教育財(cái)政投入對(duì)高等教育機(jī)會(huì)平等的異質(zhì)性影響

周遠(yuǎn)翔 宋旭光

摘要：教育機(jī)會(huì)平等問(wèn)題一直受到社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)微觀個(gè)體高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)差異進(jìn)行討論，隨后進(jìn)一步納入外生的國(guó)家教育財(cái)政因素并開(kāi)展更深層次地分析。結(jié)果表明：微觀家庭教育決策存在異質(zhì)性差異，高等教育發(fā)展并未縮小高等教育獲得的城鄉(xiāng)屬性差異，但對(duì)性別特征和資源占有差異存在正向作用。教育財(cái)政投入對(duì)個(gè)體是否接受高等教育也產(chǎn)生了顯著影響，并且根據(jù)性別和城鄉(xiāng)特征的不同表現(xiàn)出較強(qiáng)的異質(zhì)性特點(diǎn)，最后根據(jù)結(jié)論給出一些政策建議。

關(guān)鍵詞：教育財(cái)政投入;高等教育發(fā)展;教育機(jī)會(huì)平等;異質(zhì)性

一、引言

改革開(kāi)放40年以來(lái)，我國(guó)高等教育發(fā)展成果舉世矚目。在2018年9月召開(kāi)的全國(guó)教育大會(huì)上，習(xí)近平總書(shū)記強(qiáng)調(diào)“加快推進(jìn)教育現(xiàn)代化、建設(shè)教育強(qiáng)國(guó)、辦好人民滿意的教育”。高等教育作為人力資本積累和深化的關(guān)鍵階段，政府對(duì)其進(jìn)行的每一步改革不僅深刻影響著微觀個(gè)體的未來(lái)發(fā)展，更關(guān)乎國(guó)家宏觀可持續(xù)發(fā)展大計(jì)。高等教育的高速發(fā)展源于1999年開(kāi)展實(shí)施的教育擴(kuò)張政策，從2018年8月教育部等三部門(mén)聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于高等學(xué)校加快“雙一流”建設(shè)的指導(dǎo)意見(jiàn)》中提出的“適度擴(kuò)大博士研究生規(guī)模，加快發(fā)展博士專(zhuān)業(yè)學(xué)位研究生教育”可以看出，高等教育發(fā)展一直受到關(guān)注，并在一定程度上已面向更高層面和水平。數(shù)據(jù)顯示，自1977年國(guó)家恢復(fù)高考制度以來(lái)，高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)、招生人數(shù)和畢業(yè)生數(shù)在教育擴(kuò)張前雖略有增長(zhǎng)，但增幅十分有限。而在政策頒布后，三指標(biāo)增長(zhǎng)明顯，尤其是在校學(xué)生數(shù)形成了爬坡式提升，由1999年的413.42萬(wàn)人增長(zhǎng)到2016年的2695.84萬(wàn)人，增長(zhǎng)約達(dá)6.52倍。高等教育發(fā)展一方面作為就業(yè)蓄水池吸納了當(dāng)時(shí)過(guò)剩的勞動(dòng)力就業(yè)人口;另一方面，也帶來(lái)了教育公平程度的顯性提升，直觀上為本來(lái)接受不了更高等教育的學(xué)生群體提供了更多的教育機(jī)會(huì)，高等教育可能不再僅僅是為少數(shù)精英人群通往上層階級(jí)提供通道。

然而，從另外一個(gè)角度看，由政策引導(dǎo)的高等教育發(fā)展是否在真正意義上實(shí)現(xiàn)了高等教育機(jī)會(huì)平等仍需被考察。2006年以來(lái)大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)問(wèn)題突出，隨著《國(guó)家教育事業(yè)發(fā)展“十一五”規(guī)劃》的出臺(tái)，高等教育發(fā)展幅度放緩（增幅約維持在5%）。由于不同群體教育理念或教育成本負(fù)擔(dān)方面存在差異，一些并不富裕、階層較低或者資源獲取劣勢(shì)的家庭可能仍然會(huì)被動(dòng)選擇在接受高中階段或更低階段教育后直接進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，以規(guī)避市場(chǎng)就業(yè)的不確定性，換取可靠的現(xiàn)期收入和穩(wěn)定就業(yè)。因此，可能存在的教育機(jī)會(huì)不平等與高等教育的持續(xù)發(fā)展景象相矛盾。因而，從微觀個(gè)體的教育決策角度判斷政府的政策效果將十分必要，也是本文首先需要回答的問(wèn)題。雖然引致教育機(jī)會(huì)不平等的原因眾多，但目前最主要的原因可能還是上升的教育成本導(dǎo)致的高等教育入學(xué)差異。公共教育財(cái)政作為平衡不同區(qū)域、城鄉(xiāng)以及階層教育發(fā)展差距的重要手段，在高等教育機(jī)會(huì)公平的維持和提升方面起到關(guān)鍵作用。因而，公共教育財(cái)政投入是否能繼續(xù)在高等教育機(jī)會(huì)公平中發(fā)揮作用，是本文將要回答的另一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)綜述

全球性的高等教育發(fā)展于1960年開(kāi)展[1]，隨后的高教大眾化三階段理論被提出[2]，即以高等教育發(fā)展規(guī)模為全部適齡人口提供教育機(jī)會(huì)狀況來(lái)看，將其分為精英化階段（15%以下）、大眾化階段（15～50%）和普及化階段（50%以上）。大眾化階段歷時(shí)較長(zhǎng)且為關(guān)鍵階段，國(guó)家的持續(xù)發(fā)展必然需要經(jīng)歷高等教育大眾化，但各國(guó)的實(shí)現(xiàn)方式和路徑并不相同，李立國(guó)指出世界高等教育大眾化可以大致分為主動(dòng)型模式和被動(dòng)追趕型模式。[3]很顯然，我國(guó)的高等教育大眾化由擴(kuò)招政策推動(dòng)而來(lái)，作為后發(fā)國(guó)家的典型，我國(guó)正在由后者向前者逐步轉(zhuǎn)變。

眾所周知，人力資源稟賦、社會(huì)資源分配以及財(cái)富權(quán)力差異等因素將導(dǎo)致有限的高等教育這一準(zhǔn)公共產(chǎn)品供給無(wú)法在異質(zhì)群體中完全平等[4]。高等教育發(fā)展是否對(duì)其分布起到一定的均等化作用受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。國(guó)際學(xué)者針對(duì)教育發(fā)展與教育機(jī)會(huì)平等之間提出了三種具有代表性的理論。Raftery和Hout指出如果優(yōu)勢(shì)群體（或上層階級(jí)）擁有獲取更高等教育的可能，那么教育機(jī)會(huì)不平等將會(huì)一直持續(xù)，該理論假設(shè)被稱(chēng)為“最大化維持不平等假設(shè)”（Maximally?Maintained?Inequality，MMI）。[5]MMI成立的核心基礎(chǔ)在于社會(huì)階層差異長(zhǎng)久存在，優(yōu)勢(shì)群體會(huì)利用其充足的資源占取能力和手段擠占劣勢(shì)群體的教育機(jī)會(huì)，只有前者在某一級(jí)別教育類(lèi)型中達(dá)到一定程度的飽和，教育機(jī)會(huì)不平等才能有所下降，這一理論假設(shè)也被部分學(xué)者所證實(shí)。[6][7]在該假設(shè)基礎(chǔ)上，Lucas提出“有效維持不平等假設(shè)”（Effectively?Maintained?Inequality，EMI），更進(jìn)一步指出優(yōu)勢(shì)群體的教育飽和并不能夠降低教育機(jī)會(huì)不平等，其仍將以有效的方式維持。[8]雖然表面上看，優(yōu)勢(shì)群體在某一級(jí)別教育類(lèi)型上達(dá)到飽和，但不同階層獲取到的該教育類(lèi)型存在質(zhì)量上的差異，例如針對(duì)中國(guó)高等教育，存在大學(xué)本科和大學(xué)專(zhuān)科之分，在高等教育發(fā)展背景下，劣勢(shì)群體可能提升了后者的教育機(jī)會(huì)，而優(yōu)勢(shì)群體在高質(zhì)量的教育水平上占據(jù)優(yōu)勢(shì)，機(jī)會(huì)不平等仍然存在。Esping-Andersen和Wagner使用2005?EU-SILC中的代際模塊，通過(guò)比較兩個(gè)北歐國(guó)家和三個(gè)歐洲大陸國(guó)家，從成人收入角度直接估計(jì)孩童的代際流動(dòng)趨勢(shì)，并且間接得出社會(huì)出身對(duì)教育成就的影響，以此驗(yàn)證了有效維持不平等的假設(shè)。[9]Katrňák等人結(jié)合MMI和EMI理論對(duì)捷克2000-2010年中等教育進(jìn)行了考察，其根據(jù)社會(huì)出身，分析了擴(kuò)大教育規(guī)模，以獲得中學(xué)畢業(yè)證書(shū)（SLC）的可能性所帶來(lái)的后果，結(jié)論表明，EMI更能解釋該國(guó)教育擴(kuò)張和教育機(jī)會(huì)平等之間的關(guān)系。[10]MMI和EMI雖然是教育機(jī)會(huì)平等研究的重要理論假設(shè)，但仍有研究得出教育擴(kuò)張式發(fā)展將縮小教育機(jī)會(huì)不平等的結(jié)論，由此促使研究者對(duì)相關(guān)理論假設(shè)進(jìn)行重新定位，更多學(xué)者選擇探討在教育擴(kuò)張背景下，教育機(jī)會(huì)平等的異質(zhì)性影響。Siegrist基于主觀期望效用理論，強(qiáng)調(diào)了父母教育決策的關(guān)鍵機(jī)制，他認(rèn)為從該角度出發(fā)，教育動(dòng)機(jī)的增加和教育成本效益的主觀評(píng)價(jià)變化是增加高中學(xué)生參與更高等教育的重要條件，然而，這又是高等教育發(fā)展的結(jié)果。該假設(shè)觀點(diǎn)被稱(chēng)為“理性選擇模型”（Rational?Choice?Model，RCM）。[11]該理論認(rèn)為教育機(jī)會(huì)不平等是否下降取決于影響家庭教育決策因素是否發(fā)生變化，若對(duì)于不同階層群體的決策差異未隨時(shí)間推移而改變，那么機(jī)會(huì)不平等程度將繼續(xù)維持，反之將可能下降。因而，高等教育發(fā)展背景下，影響個(gè)體決策進(jìn)而影響教育機(jī)會(huì)平等的深層因素是目前研究的主要方向。

高等教育機(jī)會(huì)不平等主題在國(guó)內(nèi)也已開(kāi)展了一系列研究，其中大多結(jié)合高校擴(kuò)招政策進(jìn)行，呈現(xiàn)出較為豐富的研究成果。李煜在代際教育不平等理論框架下，探究了1966-2003年制度變遷與教育不平等的產(chǎn)生機(jī)制，其認(rèn)為家庭背景在教育供給擴(kuò)大時(shí)期是不平等產(chǎn)生的關(guān)鍵，文化再生產(chǎn)模式和資源轉(zhuǎn)換模式是兩種并存機(jī)制因素。[12]李春玲考察了高校擴(kuò)招的平等化效應(yīng)，其利用2005年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，并構(gòu)建計(jì)量模型，綜合測(cè)度了不同階層、城鄉(xiāng)、性別、民族之間存在的機(jī)會(huì)不平等情況，其中的一個(gè)主要結(jié)論為高等教育發(fā)展并未提升異質(zhì)性群體的機(jī)會(huì)平等狀況。[13]此后，陸曉峰等人利用另一微觀數(shù)據(jù)也得到了相似的結(jié)論。另外，部分學(xué)者針對(duì)不同研究對(duì)象和目的開(kāi)展了高校擴(kuò)招背景下的機(jī)會(huì)平等研究。例如，張兆署和陳奇利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（Chinese?General?Social?Survey，CGSS）微觀數(shù)據(jù)，重點(diǎn)探討了高校擴(kuò)招與高等教育機(jī)會(huì)的性別平等化情況，得出父輩文化水平和城鄉(xiāng)屬性具有顯著的性別差異的結(jié)論，這一差異在通過(guò)對(duì)擴(kuò)招前后模型系數(shù)的比較后將變小，說(shuō)明高等教育發(fā)展前后在以上兩因素中起到了性別平等化作用。[14]吳愈曉結(jié)合文化資本理論、資源稀釋理論以及教育決策的理性行動(dòng)理論對(duì)教育擴(kuò)展引致的城鄉(xiāng)教育機(jī)會(huì)不平等開(kāi)展了研究，采用梅爾升學(xué)模型，評(píng)估了不同升學(xué)階段的城鄉(xiāng)差異。[15]馬宇航和楊東平同樣利用CGSS數(shù)據(jù)驗(yàn)證了政策實(shí)施對(duì)城鄉(xiāng)教育機(jī)會(huì)差異演變軌跡，指出城鄉(xiāng)差距長(zhǎng)久存在，并得出在擴(kuò)招政策實(shí)施后更加明顯的結(jié)論，[16]孟凡強(qiáng)也得出相同結(jié)論。[17]邵宜航和徐菁[18]在Munshi[19]基礎(chǔ)上構(gòu)建了高等教育選擇模型，并將高等教育按質(zhì)量水平劃分，解析了擴(kuò)招如何對(duì)不同收入階層家庭的高等教育選擇的影響機(jī)制，利用中國(guó)居民收入調(diào)查（Chinese?Household?Income?Project，CHIP）2013年的微觀數(shù)據(jù)，從量和質(zhì)兩個(gè)層面實(shí)證了教育不平等的演變情況，并得出高等教育擴(kuò)展將減輕“量”層面上的不平等程度，但“質(zhì)”層面的差距仍然擴(kuò)大，佐證了EMI假設(shè)在我國(guó)高等教育上的現(xiàn)實(shí)存在。王偉宜也開(kāi)展過(guò)相似研究，其利用1982-2010年我國(guó)16所高校的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，最終提出需通過(guò)一系列政策干預(yù)改善教育機(jī)會(huì)的階層差異。[20]

通過(guò)上述文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者在高等教育發(fā)展背景下探討教育機(jī)會(huì)均等大多基于單個(gè)層面或某幾個(gè)層面，結(jié)合不同理論納入的指標(biāo)各有差異，一方面，這可能在一定程度上產(chǎn)生有偏的估計(jì)結(jié)果，另一方面，也是現(xiàn)有文獻(xiàn)得出不同結(jié)論的潛在原因。本文將綜合現(xiàn)有理論和假設(shè)，對(duì)我國(guó)高等教育發(fā)展過(guò)程中產(chǎn)生的高等教育機(jī)會(huì)不平等進(jìn)行深入分析，對(duì)群體間差異開(kāi)展探討，以期得到更加充實(shí)和可靠的結(jié)論。另外，盡管高等教育發(fā)展成本分擔(dān)是當(dāng)下發(fā)展趨勢(shì)，但作為一種良性的準(zhǔn)公共產(chǎn)品，財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)仍是我國(guó)高等教育發(fā)展的重要基礎(chǔ)和物質(zhì)保障，[21]且是政府政策干預(yù)教育發(fā)展的一個(gè)重要方面[22]，它將直接或間接地影響到微觀個(gè)體的教育決策，從而改變機(jī)會(huì)不平等的群體差異。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)幾乎沒(méi)有將這一重要因素考慮其中，本文將在此進(jìn)行拓展。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文將利用中國(guó)家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（China?Family?Panel?Survey，CFPS）開(kāi)展實(shí)證研究，CFPS是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）執(zhí)行的大型微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)，每?jī)赡赀M(jìn)行一輪，旨在通過(guò)跟蹤收集社區(qū)、家庭、個(gè)體三個(gè)層面的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育等重要指標(biāo)的動(dòng)態(tài)特征。在數(shù)據(jù)庫(kù)選擇上，一方面考慮到被訪對(duì)象的穩(wěn)定性，另一方面考慮到所要收集指標(biāo)和數(shù)據(jù)的可獲得性。本文如下選取其基線調(diào)查為主要研究數(shù)據(jù)，包含了25個(gè)省/市/自治區(qū)162個(gè)縣市635個(gè)社區(qū)的14960個(gè)家戶42590位個(gè)體的樣本數(shù)據(jù)，具有較強(qiáng)的代表性。

（二）變量說(shuō)明與處理

1.被解釋變量

本文重點(diǎn)關(guān)注的是高等教育機(jī)會(huì)平等問(wèn)題，因而入學(xué)機(jī)會(huì)將被考察。CFPS提供了被訪者的最高學(xué)歷狀態(tài)，并通過(guò)其他相關(guān)問(wèn)題的邏輯與聯(lián)系形成了個(gè)體的最佳高學(xué)歷狀態(tài)變量，該變量取值為1-8，分別代表幼兒園、小學(xué)、初中、高中、大專(zhuān)、本科、碩士和博士。我們將前四類(lèi)定義為未接受高等教育，將后四類(lèi)定義為接受高等教育，由此生成“是否接受高等教育”的0-1虛擬被解釋變量（接受高等教育=1）。

需要注意的是，個(gè)體最高學(xué)歷獲得需要結(jié)合年齡，過(guò)小的年齡將導(dǎo)致其達(dá)不到獲得高等教育的條件，因此按1978年后的學(xué)制計(jì)算，我們剔除了個(gè)體年齡小于22歲的樣本，最大可能的降低估計(jì)偏誤。另外，我國(guó)高考制度恢復(fù)于1978年，在該時(shí)期之前獲得高等教育的群體主要是通過(guò)“推薦”和“政治保送”方式進(jìn)行，即為當(dāng)時(shí)的“工農(nóng)兵大學(xué)生”群體[23]，為最大限度剔除該群體帶來(lái)的影響，我們按6歲入學(xué)年齡及9年中小學(xué)學(xué)制進(jìn)行推算，最終保留1963年及其之后出生的樣本，以保證個(gè)體具有只能通過(guò)選拔性考試才能獲得高等教育機(jī)會(huì)的特征。

2.解釋變量

基于我國(guó)高等教育快速發(fā)展的背景，我們選取了是否經(jīng)歷高校擴(kuò)招的二值分類(lèi)變量作為核心解釋變量之一，該變量可為我們更好地提供高等教育發(fā)展的清晰的時(shí)間節(jié)點(diǎn)。判斷樣本是否經(jīng)歷該政策時(shí)期同樣需要考慮年齡因素，一般認(rèn)為，高校擴(kuò)招于1999年開(kāi)始實(shí)施，若以1978年后的學(xué)制計(jì)算，未經(jīng)歷擴(kuò)招的樣本應(yīng)出生于1980年之前，根據(jù)出生年份，我們將生成該解釋變量來(lái)代表樣本是否經(jīng)歷擴(kuò)招（經(jīng)歷擴(kuò)招=1）。另一核心解釋變量為國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入，我們假設(shè)18歲為高考的適齡年齡，依據(jù)出生年份和適齡年齡推算后得到虛擬高考年份并結(jié)合其所在地的信息，將其主數(shù)據(jù)集進(jìn)行匹配，就可得到一個(gè)連續(xù)型的代表政府公共教育投入的指標(biāo)。不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)從單一角度或某幾方面開(kāi)展相關(guān)類(lèi)似研究，本文嘗試結(jié)合現(xiàn)有理論納入相關(guān)個(gè)體異質(zhì)性指標(biāo)，以期更為全面地考察高校擴(kuò)招背景下的高等教育機(jī)會(huì)公平性問(wèn)題。

首先，文化資本是家庭背景的重要方面，也是教育獲得形成的中間作用機(jī)制，更是階層地位再生產(chǎn)的中間環(huán)節(jié)。在此我們根據(jù)文化資本理論的闡述納入受教育水平綜合變量，同時(shí)體現(xiàn)家庭文化資本影響和階層差異情況，CFPS中分別包含了父親和母親的最高學(xué)歷，我們選取二者學(xué)歷較高的文化程度作為該指標(biāo)取值，用以衡量家庭文化資本水平，取值為1-?8，包含了文盲/半文盲到博士八個(gè)等級(jí)。

其次，個(gè)體城鄉(xiāng)屬性是階層差異的另一體現(xiàn)，以往研究一般通過(guò)父親戶口來(lái)判斷城鄉(xiāng)屬性，但路曉峰等認(rèn)為父親戶口是時(shí)變的，父親當(dāng)前戶口狀態(tài)同子代參加高考時(shí)的戶口狀態(tài)未必相同，因而選取樣本個(gè)體12歲時(shí)的戶口狀態(tài)作為高等教育適齡人的城鄉(xiāng)劃分依據(jù)，其認(rèn)為除家屬隨轉(zhuǎn)或者征地等個(gè)別原因外，樣本在參加高考前一般不太可能由于參軍、招工、轉(zhuǎn)干等原因而轉(zhuǎn)換戶口狀態(tài)，因此本文也將該指標(biāo)納入分析之中。此外，根據(jù)Blake[24]提出的資源稀釋理論，我們納入兄弟姐妹數(shù)目指標(biāo)，同時(shí)還考量了高等教育機(jī)會(huì)獲得的性別差異（男=1）、民族差異（漢族=1）、家庭政治資本差異（中共黨員=1）以及添加了地區(qū)變量。對(duì)包含以上變量的全部樣本進(jìn)行清洗后，我們最終得到12612個(gè)觀測(cè)單位，該樣本容量為統(tǒng)計(jì)推斷可靠性提供基礎(chǔ)，具體的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

四、經(jīng)驗(yàn)分析

（一）實(shí)證策略

本文的實(shí)證策略為在計(jì)量模型中依次加入個(gè)體異質(zhì)性指標(biāo)、高校擴(kuò)招指標(biāo)以及二者的交互因素。首先，我們建立如下高等教育機(jī)會(huì)獲得的基準(zhǔn)計(jì)量模型，基準(zhǔn)回歸不將高校擴(kuò)招變量納入其中，并同時(shí)對(duì)地區(qū)固定效應(yīng)進(jìn)行了控制。由于被解釋變量高等教育獲得是0-1的二值變量，本文建立Logistic模型，利用極大似然法（Maximum?Likelihood，ML）進(jìn)行估計(jì)，具體模型如下：

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

其中，edu代表高等教育機(jī)會(huì)獲得，Pedu為其獲得概率，被解釋變量為對(duì)數(shù)發(fā)生比。（1）式右邊的變量分別代表了樣本各類(lèi)異質(zhì)性因素，γi為地區(qū)固定效應(yīng)，系數(shù)δi分別為在其他因素不變的條件下，各因素對(duì)個(gè)體是否獲得高等教育概率對(duì)數(shù)發(fā)生比的邊際貢獻(xiàn)，ε為模型誤差項(xiàng)。其次，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步納入教育擴(kuò)招變量及其與異質(zhì)性因素的交互，模型如下：

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

其中，expand為個(gè)體是否經(jīng)歷擴(kuò)招的二值變量，β為其邊際貢獻(xiàn)，Xi為個(gè)體異質(zhì)性因素變量集，θi分別表示高校擴(kuò)招與各因素交互作用的邊際貢獻(xiàn)，該系數(shù)意在判斷擴(kuò)招前后個(gè)體異質(zhì)性對(duì)高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)的潛在變化。同樣，γi為地區(qū)固定效應(yīng)，ε為模型誤差項(xiàng)。此外，考慮到微觀調(diào)查處同一地區(qū)的個(gè)體之間可能存在相關(guān)性，導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)推斷不可靠，在具體回歸中本文將殘差聚類(lèi)（Cluster）到省級(jí)層面，提供殘差的異方差-聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

（二）高等教育機(jī)會(huì)平等的初步判別

表2給出了具體估計(jì)結(jié)果。模型（1）未包含擴(kuò)招變量以及交互因素，考察的是異質(zhì)性因素對(duì)高等教育機(jī)會(huì)獲得的直接影響。具體來(lái)看，個(gè)體城鄉(xiāng)屬性對(duì)被解釋變量影響較大，估計(jì)系數(shù)顯示，非農(nóng)戶口個(gè)體參與高等教育幾率是農(nóng)業(yè)戶口個(gè)體的3.56倍，城鄉(xiāng)差異明顯。從性別變量的系數(shù)符號(hào)來(lái)看，男性的入學(xué)幾率可能高于女性。另外，父代政治參與對(duì)子代的教育獲得產(chǎn)生正向影響。家庭文化資本和兄弟姐妹個(gè)數(shù)的估計(jì)系數(shù)驗(yàn)證了文化資本理論和資源稀釋理論，具體而言，家庭內(nèi)的高學(xué)歷父母對(duì)其子代獲得更高的教育水平起到幫助，父代學(xué)歷水平每上升一個(gè)等級(jí)，子代教育獲得幾率增加74.35%，而同代的兄弟姐妹數(shù)量增加一個(gè)單位，入學(xué)幾率將降低29.69%。

模型（2）加入了反應(yīng)個(gè)體是否經(jīng)歷高校擴(kuò)招的二值虛擬變量。估計(jì)結(jié)果顯示，擴(kuò)招變量估計(jì)系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著，且對(duì)個(gè)體的高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)產(chǎn)生了正向影響。具體來(lái)看，在其他因素不變的條件下，高等教育發(fā)展帶來(lái)了53.07%的高等教育機(jī)會(huì)獲得的幾率提升。此外，在擴(kuò)招因素加入后，其他變量的顯著性和方向沒(méi)有根本性變化，但影響程度存在差異。其中，城鄉(xiāng)差異略有提升，家庭政治資本和兄弟姐妹數(shù)的估計(jì)系數(shù)提高，家庭文化資本影響程度降低，民族成分變量顯著性發(fā)生改變，漢族個(gè)體高等教育獲得幾率是少數(shù)民族個(gè)體的1.37倍。

通過(guò)模型（1）和模型（2）可以看出，高等教育機(jī)會(huì)平等存在個(gè)體異質(zhì)性差異，高等教育的發(fā)展提高了個(gè)體獲得高等教育的機(jī)會(huì)，同時(shí)，個(gè)體異質(zhì)因素作用的邊際效應(yīng)也發(fā)生了改變，由此說(shuō)明我們需要更進(jìn)一步地控制相關(guān)因素的交互項(xiàng)，用以判斷異質(zhì)性因素對(duì)個(gè)體高等教育機(jī)會(huì)獲得的作用情況。模型（3）給出了相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)招對(duì)被解釋變量的影響變得更加明顯，擴(kuò)招后的個(gè)體高等教育獲得是擴(kuò)招前的2.81倍。除性別由不顯著變成顯著以外，其他各因素的主效應(yīng)系數(shù)顯著性和大小未發(fā)生較大變化。從關(guān)鍵的交互效應(yīng)來(lái)看，性別和同代兄弟姐妹數(shù)量系數(shù)顯著不為零，且性別差異帶來(lái)的機(jī)會(huì)不平等在擴(kuò)招后進(jìn)一步縮小，同樣，兄弟姐妹數(shù)量產(chǎn)生的不平等也并未擴(kuò)大。另外，從模型（3）的其他因素主效應(yīng)估計(jì)結(jié)果看，城鄉(xiāng)差異仍然最為突出，在加入交互作用后，主效應(yīng)顯著為正，雖然其交互項(xiàng)并不顯著，但從系數(shù)大小反映出仍然存在教育發(fā)展帶來(lái)城鄉(xiāng)差異擴(kuò)大的可能。另外，民族成分系數(shù)再次不顯著，教育發(fā)展可能縮小家庭文化資本對(duì)個(gè)體高等教育機(jī)會(huì)獲得的幾率，但可能加強(qiáng)了政治資本在入學(xué)機(jī)會(huì)差異形成中的作用。

（三）國(guó)家教育財(cái)政如何影響高等教育機(jī)會(huì)平等

通過(guò)初步考察可知，群體間的高等教育機(jī)會(huì)異質(zhì)性差異表現(xiàn)不同，其中城鄉(xiāng)屬性差異、性別特征差異和資源占有差異是高等教育機(jī)會(huì)平等考察中需要關(guān)注的重點(diǎn)。更進(jìn)一步地，國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入如何產(chǎn)生影響是本部分關(guān)注的重點(diǎn)。如下本文將建立三重差分模型，考察其在高等教育機(jī)會(huì)獲得中扮演的作用。所建立的計(jì)量模型如下：

lnPedu1-Pedu=δ0+δ1expand+δ2revenue+δiXi

+θiexpandrevenueXi+δjZj+γi+ε（3）

其中，edu代表高等教育機(jī)會(huì)獲得，Pedu為其獲得概率，被解釋變量為對(duì)數(shù)發(fā)生比。式（3）左邊包含了教育發(fā)展程度代理變量和個(gè)體特征指標(biāo)，Xi為需要被考察的三種個(gè)體異質(zhì)性差異，分別是個(gè)體的城鄉(xiāng)屬性、性別特征和資源占有，δi分別為其對(duì)高等教育獲得概率發(fā)生比的邊際效應(yīng)。Zj為其他控制變量以及交互項(xiàng)，γi為地區(qū)固定效應(yīng)，ε為模型誤差項(xiàng)。

為最大可能體現(xiàn)國(guó)家教育財(cái)政投入的作用，我們選取了“普通高等學(xué)校教育經(jīng)費(fèi)支出”。該指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》，根據(jù)樣本中個(gè)體出生年份和高考適齡年齡，我們獲取到個(gè)體高考當(dāng)年的該指標(biāo)數(shù)值，即1981-2007年各省市自治區(qū)的普通高等學(xué)校教育經(jīng)費(fèi)支出。最終，根據(jù)個(gè)體高考所在地和高考報(bào)考年份，將該數(shù)據(jù)與主數(shù)據(jù)集進(jìn)行了匹配。表3首先在全樣本條件下整體考察國(guó)家教育財(cái)政產(chǎn)生的具體影響。

表3中的模型（1）估計(jì)了不包含二次和三次交互的情形，結(jié)果顯示，核心的教育財(cái)政變量顯著為正，說(shuō)明財(cái)政投入的增加將提高高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)，城鄉(xiāng)屬性同樣是個(gè)體高等教育獲得差異的關(guān)鍵，非農(nóng)戶口個(gè)體參與高等教育幾率是農(nóng)業(yè)戶口個(gè)體的3.69倍，性別特征差異并不明顯，資源占有情況表明，同代的兄弟姐妹數(shù)量增加一個(gè)單位，入學(xué)幾率將降低24.56%。

與表2中的模型（2）結(jié)果作對(duì)比后可以看出，國(guó)家教育財(cái)政投入縮小了高等教育的個(gè)體異質(zhì)性差異。表3的模型（2）通過(guò)納入變量間的二次和三次交互項(xiàng)開(kāi)展了具體判別。估計(jì)結(jié)果顯示，經(jīng)歷擴(kuò)招個(gè)體的高等教育獲得幾率是未經(jīng)歷擴(kuò)招個(gè)體的2.67倍，國(guó)家教育財(cái)政每提高一個(gè)單位，高等教育機(jī)會(huì)獲得增加5.44%，說(shuō)明教育財(cái)政存在的積極作用。另外，城鄉(xiāng)屬性、性別特征和資源占有差異的符號(hào)符合預(yù)期且均高度顯著。交互項(xiàng)給出了國(guó)家教育財(cái)政對(duì)個(gè)體高等教育獲得的作用機(jī)制。首先，擴(kuò)招和教育財(cái)政交互項(xiàng)系數(shù)表明，前者將在一定程度上降低國(guó)家財(cái)政在高等教育獲得形成中發(fā)揮的作用，這一結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺(jué)。其次，和三種關(guān)鍵異質(zhì)因素的交互項(xiàng)系數(shù)表明，擴(kuò)招降低高等教育的性別差異和資源占有差異，而并沒(méi)有發(fā)現(xiàn)降低城鄉(xiāng)屬性差異的證據(jù)，這一點(diǎn)同表2中未加入教育財(cái)政因素的模型（3）結(jié)果一致，側(cè)面證明了結(jié)果的穩(wěn)健。最后，三次交互項(xiàng)的結(jié)果表明教育財(cái)政投入對(duì)三個(gè)層面的高等教育獲得差異都起到了降低作用，分別降低了0.28%、0.49%和0.08%。由此，我們可以得出，伴隨教育發(fā)展程度的加深，國(guó)家教育財(cái)政對(duì)降低城鄉(xiāng)和性別的高等教育獲得差異起到了一定的作用，從系數(shù)符號(hào)來(lái)看，同樣也存在降低家庭資源占有差異帶來(lái)的教育機(jī)會(huì)不公平的可能。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

下文我們通過(guò)分樣本回歸開(kāi)展穩(wěn)健性檢驗(yàn)，同時(shí)進(jìn)一步考察國(guó)家教育財(cái)政在群體內(nèi)部的作用情況，表4給出了具體估計(jì)結(jié)果。

總體來(lái)看，三種分樣本回歸中，擴(kuò)招對(duì)農(nóng)村戶口的非獨(dú)生的女性個(gè)體作用十分顯著，其帶來(lái)的高等教育獲得幾率分別是未經(jīng)歷擴(kuò)招的3.73倍、2.40倍和2.57倍。國(guó)家教育財(cái)政對(duì)高等教育機(jī)會(huì)平等產(chǎn)生了顯著的正向影響，這一影響體現(xiàn)在各個(gè)分樣本回歸中，而擴(kuò)招同時(shí)又顯著降低了國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)村與城市戶口人群的作用，但程度有限。具體來(lái)看，國(guó)家教育財(cái)政對(duì)農(nóng)村戶口的獨(dú)生男性群體影響相對(duì)較大，顯示了公共教育投入優(yōu)先惠及到成本承擔(dān)能力較弱的群體。

在城鄉(xiāng)屬性劃分的樣本中，農(nóng)村男性且同輩子女?dāng)?shù)較少的個(gè)體將有更高的高等教育獲得幾率，而從三次交互的結(jié)果中可以看出，國(guó)家教育財(cái)政對(duì)教育發(fā)展下的高等教育性別差異起到顯著的降低作用。在性別特征劃分的樣本中，城市女性且同輩子女?dāng)?shù)較少的個(gè)體也將擁有獲得更高教育水平的可能。在資源占有劃分的樣本中，城市個(gè)體的高等教育獲得幾率都顯著高于農(nóng)村，而教育獲得性別差異只體現(xiàn)在非獨(dú)生樣本中，側(cè)面說(shuō)明了高等教育資源的群體內(nèi)分布差異。另外，國(guó)家教育財(cái)政對(duì)獨(dú)生群體的高等教育的城鄉(xiāng)差異以及對(duì)非獨(dú)生群體的性別差異的縮小起到一定的作用。

五、主要結(jié)論及建議

本文利用中國(guó)家庭微觀調(diào)查基線數(shù)據(jù)（CFPS2010）開(kāi)展了我國(guó)高等教育機(jī)會(huì)平等的實(shí)證研究，著重分析了影響微觀個(gè)體接受高等教育的各類(lèi)異質(zhì)性因素影響效果，并深入檢驗(yàn)了政府宏觀資源投入在教育機(jī)會(huì)公平實(shí)現(xiàn)中的作用，具體得出如下主要結(jié)論。

第一，本文首先建立高等教育機(jī)會(huì)獲得基準(zhǔn)計(jì)量模型，對(duì)群體間高等教育獲得差異開(kāi)展檢驗(yàn)，我們得出：（1）個(gè)體戶口狀態(tài)、父代受教育程度、家庭政治資本以及兄弟姐妹數(shù)量對(duì)個(gè)體的高等教育機(jī)會(huì)獲得產(chǎn)生影響，其中城鄉(xiāng)差異顯著存在，男性可能比女性擁有更高幾率的入學(xué)機(jī)會(huì);（2）納入擴(kuò)招變量后的結(jié)果顯示，高等教育發(fā)展對(duì)個(gè)體的高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)產(chǎn)生了十分顯著的正向效果，政策的實(shí)施起到了教育擴(kuò)展的作用，在其他因素不變的條件下，帶來(lái)了53.07%的教育獲得幾率提升;（3）納入相關(guān)交互因素后，教育發(fā)展提升機(jī)會(huì)平等的作用效果更加明顯，城鄉(xiāng)差異仍然最為突出，城鄉(xiāng)主效應(yīng)顯著為正，但交互項(xiàng)并不顯著，正的系數(shù)符號(hào)表明，高等教育發(fā)展并沒(méi)有對(duì)縮小城鄉(xiāng)差異起到幫助。性別差異進(jìn)一步縮小，兄弟姐妹數(shù)的前后差異也并未擴(kuò)大，另外，教育發(fā)展可能縮小家庭文化資本對(duì)個(gè)體高等教育機(jī)會(huì)獲得的幾率，但可能加強(qiáng)了政治資本在入學(xué)機(jī)會(huì)差異形成中的作用。由此，我們檢驗(yàn)出了群體間高等教育機(jī)會(huì)獲得的現(xiàn)實(shí)情況。

第二，在三重差分模型建立的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步考察了國(guó)家教育財(cái)政的作用情況。結(jié)論表明，在不加入交互因素的條件下，國(guó)家教育財(cái)政變量顯著為正，說(shuō)明財(cái)政投入將提高個(gè)體的高等教育機(jī)會(huì)。加入交互因素后，擴(kuò)招和國(guó)家教育財(cái)政對(duì)高等教育獲得的提升效果更加明顯。三次交互系數(shù)給出了教育財(cái)政影響的詳細(xì)情況，我們得出，教育財(cái)政降低了不同層面的高等教育獲得差異，此點(diǎn)在城鄉(xiāng)和性別方面表現(xiàn)尤為顯著。

以上結(jié)論給予了一定的政策啟示。首先，從本文的研究結(jié)果可以看出，不論外生的教育供給是否增加，高等教育的城鄉(xiāng)差異顯著存在，可見(jiàn)高校擴(kuò)招政策雖然縮小了整體教育機(jī)會(huì)不平等程度，但對(duì)城鄉(xiāng)入學(xué)機(jī)會(huì)的提升并未起到幫助，因此，我們需要更加關(guān)注高等教育機(jī)會(huì)平等的城鄉(xiāng)差異。另外，高等教育是基礎(chǔ)教育的擴(kuò)展和延伸，因而可以從提高基礎(chǔ)教育的教育質(zhì)量方面著手，通過(guò)努力縮小基礎(chǔ)教育的城鄉(xiāng)教育基礎(chǔ)設(shè)施差距，平衡城鄉(xiāng)師資力量水平等措施，緩解高等教育城鄉(xiāng)差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。其次，我們?nèi)孕枥^續(xù)加大公共教育財(cái)政在高等教育層面的投入力度，在保證投入總量的同時(shí)，配合經(jīng)費(fèi)管理、轉(zhuǎn)移支付政策等制度手段，積極完善投入結(jié)構(gòu)，發(fā)揮出公共教育財(cái)政投入在高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)平等實(shí)現(xiàn)中的重要作用。

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（責(zé)任編輯陳志萍）