高等教育扩展与入学机会差异：1978～2003，本文主要内容关键词为：高等教育论文,差异论文,机会论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1978年恢复高考制度后，我国公民接受高等教育的机会不断扩大，高等教育毛入学率从1978年的1.56％跃升至2002年的15％，这表明中国已经开始跨入大众高等教育的阶段。进入1990年代后，高等教育扩展的步伐开始加快，特别是1998年后的高校扩招使大学生在校规模迅速扩大。到2004年，中国大陆各类高等教育总注册人数已经达到2,000万，成为世界上第二个规模最大的高等教育国家。
高等教育的扩展，有着十分广泛而深刻的社会结构变迁的背景（特别是组织化方式的变迁）和科学技术发展的根源背景。中国改革开放伊始所遇到的一个最广泛的国际背景就是二十世纪四、五十年代开始涌现的、以电子计算机技术为核心的第三次科学技术革命浪潮，它不仅改变着一个国家和地区内部的社会经济结构和人们的生存条件及生活方式，同时也对较高教育程度的劳动力人口提出了更大的需求。在改革开放的背景下，国家经济体制由计划经济体制向社会主义市场经济体制过渡，整个社会的组织体系也在发生着迅速的变化。社会、经济和文化领域中大量涌现出的多种组织形式，不仅改变了原有单一的国家、集体单位的社会组织方式，同时也因公司、企业及其他法人单位等组织形式在数量和规模上的不断扩大，为新一代个体在白领职业领域提供了更多的就业机会。反过来，这些职业位置在招募新成员的时候也提高了对教育、技术和文凭资格的要求。这些因素共同构成了中国高等教育扩展的基本原因。
然而，高等教育扩展和机会总量的增加是否意味着高等教育的公平性程度的提高呢？也许西方教育社会学领域的一些类似研究会给我们一定的启发。
一、教育扩展与教育不平等之间关系的讨论
西方国家从上世纪初开始，各个教育阶段都在经历着不同程度的教育扩展，因此研究者们也同样面临对类似问题的回答。在美国，自从20世纪初以来，三级教育开始在不同时点上迅速扩展，当时美国民众的普遍期望认为，社会经济背景、性别、种族对教育机会的影响可能在下降，但许多经验研究则表明家庭社会经济地位对子女教育的不平等影响一直保持着稳定状态，甚至有所提高（Sewell，W.& R.M.Hauser,1980）。在德国，1890年左右开始的教育扩展过程中，教育选择也同样偏向于上层阶级的子弟，而下层阶级的子弟却逐渐形成一个文化上的无产阶级（H.Titze，1996）；西德尽管经历了1960年以来的教育扩展和机会平等的教育体制改革，然而农业工人、劳工阶层以及失业者家庭的子女还是比高级公务员和受过良好教育的家庭更少地获得教育机会（K.Rodax,1995）。一项对13 个国家教育扩展的研究表明，除了2个国家外，其余11个国家在教育扩展与改革方面的努力， 不是缩小而是扩大了特权阶层和劣势阶层之间的教育不平等差异（Shavit,Y,& H.P.Blossfeld,1993）。另有学者对英格兰和威尔士的研究表明，在教育扩展的不同阶段，教育机会的不平等会出现不同特征：教育扩展早期可能导致更大程度的教育不平等，只有在教育扩展的后期才有可能降低特定教育层次上的机会不平等（Halsey,A.H.,A.Heath & J.M.Ridge,1980）。
更多的研究注意到，尽管学校教育的扩展可以降低家庭的社会经济地位对较低教育阶段上的升学影响，但在较高阶段的教育机会方面，社会阶层的界限依然十分强烈和稳定（R.Mare,1981）。促使麦克尔·豪（Hout,M.1993）等人更进一步提出了一个使学界广泛关注的“最大限度地维持不平等”假设（通称为MMI 假设——Maximally Maintained Inequality）：其主要观点认为， 只有当上层阶级在特定教育阶段的教育需求达到饱和状态的时候，基于阶级出身的优势比才会下降，否则不平等将继续维持和扩大（M.Hout,A.Raftery & E.O.Bell,1993; Raftery & M.Hout,1993）。
MMI假设的提出引起了学界十分广泛的注意，进一步的论证和修正也不断出现。如2001年，卢卡斯将生命历程视角① 和MMI结合起来， 进一步提出了不平等的有效维持的论证（S.R.Lucas,2001）。阿亚隆和夏维特（Ayalon H.& Shavit,Y.2004）则通过对1990年后的以色列教育改革过程的研究，也对MMI假设和卢卡斯的论证提出了修正。他们认为，即使在某个教育阶段上可能会出现教育年限这样的量的平等，但是特定的教育文凭将会以一种质性的、更为不平等的方式替代以前的量的不平等。甚至有学者在预测21世纪美国教育不平等问题的时候也坚持认为，新到来的这个世纪中，美国教育不平等仍然会最大限度地持续下去（A.Gamoran,2001）。
西方学者对教育扩展与教育平等之间关系的讨论非常广泛和深入，但他们似乎明显忽略了两个方面的问题：其一，大多数学者注意的是在不同阶段教育机会总量扩大前提下的教育机会不平等，而较少注意到同一教育阶段上不同类型的教育形式的质性差异可能会使来自社会阶层等方面的影响发生变化；其二，大多数关于“社会阶层”与“教育获得”关联的研究，都是从代际传承的角度去考察，而较少有学者再如早年的西威尔（W.Sewell,1967）等人那样，去注意个人已经获得的职业位置对进一步获得某种教育机会的影响。
二、研究问题与研究假设
有关教育扩展与教育不平等之间关系的讨论一直在延续。而我们所关心的问题是：在目前这场重大的社会变革时期，高等教育机会的扩展究竟会给何种社会阶层、以何种形式带来更大的好处？1978年后中国高等教育的恢复和发展与一系列的社会转型背景密切关联，现代化过程、市场经济转型和社会制度变革的三重变奏，强烈地引起了教育系统内部的资源和机会条件的变化，并深刻地影响着这些资源和机会的分配方式。那么，在这一广泛而深入的社会变革背景下，原有的教育机会，特别是高等教育机会分配中的社会阶层机制究竟会发生什么样的变化呢？国内目前对高等教育机会分配差异的研究，较多地集中在高等教育地区性发展不平衡以及城乡差异和性别差异等方面，就阶层差异的研究则较少，即使有过一些相关的文献，也缺少可靠数据的支持。
在此，笔者就教育自身的质性差异、社会阶层策略行为等因素对高等教育机会分配的影响问题，尝试提出一些具体的研究假设。
参照韦伯、葛兰西、柯林斯等人对教育类型的区分，我们可以认为，就与整个社会地位体系的关联而言，教育首先可以区分为地位取向教育和生存取向教育两种基本形式。前一类型教育更多地以取得较高的社会地位为取向；而后一类型则更多地以获得某种职业技能（因而更主要地是一种生存技术）为目标。这两种不同质性的教育形式，在效能上所具有的本质性差异是显而易见的。比如，大学本科入学资格意味着较高的职业位置和较好的职业前程。与成人高等教育相比，大学本科教育具有更高的经济回报期望和社会地位方面的报酬期望。中等教育中的教育分流与高等教育的质性差异遵循着同样的类属化逻辑，因而这里的第一个假设就是针对教育的质性区别本身而言的：中学阶段曾经接受过的教育，其地位取向意义越强（特别是重点高中教育），则对获得地位意义更明确、效能更强的后续教育（大学本科教育）具有更强势的作用，这种强势的稳固性甚至不会因为有限机会的扩大而发生变化；另一方面，随着生存教育模式的高等教育机会的扩大，属于同一质性类型的中学职业教育在获取这类高等教育机会方面的意义将会得到加强。
进一步，我们可以将教育的质性区分与社会阶层的策略行为相联系。由于高等教育存在两种类型的质性差异，无论是优势阶层为维持自身再生产的需要，还是劣势阶层之地位崛起的内在驱动，都会对效用更高、地位取向更明确的正规高等教育产生更为强烈的偏好。根据理性选择原则，不同阶层所能够调用的社会资源往往都会优先考虑用于效用更高的教育机会的竞争。但是，由于阶层成员自身的资源和机会条件限制，当高等教育机会有限扩大的时候，地位取向更明确、效用更高的机会将更倾向于资源条件更优越的社会阶层。这将体现在第二个假设上：当地位取向明确的高等教育机会（特别是本科教育机会）扩大的时候，优势阶层就可能依靠固有优势去竞争扩大了的机会，并从中争取到至少与原来相同的份额，因而使其子代接受这类高等教育的机会出现成倍增长。
反之，在父代职业与教育位置相对较低的一方，由于经济和文化等社会资源条件相对较弱，无法在效用较高的高等教育场域中与优势群体相抗衡，因而只能退而求其次，去追逐效用相对较低的高等教育机会。故而第三个假设为：在效用低的高等教育，特别是成人高等教育（以下有时简称为成人高教）场域中，来自优势群体子代的比重和出现概率则可能相对降低，这意味着优势阶层在巩固和加强对地位取向高等教育机会的竞争的同时，在生存取向高等教育机会方面的优势将出现某种程度的内卷。
由于中国目前高等教育机会的直接分配形式是严格的考试选拔机制（即使是成人高教也较早地确立了“自学考试制度”），因而机会的获得与一个家庭的文化资本具有更加直接的联系。故此，第四个假设为：职业位置较低但受过良好教育的社会阶层，在地位崛起的内心驱动下，会更为集中地使用这种文化资本（当然还包括对其它社会经济资源的集中调用）去赢得各类高等教育机会的竞争优势，因而我们可以看到高等教育场域中可能明确存在的一种精英流动的轨迹。
根据上述相同的、社会分层研究所普遍揭示的“社会阶层与资源分配”的关联性假设，我们还可更为积极地提出第五个假设：个人已经获得的社会阶层地位对自身获得高等教育机会具有更为直接的影响能力，并且这种能力的表现同样会因为高等教育的质性差异而产生相应变化。
三、数据、变量与模型策略
（一）数据与分析策略
本研究数据来自2003年度全国综合社会调查。该调查以第五次人口普查数据为抽样框，抽样采用分层设计、PPS方法，设计样本量为5,960个，范围覆盖28个省、市和自治区的城市和城镇。② 问卷访问的是18～69岁城镇居民，实际回收有效样本5,894个。问卷详细记录了个人的受教育经历、工作经历以及其他相关资料。全部样本中有1,173个样本报告接受过高等教育，此外，成人高等教育、普通高校专科、普通高校本科及以上占样本的比例分别为9％、5.5％和5.4％， 与第五次人口普查0.95‰抽样数据测算的城镇社会18～69岁人口中高等教育比例（成人、普专、普本及以上分别为4.53％、4.72％和3.98％）相比，调查样本比例略大，主要是成人高教部分。但我们样本记录的“成人高等教育”是曾经有过的入学经历，而不是人口普查记录的“学历”；再者，普查时点以后，中国普通高等教育又有了快速发展，调查当期高等教育人口的比例已有较大提高，因此，调查样本对总体的代表性基本上是可靠的。
本研究主要采用事件史分析技术。高等教育被划分为成人高等教育、普通高校专科和普通高校本科三个层次。对于这一多层次事件的样本数据，我们采取的主要分析策略是将不同层次的事件分别对待，因此，我们首先有这样四个主要模型：
模型ml：总的高等教育机会模型，事件为“首次获得任何一种高等教育机会”；
模型m2：成人高等教育机会模型，事件为“获得成人高等教育机会”；
模型m3：大学专科教育机会模型，事件为“获得大学专科教育机会”；
模型m4：大学本科教育机会模型，事件为“获得大学本科教育机会”。
根据各模型的事件定义，我们对每个模型都分别单独设立个人年记录格式的风险数据集。各风险集总的观察区间为1978—2003年。被访者17岁时的时间被规定为风险起始年，而1978年被访大于17岁的，从1978年开始观察。在风险数据集中，未经历过各模型所规定的事件的样本，从风险起始年一直观察到被访者45岁时，2003年被访者未到45岁的，2003 年即为观察终止年。对经历过事件的样本，相应事件首次发生即终止观察，并在数据集中标志为事件发生记录。1978年以前获得过高等教育的样本被排除在相应风险数据集之外。
同时，由于考虑到就业和工作经历对高等教育的影响，我们又建立一个以1978年以后的“适龄人口”为研究对象的大学本科教育机会模型m5 。 这一模型选取从1978年后开始进入大学本科教育风险期的样本（具体来说是1961—1985年间出生组），并以17岁时的时间为风险起始年，以25岁为风险结束年，以获得大学本科教育为发生事件。这一模型不考虑工作经历的影响，同时也基本上将受“文革”这一特殊时期影响的人群排除在外。通过这一模型，我们能较为纯粹地观察扩招前后本科教育机会在“适龄”人群中的分配机制及其变化。
从事件史分析技术角度来说，上述模型均属于单类型无重复事件模型，我们可采用一般的Cox比例风险模型来估计各自变量效应参数。 由于风险集对各样本的观察时间较长，所有记录存在“就业”前后的区分，但是，就业前后的基准风险概率函数③ 有十分明显的区分：就业后获得大学专、本科教育的机会大大低于就业以前，而获得成人高等教育的机会则明显高于就业以前。因此，在对各模型进行估计时，均设计了“是否就业”这一分层效应（模型m5除外，它以未设分层效应的一般比例风险模型估计）：
h[,i]（t）＝h[,oj]（t）exp（β′x）
这里h[,i]（t）为个体i在时间t的事件发生概率，h[,oj]（t）分别为就业前（j＝0）和就业后（j＝1）两组基准风险函数，x、β′分别为自变量向量矩阵和参数矩阵。
（二）变量
1.社会阶层变量
（1）父亲的“职业—教育”阶层。阶层背景变量是本研究设计的重点。 以往研究对地位背景变量的选取大致有两种主要方式：一是综合职业声望、收入和教育年限为社会经济地位指数（SEI）的方法；二是职业阶层或阶级类属的方式。前种方式涵盖的信息较为全面，但是缺乏对具体阶层关系的解释能力；后种方式较为关注的是职业位置的影响，教育、收入等方面的影响则另设变量处理，因而我们不能确切把握不同资本优势对子代教育获得或地位获得的综合影响。本研究则结合职业位置和教育水平两方面的基本关系来确定父代的社会阶层，称之为“职业／教育”阶层。具体操作方式是：将父亲的教育水平分为高等教育、中等教育（含初中和高中）和初阶教育（小学及以下）三个层次。关于父亲职业位置的划分，作者以艾利克逊和戈德索普等人的11分类职业等级（EGP）为基础，重新划分出高阶白领层、中阶白领层、低阶白领层和体力劳动者阶层等四个职业阶层。④ 然后将父亲的职业阶层和教育水平交叉组合，并加以适当合并，得到如表1所示的8个类属的“职业／教育”阶层，其中第5类（E5）指具有中等或高等教育水平的低阶白领，第6类（E6）包含只具有初等或以下教育水平的所有白领职业，第7类（E7）是具有中等以上教育水平的体力劳动者的合并。第8类（E8）为初等教育的体力劳动者， 是这一变量的参照组。
（2）本人的就业状态与社会阶层位置。 本文将风险时间的前一年“是否就业”这一变量作为一个分层控制变量引入模型。它是一个虚拟变量，0为“未就业”，1为“已就业”。
本人的职业阶层也是一个时变性变量，它表示在风险时间前一年被访者的活动状态：首先区分在风险时间前一年被访者是否为在校学生。若是，则单独区分为一类；若不是，则参照前述修改后的EGP方案， 将在风险时间前一年的职业区分为高阶白领、中阶白领、低阶白领与体力劳动者（含无业、失业下岗人员）四类。模型中以最后一类作为参照组。
表1：父代“职业／教育”阶层与子代在各时期获得各类高等教育的样本分布
注：本研究未分析1978年以前的高等教育入学情况
2.高中阶段的学校类型
高中阶段的教育分流对应着教育的生存－地位取向区分。职业高中、普通高中和重点高中的区分被用来考察高中教育形式对具有质性差异的高等教育机会分配的影响。未上过高中者在各模型中均被作为参照类。
3.性别、同期群、居住地类别
性别：虚拟变量，参照类为女性。
同期群：该变量针对那些本应在“文革”期间接受高等教育的年龄群而设。这一变量为虚拟变量，属于1949～1960年间出生组（即“文革”事件遭遇组）为1，不属于则为0。
居住地类别：这一变量随风险时间而发生变化，它表示个体在风险时间前一年的居住地（如果在上学，以其上学地点为居住地）。如果发生过跨城市类型的迁移，则根据迁移时间判断其居住地。该变量事实上考察的是高等教育机会在不同级别的城市或地方中的分配差异，它被操作化为直辖市、省会城市、地级市、县城、城镇和农村六个层级。
4.党员身份
本人党员身份这一变量为时变性虚拟变量，风险时间前一年是党员者为1，非党员为参照类。父亲党员身份为非时变性变量，同样以非党员为参照类。
（三）时期划分、交互效应设计及模型检验
虽然教育部颁文扩招是从1999年当年开始，但考虑到扩招前后的一些细微变化，我们决定选用1998年为时期的分界点，以1998～2003年间为扩招时期，1978～1997年间为参照组。
表2：风险集的基本信息与模型检验
注：表中括号里的数字为比较模型之间的自由度之差。
为了模型检验的需要，分析过程中我们对上述各自变量均建立了与时期的交互效应。为了述说模型检验的方便，我们将只包含主效应的模型称为“主效应模型”，将包含全部主效应及各自与时期的交互效应的模型称为“全模型”。模型检验的基本方式是，对每个全模型在保证主效应都进入模型的前提下，对各交互效应进行逐步回归，将逐步回归后得到的模型作为本研究的“分析模型”。针对人年记录数据，模型参数的标准误、相伴概率值为稳健重估（robust re- estimation,clustered by person-id）后的结果。
从模型检验可以看到，分析模型与主效应模型都存在显著差异，但与全模型比较，数据拟合的偏差都不具有统计显著性。这表明时期及时期的交互效应在各分析模型都是显著存在的，而且分析模型也基本上涵盖了可能存在的时期交互效应。
四、发现与解释
（一）高等教育机会分配的一般态势：1978～2003
从模型m1至m5的分析中（见表3）可以看到，在1978～2003年间， 我们所考察的各维度因素对各类高等教育机会的影响各不一样，而不同的因素在扩招时期的影响变化也具有不同的形态。
从总的高等教育机会模型（m1）来看，所考察的各因素大都存在显著效应，这表明在1978～2003年这段时期内，高等教育机会的分配存在着明显的性别不平等、城市级别的差异、阶层背景差异以及本人曾经在高中阶段接受的教育的类型差异；同时对在风险时间已经就业的人来说，个人曾经获得过的职业位置也存在十分明确的正向影响。就扩招效应来看，模型m1还表明，相对1978～1997年间，中国高等教育机会在1998年后大约扩大了2.3倍（在控制了其它变量的影响后），而其它效应对总的高等教育机会的影响，有的在增强，有的则出现明显下降趋势：本人党员身份在0.1显著水平上显示了一定的扩大效应，而本人就业后取得的中高级管理技术位置，相对于体力劳动而言，在获得高等教育机会方面的优势增强了1.85倍；同时我们也看到，性别差异下降了大约27％，特别是就阶层背景差异来说，相对父亲为低阶教育水平的体力劳动者而言，其他各职业／教育阶层位置的优势作用都出现了十分明显的下降趋势（低阶教育水平的白领层没有显示统计显著性，但在趋势上也是下降的），下降幅度大约在35％～64％之间。
从各类高等教育机会的分模型来看，性别差异主要体现在大学本科教育机会的分配中，而对成人高教机会和大学专科机会的影响则不显著。模型m4和模型m5都显示，扩招以前，相对女性而言，男性获得大学本科教育机会的优势大约要高出女性0.7倍左右，而扩招后这种相对优势大约降低了50％。
表3：各类高等教育机会的相对风险比（Relative Hazard Ratio）：1978—2003
显著性水平标示——△：P＜0.1；*：P＜0.05；**：P＜0.01；***：P＜0.001
注1：在大学本科模型（m4和m5）中， 父代阶层变量中的“初等教育白领”和“初等教育体力劳动者”同时作为参照类——这是因为在模型检验时发现，这两个阶层的子代在获得本科教育机会时不存在显著差异。
同时，个体居住于不同的城市⑤，在获得各类高等教育机会方面的优势也不尽相同。相对直辖市而言，居住于其它各等级城市中的人在获得成人高教和大学专科教育机会时，并没有体现出特别明显的劣势，但是在获得大学本科教育机会时，则体现出显著性差异。以模型m5为例：风险时间前一年居住于省会、地级市、县城以及城镇中的17—25岁适龄青年，比居住于直辖市的适龄青年的相对机会大约要少30％～40％。不过这种城市差异在扩招以后没有体现出明显的变化（居住地变量与时期的交互效应非常弱）。
在分模型中，父亲和本人的政治身份变量的影响只在成人高等教育模型中体现了一定的优势作用。其中，父亲具有党员身份，其子代获得成人高教的机会大约高27％，本人政治身份的影响与父代大体相当，但只在0.1的显著性水平下是显著的。同时政治身份的影响在1998年以后的时期内没有表现出明显的变化。就学界经常关心的“文革”对高等教育机会分配的影响问题， 我们设计了一个出生组变量（1949～1960年出生组）来表示受这一历史事件影响的主体。模型结果表明，“文革”一代在获得正规本科高等教育机会方面显示了十分明确的优势（大约是其他出生组的2倍，见模型m4），同时在获得成人高等教育和大专教育机会方面，也未表现出明显的差异，这表明这一代人虽然在“文革”中失去了获得高等教育的机会，但是高考恢复后，他们的机会得到了较多的补偿——这在一定程度上说明，相对“短暂”的历史性灾难并未阻挡精英人才的最终涌现。
高中教育分流的影响，特别是重点学校制度对高等教育机会分配的影响，已为许多国内学者所关注。我们的分析表明，在各分模型中，不同的分流教育对不同质性差异的高等教育机会的影响确实存在很大不同。
与未上过高中的人群相比，职业高中在获得成人高等教育时的相对机会优势与普通高中和重点高中几乎没有什么区别。需要特别注意到的是，在模型m2和m3的时期效应部分，相对职业高中和未上过高中的人来说，重点高中和普通高中的相对优势分别减少了70％和50％左右。这意味着，职业高中或未上过高中的人群在扩招时期内进入大学专科和获得成人高教的机会有了显著增强。
在获得本科教育机会时，情形就很不一样了。在没有个人职位因素影响的适龄人口大本模型（m5）中，重点高中和普通高中相对职业高中而言的相对机会优势差异很明显，分别是44倍（X[2]＝70.3）和15倍（X[2]＝34.8）。同样，在模型m5中，重点高中与普通高中相比，也具有2.9倍的相对优势（X[2]＝49.8）。 而在控制个人职位等因素的影响后，职业高中教育对获得本科入学机会的影响甚至出现了较显著的负向作用，只相当于未上过高中者的36.6％（见模型m4）。
需要说明的是模型m4和m5中存在的差异。在模型m5的适龄人口风险集中，几乎不存在就业后而获得大学本科教育机会的个案，也即意味着在这一模型中并不存在个人职位的影响。而模型m4则控制了个人职位等因素的影响。因此在模型m4中，重点高中与普通高中的相对优势比较大的低于模型m5的情况，正好说明在一个更长时期的个人生活经历中，高中教育分流的影响会体现在本人职位获得这一更重要的成就目标上。对此，更为详细的论证和分析，需要建立与之相关的因果路径模型，这已不在本研究的讨论之列了。
模型m3中也会存在同样的问题。针对“适龄人群”的大学专科教育机会，本研究同样设立了与模型m5类似的模型（该模型本文未呈示），该模型中各自变量效应参数与模型m3基本一致，唯一不同的仍然是高中分流变量：与未上过高中者相比，重点高中、普通高中、职业高中的相对优势比分别是：18.45倍、13.9倍和3.5倍；同时，重点、普通、职业高中之间的差异均在p＜0.001水平下具有统计显著性。显然，这里的高中分流效应的差异虽然仍十分强烈，但与获得大学本科机会时的分流效应相比，还是小了许多。至于模型m2，由于成人高等教育并不存在“适龄”问题，所以未建立类似模型来对比。
然而，无论如何，当我们考察一个较长的个人生命历程的时候，就需要建立个人职业成就与高等教育机会之间的关联分析。较早注意到这一问题的是威廉·西威尔（Sewell,W.H.& Shah W.P.）等人于1967年对一个威斯康星青年群体的一项研究，其路径分析模型结果表明，个人社会经济地位（被划分为高、中上、中下和低四个层次）与个人的智识水平同时影响着个体是否上大学的计划、大学入学和毕业的机会，从而最终影响个人的教育获得。但是自西威尔等人的研究后，教育社会学与社会分层的研究似乎很少再有人来关注这一维度的问题。
本研究在区分了风险时间前一年仍为在校学生这一人群后注意到，相对体力劳动者而言，就业后获得过白领职业位置的人，在获得各类高等教育机会时都存在十分显著的优势效应。但就不同类型的高等教育机会来说，这种影响也存在一定差异。首先，在大学本科和大学专科模型（m3与m4）中，白领职业内部各层之间不存在显著的机会差异。而就成人高等教育机会来说，在1978～1997年间，一般管理、技术人员相对中高级管理技术及办事人员之间的差异是显著的，前者分别是后者的1.4倍和1.5倍（根据模型m2中相应主效应项计算），不过在1998年以后的时期中，中高级管理技术人员的优势（相对体力劳动者）有较明显的扩大，而这个时期的一般管理、技术人员的优势没有扩大，因而相对一般管理、技术人员来说，中高级管理人员的优势也显示出来（约高22％）。其次，中高级管理技术、一般管理技术和办事人员相对体力劳动者的优势的位序，在三类高等教育机会模型中稍有不同：在大学本科模型中，中高级管理技术人员的优势是最高的，而在大学专科和成人高教模型中，一般管理和技术人员处于更高的优势位序上。这表明本人的职业阶层地位对高等教育类型的选择也同样具有一定的偏好——事实上如果将研究生教育纳入分析视野，这种偏好差异将会显得更为强烈。
（二）高等教育的扩展与阶层背景效应的相反变化
在总体态势的描述中我们看到，总的高等教育机会的扩展使来自父代阶层背景的优势性差异出现了明显下降态势。但进一步观察其他分模型的分析结果，我们发现，相对不同质性区别的高等教育而言，父代阶层背景影响在扩招时期出现了十分明显的相反变化。
在以生存取向为主的成人高等教育领域，相对初等及以下教育水平的体力劳动者的子代而言，所有其他各职业／教育阶层子代的相对优势出现了非常明显的下降，而且父代职业位置或教育水平越高，其子代相对优势的内卷程度也就越大。模型m2显示，控制模型中其他变量的影响后，父代为接受过高等教育的高阶白领、中阶白领，以及接受过中等教育的高阶白领，其子代相对初等教育的体力劳动者子代的优势，在1998年以后分别下降了约71％（＝［1－0.29］×100％，下同）、74％和80％（相对于1978～1997年间），而只接受过中等教育的中阶白领，以及中上教育、初等教育的低层白领，其子代获得成人高教的相对优势在1998年后的内卷幅度分别为56％、53％和51％，接受过中上教育的体力劳动者子代的相对优势内卷幅度更小些，大约为48％。
这种优势内卷的情形可能存在两个方面的解释：其一，根据前面有关MMI 假设的叙说和修正，优势阶层在高校扩招时期可能更多地去争取优质的、效用更高、地位取向更明确的正规高等教育机会，因而在以生存取向为主的成人高等教育领域则逐渐让渡了部分空间，从而使下层获取这类教育机会的概率扩大。其二，由于教育的生存取向和地位取向的界限随着教育扩展而变化，在改革的较早时期可能还具有地位意义的成人高等教育，进入1990年代后则基本上演变为一种纯粹的职业技能教育，它对获取高阶社会阶层位置的意义开始消解（刘精明，2001）；同时又因为劳动力市场发育不完善等方面的原因，这种职业技能教育也没有体现出应有的效能，因此，如果说在前一个时期优势阶层子代会以成人高教作为地位取向教育的竞争目标的话，那么在扩招时期就可能更容易游移于这种选择之外。
相反的情形是，扩招以后，父代阶层位置对以地位取向为主的大学本科教育机会获得的影响的变化——优势阶层的相对优势，不是内卷而是在成倍地扩大。
根据前面模型说明中表述过的理由，我们分别对大本风险数据集中全部人年记录和特定风险年龄记录建立了两个不同模型来分析大学本科教育机会的分配。模型m5是针对风险年龄为17—25岁的青年在1978～2003年间获得正规本科教育机会的分析，它分离了“文革”事件在改革时期中的延续性影响，因此这一模型能较为纯粹地反映不同阶层背景的子弟在竞争扩招后的本科机会时的优势差异及其变化。模型m5与其他模型一样，与时期的交互效应是通过逐步回归方式加以检验和选择的。加入性别、父代阶层两组变量与时期的交互效应后，时期本身的主效应已经不重要了，这意味着扩招后的机会增量为性别差异和阶层背景效应的变化所分解。
模型m5显示，扩招以后，相对只具初等或以下教育的各职业阶层的子代而言，其他各职业／教育阶层子代的优势都有较大幅度的扩大，并且大多都在0.05水平下显示了统计显著性（中等教育的高阶白领层除外）。接受过高等教育的高阶白领子代，其相对优势约扩大了4.25倍（＝5.25－1），中阶白领的高等教育组和中等教育组子代的优势大约分别扩大了1.4倍和1.6倍，接受过中等以上教育的体力劳动者的子代，相对同一职业阶层但只具初等或以下教育的子代的优势也扩大了1.8倍。中上教育的低阶白领职业阶层的相对优势在1978～1997年间没有显示出统计显著性（见模型m5中该阶层的主效应），但在扩招时期则明确显示出扩大了5倍的显著效应。这样，在控制了模型m5中其他效应的影响后，我们可以直接测算出在扩招时期中等及以上教育的各职业阶层相对初等教育的各职业阶层的优势比。依阶层变量的顺序，高阶白领高等教育、高阶白领中等教育、中阶白领高等教育、中阶白领中等教育、低阶白领中上教育和体力劳动中上教育各层之子代，在扩招时期获得正规本科教育机会的相对优势分别是21倍（≈3.975×5.246，下同）、2.2倍、10倍、6.6倍、6倍和5.8倍（未具统计显著性的参数以1倍计算）。模型m4虽然在建立风险集时未区分是否为“适龄”人群，但有关阶层背景影响在扩招时期的变化显示了与模型m5大致相同的情形。
（三）中、下阶层的获益与来自体力劳动者阶层的精英流动
高校扩招事实上加大了各职业／教育阶层子代之间在获得大学本科高等教育机会方面的差异，同时也降低了在成人高等教育领域中的代际关联。无疑，成人高教领域中优势阶层优势内卷趋势也正是中下阶层在高教扩展中获益的一个明确例证。需要进一步了解的是，在非生存取向的高教领域中（包括大专和本科），下层群体中有没有以某种方式在扩招时期获益呢？这里进一步重点考察体力劳动者阶层子代的高等教育机会。
社会分层研究似乎有一个基本的共识，那就是体力劳动者阶层在资源、机会与社会地位的获得方面都具有明显的相对劣势。而戈德索普等人对“富裕工人阶级”的研究则持不同的分析意见，他们认为，在福利资本主义社会中，由于服务产业的发展以及生产领域的技术进步，一部分技术工人和服务人员在生产和服务领域中的位置越来越重要，因而其社会经济地位在一段时期内得到迅速提高（J.et al.Goldthorpe,1969）。中国学界对体力劳动者内部的分化研究较少从代际传承角度去分析，事实上许多研究似乎忽略了这一阶层内部存在的实际分化状况（尤其是教育水平方面的差异）对社会流动的意义。笔者认为，惯常的代际传承逻辑也许无法概括体力劳动者阶层改变自身命运的努力，在精英或社会阶层再生产逻辑之侧，或许并行着另一条“地位崛起”的社会流动线索。这表明，底层社会有着自身的阶层行动策略，以抗争时刻谨守优势资源之门的社会上层的封闭行为。
本研究通过组合职业与教育两个维度来划分父代的社会阶层，将体力劳动者区分为中上教育体力、初等教育体力两个组。依模型m1～m5的分析结果都表明，中上教育体力劳动者的子代与只具初等教育的体力劳动者子代相比，无论就获得何种类型的高等教育机会而言，都具有十分明显的相对优势。模型估计后的进一步检验还表明，这一阶层子代获得大学本科教育机会的优势仅与具有高等教育水平的两个职业阶层的子代在主效应上存在显著差异（在模型m5中，E1 vsE7：X[2]＝4.16，p＝0.04；E3 vs E7：X[2]＝4.84，p＝0.028）；他们在大学专科方面的机会虽然在1978～1997年间（主效应）显著低于高阶白领中的高等教育组，但在扩招时期，其机会扩大优势又明显超出了该高等教育组（X[2]＝2.77，p＝0.096）。他们在成人高等教育方面的机会也只是在1978～1997年间显著低于高阶白领的中等教育组（X[2]＝4.131，p＝0.042），但扩招时期的优势内卷程度又同样明显低于该对比组（X[2]＝3.66，p＝0.056）。这些检验表明，具有中等或以上教育水平的体力劳动者的子代在获得各类高等教育机会时，已经具有相对较高的优势位置，特别是在大专教育和成人高教领域。这一点通过图形可更清晰地反映出来。
下图1—4是分别根据模型m5、m3、m2、m1的估计参数预测的各阶层子代在不同年份获致不同类型高等教育机会时的平均相对风险比（average relative hazard ratio）。从图形中可以明确看到，在1998年以前的时期中，各类高等教育机会的分配都存在较为明确的层化态势。扩招以后，这种层化态势在大学本科教育方面仍然继续保持，而在大学专科和成人高教领域则出现了不同的变化和转向。特别是具有中等或以上教育水平的体力劳动者的子代，其相对优势位置在大专和成人高教方面都有较大幅度的提升，而在大学本科教育方面也出现了赶超其他中等优势阶层的趋势。
接受过良好教育的体力劳动者，在职业上处于较低阶的位置，但拥有相对较高的文化资本。其子代在获得高等教育时所体现出来的这种优势，可以从一个阶层的整体性策略行为来加以解释。处于不利位置的社会阶层，其内在的地位崛起的心理驱动仍然是不可忽略的，它是向优势阶层发出挑战的持久动力。这种挑战的成功依赖于两个方面的条件：其一，某种资源或机会分配中的排斥性是个体主义的而非整体性的，即机会的排他性封闭不能是针对某个具体社会阶层，而至少在形式上应该是公平的、针对任何个体都是一致的筛选标准；其二，处于不利位置的社会群体有能力达致这一基本的筛选标准。由于目前中国的高等教育的选择标准以学业成绩为核心，1978年恢复以来的高考制度尽管曾招致多方面的批评，但是这种制度在保证教育选择的公平性方面的可靠性仍然是其他选择标准所无法替代的，这事实上为下层群体实现地位崛起的梦想提供了形式上的条件。同时，相对教育程度较低的各职业阶层来讲，接受过良好教育的体力劳动者具有更好的文化资本条件。由于直接影响子代学业水平的因素主要来自家庭的文化资本（Bourdieu,P.& J.C.Passeron,1990; P.DiMaggio,1982），因此，相对职业位置或与之相关的其他社会、经济资本而言，与文化资本关系更为直接的教育水平因素对子代高等教育机会的获得就更为重要。当这种文化资本被集中运用于子代高等教育机会的竞争，从而促使子代达致中国高等教育的主要筛选标准（学术成绩）的时候，它比其他社会资本、经济资本或政治资本能发挥更为直接的作用，因而更容易使自身优势最大化。因此，如果各阶层积极调动自身可及的各类资源来竞争一个社会内部的优势资源与机会，以求效用最大化，并以此作为一个阶层的基本策略行为的话，那么，就不难理解中国高等教育领域中出现的这种下层精英向上流动的明确轨迹了。
图1：各阶层子代本科教育机会相对风险图
图2：各阶层子代大专教育机会相对风险图
图3：各阶层子代成人高教机会相对风险图
图4：各阶层子代总的高教机会相对风险图
五、小结
上述分析从不同的方面对笔者提出的研究假设进行了论证。分析结果表明，高等教育入学机会的获得机制虽然复杂，但是基本的主线是清楚的：虽然各类高等教育之间的质性差异规定了不同的教育机会的影响模式，但是作为一种仍然是稀缺的社会机会，来自社会阶层背景以及自身社会阶层位置的影响差异一直明确地存在于1978～2003年间，同时高中阶段的教育分流也与高等教育的质性区分之间存在明确的对应关系。
高等教育扩展对教育平等的影响十分复杂。如果将各类高等教育机会看成一个统一的整体，我们会发现1998年以后高教领域中的教育不平等在总体上呈现一种下降的趋势。然而深入的分析表明，这样的平等化过程是有条件的，内涵于高教领域的社会阶层差异仍然十分明显。高等教育本身的质性差异决定了各社会阶层对这种机会的竞争取向和策略：在地位取向明确的本科教育中，高校扩招导致优势阶层较大程度地扩大了他们的相对优势；而生存取向明确的成人高教领域的机会扩大，则使下层社会群体获得了更多的益处。
目前中国高等教育制度同时也为具有条件的下层社会群体提供了向上流动的制度保证。作为一种阶层策略行为，接受过良好教育的体力劳动者通过积极运用自身的文化资本优势，可以在达致机会最大化的过程中成就一代下层精英的向上流动，这并不与更具优势的阶层可能获得更大的机会优势相矛盾，而是与之并行不悖的。
注释：
① 生命历程视角（Life Course Perspective）主要观点为：随着个体生命阶段的推移，个体与家庭或父辈之间依赖性联系减弱，因而父辈对子代教育成就或教育获得的影响将随着教育阶段的提高而减弱。
② 详细抽样方案，请访问www.chinagss.org.
③ 基准风险函数图比较此处从略。与本文相关的其它分析资料可在笔者主页www.chinagss.org/～jmliu中找到。
④ 笔者在选择EGP作为分类基础时，参照中国实际情况稍做了修改，将营业员等服务性劳动者从EGP的“常规非体力白领层”划分出来， 将之归入到体力劳动者层中。这里，高阶白领层包括高级专业人员、行政人员及官员、企业家；中阶白领层包括低级专业人员、行政人员及官员以及高级技术人员、经理层人士等；低阶白领层包括行政办事人员及其他常规性非体力职员和自雇佣者；体力劳动者阶层包括技术工人、半技术工人、服务型体力者、农民以及下岗工人等。
⑤ 作为城市样本，居住地为农村的样本具有较多的特殊性，所以在各模型中未显示出与直辖市之间的差异显著性，但它并不表示这种差异不存在——这仅仅是由城市样本的特殊性所决定的。