二元戶籍、家庭背景與規(guī)模擴(kuò)張下的高等教育獲得

溫軍英

[摘 要]基于CGSS（2015）數(shù)據(jù)的實證分析，從二元戶籍與家庭背景的雙重視角進(jìn)行反向考察規(guī)模擴(kuò)張背景下的高等教育獲得情況。研究表明：MMI、EMI和RAT等西方理論對我國當(dāng)下的高等教育獲得現(xiàn)狀仍具有適切性和借鑒意義。二元戶籍制度是導(dǎo)致城鄉(xiāng)教育分割、擴(kuò)大城鄉(xiāng)教育差距并造成高等教育獲得不均的深層原因，高等教育層次越高，戶籍身份的影響越大。家庭背景是決定高層次高等教育獲得的決定性因素，高等教育層次越高，家庭背景的影響越大。二元戶籍與家庭背景的交互作用會對高等教育獲得產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，隨著高等教育層次的提高，戶籍與弱勢家庭背景的交互作用對高等教育獲得所產(chǎn)生的負(fù)向影響逐漸減小，而戶籍與普通家庭背景的交互作用對高等教育獲得所產(chǎn)生的負(fù)向影響逐漸增大。

[關(guān)鍵詞]二元戶籍;家庭背景;規(guī)模擴(kuò)張;高等教育獲得

[中圖分類號]G640 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1005-5843（2022）01-0014-09

[DOI]10.13980/j.cnki.xdjykx.2022.01.003

黨的十九大報告提出，“努力讓每個孩子都能享有公平而有質(zhì)量的教育”。教育是促進(jìn)社會流動的主要通道，而獲得高等教育則被認(rèn)為是社會底層群體實現(xiàn)階層向上流動的重要機(jī)遇。自1999年高校規(guī)模擴(kuò)張以來，我國高等教育的入學(xué)機(jī)會大幅增加，高等教育獲得的公平性問題也日益成為社會各界關(guān)注的重點(diǎn)。國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于規(guī)模擴(kuò)張背景下的教育獲得研究成果頗豐，但我國特殊的轉(zhuǎn)型背景和特有的二元戶籍制度決定了我國的高等教育獲得研究不能照搬西方學(xué)者的研究范式，關(guān)于高等教育獲得研究結(jié)論的時效性也決定了該研究領(lǐng)域的常議常新。鑒于此，筆者擬從已有研究出發(fā)，借助全國性公開數(shù)據(jù)CGSS（2015）的量化分析考察我國規(guī)模擴(kuò)張背景下的高等教育獲得現(xiàn)狀，嘗試回答“誰能獲得什么層次的高等教育”，以及探尋高等教育獲得不均的深層原因，再根據(jù)研究結(jié)論進(jìn)行總結(jié)與討論，以期為該領(lǐng)域的研究提供一定的理論參考。

一、文獻(xiàn)回顧與問題提出

關(guān)于教育擴(kuò)張與教育獲得的代表性理論之一是拉夫特里（Raftery）等人提出的最大限度維持不平等假設(shè)（MMI）。該假設(shè)認(rèn)為：隨著中學(xué)后教育機(jī)會的不斷增加，階級壁壘也隨之不斷擴(kuò)大，只有在精英階層的教育愿望得到滿足、優(yōu)勢地位群體的教育機(jī)會達(dá)到飽和的情況下，這種分層現(xiàn)象才會減弱，而在飽和之前，家庭背景對教育的影響將不會改變。教育分層就像排隊一樣，教育擴(kuò)張的最初階段——首先是排在隊伍前面的特權(quán)家庭受益，之后教育擴(kuò)張帶來的福利才會惠及隊伍后面的人。因此，擴(kuò)大教育機(jī)會是減少階層障礙的必要但非充分條件[1]。盧卡斯（Lucas）在生命歷程假設(shè)（LCP）和MMI的基礎(chǔ)上，通過分流研究和教育過渡研究提出有效維持不平等假設(shè)（EMI）。該假設(shè)聲稱：優(yōu)勢階層始終會利用所擁有的資源持續(xù)地、有效地確保其子女在機(jī)會獲得方面的優(yōu)勢地位。如果數(shù)量上的差異是普遍存在的，優(yōu)勢群體將為子女爭取數(shù)量上的優(yōu)勢;如果質(zhì)量上的差異是普遍存在的，優(yōu)勢群體將為子女爭取質(zhì)量上的優(yōu)勢[2]。也就是說，家庭背景始終深刻影響著子女的教育獲得，并且隨著教育規(guī)模擴(kuò)張，這種影響將從數(shù)量方面的機(jī)會獲得轉(zhuǎn)移到質(zhì)量方面的機(jī)會獲得。

MMI和EMI假設(shè)均是從宏觀角度分析在教育擴(kuò)張過程中、在未普及的某一級教育水平上，家庭背景是如何影響個體教育機(jī)會獲得的。英國學(xué)者布林（Breen）和戈德索普（Goldthorpe）的理性行動理論假設(shè)（RAT）則從微觀層面闡釋教育獲得是通過初級影響和次級影響共同決定的，學(xué)生及其家庭作為“理性經(jīng)濟(jì)人”會通過教育的機(jī)會成本、預(yù)期回報、風(fēng)險和成功概率的比較進(jìn)行教育決策。當(dāng)弱勢階層做出“弱選擇”甚至放棄選擇而優(yōu)勢階層做出“強(qiáng)選擇”時，二者的選擇差異進(jìn)一步擴(kuò)大了教育獲得的層次差距。上述三個理論都認(rèn)為家庭背景影響著個體教育機(jī)會的獲得，階層之間的教育機(jī)會不平等不會隨著時間的推移而下降，教育規(guī)模的擴(kuò)張也不會必然降低階層間的教育機(jī)會不平等[3]。

我國關(guān)于規(guī)模擴(kuò)張背景下高等教育獲得的差異研究主要聚焦于階層、地區(qū)、城鄉(xiāng)等視角。吳愈曉以文化資本理論、資源稀釋理論和教育決策的理性行動模型為理論基礎(chǔ)，并將這三個理論的“共通之處”轉(zhuǎn)化為CGSS（2008）數(shù)據(jù)中的操作化指標(biāo)，以此來探究文化資本、兄弟姐妹數(shù)量和階層對教育獲得的影響。研究表明：1978年以來，教育獲得的階層差異并未發(fā)生明顯變化，教育規(guī)模的擴(kuò)張也沒有使教育不平等問題得到有效改善[4]。該研究揭示了1978-2008年以來我國城鄉(xiāng)居民從基礎(chǔ)教育、中等教育到高等教育階段中整體升學(xué)機(jī)會的不平等情況，但是沒有對升學(xué)的類型和層次進(jìn)行深入探討。曹妍、張瑞娟在已有研究的三個指標(biāo)中構(gòu)建出高等教育入學(xué)機(jī)會指數(shù)，根據(jù)入學(xué)機(jī)會和分指標(biāo)的深入分析發(fā)現(xiàn)，2007-2015年我國各地的高等教育入學(xué)機(jī)會在總體上呈逐年上升趨勢，且地區(qū)間差異逐漸縮小，但西部各區(qū)域的差異呈先縮小后擴(kuò)大趨勢。進(jìn)一步回歸分析發(fā)現(xiàn)，人口因素和經(jīng)濟(jì)特征是造成地區(qū)差異的主要原因[5]。該研究為打破以區(qū)域為劃分標(biāo)準(zhǔn)的招生政策，實現(xiàn)各省高等教育入學(xué)機(jī)會的均等化提出了卓有成效的政策建議。朱健、徐雷、王輝借助全國性數(shù)據(jù)，從教育代際傳遞的城鄉(xiāng)差異入手反向考察了城鄉(xiāng)子代的教育獲得情況。該研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)子代的入學(xué)率在各個教育階段都顯著高于農(nóng)村子代，其中城鄉(xiāng)間在大學(xué)入學(xué)率方面的差異是高中階段教育分層的延續(xù)和放大。此外，中西部的農(nóng)村女性在教育獲得方面處于地區(qū)、戶籍和性別的三重弱勢[6]。該研究的學(xué)者們從教育代際傳遞這一縱向視角入手考察城鄉(xiāng)子代的教育獲得差異，為我們提供了教育獲得研究的獨(dú)特視野。

國內(nèi)基于戶籍制度所進(jìn)行的高等教育獲得研究相對較少。孫永強(qiáng)、顏燕基于居住地和戶籍的雙重視角對我國城鄉(xiāng)教育代際傳遞特征進(jìn)行的實證研究發(fā)現(xiàn)，父親教育背景對子女的傳遞性并未因居住地或子女戶口差別而出現(xiàn)顯著差異，但是母親教育背景對子女教育影響呈現(xiàn)顯著的城鄉(xiāng)差異。從城鄉(xiāng)居民視角分析，城鎮(zhèn)地區(qū)母親學(xué)歷對子女完成義務(wù)教育具有顯著正影響;從城鄉(xiāng)戶籍視角分析，母親學(xué)歷對農(nóng)村戶口子女的小學(xué)入學(xué)機(jī)會影響更大，而對城鎮(zhèn)戶口子女的大學(xué)入學(xué)機(jī)會影響更大[7]。但該實證數(shù)據(jù)時間節(jié)點(diǎn)為2012年，其研究結(jié)論在當(dāng)下是否仍然成立還有待進(jìn)一步考證。高勇通過劃分中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)中的不同出生組來刻畫教育獲得中戶籍差異的演變趨勢。研究表明：大學(xué)入學(xué)的戶籍分布特征是之前一系列教育階段的累積后果，高等教育獲得的戶籍差異的關(guān)鍵在于——義務(wù)教育階段的戶口差異縮小程度更大，還是高中升大學(xué)階段的戶口差異擴(kuò)大程度更大[8]。該研究揭示了不同教育階段中“戶籍”的不同意蘊(yùn)，涵蓋了家庭背景、階層文化、制度結(jié)構(gòu)等核心要素。徐偉琴、方芳同時考察了戶籍身份的地域?qū)傩院统青l(xiāng)屬性，以及家庭背景之間的交互效應(yīng)，指出戶籍身份優(yōu)勢和家庭背景優(yōu)勢對高等教育獲得均有正向顯著影響，其中戶籍身份的城鄉(xiāng)屬性對高等教育獲得的影響要大于其地域?qū)傩訹9]。該研究雖然同時考慮了戶籍身份的地域?qū)傩院统青l(xiāng)屬性及其與家庭背景的雙重影響，但是沒有對戶籍身份和家庭背景之間如何影響高等教育獲得的交互作用進(jìn)行深入分析。

上述關(guān)于規(guī)模擴(kuò)張背景下的高等教育獲得研究可謂視角各異、方法多樣，不僅有助于我們了解高等教育獲得的分布特征和影響機(jī)制，更為豐富我國的教育公平理論研究、促進(jìn)我國的高等教育獲得均等化提供了可資借鑒的有效對策。然而，基于上述文獻(xiàn)的梳理和研究結(jié)論的時效性以及我國特有的戶籍制度等問題，對當(dāng)下高等教育獲得現(xiàn)狀仍存有一定疑問。第一，基于歐美國家和資本主義市場經(jīng)濟(jì)的理論研究能否解釋新時期中國高等教育獲得的現(xiàn)狀？這些理論是否具有借鑒意義？第二，學(xué)者們大都只針對本科層次的高等教育獲得情況進(jìn)行探討，很少有研究動態(tài)地將?？啤⒈究萍把芯可齻€層次的教育獲得一起納入分析范疇。那么，我們?nèi)绾尾拍苋娅@悉高等教育獲得的狀況？尤其是我們?nèi)绾蔚弥男┮蛩刂鲗?dǎo)了本科教育后的升學(xué)機(jī)會獲得呢？第三，家庭背景和戶籍身份究竟誰在主導(dǎo)高等教育獲得？什么是制約高等教育獲得均等化的深層原因？二者的交互效應(yīng)又是如何影響高等教育獲得的？這些問題的答案，都有待于筆者對影響高等教育獲得的核心變量進(jìn)行深度考察之后來回答。

二、研究設(shè)計

（一）研究視角

根據(jù)已有研究可以發(fā)現(xiàn)，影響高等教育獲得的因素之間往往是交互的，這種交互作用會通過階層文化的隱形方式逐漸內(nèi)化、固化為學(xué)生的個體生命特征，并通過學(xué)業(yè)資本的累積和學(xué)習(xí)能力的培養(yǎng)最終以教育成就的形式呈現(xiàn)。在我國特有的二元戶籍制度及高等教育從大眾化邁向普及化的背景之下，這種階層文化會表現(xiàn)為一種雙重的結(jié)構(gòu)性制約，即外部二元戶籍的制度性干擾和內(nèi)部家庭背景的彌散性影響。囿于此，若要探究高等教育規(guī)模擴(kuò)張能否有效打破二元戶籍的制度性分割并促進(jìn)高等教育獲得的均等化、家庭背景和二元戶籍如何產(chǎn)生交互作用并影響高等教育獲得等問題，既要考慮二元戶籍制度這一客觀影響因素，也要考慮家庭背景這一微觀作用機(jī)制。因此，有必要基于二元戶籍制度與家庭背景的雙重視角來考察擴(kuò)張背景下的高等教育獲得情況，而根據(jù)考察結(jié)果所進(jìn)行的總結(jié)與思考對于促進(jìn)高等教育獲得均等化、推進(jìn)社會公平正義具有重要的現(xiàn)實意義。

（二）模型設(shè)定

為檢驗MMI、EMI和RAT假設(shè)理論在解釋當(dāng)下中國高等教育獲得現(xiàn)狀的適切性，考察二元戶籍和家庭背景如何影響高等教育獲得，本研究通過SPSS 23.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，將高等教育獲得類型作為因變量，年齡、性別、民族作為控制變量，戶籍類型和家庭背景作為解釋變量（自變量），采用多元無序Logistic回歸模型進(jìn)行分析。該模型的回歸方程為：

lnP（y=h）P（y=h0）=ah+bh1X1+bh2X2+bh3X3+…+bhmXm+u

在上述方程中，高等教育獲得類型作為因變量有四種情況，即h0=1，h=2、3、4，P（y=h0）表示未獲得高等教育的概率（參照組）;P（y=h）表示獲得第h種高等教育的概率;ah是常數(shù)項（截距）;X1—Xm是解釋變量;bh1—bhm是解釋變量的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，表示各解釋變量對于高等教育獲得的影響程度;u表示誤差項。

本研究將分為三個模型，三個模型都是以高等教育獲得類型為因變量。模型1作為本研究的基準(zhǔn)模型是以年齡、性別和民族為解釋變量;模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入了戶籍類型這一解釋變量;模型3 是在模型2的基礎(chǔ)上加入家庭背景這一解釋變量。統(tǒng)計結(jié)果顯示，模型1、2、3的擬合優(yōu)度依次提高，因而模型2和模型3對高等教育獲得的影響因素分析具有更好的解釋力。

（三）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本研究數(shù)據(jù)來源于中國國家調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CNSDA）官網(wǎng)上發(fā)布的“中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2015”①。2015年CGSS項目調(diào)查覆蓋全國28個省/市/自治區(qū)的478村居，共完成有效問卷10 968份。在剔除原始數(shù)據(jù)中“拒絕回答、不知道、不適用、無法回答”等無效問卷后，針對規(guī)模擴(kuò)張背景下的高等教育獲得情況，將樣本中的出生年份控制在1981-1995年，即將調(diào)研數(shù)據(jù)中年齡為20～34歲的樣本作為本研究的分析對象，最終共篩選獲得1 955個樣本。本研究中各個變量的描述統(tǒng)計如表1所示。

高等教育獲得類型是本研究的因變量，指的是受訪者目前所接受的最高教育程度。將原始數(shù)據(jù)中的受教育情況合并為以下四類：第一類，未獲得高等教育（含沒有受過任何教育、私塾、掃盲班、小學(xué)、初中、職業(yè)高中、普通高中、中專、技校）;第二類，獲得大專教育（含成人高等教育）;第三類，獲得本科教育（含成人高等教育）;第四類，獲得研究生及以上教育。

戶籍類型作為本研究的核心解釋變量，在原始樣本數(shù)據(jù)僅抽取農(nóng)業(yè)戶口、非農(nóng)業(yè)戶口，農(nóng)業(yè)戶口（以前是非農(nóng)業(yè)戶口）、非農(nóng)業(yè)戶口（以前是農(nóng)業(yè)戶口）這四個選項的樣本，剔除少量藍(lán)印戶口、軍籍、沒有戶口等無關(guān)樣本以減小誤差。同時，為排除戶口遷移對本研究的干擾，將農(nóng)業(yè)戶口（以前是非農(nóng)業(yè)戶口）、非農(nóng)業(yè)戶口（以前是農(nóng)業(yè)戶口）依次歸類為非農(nóng)業(yè)戶口和農(nóng)業(yè)戶口②。家庭背景也是本研究的核心解釋變量，共包括“弱勢家庭”“普通家庭”“優(yōu)勢家庭”這三類。因CGSS（2015）中沒有可以直接用于測量父親職業(yè)和家庭收入的變量，本研究參照徐偉琴、方芳的研究③，對“受訪者本人14歲時家庭社會等級”“父親最高受教育程度”“母親最高受教育程度”這三個變量進(jìn)行降維處理，通過主成分因子分析（最大方差法）提取出“家庭背景”這一變量④。同時，參照陸學(xué)藝《當(dāng)代中國社會階層研究報告》中的各階層比例，將因子得分小于0的記為“弱勢家庭”，因子得分大于2.5的記為“優(yōu)勢家庭”，因子得分介于0到2.5的記為“普通家庭”。

三、研究結(jié)果與分析

（一）二元戶籍與家庭背景的分布情況

二元戶籍與家庭背景的列聯(lián)表分布情況表明（見表2）：農(nóng)業(yè)戶口的比例占全部樣本的一半以上（62.6%），但農(nóng)業(yè)戶口中有超過一半的家庭背景處于弱勢地位，且普通家庭和優(yōu)勢家庭的比例均小于非農(nóng)業(yè)戶口中普通家庭和優(yōu)勢家庭的比例。此外，非農(nóng)業(yè)戶口的比例僅占全部樣本的37.4%，但非農(nóng)業(yè)戶口中的弱勢家庭與普通家庭的比例相當(dāng)，而非農(nóng)業(yè)戶口中優(yōu)勢家庭的比例是農(nóng)業(yè)戶口中優(yōu)勢家庭比例的19倍?？梢姡瑢儆诜寝r(nóng)業(yè)戶口的個體往往擁有較為良好的家庭背景，而農(nóng)業(yè)戶口中則大多屬于弱勢家庭背景。

（二）二元戶籍和家庭背景對高等教育獲得的影響分析

如表3所示，年齡變量始終對A和B兩個分組模型的回歸系數(shù)產(chǎn)生非常顯著的負(fù)向影響，即分析對象的年齡越大（參加高考的年份越早），獲得?？坪捅究平逃母怕试叫?，這表明高校規(guī)模擴(kuò)張的效應(yīng)顯著。但年齡變量對C組模型的回歸系數(shù)始終沒有顯著影響，這是因為1999年以來的高校規(guī)模擴(kuò)張主要是針對?？坪捅究七M(jìn)行的，而研究生教育規(guī)模擴(kuò)張的幅度相對較小。此外，三個模型中的B組回歸系數(shù)值始終大于A組回歸系數(shù)值，這表明1999年以來的高校規(guī)模擴(kuò)張在本科層次的力度大于專科層次，這才導(dǎo)致了年齡對獲得本科層次教育產(chǎn)生更為顯著的影響。

性別變量對模型1、2、3都沒有產(chǎn)生顯著影響，說明本研究中的高等教育獲得沒有產(chǎn)生顯著的性別差異，因此，不對性別變量進(jìn)行贅述。

民族變量只對A組產(chǎn)生顯著影響，對B、C組沒有顯著影響，說明民族變量只對獲得大專教育有顯著影響。三個模型中的優(yōu)勢比顯示，漢族獲大專教育（A組別）的概率約為少數(shù)民族的2.2倍，而漢族獲本科或研究生及以上教育（B、C組別）的概率是少數(shù)民族的1.2倍左右，說明在控制其他變量后，少數(shù)民族與漢族在獲得大專教育上的差距最大，二者在本科和研究生及以上教育獲得中的差距較小。

1.二元戶籍對高等教育獲得的影響。通過模型1、2的對比來分析戶籍身份對高等教育獲得的影響。模型2顯示，戶籍變量對獲得任何階段的高等教育都有非常顯著的影響。其中，農(nóng)業(yè)戶口學(xué)子獲大專教育的概率是非農(nóng)業(yè)戶口學(xué)子的0.223倍、農(nóng)業(yè)戶口學(xué)子獲本科教育的概率是非農(nóng)業(yè)戶口學(xué)子的0.112倍、農(nóng)業(yè)戶口學(xué)子獲研究生教育的概率是非農(nóng)業(yè)戶口學(xué)子的0.049倍。與此同時，戶籍變量所對應(yīng)的回歸系數(shù)始終為負(fù)數(shù)且系數(shù)值不斷增大、優(yōu)勢比不斷下降（與模型1相比，模型2中戶籍變量所對應(yīng)的回歸系數(shù)值最大，優(yōu)勢比最?。?。這說明在控制其他變量的情況下，農(nóng)業(yè)戶口對高等教育獲得具有非常顯著的負(fù)向影響，隨著高等教育層次的提高，這種負(fù)向影響的強(qiáng)度也在增大，高等教育獲得的城鄉(xiāng)差距也在不斷增大。結(jié)合我國城鄉(xiāng)割據(jù)的現(xiàn)狀來看，造成上述結(jié)果主要有內(nèi)外部兩個原因。一是農(nóng)村學(xué)子學(xué)業(yè)能力受內(nèi)部家庭環(huán)境限制。一方面，農(nóng)村父輩由于自身受教育水平的限制以及高等教育經(jīng)歷的缺乏難以給予學(xué)業(yè)支持與指導(dǎo)，家庭文化資本的缺失和學(xué)業(yè)追蹤的忽視導(dǎo)致農(nóng)村學(xué)子學(xué)業(yè)能力受限;另一方面，農(nóng)村的家庭教養(yǎng)方式對子女教育期望不高，較少給予學(xué)業(yè)上的正向激勵和鼓舞。而根據(jù)威斯康星模型以及地位獲得模型的系列研究，父輩對子代的教育期望會顯著有效地影響子代的自我教育期望及其教育獲得[10]，這表明農(nóng)村學(xué)子很可能在基礎(chǔ)教育階段就處于較低的教育期望狀態(tài)，甚至因此在教育分流過程中提前放棄選擇。二是農(nóng)村學(xué)子學(xué)業(yè)能力受外部教育條件制約。2020年6月17日，中央財政部網(wǎng)站發(fā)布了題為《城鄉(xiāng)義務(wù)教育補(bǔ)助經(jīng)費(fèi)進(jìn)一步向薄弱環(huán)節(jié)和貧困地區(qū)傾斜，筑牢基本民生底線》的文件，這表明我國當(dāng)前的城鄉(xiāng)基礎(chǔ)教育財政轉(zhuǎn)移支付力度仍然存在較大差距。長久以來，城鄉(xiāng)之間的基礎(chǔ)公共資源相差甚遠(yuǎn)，農(nóng)村地區(qū)師資匱乏、教學(xué)人員積極性不高、流動性大等問題使得農(nóng)村基礎(chǔ)教育的薄弱現(xiàn)狀在很大程度上限制了農(nóng)村學(xué)子進(jìn)入“精英高中”的概率，從而導(dǎo)致了農(nóng)村學(xué)子在高等教育機(jī)會獲得方面處于劣勢?？梢?，農(nóng)村學(xué)子學(xué)業(yè)能力受內(nèi)外部條件限制造成了城鄉(xiāng)高等教育獲得的二元分割局面，也使得農(nóng)村學(xué)子只能依賴于高等教育總量的擴(kuò)大來提高其獲得高等教育的概率。

2.家庭背景對高等教育獲得的影響。模型3中加入家庭背景時，戶籍變量所對應(yīng)的回歸系數(shù)值有所減小，優(yōu)勢比略微增大，說明家庭背景可以削弱戶籍變量對高等教育獲得的影響力，從而減小高等教育獲得的城鄉(xiāng)差距。具體來看，當(dāng)家庭背景處于弱勢情況時，家庭背景對高等教育獲得的負(fù)向影響力要大于農(nóng)業(yè)戶籍身份所產(chǎn)生的負(fù)向影響力（1.563>1.309，2.713>1.735，4.083>2.268）;當(dāng)家庭背景處于普通情況時，農(nóng)業(yè)戶籍身份對大專和本科層次教育獲得的負(fù)向影響力要大于家庭背景所產(chǎn)生的負(fù)向影響力（1.309>0.951，1.735>1.542），但是在研究生及以上階段的教育獲得則仍然是家庭背景發(fā)揮著更為有效的負(fù)向影響力（2.410>2.268）?？梢?，在更具價值的精英教育階段中，家庭背景始終是最主要的影響因素。誠然，研究生教育屬于精英教育，這種更具價值的高等教育所傳授給學(xué)生的身份文化更偏向于精英文化。根據(jù)布迪厄的場域理論和文化資本理論可知，經(jīng)驗形態(tài)的家庭文化資本又稱為“習(xí)性文化資本”，指的是家庭文化環(huán)境對置身其中的人具有感知、行動和思考方式的傾向性引導(dǎo)，并決定了家庭成員長期精神心理狀態(tài)的秉性系統(tǒng)[11]。因此，處于精英階層的子女從小接受和熏陶的家庭文化習(xí)性與精英教育場域所傳授的身份文化更為相符，這就使得擁有優(yōu)越家庭背景的學(xué)子，其文化慣習(xí)和氣質(zhì)秉性等特征在精英教育場域中具有先天優(yōu)勢，而家庭背景和戶籍身份均處于不利地位的群體則會因為缺乏這種“精英”文化慣習(xí)而在獲得優(yōu)質(zhì)高等教育中處于弱勢地位。此外，通過A、B、C組別回歸系數(shù)和優(yōu)勢比比較可以看出，無論是戶籍身份還是家庭背景，二者對于高等教育獲得的影響力都會隨著高等教育層次的提高而不斷增大，這表明高等教育層次越高，戶籍和家庭背景所發(fā)揮的作用就越大。再者，弱勢家庭在研究生及以上層次教育獲得中的弱勢地位最為突出（回歸系數(shù)為-4.083，優(yōu)勢比為0.017，負(fù)向影響是所有數(shù)據(jù)中最大的，優(yōu)勢比是所有數(shù)據(jù)中最低的），該負(fù)向影響的程度幾乎是普通家庭的兩倍，且二者之間的優(yōu)勢比差距有5倍之多。這表明，戶籍身份和家庭背景均處于不利地位的群體在高等教育獲得中處于絕對的弱勢地位?？梢姡咝U(kuò)招雖然能夠使戶籍和家庭背景均處于弱勢情況的群體獲得一定數(shù)量的高等教育機(jī)會，但這些主要是價值含量較低的高等教育機(jī)會（如大專教育），而且這些較低層次高等教育機(jī)會的保留，更大程度上來源于優(yōu)勢群體在該層次教育機(jī)會的飽和。當(dāng)這些弱勢群體想要追求更有價值的高等教育（如研究生及以上教育）或者擠占優(yōu)勢階層的高等教育份額時，其弱勢地位將進(jìn)一步凸顯。因而，該數(shù)據(jù)證實了部分MMI假設(shè)和EMI假設(shè)：伴隨著教育擴(kuò)張，優(yōu)勢階層對于高等教育的優(yōu)勢地位會從高等教育入學(xué)機(jī)會的獲得轉(zhuǎn)移至高等教育的層次和質(zhì)量上，而處于不利地位的群體只能排在優(yōu)勢群體的后面，等待福利的傳遞，成為教育擴(kuò)張的末端受益者。

（三）二元戶籍與家庭背景對高等教育獲得的交互效應(yīng)

上述關(guān)于二元戶籍和家庭背景對高等教育獲得的影響分析表明，戶籍制度和家庭背景對高等教育獲得的確存在顯著影響，且這種顯著影響會隨著高等教育層次的提升而不斷擴(kuò)大。但上述實證分析僅僅揭示出二元戶籍和家庭背景二者對高等教育獲得的獨(dú)立作用，除此以外，還需要對二元戶籍與家庭背景二者對高等教育獲得的交互效應(yīng)進(jìn)行考察。

表4表明：戶籍與弱勢家庭背景的交互項會對高等教育獲得產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，但這種顯著影響會隨著高等教育層次的提高而逐漸減?。?.796<1.006<1.029）;戶籍與普通家庭背景的交互項也會對高等教育獲得產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，但這種顯著影響會隨著高等教育層次的提高而逐漸提升（2.639>2.388>1.776）。由此可見，對于弱勢家庭的子女而言，戶籍與家庭背景的交互效應(yīng)會隨著高等教育層次的提升而逐漸減小。正如美國社會學(xué)家彼得·M.布勞和奧蒂斯·杜德里·鄧肯在《美國的職業(yè)結(jié)構(gòu)》一書中所言，“具有成功克服挑戰(zhàn)的經(jīng)歷有助于他們應(yīng)對隨后的激烈競爭，但他們卓越的成就無疑在很大程度上是因為，他們比從未不得不克服同樣初始障礙之人是更為被高度選擇的群體”[12]。眾所周知，能夠接受研究生及以上教育的弱勢家庭子女不僅僅是克服了本科教育后的升學(xué)困難，更克服了自身教育經(jīng)歷中的家庭文化資本或經(jīng)濟(jì)資本、社會資本缺失的困難，而成功克服這些困難的經(jīng)歷讓弱勢家庭的子女更加堅韌和優(yōu)秀。因此，戶籍與家庭背景的交互作用對這類群體追求更高層次高等教育獲得的阻礙作用也會逐漸弱化。而普通家庭的父輩資本存量在各方面都會優(yōu)于弱勢家庭，這也使得普通家庭的子女對于所克服的教育經(jīng)歷中的困難要少于弱勢家庭。因而，當(dāng)戶籍制度和普通家庭背景產(chǎn)生交互作用時，普通家庭子女的高等教育獲得更容易受到其阻礙作用，且高等教育層次越高，這種阻礙作用越強(qiáng)。

四、結(jié)論與思考

（一）結(jié)論

首先，教育機(jī)會是沿著階層自上而下傳遞的，優(yōu)勢階層是教育擴(kuò)張的最先受益者，而弱勢階層是教育擴(kuò)張的末端受益者，后者在獲得高等教育時更依賴社會對教育水平的支持程度，即MMI部分假設(shè)得到證實;優(yōu)勢階層總是可以利用其資源持續(xù)地、有效地確保子女的優(yōu)勢位置，在教育擴(kuò)張背景下，這種優(yōu)勢會從高等教育獲得的機(jī)會上的優(yōu)勢轉(zhuǎn)移至層次上的優(yōu)勢，即EMI假設(shè)得到證實?？梢?，上述西方理論對我國當(dāng)下的高等教育獲得仍然具有一定的適切性和借鑒意義。

其次，一方面，二元戶籍造成了高等教育獲得的城鄉(xiāng)分割局面，農(nóng)村學(xué)子會更依賴于高校規(guī)模擴(kuò)張來提升其獲得高等教育的概率;二元戶籍是導(dǎo)致高等教育獲得不均的深層原因，不利的戶籍身份始終對高等教育獲得產(chǎn)生非常顯著的負(fù)向影響，且高等教育層次越高，戶籍身份的影響越大。另一方面，家庭背景會弱化戶籍身份對高等教育獲得的影響，從而縮小高等教育獲得的城鄉(xiāng)差距;家庭背景是高層次高等教育獲得的決定性因素，擁有優(yōu)越家庭背景的群體在獲得精英教育上有著天然的優(yōu)勢，高等教育層次越高，家庭背景的影響越大。

最后，二元戶籍與家庭背景的交互作用會對高等教育獲得產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。其中，對于弱勢家庭背景而言，隨著高等教育層次的提高，戶籍與家庭背景的交互作用所產(chǎn)生的負(fù)向影響逐漸減小;而對于普通家庭背景而言，隨著高等教育層次的提高，戶籍與家庭背景的交互作用所產(chǎn)生的負(fù)向影響逐漸增大。

（二）思考

首先，二元戶籍是導(dǎo)致城鄉(xiāng)教育分割、擴(kuò)大城鄉(xiāng)教育差距并造成高等教育獲得不均的深層原因。有學(xué)者指出，中國的社會差別和結(jié)構(gòu)分層突出地表現(xiàn)為戶籍等級式社會分層[13]。在社會主義經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和城市化進(jìn)程中，二元戶籍制度不僅違背公民的自由遷徙權(quán)和平等受教育權(quán)，還造成了勞動力市場的制度性分割，是阻礙城市化進(jìn)程、阻止勞動力流動的最大障礙。底層弱勢群體若想通過高等教育實現(xiàn)向上流動、實現(xiàn)農(nóng)轉(zhuǎn)非的飛躍，就必須跨越二元戶籍的制度藩籬。因此，要通過高等教育獲得均等化進(jìn)而帶動教育的代際流動性，就必須剝離粘附于二元戶籍制度的利益掛鉤，通過城鄉(xiāng)之間的入學(xué)機(jī)會平等、受教育權(quán)利平等及就業(yè)機(jī)會平等，打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)壁壘。

其次，從長遠(yuǎn)來看，縮小高等教育獲得差距、促進(jìn)教育公平的關(guān)鍵就在于以基礎(chǔ)教育為起點(diǎn)，改變因二元戶籍所造成的城鄉(xiāng)教育分割局面，統(tǒng)籌推進(jìn)城鄉(xiāng)教育均衡發(fā)展，以提升農(nóng)村學(xué)子的學(xué)業(yè)競爭能力。為此，2016年7月《國務(wù)院關(guān)于統(tǒng)籌推進(jìn)縣域內(nèi)城鄉(xiāng)義務(wù)教育一體化改革發(fā)展的若干意見》提出十項改革舉措，包括“同步建設(shè)城鎮(zhèn)學(xué)校、努力辦好鄉(xiāng)村教育、科學(xué)推進(jìn)學(xué)校標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)、實施消除大班額計劃、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)師資配置、改革鄉(xiāng)村教師待遇保障機(jī)制、改革教育治理體系、改革控輟保學(xué)機(jī)制、改革隨遷子女就學(xué)機(jī)制、加強(qiáng)留守兒童關(guān)愛保護(hù)”[14]。這十項舉措為基本消除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)壁壘，基本實現(xiàn)縣域義務(wù)教育均衡發(fā)展和城鄉(xiāng)基本公共教育服務(wù)均等化提出了明確的指導(dǎo)意見。與此同時，近些年來中央政府所實行的銀齡講學(xué)計劃、推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+教育”、教育脫貧的精準(zhǔn)政策等都為推進(jìn)城鄉(xiāng)教育一體化、促進(jìn)城鄉(xiāng)教育的優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展進(jìn)而縮小高等教育獲得差距、實現(xiàn)教育公平奠定了堅實的基礎(chǔ)。

最后，家庭背景是決定高層次高等教育獲得的充分條件，優(yōu)越的家庭背景可以通過資源轉(zhuǎn)換來扭轉(zhuǎn)不利戶籍身份對高等教育獲得的負(fù)向影響。該結(jié)論實際上是否定了MMI的部分假設(shè)和生命歷程（LCP）假設(shè)：教育的普及不會使得家庭背景的影響減小為零，家庭背景對子女教育獲得的影響也不會因為子女年齡的增大、對家庭財政依賴的減少而消失。相反，家庭背景對子女教育機(jī)會獲得的影響會隨著學(xué)業(yè)資本的累積而發(fā)揮越來越顯著的影響，這種累積效應(yīng)的結(jié)果會以高等教育獲得情況來呈現(xiàn)。因此，必須關(guān)注家庭場域?qū)€體教育生涯的影響，重視家庭教育決策的微觀作用機(jī)制，包括家庭文化資本、父母輩的教育期望、性別平等的家庭教養(yǎng)方式、教育投資狀況等決定個體受教育層次的關(guān)鍵因素。與此同時，借鑒RAT假設(shè)可知，還應(yīng)當(dāng)完善農(nóng)村學(xué)子的升學(xué)和就業(yè)扶持體系以保障其高等教育回報率，降低教育投資風(fēng)險，從而減少因教育決策的選擇差異而導(dǎo)致的教育獲得差異。比如，實行立體化、動態(tài)性、全方位的各級各類學(xué)生資助體系，建立扶貧扶智扶志相結(jié)合的資助育人機(jī)制;完善各個教育階段的職業(yè)生涯課程再輔之以職業(yè)教育資源的強(qiáng)化建設(shè)，弱化學(xué)校教育的選拔功能以降低教育投資風(fēng)險;形成學(xué)校和社會協(xié)同育人格局，鼓勵社會企業(yè)為貧困學(xué)子開放專門的崗位通道等。

注釋：

①中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項目。本研究所使用數(shù)據(jù)全部來自中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心主持的《中國綜合社會調(diào)查（CGSS）》項目。網(wǎng)址為： http：//www.cnsda.org/index.php？r=projects/view&id=62072446.

②《中國城市統(tǒng)計年鑒2016》顯示，2015年全國農(nóng)業(yè)戶籍占比為65.5%，本研究的全國農(nóng)業(yè)戶籍占比為62.6%，二者差距較小。因此，本研究的樣本具有較強(qiáng)的代表性。

③受訪者14歲時家庭等級共有10級，因7～10級的比例太少，故將7～10級合并為第7級;父母最高受教育程度分為5級：初中及以下（含沒有受過任何教育、私塾、掃盲班、小學(xué)、初中）、高中（含職業(yè)高中、普通高中、中專、技校）、大專（含正規(guī)高等教育、成人高等教育）、本科（含正規(guī)高等教育、成人高等教育）、研究生及以上。

④Bartlett球形度檢驗通過，表明該指標(biāo)具有良好的效度。其中，母親最高受教育程度、父親最高受教育程度、14歲時家庭等級的因子載荷分別為0.870、0.868、0.428，主成分因子特征值為1.694，主成分因子解釋力為56.5%。

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（責(zé)任編輯：劉麗）