李 明

(清華大學，北京 100084)

作為重要的人力資本指標，教育是促進個體實現(xiàn)地位流動的核心機制，也是推動經(jīng)濟實現(xiàn)高質量發(fā)展的重要保障。黨和政府歷來重視發(fā)展教育事業(yè)，始終把推動教育公平發(fā)展和實現(xiàn)教育質量提升擺在突出位置?！芭ψ屆總€孩子都能享有公平而有質量的教育”，推動城鄉(xiāng)教育一體化發(fā)展是當前階段推動教育事業(yè)發(fā)展的重要目標。中華人民共和國成立以來，我國城鄉(xiāng)居民的受教育水平得到了大幅提升。根據(jù)教育部公布的數(shù)據(jù)，2020年我國小學階段學齡兒童的凈入學率為99.96%，初中、高中階段的毛入學率分別為102.5%和91.2%，基礎教育發(fā)展成果舉世矚目[1]。在高等教育方面，2020年我國高等教育毛入學率為54.4%，已經(jīng)跨越了高等教育大眾化標準的50%上限[2]，實現(xiàn)了由高等教育大眾化階段向高等教育普及化階段的歷史性轉變。然而，伴隨著各層級教育入學率的提升，我國的城鄉(xiāng)教育發(fā)展不均衡問題依舊突出，城鄉(xiāng)教育不平等的形勢依然嚴峻。

理解城鄉(xiāng)教育不平等的變遷趨勢及其內在機理對改善城鄉(xiāng)教育發(fā)展不均衡問題，統(tǒng)籌推進城鄉(xiāng)教育一體化發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。隨著隊列的演進，我國的城鄉(xiāng)教育不平等呈現(xiàn)怎樣的變遷趨勢？塑造這種趨勢的具體機制是什么？以往的研究多從機會不平等的角度分析城鄉(xiāng)教育機會不平等的變遷趨勢，忽視了對城鄉(xiāng)教育結果不平等的關注。在本文中，筆者將基于CGSS多期橫截面調查數(shù)據(jù)，使用一種針對教育結果不平等的分解方法，對我國城鄉(xiāng)教育不平等的隊列演變趨勢及其深層機制進行研究。

一、文獻述評

(一)戶籍與城鄉(xiāng)教育不平等

已有關于城鄉(xiāng)教育不平等的研究多從戶籍的角度展開分析，認為戶籍制度是造成城鄉(xiāng)教育不平等的制度根源。戶籍制度是在中華人民共和國成立初期形成的人口管理制度，這項制度根據(jù)家庭戶的地域屬性將居民登記為農(nóng)村戶籍和城鎮(zhèn)戶籍兩種類型。在改革開放以前，戶籍所在地和戶籍居住地之間高度重疊，個體也很難通過自身的努力實現(xiàn)戶籍轉換[3][4]。改革開放以來，雖然戶籍制度逐步松動，但與戶籍制度捆綁的權利保障和福利待遇并未完全脫節(jié)，農(nóng)村戶籍居民依然無法享受與城鎮(zhèn)戶籍居民同等的福利待遇和發(fā)展機會。戶籍制度深刻地影響居民的資源配置和生活機遇[5][6]。在戶籍制度的影響下，農(nóng)村戶籍居民的教育獲得受到了結構性的限制[7]。

在實證研究領域，有多項研究從戶籍的角度分析了各個升學階段的城鄉(xiāng)教育不平等的變化趨勢。有研究發(fā)現(xiàn)，1978—2008年，雖然城鄉(xiāng)居民小學升初中的機會不平等沒有發(fā)生明顯變化，但初中升高中和高中升大學階段的機會不平等有所擴大[8]。一項根據(jù)1990年和2000年人口普查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，盡管在這10年中教育機會的供給持續(xù)擴大，但與1990年相比，2000年城鄉(xiāng)居民初中升高中的機會不平等并未縮小，反而有所擴大[9]。隨著基礎教育的逐步普及，高等教育擴招對教育機會不平等的影響成為熱點研究議題。已有的多項研究表明，雖然高等教育擴招擴大了教育機會供給，但并未有效地緩解城鄉(xiāng)居民高等教育獲得的機會不平等[10][11][12][13]。一些學者認為，高等教育升學的機會不平等實際上在早期的升學階段已經(jīng)決定，而城鄉(xiāng)居民在初中升高中階段機會不平等的擴大是造成農(nóng)村孩子高等教育機會相對下降的根源所在[14][15]。

豐富的實證研究為我們把握城鄉(xiāng)教育不平等的變遷趨勢奠定了基礎。但這些研究多從機會不平等的角度分析城鄉(xiāng)教育不平等的變遷趨勢，忽視了對城鄉(xiāng)教育結果不平等的關注。那么，教育機會不平等和教育結果不平等的定義是什么？二者之間存在著怎樣的關系呢？

(二)教育機會不平等與教育結果不平等

1.概念界定。社會學領域的研究通常將階層、家庭社會經(jīng)濟地位等先賦性因素與教育獲得的關聯(lián)視為教育不平等程度的測量。其基本的分析思路是：基于回歸分析方法，在控制其他變量的條件下，考察家庭社會經(jīng)濟地位等變量對教育獲得的影響。本文中，個體戶籍屬性對其教育獲得的影響效應被稱為城鄉(xiāng)教育不平等。這里的“教育獲得”包含教育機會和教育結果兩個部分。教育機會聚焦于每個教育階段的升學過程，而教育結果衡量的是社會成員的最終受教育年限。與之對應，戶籍對每個教育階段升學的影響效應可被稱為城鄉(xiāng)教育機會不平等，對受教育年限的影響則被稱為城鄉(xiāng)教育結果不平等。

教育不平等的變化趨勢是教育社會學的熱點議題。早期有關研究以個體受教育年限作為因變量，采用多元線性回歸模型探討家庭社會經(jīng)濟地位等因素對受教育年限的影響及其隨隊列(或年齡、時期)的變遷趨勢[16]。但是，這種研究方法存在缺陷：多元線性回歸模型無法將不同隊列教育分布的影響效應單獨剝離開來；使用此方法衡量教育不平等的核心自變量的系數(shù)不僅反映了教育機會不平等的大小，而且反映了不同隊列個體受教育程度的方差[17]。教育不平等變遷趨勢的有關研究應該同時考慮到機會分配(allocation)和分布(distribution)兩個方面的影響[18][19]。從20世紀80年代開始，教育不平等研究的重心逐步轉移到對教育機會不平等的研究之上。國內的研究大多沿用這一分析思路，關注教育機會不平等。

2.數(shù)理關系。雖然教育機會不平等和教育結果不平等的含義不同，但二者并非無關。表現(xiàn)在個體受教育年限差別之上的教育結果不平等是由每一個升學階段的機會不平等逐層累積的結果。教育結果不平等實際上是教育機會不平等的“加權和”[20]。在不同的歷史時期，教育升學過程中每個升學階段的機會不平等對應著不同的權重(weight)。這里的權重不僅取決于每個隊列的人口規(guī)模，也和整個教育擴張的過程息息相關。早期有關教育結果不平等的研究忽視了教育升學過程，而后期基于升學模型的分析又無法兼顧對教育分層的整體性描述[21]?？梢哉f，這兩種對教育不平等的研究方式各有利弊。

綜上所述，國內關于城鄉(xiāng)教育不平等變遷趨勢的研究主要存在兩點不足：一方面，已有的研究通過控制教育機會的供給量變化，構造隊列、年齡或升學年份與戶籍的交互項分析城鄉(xiāng)教育機會不平等的變化趨勢。這一做法使得教育擴張過程對城鄉(xiāng)教育不平等的影響成為一個“黑箱”，無法得到深入研究。另一方面，以往的研究未能將教育機會不平等和教育結果不平等的關系考慮進來，因此也無法獲得城鄉(xiāng)教育不平等變遷趨勢的總體性認識。在以下的部分，筆者將采用一種同時考慮教育機會不平等和教育結果不平等的統(tǒng)計方法分析我國城鄉(xiāng)教育不平等的隊列演變趨勢。

二、數(shù)據(jù)、變量和模型

(一)數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)來自CGSS項目。為保證在每個隊列上有足夠的樣本量，筆者將2010、2012、2013、2015和2017年的數(shù)據(jù)進行合并，得到一個5期橫截面調查的合并數(shù)據(jù)集，總樣本量為58 536。分析樣本篩選過程如下：結合戶籍制度的建立時間，保留1949年之后出生的樣本，以保證這些人在上學時可以獲得戶籍身份?？紤]到CGSS調查對象的最低年齡為18歲，部分受訪者在調查當年可能尚未完全升入大學，筆者進一步將在調查當年未滿20歲的受訪者剔除，最終得到了44 551個有效樣本①。城鎮(zhèn)戶籍樣本占比為29.3%，農(nóng)村戶籍樣本占比為70.7%。

(二)變量

1.因變量。本文的因變量是教育程度，是一個包含7個取值的定序測量：未上學=1，小學輟學=2，小學畢業(yè)=3，初中輟學=4，初中畢業(yè)=5，高中及同等學歷=6，大專及其以上=7。與之對應，在運用序列l(wèi)ogit回歸模型時需要考慮“進入小學”“小學畢業(yè)”“小學升初中”“初中畢業(yè)”“初中升高中”和“高中升大學”等6個升學/畢業(yè)階段。為了能夠對城鄉(xiāng)教育結果不平等進行分解，需要對因變量中各個教育階段同時進行尺度化處理，賦值方式為：未上學=0年，小學輟學=3年，小學畢業(yè)未升學=6年，初中輟學=8年，初中畢業(yè)未升學=9年，高中畢業(yè)未升學=12年，高等教育=16年(見圖1)。

2.自變量。核心自變量是戶籍和隊列。戶籍變量采用小學入學時戶籍屬性衡量，分為農(nóng)村和城鎮(zhèn)戶籍。隊列變量取值為1949—1995，一共47個隊列②。控制變量包括性別(男性=1)、民族(少數(shù)民族=1)、父母受教育年限、家庭社會經(jīng)濟地位、父母黨員身份(黨員=1)和父母單位性質(國有部門=1)。其中父母黨員身份指的是父母任一方具有黨員身份。父母單位性質是指受訪者14歲時父母任一方在國有或國有控股單位工作。家庭社會經(jīng)濟地位使用國際標準社會經(jīng)濟地位指數(shù)(ISEI)測量[22]。

(三)研究方法

本文使用Buis提出的基于序列l(wèi)ogit模型(sequential logit model)的教育結果不平等的分解方法[23][24]。根據(jù)Buis的研究，教育結果不平等是每個升學階段的機會不平等乘以各自對應的權重后逐級加總得到。因此，城鄉(xiāng)教育結果不平等可以被分解為③：

上式中，wki=rki×vki×gki，IEOuti表示第i個人城鄉(xiāng)教育結果不平等，IEOppk表示在第k個升學階段上的城鄉(xiāng)教育機會不平等，wki表示反映第k個升學階段的權重，包括rki、vki、gki這3個組成部分。rki表示在第k個升學階段人口的比例，即涉險人口比例。舉例來說，由于所有人都會面臨小學入學問題，所以這一階段的涉險人口比例值為1。vki表示第k個升學階段升學與否指示變量的方差，即第k個升學階段升學概率與升學失敗概率的乘積。當?shù)趉個升學階段所有人都無法升學或所有人都能夠升學時，該階段的方差最小，即表示這一階段的升學對教育結果不平等的貢獻為0。gki表示第k個升學階段的期望收益。即通過該升學階段的個體的教育期望與未通過該升學階段的個體可能獲得的最高受教育年限期望之差。

三、數(shù)據(jù)分析結果

(一)城鄉(xiāng)居民受教育年限的描述分析

表1報告的是描述性分析結果。由表1可見，首先是1949—1995年出生的中國居民中具有初中教育程度的比例為25.7%，占比最大。其次是大專以上教育程度，占比為20.7%。高中、小學文化程度居民占比分別為19.4%和11.0%。分別有8.8%和5.3%的城鄉(xiāng)居民在小學和初中階段輟學。共有9.1%的居民并未接受過正式教育。分戶籍來看，農(nóng)村居民大多數(shù)為初中及以下學歷，未接受過正式教育的人占比為12.2%，而在城鎮(zhèn)樣本中沒有接受正式教育的比例僅為1.6%；農(nóng)村居民高中以上教育程度比例僅為27.3%，而城鎮(zhèn)居民則高達71.4%，是前者的2.6倍。此外，農(nóng)村居民在小學和初中階段輟學的比例也遠高于城鎮(zhèn)居民。

表1 相關變量的描述性統(tǒng)計分析

圖2報告了城鄉(xiāng)居民平均受教育年限隨著隊列的變化趨勢。隨著隊列的演進，無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民，其平均受教育年限都呈現(xiàn)上升趨勢。城鎮(zhèn)居民平均受教育年限由1949隊列的10年左右上升到1995隊列的15年左右，農(nóng)村居民由1949年的4年左右上升到1995年的13年左右。這反映了過去幾十年里，我國城鄉(xiāng)居民平均受教育水平得到了較大幅度的提升。雖然受教育年限的城鄉(xiāng)差距隨著隊列的演變而有所縮小，但直到晚近隊列，差距依舊十分明顯。

(二)序列l(wèi)ogit模型的估計結果

表2報告的是序列l(wèi)ogit回歸模型估計的結果，所有模型都包含了戶籍和隊列的交互項。除高中升大學階段之外的其他各個階段中，戶籍變量的主效應系數(shù)均為正值且通過了顯著性檢驗。這表明在1949這一隊列中，城鎮(zhèn)居民相對于農(nóng)村居民在大學升學之外的各個升學階段都具有顯著優(yōu)勢。1949隊列的城鄉(xiāng)居民在高中升大學階段的入學機會沒有顯著差異，這可能與他們經(jīng)歷的特殊歷史時期有關。隊列變量的主效應系數(shù)值在除初中畢業(yè)階段之外的各個升學階段都顯著為正值。這表明隨著隊列的演進，農(nóng)村居民在各個階段的入學機會均得到了顯著的提升。在決定是否能夠完成初中學業(yè)方面，隊列變量的主效應不顯著，表明隨著隊列的演進，農(nóng)村籍初中生輟學現(xiàn)象并未得到顯著的改善。

戶籍和隊列的交互效應呈現(xiàn)出一定的差異。在小學入學階段，戶籍和隊列的交互項系數(shù)為負數(shù)，這表明隨著隊列的演進，相對于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民進入小學的發(fā)生比增幅更大。但在小學畢業(yè)階段，戶籍和隊列交互項為負值但不再顯著，表明戶籍在決定個體是否能夠小學畢業(yè)的影響效應并未隨隊列的演進出現(xiàn)顯著的變化。隨后的各個升學階段中，戶籍和隊列的交互項均為正值且通過了顯著性檢驗，表明在小升初及以后的4個升學/畢業(yè)階段中，隨著隊列的演進，城鎮(zhèn)居民獲益更多。

表2 估計城鄉(xiāng)居民教育獲得的序列l(wèi)ogit模型(N=44523)

通過將戶籍對教育結果不平等影響的變化趨勢進行可視化可以發(fā)現(xiàn)(見圖3)，在1949—1995隊列之間，城鄉(xiāng)教育結果不平等呈現(xiàn)先下降后上升的“V”型波動趨勢，在1970隊列附近達到最低值。

對于1949—1970隊列的城鄉(xiāng)居民而言，戶籍對教育結果不平等的影響逐步下降。從1970隊列開始，戶籍對教育結果不平等的影響又開始逐步增大，到了1995隊列時逐步接近1949這一隊列的水平。那么，隨著隊列的演進，城鄉(xiāng)教育結果不平等為什么會出現(xiàn)這種波動的變化？接下來，筆者通過對城鄉(xiāng)教育結果不平等的進一步分解予以回答。

圖4展示了各升學階段的城鄉(xiāng)教育機會不平等、權重和城鄉(xiāng)教育結果不平等的關系。圖4上側的橫坐標標示了隊列，矩形直方條橫坐標顯示的是各升學階段的權重，縱坐標顯示的是每個升學階段戶籍出身影響升學的對數(shù)發(fā)生比(log odds ratio)，即城鄉(xiāng)教育機會不平等程度。橫坐標和縱坐標乘積即每個矩形的面積大小，代表的是各個階段對城鄉(xiāng)教育結果不平等的貢獻。

自下而上第一行顯示的是小學入學階段的城鄉(xiāng)教育結果不平等的變化。對早期隊列的城鄉(xiāng)居民來說，小學入學階段對城鄉(xiāng)教育結果不平等的貢獻很大。這主要由于在早期隊列中，不同戶籍居民在小學入學機會不平等以及該階段權重均較大。不難理解，早期隊列的城鄉(xiāng)居民平均受教育水平很低，有相當比例的人沒有機會接受正式的學校教育，尤其是廣大的農(nóng)村居民。隨著隊列的演進，小學入學的城鄉(xiāng)機會不平等程度出現(xiàn)了迅速下降，小學階段的重要性也出現(xiàn)大幅下降，其結果是小學階段對于教育結果不平等的貢獻在晚期隊列急劇減小，直至基本消失。這反映了過去的幾十年里，我國在較短的時間內迅速實現(xiàn)了小學教育的普及。

第二行顯示的是戶籍對小學是否畢業(yè)的影響狀況?？梢钥吹剑@一教育階段的權重出現(xiàn)了下降，但這一階段的城鄉(xiāng)教育機會不平等一直較為穩(wěn)定，這反映了隨著隊列的演進，始終有一定比例的農(nóng)村籍孩子在小學階段輟學。

第三行顯示的是小學升初中階段的城鄉(xiāng)教育不平等情況。隨著隊列的演進，這一階段的重要性在下降，但城鄉(xiāng)教育機會不平等在這一階段有所上升。雖然小學升初中階段對于教育結果不平等的貢獻隨隊列有所下降，但由于該階段城鄉(xiāng)教育機會不平等維持在較高的水平并隨著隊列的演進呈現(xiàn)上升趨勢，因此該階段對于城鄉(xiāng)教育結果不平等的貢獻依然不可忽視。

第四行顯示的是初中畢業(yè)情況的城鄉(xiāng)教育不平等狀況?？梢钥吹?，這一階段的權重雖有所上升但變化幅度較小，城鄉(xiāng)居民初中畢業(yè)機會不平等呈現(xiàn)快速上升趨勢。到了晚期隊列，這一階段的機會不平等最為嚴重，這實際上反映了初中階段的輟學現(xiàn)象越來越集中于農(nóng)村籍孩子當中。

第五行顯示的是初中升高中階段的城鄉(xiāng)教育不平等狀況。在這一升學階段中，城鄉(xiāng)居民教育機會不平等隨隊列的演進呈現(xiàn)上升趨勢，且該升學階段的權重也出現(xiàn)了快速上升。其結果是初中升高中階段對于教育結果不平等的總體貢獻出現(xiàn)大幅度上升。大約從1970隊列開始，初中升高中階段對城鄉(xiāng)教育結果不平等的貢獻逐步超過小學升初中階段，成為我國城鄉(xiāng)教育結果不平等的主要來源。

自下而上的第六行顯示的是高中升大學階段的城鄉(xiāng)教育不平等情況?？梢钥吹剑S著隊列的演進，高中升大學的城鄉(xiāng)教育機會不平等雖然有所上升，但直到晚近隊列依舊很低。雖然重要性權重日益提升，但這一階段對城鄉(xiāng)教育結果不平等的貢獻在晚近隊列中依然有限。

綜上所述，基礎教育的普及使得城鄉(xiāng)教育結果不平等的來源呈現(xiàn)由基礎教育向高中教育過渡的梯次變化。到了晚近隊列，初中升高中階段高度的機會不平等以及逐年上升的權重使得這一階段成為城鄉(xiāng)教育結果不平等的主要來源。而在高中升大學階段，雖然權重和機會不平等均在上升，但由于該階段城鄉(xiāng)教育機會不平等較小，因而對城鄉(xiāng)教育結果不平等的貢獻占比相對較小。由此可見，大學升學階段并不是城鄉(xiāng)教育結果不平等的主要來源。即便晚近隊列的城鄉(xiāng)居民經(jīng)歷了高等教育的大規(guī)模擴招，大學升學階段對城鄉(xiāng)教育結果不平等的貢獻也僅僅與小學畢業(yè)階段相當(圖4中二者矩形面積相當)。換句話說，如果能夠使所有農(nóng)村籍孩子都能夠完成小學學業(yè)，其對總體上城鄉(xiāng)教育結果不平等的貢獻就可以大致抵消掉高中升大學階段所產(chǎn)生的貢獻。值得注意的是，由于小學和初中階段的輟學多發(fā)生在農(nóng)村籍孩子當中，農(nóng)村籍孩子在基礎教育階段的輟學“掉隊”一定程度上拉大了城鄉(xiāng)教育結果不平等。

(三)對各升學階段權重的分解

以上的結果展示了城鄉(xiāng)教育機會不平等和各升學階段的重要性隨隊列的演進給城鄉(xiāng)教育結果不平等所帶來的總體性變化。根據(jù)前文所述，每一個升學階段的權重可以分解為該階段涉險人口比例、方差和期望收益3個部分。接下來將對每一升學階段重要性進行分解，更加清晰地呈現(xiàn)城鄉(xiāng)教育結果不平等的變化原因。

圖5中的A圖反映的是各升學階段權重隨著隊列的變化趨勢。由圖可見，隨著隊列的演進，小學入學階段的權重不斷下降，到了晚近隊列趨近于零。小學畢業(yè)階段的權重也隨隊列的演進逐步下降。小學升初中階段權重隨隊列的變化呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，峰值大致對應于1960隊列。初中畢業(yè)、初中升高中和高中升大學階段的權重也隨著隊列的推移不斷上升。但初中畢業(yè)階段和高中升大學階段的權重無論是大小還是其上升的速度仍舊遠遠低于初中升高中階段。單從各升學階段的重要性對于我國城鄉(xiāng)教育結果的不平等貢獻來看，約在1963隊列以后，初中升高中階段的升學重要性的貢獻逐漸居于主導地位。

圖5的B、C和D這3個圖顯示的是對A圖中權重進一步的分解結果，呈現(xiàn)的是各教育階段對城鄉(xiāng)教育結果不平等貢獻權重的演變過程。可以看到，小學入學、小學畢業(yè)和小學升初中階段的權重出現(xiàn)下降主要得益于這3個階段的方差的迅速下降，即小學和初中階段教育的升學率和畢業(yè)率逐步超過50%。隨著隊列的演進，越來越多的學齡兒童能夠進入和完成基礎教育，體現(xiàn)了我國在一個較短的時期內迅速實現(xiàn)了基礎教育普及的過程。

初中畢業(yè)、初中升高中和高中升大學3個階段的權重隨隊列的演進均呈現(xiàn)出逐步上升的趨勢，但卻對應著不同的原因。首先，初中畢業(yè)階段的權重緩慢上升，主要源于這一階段的涉險比和期望收益的增長，而這一階段對應的方差并未發(fā)生明顯的變化，這表明在1949—1995隊列當中，完成初中學業(yè)的人口比例并未出現(xiàn)太大的波動。其次，初中升高中階段的權重的大幅上升主要源自于該階段的涉險人口比例的迅速上升、方差的先增后降及期望收益的持續(xù)增加。最后，高中升大學階段的權重緩慢上升主要源自于該階段涉險比的迅速上升。值得注意的是，對于出生于1949—1995年的居民，高中升大學的方差呈現(xiàn)先升后降的倒“U”趨勢，拐點出現(xiàn)于1981隊列左右。而這一隊列之后出生的人大部分都面臨著1999年及其之后的高等教育擴招。1981隊列以后有所下降實際上反映了1999年及其之后的高等教育擴招提升了高等教育升學概率，使高中升大學的方差下降。由此可見，1981及其之前的隊列，高中升大學權重的提升主要由該階段涉險比和方差上升共同促進。而1981隊列以后，高中升大學權重的提升主要是該階段涉險比的上升導致，即面臨考大學的高中生比例的快速上升。

通過以上的分解分析，我們對城鄉(xiāng)教育結果不平等的演變過程有了進一步的了解?？梢钥吹剑鹘逃A段的城鄉(xiāng)教育機會不平等及其對應權重內在結構的協(xié)同變化共同塑造了城鄉(xiāng)教育結果不平等的總體格局。

四、研究結論與政策建議

(一)研究結論

受到二元分割的戶籍制度和城鄉(xiāng)發(fā)展水平差異等因素的影響，我國城鄉(xiāng)教育發(fā)展的不平衡問題依舊較為突出。經(jīng)濟社會的發(fā)展大幅提升了城鄉(xiāng)居民的受教育年限，但由二元戶籍分割的制度性因素所造成的城鄉(xiāng)教育不平等依然占據(jù)主導性地位[25]。在本文中，筆者基于CGSS的5期橫截面調查數(shù)據(jù)，分析了我國城鄉(xiāng)教育不平等的隊列演變趨勢，主要有如下幾點發(fā)現(xiàn)。

首先，城鄉(xiāng)教育結果不平等并未隨著基礎教育的逐步普及和高等教育擴招呈現(xiàn)持續(xù)的下降趨勢，而是隨著隊列的演進呈現(xiàn)先降后升的“V”型變化趨勢，最低點位于1970隊列附近，隨后又開始逐漸回升。這種變化趨勢主要是城鄉(xiāng)教育結果不平等的來源由基礎教育向高中教育逐級過渡的梯次變化造成的。

其次，過去數(shù)十年中，基礎教育的迅速擴張一定程度上有效地緩解了城鄉(xiāng)教育結果不平等。但隨著隊列的演進，除小學入學階段之外，其他各升學階段的城鄉(xiāng)教育機會不平等仍然較高。雖然總體上來說，隨著隊列的演進，小學和初中的輟學比例越來越低。但值得注意的是，基礎教育階段的輟學現(xiàn)象大多發(fā)生在農(nóng)村籍孩子群體當中，尤其是初中階段的輟學越來越集中在農(nóng)村籍子弟當中，這在一定程度上拉大了城鄉(xiāng)教育結果不平等。

最后，在晚期隊列中，由于機會不平等和權重共同增長，使得初中升高中階段成為城鄉(xiāng)教育結果不平等最為主要的貢獻來源。降低這一階段的城鄉(xiāng)教育機會不平等意義重大。

本研究表明，除非某一階段的入學率開始趨于飽和，否則這一階段對應的教育機會不平等并不會下降。從隊列演變的角度來看，小學升初中及以后各個階段的城鄉(xiāng)教育機會不平等都在上升，這在以往的相關研究中并不能找到令人滿意的理論解釋，有待進一步研究。

(二)政策建議

近年來，隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的深入推進，城鄉(xiāng)教育均衡發(fā)展問題得到越來越多的關注。2021年“中央一號文件”明確提出“提高農(nóng)村教育質量”和“支持建設城鄉(xiāng)學校共同體”等一系列要求，支持鄉(xiāng)村教育發(fā)展，助力推進實施鄉(xiāng)村建設行動[26]。本文的研究結論對于改善城鄉(xiāng)教育不平等、推動教育改革具有重要的政策意涵。一方面，教育財政投入應該進一步向農(nóng)村地區(qū)傾斜，彌合城鄉(xiāng)之間教育資源差距。要加大力度補齊農(nóng)村學校教育質量短板，降低農(nóng)村戶籍孩子的基礎教育輟學率，縮小各升學階段的城鄉(xiāng)教育機會不平等。另一方面，教育部門應當認識到，縮小城鄉(xiāng)居民受教育年限差距的核心在于提高農(nóng)村戶籍學生的高中升學率。這是因為，當前初中升高中階段的城鄉(xiāng)教育機會不平等較大，而且初中升高中階段對城鄉(xiāng)居民教育結果不平等的總體貢獻在所有升學階段中最大。事實上，如果能夠有更高比例的農(nóng)村籍學生升入高中，便能在整體上極大地改善城鄉(xiāng)教育結果的不平等。

注釋：

①針對14歲時父親社會經(jīng)濟地位變量、父親教育年限和母親教育年限3個缺失較多的變量，筆者采用均值插補法進行插補，因此分析樣本為經(jīng)過缺失值插補。

②在分析中以1949年作為基準，對其進行中心化處理然后除以10，便于系數(shù)解讀。

③公式的完整推導過程參見Buis的研究(Buis，2010)。