周遠(yuǎn)翔 宋旭光

摘要：教育機會平等問題一直受到社會各界的廣泛關(guān)注。本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)對微觀個體高等教育入學(xué)機會差異進(jìn)行討論，隨后進(jìn)一步納入外生的國家教育財政因素并開展更深層次地分析。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，但對性別特征和資源占有差異存在正向作用。教育財政投入對個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)出較強的異質(zhì)性特點，最后根據(jù)結(jié)論給出一些政策建議。

關(guān)鍵詞：教育財政投入;高等教育發(fā)展;教育機會平等;異質(zhì)性

一、引言

改革開放40年以來，我國高等教育發(fā)展成果舉世矚目。在2018年9月召開的全國教育大會上，習(xí)近平總書記強調(diào)“加快推進(jìn)教育現(xiàn)代化、建設(shè)教育強國、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，政府對其進(jìn)行的每一步改革不僅深刻影響著微觀個體的未來發(fā)展，更關(guān)乎國家宏觀可持續(xù)發(fā)展大計。高等教育的高速發(fā)展源于1999年開展實施的教育擴張政策，從2018年8月教育部等三部門聯(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》中提出的“適度擴大博士研究生規(guī)模，加快發(fā)展博士專業(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年國家恢復(fù)高考制度以來，高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)、招生人數(shù)和畢業(yè)生數(shù)在教育擴張前雖略有增長，但增幅十分有限。而在政策頒布后，三指標(biāo)增長明顯，尤其是在校學(xué)生數(shù)形成了爬坡式提升，由1999年的413.42萬人增長到2016年的2695.84萬人，增長約達(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)時過剩的勞動力就業(yè)人口;另一方面，也帶來了教育公平程度的顯性提升，直觀上為本來接受不了更高等教育的學(xué)生群體提供了更多的教育機會，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提供通道。

然而，從另外一個角度看，由政策引導(dǎo)的高等教育發(fā)展是否在真正意義上實現(xiàn)了高等教育機會平等仍需被考察。2006年以來大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)問題突出，隨著《國家教育事業(yè)發(fā)展“十一五”規(guī)劃》的出臺，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的家庭可能仍然會被動選擇在接受高中階段或更低階段教育后直接進(jìn)入勞動力市場，以規(guī)避市場就業(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，可能存在的教育機會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題。雖然引致教育機會不平等的原因眾多，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，在高等教育機會公平的維持和提升方面起到關(guān)鍵作用。因而，公共教育財政投入是否能繼續(xù)在高等教育機會公平中發(fā)揮作用，是本文將要回答的另一個關(guān)鍵問題。

二、文獻(xiàn)綜述

全球性的高等教育發(fā)展于1960年開展[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會狀況來看，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）。大眾化階段歷時較長且為關(guān)鍵階段，國家的持續(xù)發(fā)展必然需要經(jīng)歷高等教育大眾化，但各國的實現(xiàn)方式和路徑并不相同，李立國指出世界高等教育大眾化可以大致分為主動型模式和被動追趕型模式。[3]很顯然，我國的高等教育大眾化由擴招政策推動而來，作為后發(fā)國家的典型，我國正在由后者向前者逐步轉(zhuǎn)變。

眾所周知，人力資源稟賦、社會資源分配以及財富權(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)品供給無法在異質(zhì)群體中完全平等[4]。高等教育發(fā)展是否對其分布起到一定的均等化作用受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。國際學(xué)者針對教育發(fā)展與教育機會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)勢群體（或上層階級）擁有獲取更高等教育的可能，那么教育機會不平等將會一直持續(xù)，該理論假設(shè)被稱為“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)在于社會階層差異長久存在，優(yōu)勢群體會利用其充足的資源占取能力和手段擠占劣勢群體的教育機會，只有前者在某一級別教育類型中達(dá)到一定程度的飽和，教育機會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。[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)勢群體的教育飽和并不能夠降低教育機會不平等，其仍將以有效的方式維持。[8]雖然表面上看，優(yōu)勢群體在某一級別教育類型上達(dá)到飽和，但不同階層獲取到的該教育類型存在質(zhì)量上的差異，例如針對中國高等教育，存在大學(xué)本科和大學(xué)?？浦?，在高等教育發(fā)展背景下，劣勢群體可能提升了后者的教育機會，而優(yōu)勢群體在高質(zhì)量的教育水平上占據(jù)優(yōu)勢，機會不平等仍然存在。Esping-Andersen和Wagner使用2005?EU-SILC中的代際模塊，通過比較兩個北歐國家和三個歐洲大陸國家，從成人收入角度直接估計孩童的代際流動趨勢，并且間接得出社會出身對教育成就的影響，以此驗證了有效維持不平等的假設(shè)。[9]Katrňák等人結(jié)合MMI和EMI理論對捷克2000-2010年中等教育進(jìn)行了考察，其根據(jù)社會出身，分析了擴大教育規(guī)模，以獲得中學(xué)畢業(yè)證書（SLC）的可能性所帶來的后果，結(jié)論表明，EMI更能解釋該國教育擴張和教育機會平等之間的關(guān)系。[10]MMI和EMI雖然是教育機會平等研究的重要理論假設(shè)，但仍有研究得出教育擴張式發(fā)展將縮小教育機會不平等的結(jié)論，由此促使研究者對相關(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張背景下，教育機會平等的異質(zhì)性影響。Siegrist基于主觀期望效用理論，強調(diào)了父母教育決策的關(guān)鍵機制，他認(rèn)為從該角度出發(fā)，教育動機的增加和教育成本效益的主觀評價變化是增加高中學(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)觀點被稱為“理性選擇模型”（Rational?Choice?Model，RCM）。[11]該理論認(rèn)為教育機會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，若對于不同階層群體的決策差異未隨時間推移而改變，那么機會不平等程度將繼續(xù)維持，反之將可能下降。因而，高等教育發(fā)展背景下，影響個體決策進(jìn)而影響教育機會平等的深層因素是目前研究的主要方向。

高等教育機會不平等主題在國內(nèi)也已開展了一系列研究，其中大多結(jié)合高校擴招政策進(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)生機制，其認(rèn)為家庭背景在教育供給擴大時期是不平等產(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制因素。[12]李春玲考察了高校擴招的平等化效應(yīng)，其利用2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，并構(gòu)建計量模型，綜合測度了不同階層、城鄉(xiāng)、性別、民族之間存在的機會不平等情況，其中的一個主要結(jié)論為高等教育發(fā)展并未提升異質(zhì)性群體的機會平等狀況。[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)者針對不同研究對象和目的開展了高校擴招背景下的機會平等研究。例如，張兆署和陳奇利用中國綜合社會調(diào)查（Chinese?General?Social?Survey，CGSS）微觀數(shù)據(jù)，重點探討了高校擴招與高等教育機會的性別平等化情況，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，這一差異在通過對擴招前后模型系數(shù)的比較后將變小，說明高等教育發(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理論對教育擴展引致的城鄉(xiāng)教育機會不平等開展了研究，采用梅爾升學(xué)模型，評估了不同升學(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)驗證了政策實施對城鄉(xiāng)教育機會差異演變軌跡，指出城鄉(xiāng)差距長久存在，并得出在擴招政策實施后更加明顯的結(jié)論，[16]孟凡強也得出相同結(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，解析了擴招如何對不同收入階層家庭的高等教育選擇的影響機制，利用中國居民收入調(diào)查（Chinese?Household?Income?Project，CHIP）2013年的微觀數(shù)據(jù)，從量和質(zhì)兩個層面實證了教育不平等的演變情況，并得出高等教育擴展將減輕“量”層面上的不平等程度，但“質(zhì)”層面的差距仍然擴大，佐證了EMI假設(shè)在我國高等教育上的現(xiàn)實存在。王偉宜也開展過相似研究，其利用1982-2010年我國16所高校的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，最終提出需通過一系列政策干預(yù)改善教育機會的階層差異。[20]

通過上述文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者在高等教育發(fā)展背景下探討教育機會均等大多基于單個層面或某幾個層面，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)，對我國高等教育發(fā)展過程中產(chǎn)生的高等教育機會不平等進(jìn)行深入分析，對群體間差異開展探討，以期得到更加充實和可靠的結(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，但作為一種良性的準(zhǔn)公共產(chǎn)品，財政性教育經(jīng)費仍是我國高等教育發(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)展的一個重要方面[22]，它將直接或間接地影響到微觀個體的教育決策，從而改變機會不平等的群體差異。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)幾乎沒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)來源及變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文將利用中國家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫（China?Family?Panel?Survey，CFPS）開展實證研究，CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）執(zhí)行的大型微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫，每兩年進(jìn)行一輪，旨在通過跟蹤收集社區(qū)、家庭、個體三個層面的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育等重要指標(biāo)的動態(tài)特征。在數(shù)據(jù)庫選擇上，一方面考慮到被訪對象的穩(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個省/市/自治區(qū)162個縣市635個社區(qū)的14960個家戶42590位個體的樣本數(shù)據(jù)，具有較強的代表性。

（二）變量說明與處理

1.被解釋變量

本文重點關(guān)注的是高等教育機會平等問題，因而入學(xué)機會將被考察。CFPS提供了被訪者的最高學(xué)歷狀態(tài)，并通過其他相關(guān)問題的邏輯與聯(lián)系形成了個體的最佳高學(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、本科、碩士和博士。我們將前四類定義為未接受高等教育，將后四類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，個體最高學(xué)歷獲得需要結(jié)合年齡，過小的年齡將導(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)制計算，我們剔除了個體年齡小于22歲的樣本，最大可能的降低估計偏誤。另外，我國高考制度恢復(fù)于1978年，在該時期之前獲得高等教育的群體主要是通過“推薦”和“政治保送”方式進(jìn)行，即為當(dāng)時的“工農(nóng)兵大學(xué)生”群體[23]，為最大限度剔除該群體帶來的影響，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，以保證個體具有只能通過選拔性考試才能獲得高等教育機會的特征。

2.解釋變量

基于我國高等教育快速發(fā)展的背景，我們選取了是否經(jīng)歷高校擴招的二值分類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)展的清晰的時間節(jié)點。判斷樣本是否經(jīng)歷該政策時期同樣需要考慮年齡因素，一般認(rèn)為，高校擴招于1999年開始實施，若以1978年后的學(xué)制計算，未經(jīng)歷擴招的樣本應(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代表樣本是否經(jīng)歷擴招（經(jīng)歷擴招=1）。另一核心解釋變量為國家財政性教育經(jīng)費投入，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展相關(guān)類似研究，本文嘗試結(jié)合現(xiàn)有理論納入相關(guān)個體異質(zhì)性指標(biāo)，以期更為全面地考察高校擴招背景下的高等教育機會公平性問題。

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/半文盲到博士八個等級。

其次，個體城鄉(xiāng)屬性是階層差異的另一體現(xiàn)，以往研究一般通過父親戶口來判斷城鄉(xiāng)屬性，但路曉峰等認(rèn)為父親戶口是時變的，父親當(dāng)前戶口狀態(tài)同子代參加高考時的戶口狀態(tài)未必相同，因而選取樣本個體12歲時的戶口狀態(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)，同時還考量了高等教育機會獲得的性別差異（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個觀測單位，該樣本容量為統(tǒng)計推斷可靠性提供基礎(chǔ)，具體的描述性統(tǒng)計見表1。

四、經(jīng)驗分析

（一）實證策略

本文的實證策略為在計量模型中依次加入個體異質(zhì)性指標(biāo)、高校擴招指標(biāo)以及二者的交互因素。首先，我們建立如下高等教育機會獲得的基準(zhǔn)計量模型，基準(zhǔn)回歸不將高校擴招變量納入其中，并同時對地區(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，具體模型如下：

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

其中，edu代表高等教育機會獲得，Pedu為其獲得概率，被解釋變量為對數(shù)發(fā)生比。（1）式右邊的變量分別代表了樣本各類異質(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，各因素對個體是否獲得高等教育概率對數(shù)發(fā)生比的邊際貢獻(xiàn)，ε為模型誤差項。其次，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步納入教育擴招變量及其與異質(zhì)性因素的交互，模型如下：

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

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

（二）高等教育機會平等的初步判別

表2給出了具體估計結(jié)果。模型（1）未包含擴招變量以及交互因素，考察的是異質(zhì)性因素對高等教育機會獲得的直接影響。具體來看，個體城鄉(xiāng)屬性對被解釋變量影響較大，估計系數(shù)顯示，非農(nóng)戶口個體參與高等教育幾率是農(nóng)業(yè)戶口個體的3.56倍，城鄉(xiāng)差異明顯。從性別變量的系數(shù)符號來看，男性的入學(xué)幾率可能高于女性。另外，父代政治參與對子代的教育獲得產(chǎn)生正向影響。家庭文化資本和兄弟姐妹個數(shù)的估計系數(shù)驗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)歷水平每上升一個等級，子代教育獲得幾率增加74.35%，而同代的兄弟姐妹數(shù)量增加一個單位，入學(xué)幾率將降低29.69%。

模型（2）加入了反應(yīng)個體是否經(jīng)歷高校擴招的二值虛擬變量。估計結(jié)果顯示，擴招變量估計系數(shù)統(tǒng)計顯著，且對個體的高等教育入學(xué)機會產(chǎn)生了正向影響。具體來看，在其他因素不變的條件下，高等教育發(fā)展帶來了53.07%的高等教育機會獲得的幾率提升。此外，在擴招因素加入后，其他變量的顯著性和方向沒有根本性變化，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，漢族個體高等教育獲得幾率是少數(shù)民族個體的1.37倍。

通過模型（1）和模型（2）可以看出，高等教育機會平等存在個體異質(zhì)性差異，高等教育的發(fā)展提高了個體獲得高等教育的機會，同時，個體異質(zhì)因素作用的邊際效應(yīng)也發(fā)生了改變，由此說明我們需要更進(jìn)一步地控制相關(guān)因素的交互項，用以判斷異質(zhì)性因素對個體高等教育機會獲得的作用情況。模型（3）給出了相應(yīng)的估計結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，擴招對被解釋變量的影響變得更加明顯，擴招后的個體高等教育獲得是擴招前的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，且性別差異帶來的機會不平等在擴招后進(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大。另外，從模型（3）的其他因素主效應(yīng)估計結(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)展帶來城鄉(xiāng)差異擴大的可能。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個體高等教育機會獲得的幾率，但可能加強了政治資本在入學(xué)機會差異形成中的作用。

（三）國家教育財政如何影響高等教育機會平等

通過初步考察可知，群體間的高等教育機會異質(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會平等考察中需要關(guān)注的重點。更進(jìn)一步地，國家財政性教育經(jīng)費投入如何產(chǎn)生影響是本部分關(guān)注的重點。如下本文將建立三重差分模型，考察其在高等教育機會獲得中扮演的作用。所建立的計量模型如下：

lnPedu1-Pedu=δ0+δ1expand+δ2revenue+δiXi

+θiexpandrevenueXi+δjZj+γi+ε（3）

其中，edu代表高等教育機會獲得，Pedu為其獲得概率，被解釋變量為對數(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體特征指標(biāo)，Xi為需要被考察的三種個體異質(zhì)性差異，分別是個體的城鄉(xiāng)屬性、性別特征和資源占有，δi分別為其對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，γi為地區(qū)固定效應(yīng)，ε為模型誤差項。

為最大可能體現(xiàn)國家教育財政投入的作用，我們選取了“普通高等學(xué)校教育經(jīng)費支出”。該指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》，根據(jù)樣本中個體出生年份和高考適齡年齡，我們獲取到個體高考當(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)費支出。最終，根據(jù)個體高考所在地和高考報考年份，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家教育財政產(chǎn)生的具體影響。

表3中的模型（1）估計了不包含二次和三次交互的情形，結(jié)果顯示，核心的教育財政變量顯著為正，說明財政投入的增加將提高高等教育入學(xué)機會，城鄉(xiāng)屬性同樣是個體高等教育獲得差異的關(guān)鍵，非農(nóng)戶口個體參與高等教育幾率是農(nóng)業(yè)戶口個體的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)果作對比后可以看出，國家教育財政投入縮小了高等教育的個體異質(zhì)性差異。表3的模型（2）通過納入變量間的二次和三次交互項開展了具體判別。估計結(jié)果顯示，經(jīng)歷擴招個體的高等教育獲得幾率是未經(jīng)歷擴招個體的2.67倍，國家教育財政每提高一個單位，高等教育機會獲得增加5.44%，說明教育財政存在的積極作用。另外，城鄉(xiāng)屬性、性別特征和資源占有差異的符號符合預(yù)期且均高度顯著。交互項給出了國家教育財政對個體高等教育獲得的作用機制。首先，擴招和教育財政交互項系數(shù)表明，前者將在一定程度上降低國家財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)濟學(xué)直覺。其次，和三種關(guān)鍵異質(zhì)因素的交互項系數(shù)表明，擴招降低高等教育的性別差異和資源占有差異，而并沒有發(fā)現(xiàn)降低城鄉(xiāng)屬性差異的證據(jù)，這一點同表2中未加入教育財政因素的模型（3）結(jié)果一致，側(cè)面證明了結(jié)果的穩(wěn)健。最后，三次交互項的結(jié)果表明教育財政投入對三個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，國家教育財政對降低城鄉(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)符號來看，同樣也存在降低家庭資源占有差異帶來的教育機會不公平的可能。

（四）穩(wěn)健性檢驗

下文我們通過分樣本回歸開展穩(wěn)健性檢驗，同時進(jìn)一步考察國家教育財政在群體內(nèi)部的作用情況，表4給出了具體估計結(jié)果。

總體來看，三種分樣本回歸中，擴招對農(nóng)村戶口的非獨生的女性個體作用十分顯著，其帶來的高等教育獲得幾率分別是未經(jīng)歷擴招的3.73倍、2.40倍和2.57倍。國家教育財政對高等教育機會平等產(chǎn)生了顯著的正向影響，這一影響體現(xiàn)在各個分樣本回歸中，而擴招同時又顯著降低了國家財政對農(nóng)村與城市戶口人群的作用，但程度有限。具體來看，國家教育財政對農(nóng)村戶口的獨生男性群體影響相對較大，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，國家教育財政對教育發(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)在非獨生樣本中，側(cè)面說明了高等教育資源的群體內(nèi)分布差異。另外，國家教育財政對獨生群體的高等教育的城鄉(xiāng)差異以及對非獨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

本文利用中國家庭微觀調(diào)查基線數(shù)據(jù)（CFPS2010）開展了我國高等教育機會平等的實證研究，著重分析了影響微觀個體接受高等教育的各類異質(zhì)性因素影響效果，并深入檢驗了政府宏觀資源投入在教育機會公平實現(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會獲得基準(zhǔn)計量模型，對群體間高等教育獲得差異開展檢驗，我們得出：（1）個體戶口狀態(tài)、父代受教育程度、家庭政治資本以及兄弟姐妹數(shù)量對個體的高等教育機會獲得產(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)機會;（2）納入擴招變量后的結(jié)果顯示，高等教育發(fā)展對個體的高等教育入學(xué)機會產(chǎn)生了十分顯著的正向效果，政策的實施起到了教育擴展的作用，在其他因素不變的條件下，帶來了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)展提升機會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，但交互項并不顯著，正的系數(shù)符號表明，高等教育發(fā)展并沒有對縮小城鄉(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大，另外，教育發(fā)展可能縮小家庭文化資本對個體高等教育機會獲得的幾率，但可能加強了政治資本在入學(xué)機會差異形成中的作用。由此，我們檢驗出了群體間高等教育機會獲得的現(xiàn)實情況。

第二，在三重差分模型建立的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步考察了國家教育財政的作用情況。結(jié)論表明，在不加入交互因素的條件下，國家教育財政變量顯著為正，說明財政投入將提高個體的高等教育機會。加入交互因素后，擴招和國家教育財政對高等教育獲得的提升效果更加明顯。三次交互系數(shù)給出了教育財政影響的詳細(xì)情況，我們得出，教育財政降低了不同層面的高等教育獲得差異，此點在城鄉(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，可見高校擴招政策雖然縮小了整體教育機會不平等程度，但對城鄉(xiāng)入學(xué)機會的提升并未起到幫助，因此，我們需要更加關(guān)注高等教育機會平等的城鄉(xiāng)差異。另外，高等教育是基礎(chǔ)教育的擴展和延伸，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)一步擴大。其次，我們?nèi)孕枥^續(xù)加大公共教育財政在高等教育層面的投入力度，在保證投入總量的同時，配合經(jīng)費管理、轉(zhuǎn)移支付政策等制度手段，積極完善投入結(jié)構(gòu)，發(fā)揮出公共教育財政投入在高等教育入學(xué)機會平等實現(xiàn)中的重要作用。

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（責(zé)任編輯陳志萍）