口比例0.01360.0061300800.0348|Excel下载表14-1变量定义与简单描述3.统计描述分析2017年CIEFR-HS数据可知，不同收入家庭子女的高中入学机会存在显著差异，比如农村家庭子女高中阶段在学率为62%，而城市家庭为82%；农村家庭普通高中在学率仅为43%，而城市家庭为63%。同时，按照家庭收入水平进行比较发现，家庭收入水平越高，其子女高中阶段入学机会越大，最高收入家庭与最低收入家庭之间差距较大（见图14-1）。图14-1家庭收入与高中阶段入学机会进一步区分母亲学历来看，母亲学历与子女高中阶段入学机会存在非常显著的正相关关系，母亲学历越高其子女高中阶段入学机会越大，不管是高中阶段、普通高中还是重点高中，母亲高学历家庭子女的入学机会是低学历家庭的2～3倍（见图14-2）。图14-2母亲学历与高中阶段入学机会除家庭经济社会背景对入学机会的影响之外，不同区域义务教育财政投入差异也是影响高中阶段入学机会的重要因素。使用2013年县级教育财政数据分析发现，义务教育生均财政事业费支出在不同区域存在显著差异，东部地区最高，中部地区最低；一线城市最高，远远领先于二线城市和其他县市，农村地区最低，仅为1.47万元/生（见图14-3）。在教育经费投入差异的同时，不同地区普通高中和职业高中学位数的供给结构也有明显差异。从高中阶段学位供给总数看，东部地区供给数量显著高于中西部及东北地区，不同类型城市间学位供给数量存在较大差异。图14-3区域间义务教育生均财政事业费支出4.模型设定本研究主要关注政府教育供给对不同家庭高中阶段入学机会的影响，以是否在高中阶段就读作为被解释变量，以影响高中阶段入学机会的相关因素为解释变量，因此本研究主要使用Probit模型，将多组变量纳入模型。因变量作为二元分类变量，接受高中阶段教育为1，反之为0，用于分析高中阶段入学机会，构建二元Probit模型进行回归分析，模型如下：Prob（Yi）=a+βiX+βiT+ɣ′iC+εi因变量Y的含义为是否接受高中阶段教育，接受为1，相反为0。X表示家庭背景因素的解释变量，包括家庭资产、人均消费、母亲受教育年限、家庭人口数、户口类型等，家庭背景变量在本研究中主要作为控制变量；T表示政府教育供给策略的解释变量，是本研究主要观察的自变量，包括义务教育供给质量、高中阶段学位供给数量等；C为包含常数项的控制变量向量；ε为随机扰动项。三实证结果1.政府教育供给质量对入学机会的影响本研究中对政府教育供给质量的判断，使用生均财政性教育经费支出指标，分义务教育和高中教育两个变量，这两个变量都会影响高中阶段入学机会，比如义务教育供给质量越高，家庭教育收益率就越高，从而提高其对高中阶段教育的需求。同时，政府对义务教育或高中教育投入的侧重，也代表了地方政府对不同学段教育的供给策略。本研究使用Probit模型对上述两个变量与高中阶段入学机会的关系进行回归分析，研究政府教育供给质量对不同阶层入学机会的影响，以及政府教育供给质量是否缩小了因家庭背景差异而产生的入学机会差异问题。表14-2的回归分析中，控制了多个层面的影响变量，包括个体特征（性别、年龄、户口类型）、家庭特征（家庭人口数、母亲受教育年限和家庭人均收入）、经济特征（地区人均GDP和地区人均一般性财政预算收入）、地区特征（东、中、西部地区）。其中，不同收入家庭的分类是按照家庭收入的四分位来区分，最低的第一、第二四分位为低收入家庭，最高的第三、第四四分位为高收入家庭；母亲学历部分，母亲低学历是指母亲学历在初中及以下，母亲高学历是指母亲学历在初中以上。表14-2政府教育供给质量对高中阶段入学机会的影响模型1

全样本模型2

农村家庭模型3

城市家庭模型4

低收入家庭模型5

高收入家庭模型6

母亲低学历模型7

母亲高学历义务教育生均财政经费支出0.18*

（0.10）0.49**

（0.19）0.04

（0.1）0.34**

（0.15）0.002

（0.1）0.20*

（0.10）0.19

（0.10）高中教育生均财政经费支出-0.06

（0.07）-0.03

（0.2）-0.06

（0.08）-0.05

（0.12）-0.04

（0.10）-0.10

（0.10）-0.02

（0.10）控制变量√√√√√√√样本2622101716051225146118271057R/P0.115***0.064***0.109***0.088***0.136***0.063***0.106***注：*表示在5%的水平上显著；**表示在1%的水平上显著；***表示在0.1%的水平上显著。|Excel下载表14-2政府教育供给质量对高中阶段入学机会的影响表中呈现政府教育供给质量对不同阶层高中阶段入学机会的影响。模型1从全样本看，义务教育生均财政经费支出对高中阶段入学概率有显著的正向影响，表明义务教育供给质量越高，该地区高中阶段入学机会就越大，而高中教育生均财政经费支出对高中阶段入学机会影响不显著，且是一种负向的影响关系。一个原因是高中阶段入学考试或者家庭高中教育选择，主要发生在义务教育阶段，高中教育经费投入对其没有直接影响；另一个原因是政府对高中教育投入比重上升时，义务教育的投入比重则会相应降低，而义务教育供给质量对家庭高中教育入学机会有直接的影响。比如王善迈（1996）提出，从教育投入产出的框架看，个体是否接受高中阶段教育主要受初中教育质量的影响。模型2至模型7从分样本看，政府教育供给质量对不同阶层受教育机会的影响，结果显示，政府义务教育生均财政经费支出对城市、高收入及母亲高学历家庭的影响不显著，而对农村、低收入及母亲低学历家庭有显著的正向影响，即政府义务教育供给质量越高，弱势群体子女的高中阶段入学概率就越大。可见，优势家庭子女在高中阶段入学机会方面一直处于优势地位，政府义务教育供给质量高低的变化，都不会影响其入学机会。孙志军（2011）在研究中也发现，随着公共教育支出水平（初中）的提高，以收入、职业等来衡量的家庭经济或阶层地位因素对个体接受高中阶段教育机会的影响先是增大，然后再减弱。因此，如果政府提高义务教育质量，将会有效提升弱势群体的高中阶段入学机会，有效弥补因家庭背景差异而对子女教育投入的差异。此外，本研究对普通高中入学机会的阶层差异也进行了回归分析（见表14-3），探讨政府教育供给质量对普通高中入学机会的影响情况。回归结果显示，义务教育供给质量的提升将显著增加农村和低收入家庭的普通高中入学机会，而对城市和高收入家庭没有显著影响，这与前面高中阶段入学机会的分析结论一致。然而，从高中教育供给质量的变量看，高中教育生均财政经费支出越大，农村、低收入和母亲低学历家庭的普通高中入学机会就越小，两者之间是显著的负向影响关系，而高中教育生均财政经费支出对优势家庭入学机会的影响则不显著。表14-3政府教育供给质量对普通高中入学机会的影响模型1

全样本模型2

农村家庭模型3

城市家庭模型4

低收入家庭模型5

高收入家庭模型6

母亲低学历模型7

母亲高学历义务教育生均财政经费支出0.14*

（0.08）0.44***

（0.17）0.03

（0.10）0.26**

（0.12）0.05

（0.11）0.08

（0.10）0.17

（0.12）高中教育生均财政经费支出-0.14**

（0.06）-0.18**

（0.17）-0.11

（0.07）-0.26**

（0.11）-0.03

（0.08）-0.16*

（0.08）-0.10

（0.09）控制变量√√√√√√√样本262210171605122514611938946R/P0.086***0.041***0.089***0.056***0.095***0.035***0.079***注：*表示在5%的水平上显著；**表示在1%的水平上显著；***表示在0.1%的水平上显著。|Excel下载表14-3政府教育供给质量对普通高中入学机会的影响2.政府教育供给数量对入学机会的影响本研究中对政府教育供给数量的判断指标，采用高中阶段学位数除以当地人口数，高中阶段学位数由普通高中和中职学位数组成，高中阶段学位数增加将直接提升不同家庭的入学机会。同样，政府对高中阶段教育供给数量以及普职供给结构，也代表了地方政府的教育供给策略。中央政府要求各地区推行“普职比大体相当”的政策，但是在各地区的具体实践过程中，普职比大体相当的执行情况有明显差异，不同的普职供给结构也会影响家庭的高中阶段入学机会。本研究使用Probit模型对上述变量与高中阶段入学机会的关系进行分析，继续采用分样本回归方式进行分析，研究政府教育供给数量与结构对不同背景家庭入学机会的影响（见表14-4）。表14-4政府教育供给数量对高中阶段入学机会的影响模型1

全样本模型2

农村家庭模型3

城市家庭模型4

低收入家庭模型5

高收入家庭模型6

母亲低学历模型7

母亲高学历高中阶段学位占总人口数比例19.22**

（8.43）34.35***

（11.91）1.05

（11.94）22.98**

（11.49）14.43

（12.16）21.02**

（9.17）27.79*

（16.43）普通高中学位占总人口数比例-15.28

（11.53）-27.65*

（16.26）2.39

（16.28）-20.48

（15.86）-12.19

（16.42）-12.55

（12.52）-16.37

（22.32）控制变量√√√√√√√样本24609961464117413481835875R/P0.116***0.072***0.103***0.093***0.136***0.071***0.128***注：*表示在5%的水平上显著；**表示在1%的水平上显著；***表示在0.1%的水平上显著。|Excel下载表14-4政府教育供给数量对高中阶段入学机会的影响回归结果中分析了政府教育供给数量对不同家庭高中阶段入学机会的影响。模型1从全样本看，高中阶段学位供给数量对高中阶段入学概率有显著的正向影响，表明高中阶段学位数越多，该地区高中阶段入学机会就越大，而普通高中占比对入学机会影响不显著。模型2至模型7从分样本看，政府高中阶段学位数对城市家庭、高收入家庭的影响不显著，而对农村家庭、低收入家庭有显著的正向影响，即政府高中学位供给数量越多的地区，农村和低收入家庭的高中阶段入学概率就越大。可见，优势家庭子女在高中阶段入学机会方面一直处于优势地位，政府高中阶段学位供给数量的增减，都不会影响其入学机会。因此，如果政府增加高中阶段学位供给数量，将会有效提升弱势群体的入学机会，有效弥补因家庭背景差异而对子女教育投入的差异。此外，从普通高中学位占总人口数比例的变量看，普通高中占比甚至与其存在显著的负相关关系，即普通高中招生占比越多，高中阶段入学机会反而越低，对农村家庭的负向影响比较显著。原因可能是普通高中发展质量好、招生数量多的时候，职业高中办学质量和招生数量通常较弱，导致高中阶段入学机会降低，而农村家庭、低收入家庭更多地选择职业高中，当职业高中招生少、质量不高的时候，其入学机会则相对降低，城市家庭则不受影响。由此可见，政府的普职教育供给结构，也会影响不同阶层的入学机会，尤其是弱势群体。比如对农村家庭来说，其并不缺少入学机会，而是不愿意去中职学校读书，当前中职教育已经免费，对贫困家庭也有相应补助，但中职学校面临着招生困难问题。原因在于政府对普职教育供给的质量差异，地方政府往往对普通高中经费与师资投入均较大，办学质量有保证，而中职教育则因办学质量较弱缺乏吸引力，许多家庭因机会成本太高而放弃。3.家庭教育支出差异对入学机会的影响在政府教育供给不断增加的同时，不同阶层受教育机会的差距却在扩大。一个原因在于家庭教育支出的巨大差异，城市和高收入家庭的教育支出通常更高，所以其入学机会和受教育质量也相应提高。根据2017年CIEFR-HS可知，义务教育阶段城乡家庭教育支出差距较大，农村平均家庭教育支出为3250元/年，城镇地区为9339元/年，农村是城镇平均水平的35%。同时，不同经济水平家庭在子女教育投入上的差距更大，年消费支出最高5%的家庭教育支出是最低5%家庭的几十倍，这必然会导致不同家庭受教育质量的显著差异。图14-4为义务教育阶段不同消费水平家庭的校内外教育支出情况，高收入家庭教育投入显著高于贫困家庭。随着当前居民收入差距的逐渐拉大，教育选择自由将成为诸多较高收入家庭的重要公共政策诉求，即较高收入家庭可以通过购买高质量的校外个性化教育服务，从而获得更大的高中阶段入学机会，接受更高质量的教育资源。同时，根据2017年CIEFR-HS数据可知，不同阶层在校外教育参与率（尤其是校外补习）方面差距较大，比如全国中小学生学科类校外教育参与率为37.8%，农村为21.8%，城镇为44.8%；学科类校外教育支出平均为5021元/年，农村为1580元/年，城镇为5762元/年；兴趣类校外教育参与率农村为5.4%，城镇为29%。由此可见，城市和高收入家庭子女的校外教育参与率显著高于农村和低收入家庭，而校外补习参与率将会加大不同阶层受教育质量的差距。已有研究显示，参加校外补习在多数情况下能够提高学生学业成绩，尤其是在英语和数学等学科，但是对农村孩子的影响不显著（刘冬冬、姚昊，2018；庞晓鹏等，2017；张羽等，2015）。此外，高中阶段的家庭教育负担率也会对不同阶层的入学机会产生影响，农村及贫困家庭教育负担率相对较高，必然会影响其对高中阶段教育的需求与选择。本研究利用2017年CIEFR-HS数据构建了家庭教育负担率指标（家庭教育负担率=生均年支出/家庭消费总支出），统计不同家庭接受高中阶段教育的家庭教育负担率，详见图14-5。图14-4义务教育阶段不同消费水平家庭的校内外教育支出图14-5高中阶段城/乡和高/低收入家庭教育负担高中阶段家庭教育负担率平均为26.8%，而普通高中家庭教育负担率平均为28.6%。由图14-5可知，分城乡、分家庭收入水平看，农村及低收入家庭高中教育负担率显著偏高，也会影响其对高中阶段教