中国基础教育领域中的机会不平等及其变化，本文主要内容关键词为：基础教育论文,中国论文,不平等论文,领域论文,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。
一、问题的提出
从1976年“拨乱反正”至1982年这段历史转折期，中学阶段教育机会持续下滑，直到1980年代中期才开始回升。如1978年小学毕业升学率已达到87.6％，初中毕业升学率达到40.9％(在恢复高考的刺激下，初中毕业升学率在1980年一度高升到45.9％)。但由于教育结构和管理模式的调整，到了1982年，两个升学率分别降至66.2％、32.3％。新一轮机会增长是从1990年开始的，到1994年前后，小学升初中、初中升高中的升学率开始恢复到1978年的水平。从总体趋势看，1990年代以来，基础教育、高等教育机会供给的增长速度明显加快。到2000年，全国基本上完成了九年义务教育的普及工作，基本扫除青壮年文盲，初中毕业升学率超过50％，高中毕业升学率达到73.2％；高校大幅扩招也在1990年代末出现。①1976年以来的这些变化不禁使我们产生这样的疑问：为什么早年机会供给下降的时候人们对教育公平问题似乎置若罔闻，在教育机会不断扩大的今天却反而对教育公平的呼声越来越高、不满情绪越来越多呢？机会扩展时的教育不平等究竟发生了什么样的变化？
二、教育不平等的结构与过程
要回答上述问题，应首先对不平等的性质加以区分。先赋与自致是社会分层研究的基本分析范式。尽管现代社会中很难找到一种社会分配机制完全按照先赋抑或自致的方式而设计，但就教育机会来说，如果避开先赋条件不谈，而学校教育系统又只是根据个人能力来分配教育机会的话，那么儿童之间的机会不平等，就只是个人努力程度不同所造成的能力分化，以及儿童个体根据自身的能力条件而做出选择的后果(如图1所示)。
图1 纯粹自致过程导致的教育机会不平等
显然，通过纯粹自致的方式取得教育成就是很难想象的。能力分化并不仅仅由个人努力因素所决定，先赋条件、学校教育过程与教育制度都可能导致不同的能力后果，个人教育成就的取得是自致与先赋两个过程的共同结果。这意味着对先赋不平等的分析不能过于笼统，而要分别讨论它们在每个具体的自致环节上的影响机制。
在作者看来，先赋因素对儿童教育机会的影响有三个主要路径：一是通过促进儿童之间的能力分化而导致机会不平等，二是因个体或家庭的选择偏好而导致机会不平等，三是通过直接改变机会配置结构而产生机会不平等。
对不同路径中的不平等机制的模式性概括已有较多的讨论，其中有重要影响的是布东(R.Boudon)关于首属效应(primary effect)与次要效应(second effect)的区分。首属效应关注的是家庭资源对儿童能力分化的作用，而次要效应关注的是阶层地位在教育激励以及选择不同教育机会方面的重要性。但是，当大规模的社会平等化过程开始的时候，为什么教育不平等会出现不同方式的变化？为什么各种不平等在变化强度、变化顺序上很不相同？对此，上述研究都未曾给出很好的解释。
本研究试图从先赋因素对不同自致环节的影响机制入手来回答这些问题。这里，先赋性因素被视为一种较为稳定的关系模式或社会结构。作为一种结构关系，先赋因素可以产生两种不同性质的不平等后果。按照吉登斯的有关理论，作为规则与资源的结构可以是一种跨越时空的原则性特征而体现在人们的例行化(routinization)行动之中，它对人们的行为既具有限制作用，同时也具有使动作用。②由此，我们可以认为，结构特征的不平等后果也内含于这两个“作用”之中。首先，结构限制通过直接授予的方式改变个体之间的不平等关系，这一特征被索伦森(A.B.Sorensen)称为纯粹结构效应(pure structure effect)：不同结构位置对“位置占有者”给予不同的位置报酬(reward to position)，这种位置报酬不因占据者的个人特征(如个人努力或能力特征)而发生改变，处于一定的结构位置，意味着占有这一位置所赋予的资源与机会。③其次，结构使动性特征意味着某种结构条件作为行动媒质可增强或削弱行动者的行动能力，它表明，一些结构因素可以通过改变行动者获取资源与机会的行动能力而在行动者之间形成社会不平等。
两种性质的不平等后果的变化方式各不相同。一般而言，如果一种结构关系通过改变人们的能力，从而在个体之间形成机会或资源方面的不平等，那么这种不平等将可能随个体能力发展而得以延续和逐步扩大，并表现出较高的稳定性与持续性特征。如果一种结构关系通过直接配置资源或直接改变机会结构而产生不平等(即纯粹结构效应)，那么这种不平等相对来讲具有更为清晰的边界和更为严格的排他性特征，但这种不平等也容易受外部结构变动的影响：当外部环境强化这类结构性边界的时候，该类不平等将可能迅速加强；反之，当结构性边界遇到带有平等化诉求的社会政策或社会运动冲击的时候，体现在相应社会领域中的不平等也将出现相应下降。
那么，哪些先赋条件将导致能力分化，哪些又可以直接改变儿童的教育机会的配置结构呢？这应从先赋条件(资源)的基本特征，以及这些资源对儿童教育成就的影响方式着手来加以阐释。可能影响到儿童教育机会与学业成就的先赋性结构原因是多方面的，作者将它们区分为两个方面：家庭资源与非家庭的先赋条件。
家庭资源区分为内生性资源与外依性资源两种类型。
所谓内生性家庭资源是指一个家庭一经组成便自然固有的人口结构方式，以及内化于家庭成员之中的知性与情感体系。典型的内生性资源包括家庭结构以及家庭文化资本。
家庭成员对儿童的影响首先以“人力”支持的形式存在。如果一个家庭中某些“重要他人”是缺位的，如单亲家庭，或父母长期不在场(如农村留守儿童)，那么，这样的儿童在接受教育的过程中就失去了一般儿童通常都可得到的“人力”支持，这种缺陷所带来的影响将是全方位的。兄弟姊妹的数量通常影响到对家庭资源的分享，大多数研究证明，兄弟姊妹数量与儿童的认知能力、教育获得之间存在明显的负向关系。此外，还有其他一些家庭人口特征，如父代的年龄、祖父母是否共同生活等，都会影响到儿童的日常生活与教育条件。
家庭文化资本通常内化于家庭成员的知性与情感结构之中，它通过多种方式改变儿童的自主性与努力程度，促使儿童产生能力分化。根据布迪厄的看法，文化资本是指一种非正式的人际交往技巧、习惯、态度、语言风格、教育素质、品味(taste)与生活方式等等。多数研究认为，家庭文化资本对儿童的教育期望、学校教育的接受能力、通过学校教育评估的能力都具有十分重要的影响；对在家庭环境中成长的儿童来说，文化资本的影响是最为经常和持续的，是通过潜移默化的方式传递的，它弥散性地贯穿在儿童的整个成长过程之中。④儿童在家庭中学习母语知识，从而获得并提高他们的沟通能力和认知能力。父母的知识能力也可以在代际之间传递。在辅导子代的功课、课程教育等方面，父代的知识差异与子代的自身努力相结合，可能转化为一种系统的、子代之间的能力差异。一些研究甚至认为，教育机会的种族、性别不平等，也直接或间接地与家庭的文化资本相关，文化资本差异还延展着其他方式的不平等。
由于家庭结构与文化资本较少受到外界社会力量的干预，他们所产生的不平等效应一般具有更强的持续性和稳定性，在以核心家庭为基本单位的现代社会体系中，这种不平等模式是基本相同的。特别是，由于家庭文化资本主要作用于儿童的能力变化，子代之间能力差异一经形成，就会在后续的学业表现以及升学考试等过程中沿着优势累积模式不断强化。因此，家庭文化资本的不平等影响，即使遇到较强的平等化过程的冲击，也都有可能在家庭的优势再生产驱动力作用下得到不断强化，至少可以维持不变。
但有必要强调，家庭结构和文化资本对儿童教育影响的稳定性，并不是以一种凝固化的形式表现的，事实上家庭本身也是更为广泛的社会、文化传统的产物，它无法抵御具有强权性质的国家政策或历史运动的持续干预。如“文化大革命”事件就可能较为强烈地侵蚀了家庭文化资本对子代教育的影响力；⑤不同文化对后代的不同养育方式也可能使家庭结构要素的影响大相径庭；⑥同样地，中国政府自1980年代以来推行的计划生育政策也强烈地深入到家庭结构内部，改变着家庭结构要素对儿童教育的影响。
所谓“外依性”是就家庭资源与外部社会之间的依赖性而言的。儿童成长与发展所必需的物质性资源，均有赖于父母或其监护人在劳动力市场(更广泛地，应该是在全部社会领域)中的所得，它与劳动力市场状况、制度环境，以及其他社会环境的变化有着密切的依赖关系。因此，外依性家庭资源的不平等作用根源于外部制度环境和社会环境。一般而言，家庭资源依赖的社会制度条件越多，它们发生作用时所能凭借的力量就越大，所形成的不平等的强度也就越大；但也正因为这类教育不平等受家庭以外的社会制度环境影响较多，当外部制度条件发生变化的时候，特别是当一种平等化过程促使某些制度环境发生改变的时候，这类不平等的维持机制就更容易受到冲击，并率先表现出下降的迹象。反之亦然，如果外依性家庭资源所凭借的外部社会条件本身趋向于加强社会不平等的时候，与之相关的这类先赋性教育不平等就会得到进一步的强化和扩大。
家庭的社会阶层地位以及与之相关的经济、社会资源更多地属于外依性资源，它们对儿童教育机会的影响较为复杂：既可以通过影响儿童的学习自觉与能力分化，从而改变教育机会的分配，也可能更主要地通过理性选择与资源交换等方式而直接造成机会不平等(在严格的社会封闭体系中，它还可能表现为以阶级地位为标准的机会垄断或排斥)。
首先，家庭的阶层地位属性具有较为明确的地位激励效应(即避免向下流动的相对风险规避)，通过教育激励改变儿童的学习动机与学习自主性，从而导致儿童学业表现上的差异。其次，由社会阶层地位及其相应的经济、社会资源所决定的家庭生活境遇、儿童的营养条件，可能造成儿童健康水平的差异。家庭社会经济条件在儿童的有效利用下，可以进一步产生学习能力的分化(这种不平等可称为“资源利用型”不平等)。在家庭资源一定的情况下，因儿童对家庭资源利用而产生的教育不平等，应与家庭资源量的多寡，以及分享家庭资源的同胞数量相关。第三种情况是家庭通过运用经济与社会资源直接改变儿童的教育机会，它包括资源交换、理性选择两种主要方式。资源交换是指家庭资源与学校系统中的教育机会的交换，它有赖于教育制度的设定模式，以及可行的交换手段、交换过程。如果高一级学校纯粹以学业成就来选择儿童，那么资源交换模式的教育不平等就很难得以实现；如果一种教育机会的交换价值不断提高，那么通过资源交换方式而产生的教育不平等就会不断扩大和加强。由于资源交换方式形成的教育不平等除了依赖资源本身的获取外，还会因交换过程本身的变化而变化，因此相对而言，“资源利用型”教育不平等将相对持续与稳定；而资源交换方式产生的教育不平等则相对更强、更具刚性，但也容易发生增强或减弱的变化。因理性选择而产生的教育不平等的变化则更为复杂。
另外，本研究将先赋概念的外延扩展到家庭出身之外的其他社会结构条件，如城/乡、贫困/非贫困地区，以及其他重要的制度性区隔等，作者将它们称为非家庭的先赋条件。非家庭的先赋条件对儿童教育机会的影响更多地表现为一种纯粹的结构效应，即因处于外部结构的某种位置，便自然地被授予附着在该位置上的资源与机会。这种纯粹结构效应外在于家庭养育过程，通过位置授予或对他人的剥夺而产生机会不平等。区域差异、贫困/非贫困地区的差异、城乡差异等皆属此类，它们都有一个共同特征，即在自然环境、经济与文化发展以及社会制度的共同建构与制约的过程中，地理空间上的距离/位置被转换成了一种资源与机会的差异结构。因此，儿童会因出生地的不同而存在较大的机会差异。一些重要的制度性规定也是导致儿童教育机会差异的重要原因。我们所熟知的城乡户籍制度、划片入学规定等，都是通过制度性设置来规定不同人群的教育机会的，机会或资源作为整体性的、纯粹结构性要素而直接赋予了归属于这类结构的个体。
区域发展不平衡、制度性区隔等纯粹结构效应以较为稳定的经济、社会与政治制度来维持，它一旦确立就会产生连续性的不平等影响；但是，当一些相反的、较大规模的社会变迁过程或平等化过程开始出现的时候，纯粹的结构效应也将随之出现相应的变化。如发展中国家普遍存在的城乡差异，是在长期的社会历史中发展形成的，并不断地被不同职业阶层参与的政治与社会过程所强化和维持。近代以来，现代化及市场化过程促使农村资源向城市富集，而中国独特的户籍制度则在很长一段时间内强化着城乡之间的界限与壁垒。但城乡差异也会因农村社会内部发展速度加快、或者“城乡一体化”政策的推行而弱化。
综上，当一个社会内部面临大规模的社会平等化过程的冲击的时候，纯粹结构效应所产生的不平等将可能率先出现下降，然后依次是通过资源交换、资源利用与理性选择方式产生的教育不平等出现下降。最不容易发生变化的是因家庭养育环境不同而产生的教育不平等，如家庭文化资本和家庭结构因素等。最近一些西方学者的研究发现与这个不平等变化的一般模式也是吻合的。⑦
三、研究假设
本文的主要目标是分析和讨论1976-2000年间中国基础教育领域中先赋性条件对儿童教育机会的影响与变化，上述理论讨论为实证研究提供了基本的研究框架。已有的研究已经表明，教育扩展对不平等的影响表现出一定的阶段性特征，⑧在教育机会迅速扩大的初期，机会的有限增加使竞争变得更为激烈，从而导致更大程度的不平等；在教育扩展的后期，诚如布东的“顶点效应”(ceiling effect)及MMI假设给出的“饱和定律”所表明的那样，当优势阶层子弟在某个特定教育层次上的机会达到饱和状态时，教育不平等将出现一定程度的下降。在这些研究结论的基础上，本研究将结合前述理论的讨论，进一步提出如下几个关于中国基础教育领域不平等变化方面的实证研究假设：
假设1：内生性家庭资源所引致的教育不平等在基础教育领域将始终保持一定的稳定性，它们很少因教育扩展及政治干预而削弱。
假设1.1：在改革以来的教育扩展与教育变革过程中，家庭文化资本(以父母教育水平为测量)对子代间的教育不平等影响，将在不断强化的教育竞争中持续加强，这一特征将在不同教育阶段、不同的教育扩展时期得到相似的体现，即使在义务教育的普及过程中也是如此。
假设1.2：1980年代初，在“推荐”等政治机制仍然保持较强影响的高中阶段，父母教育水平与子代升学机会的关联依旧是稳定的。
假设1.3：家庭结构同样较少受外界条件变动的影响。在教育扩展和教育平等化过程中，同胞数量、父母是否在场以及隔代照料等家庭人口特征对儿童教育机会的不平等作用将持续而稳定地存在。
假设2：与外部环境联系密切的家庭背景因素对儿童教育机会的影响，将在社会经济不平等条件与教育扩展机制的共同制约下发生相应变化。
假设2包含两个相互关联的阶层不平等变化的讨论。首先，随着教育扩展的延续，基础教育领域中阶层不平等的整体趋势是与整个社会内部的不平等变化相一致的；其次，阶层优势是一种不停息的、内生性的不平等力量，特定层次上的阶层不平等因机会扩张而下降并不意味着整个教育领域的阶层不平等在下降，新的、更大的不平等将体现在其他后续教育阶段或教育分流过程中。由此作者将假设2分解为两个方面：
假设2.1：随着改革以来中国经济与社会领域的不平等的扩大，基础教育领域的社会阶层差异也将迅速扩大；但阶层不平等的变化受教育扩展的“饱和定律”制约：在教育扩展初期，阶层不平等迅速提高，在教育机会接近饱和状态时，阶层不平等将出现明显下降。⑨
假设2.2：在同一历史时期，当社会阶层不平等在某个教育阶段因机会扩展而出现下降的时候，更高教育阶段上的阶层不平等将明显增强，基础教育领域的机会不平等具有随教育阶段升高而发生推移性增强的重要特征。
假设3：非家庭先赋条件对儿童教育机会的影响，虽同样受教育扩展的阶段性特征的制约，但它们本身的差异及其变化具有更为主导性的作用。
随着以市场化为导向的改革进程的深入，中国经济的区域性发展不均衡有增强或扩大的趋势，城乡社会经济与居民生活水平的差距也随之日益扩大；另一方面，地方政府负担基础教育的基本体制直到20世纪末仍然被不断强化，由于教育经费投入、师资等基础条件存在明显的地方差异，教育扩展速度也会存在较大的地方性差异，这都使得儿童教育机会的区域性不平等表现得更为明显。另外，自1990年代以来，农村剩余劳动力向城市的转移方式发生了由短期务工向长期在城市滞留的转变，留守儿童、打工子弟的教育问题成为农村基础教育发展中的一个主要难题。已有研究还表明，农村地区由于青年就业出路的封闭性所导致的学生厌学或自愿性辍学，以及20世纪末学杂费上涨等原因，也造成了农村初中义务教育阶段较高的辍学率。⑩因此，这些原因都可能导致儿童基础教育机会的城乡与区域不平等在总体上呈现扩大化的趋势。虽然区域性贫困对儿童教育机会的影响是不可忽视的，但在全社会大规模的“反贫困”力量的强力干预下，教育贫困问题得到了很大程度的缓解。因此，城乡差异与区域性贫困对儿童教育机会的影响及其变化，可能表现出迥然不同的特征，这正说明非家庭先赋条件作为一种外在于家庭的社会力量，有着自身的变化方式和变革力量，它们自身的变化决定和改变着受制于这些客观力量的儿童的教育机会。
四、研究设计
(一)数据与样本选择
为较系统地分析改革以来中国基础教育领域中的社会不平等问题，作者选用1982、1990、2000年中国大陆地区第三、四、五次人口普查的抽样数据为分析样本。人口普查数据以个体为样本个案，但保留了完整的家庭户信息(数据中包含有少量集体户儿童样本，本研究未予考虑)。作者根据数据中的家庭序列代码、样本与户主的关系，以及年龄、性别、婚姻状况等多个人口特征变量进行父代—子代匹配，处理后最终形成以9—22岁人口为个案并匹配有家庭背景信息的样本数据。为减少运算量，作者以简单随机方式对样本数据进行了再抽样处理，三个时点的最终样本量分别为当时全国9—22岁人口总体的1.5‰(1982)、1.5‰(1990)、0.95‰(2000)。
研究设计中，作者拟以1982年数据反映1976-1980年间的基础教育机会，1990年数据反映1984-1988年间的教育机会，2000年数据反映1994-1998年的教育机会。由于人口普查数据没有记录具体的升学时间，样本选择主要依据学制规定的标准入学年龄(typical age)来确定，如表1所示。由于从正常入学年龄开始，随后几个年龄组的入学率或升学率处于快速提升期，为了有效控制这种因年龄差异而导致的异质性偏差问题，分析样本均选用大于标准入学年龄2岁的年龄点作为样本年龄的起点。
表1 三个教育阶段分析样本的选择
进行这样的样本选择可以使三个时点数据较好地反映1976-2000年间的中国基础教育中的机会不平等状况及其变化，它有助于我们进行如下几个重要的比较研究：1.同一时期、不同教育阶段之间教育选择效应的差异比较；2.通过对不同时点上某个相同年龄的年龄群体的比较，可以较好地反映教育不平等的历时性变化特征。需要说明的是，第三个模型选用的样本年龄为18—22岁，在这个年龄的部分青年可能因就学、工作等原因而不与父母居住在一起，从而导致家庭背景信息缺失。但经过作者的详细检验，发现这种情况并未构成严重问题。(11)
(二)变量说明
对教育机会不平等的具体分析，作者采用的是梅尔提出的升学模型，(12)在统计技术上这是一个典型的Logit模型。为能就理论分析中所提出的主要观点加以系统的实证检验，本研究选用了一套相同的、能适用于各普查时点的变量作为测量工具。
因变量根据普查数据记录的教育水平来确定：以9—13岁人口中教育程度是否为小学及以上者建立虚拟变量(是=1)，以之作为第一类模型(小学入学模型)的因变量；在教育程度为小学及以上者的15—19岁人口中，以是否为初中及以上教育程度者为第二类模型(小学升学模型)的因变量(是=1)；第三类模型(初中升学模型)的因变量依此类推。
自变量分为文化资本效应、家庭结构效应、父代阶层地位效应以及纯粹结构效应等4个主要模块，此外儿童的年龄、性别、民族类别在模型中作为控制变量。
家庭结构效应的测量包括3项内容：家庭类型、祖父母是否在场、同胞规模(siblings size)。“家庭类型”以父、母亲是否在场作为分类依据，但这个变量的建构略为复杂。严格来讲，模型中并未直接加入家庭类型变量，对4种家庭类型(父母双亲均在场家庭、单身父亲家庭、单身母亲家庭以及父母双亲均不在场家庭)的效应估计，是通过对父、母亲的教育程度、职业变量之缺失值效应的组合处理来获得的。(13)“祖父母”变量为指示变量，住户中有祖父或祖母者为1，否则为0。“同胞规模”以是否“独生子女”(是=1)和兄弟姊妹数量(连续型)两个变量同时纳入模型来考察。
父、母亲的教育程度以教育水平(层次变量)以及由教育水平转化为教育年限(连续变量：不识字=0、小学=6、初中=9、高中=12、大专=15、大学本科=16、硕士及以上=19，缺失值=-1)两种方式分别代入模型进行模型选择，最终发现以教育年限为单位的变量有更好的拟合效果，所以选择教育年限而不是教育水平作为分析变量。
父、母亲职业阶层划分为：管理人员、专业技术人员、办事人员、技术/服务型工人、体力工人与农民6个阶层，职业缺失作为单独的一类进入模型。这是以国家统计局职业分类代码为基础的一套较为通用的阶层划分方式。在模型选择过程中，作者也将父亲的职业转化为ISEI值代入模型，但比较而言，职业阶层具有更好的模型拟合效果。
纯粹结构效应包括城乡、区域与贫困程度等3个变量。城乡变量区分为省会城区、县市城区、省会城镇、县市城镇、城市郊区与乡村6类，乡村为参照类。区域变量按东、中、西三大区域划分，中、西部地区为参照类。贫困变量以地级行政辖区内贫困县人口占全地区人口的比重为测量依据。这里贫困县是指1993年国家“八·七扶贫计划”所确定的592个国定贫困县。为分析贫困对儿童教育机会的影响，作者设立了两个具体的操作变量。其中，第一个变量是贫困与非贫困的虚拟变量，贫困人口比重为0的地级区域为非贫困地区，其他为贫困地区；第二个变量为地区贫困发生率指标，这一变量的测量目标是：在控制了“非贫困地区”与“贫困地区”的差异后，进一步观察贫困程度对儿童的各阶段教育机会的影响。
控制变量中，年龄为连续变量，性别以女性为参照类，民族以汉族为参照类。(14)
五、主要发现
前面曾提到，20世纪最后20年的时间内，尽管中国小学普及率不断提高，但中学教育机会经历了一个由滑落到恢复与提升的变化过程。本研究的分析样本同样表明，1982年88.8％的9—13岁人口都获得过小学入学机会，在1990年这一同龄群体中的小学普及率上升到95.2％，2000年则达到99.3％。这表明小学教育机会在1990年代已经基本达到饱和状态。从三个普查时点的15—19岁同龄群体比较来看，1982年小学升初中升学率为67.8％，1990年下降到59.5％，2000年已开始接近饱和状态(达到86.7％)。初中升学率则相对较低，在三个普查时点，18—22岁同龄群体中的初中升高中的升学率从1982年的38.2％，下降到1990年的22.5％，2000年回升到33.3％。中国基础教育领域中的这些变化，正为我们检验教育扩展与教育不平等的变化关系提供了难得的机遇和条件。正是义务教育的普及，以及中学教育机会由滑落到迅速上升的这一典型过程，较为完整地展示了教育机会从稀缺到“饱和”所引致的各类不平等状况的变化。
表X列示了三个普查时点上基础教育各阶段的入学、升学机会的Logit模型参数。由于儿童样本可能来自同一个家庭，标准误采用了稳健估计方法处理。下面我们将针对前述三个主要研究假设来讨论这9个模型所表现的教育不平等及其变化趋势。
(一)文化资本的影响持续上升
文化资本对儿童教育的影响是最不容易受外界条件干扰的先赋因素之一。表X显示，父、母亲的教育程度对子代在不同阶段上的教育机会的影响有一定的差别。家庭文化资本对子代小学入学机会的影响较大，而对其小升初、初升高的机会的影响有依次降低的趋向；相对来讲，母亲教育程度对子代小学入学机会的影响大于父亲，但在初中升入高中时，父亲教育程度的影响大于母亲。
更为重要的是，文化资本对子代升学机会的影响不因教育机会总量的变化而变化，即使是在教育扩展到接近饱和状态时也未有下降的迹象，而是表现了明显的加强趋势。1982、1990、2000年的9—13岁年龄组中，小学入学机会不断逼近、直至达到“饱和”状态，但父亲受教育年限每提高1年所产生的优势效应(发生比率)也由1982年的11％，提高到1990年的14.5％，再提高到2000年的18.8％；母亲受教育年限每高出1年对子代小学入学机会的优势效应由1982年的18.3％上升到1990年的21.1％，再上升到2000年的26.9％。再以小升初、初升高的升学机会来说，1982年到1990年间机会总量下降，而2000年相对1990年又有较大幅度的提升，但父、母亲的教育程度对子代获得这些机会的影响却一直保持上升趋势。
(二)家庭结构影响的模式特征及其稳定性
家庭人口的构成方式决定着儿童对家庭资源的共享能力与可得性(accessibility)。比如，按照中国文化传统，家庭中有祖父母共同生活，可能对儿童的生活照料起到较大的帮助作用；同胞数量可能影响到儿童对家庭资源的共享；而父、母亲是否与儿童生活在一起对儿童的成长与发展起到更为关键的作用。这些家庭结构特征上的差异将对儿童之间的教育机会不平等有着重要的解释意义。
模型结果显示，同胞数量对儿童教育机会的影响，总的来说是负向的，即兄弟姊妹越多，入学或升学的机会就越小；同时模型还反映出，同胞数量对较低阶段教育机会的影响小于较高阶段。但“独生子女政策”的干预影响也十分明显，独生子女的相对机会优势在20世纪最后20年时间内发生了逆转性变化。通过对模型的预测概率计算可以发现，1982年独生子女在入学机会上没有什么优势，有5个及以上同胞者，其小学入学、升入初中的概率均大于独生子女；有两个子女的家庭，初升高的概率也高于独生子女。但是到了2000年，独生子女在所有各教育阶段的机会概率都大于非独生子女。
家庭中是否有祖父母与儿童共同生活，对儿童的教育机会存在正向影响，而这种影响更显著地反映在小升初、初升高机会上；特别是对小升初的影响在3个普查时点显示出基本稳定的态势(相对没有祖父母在场者来说，与祖父母共同生活的儿童的升学发生比率要高出20％左右)。但对初升高的影响来说，1990、2000年相对1982年的同龄群体有所降低。在中国传统的代际互惠与家庭支持网络中，为减轻青年人的工作压力，老年人对儿童的日常生活照料通常起到重要作用，这种作用在儿童自理能力较差的幼年时期意义更大：祖父母在场对儿童小升初的影响通常大于初升高，这一模式在1990、2000年普查数据中显示了较高的一致性。
如果说祖父母是否在场对儿童成长的影响具有重要的家庭“人力”支持的意义的话，那么父母是否在场对儿童的影响是更为全面性的，其中父母文化资本的缺省对儿童的影响将最为典型。这里作者以父母是否在场所引发的文化资本影响差异图来加以表述。限于篇幅，这里只呈现了2000年小学入学、初中升高中两个概率预测图(参见图T1、图T2)。其中父母均在场(both attendance)儿童教育机会随父母教育程度变化的预测概率，是通过假定父母双方教育程度相同而得到的。图形中横轴为父母教育年限，纵轴为机会概率。
预测概率显示，首先，父母均在场比“残缺”家庭的儿童具有更大的机会优势；父、母均不在场者，其入学或升学的机会概率在所有时点上都是最低的。其次，单身母亲与单身父亲的影响也有细微差异：在子代获得小学教育机会方面，单身母亲的作用优于单身父亲；在小学升初中、初中升高中方面，单身父亲的作用优于单身母亲。第三，在义务教育阶段，无论是单身父亲还是单身母亲，其子女与父母都在场儿童相比的劣势随其教育程度的提高而逐渐缩小；但就初中升高中来说，这种劣势影响随他们教育程度的提高而扩大。这些模式性特征表明，一些核心的家庭人口因素的缺场，对儿童教育的获得存在较大的负向影响。
(三)父辈职业阶层的影响模式及其变化
模型结果显示了阶层不平等及其变化的两个重要特征：
首先，在教育机会未达到饱和状态的时候(即1990、2000年两个时点的小学入学机会除外)，父亲的阶层差异对不同时点各阶段教育机会的影响，保持了基本一致的不平等模式：管理人员、办事人员子代的相对机会优势高于专业技术人员，专业技术人员子代的优势高于技术工人，技术工人子代的优势高于体力工人；母亲阶层位置的影响模式与父亲阶层不平等影响略有不同，母亲为专业技术人员，其子代小学升初中的相对优势高于母亲为管理人员的子代，但低于母亲为办事人员的子代；就初中升高中的升学机会来说，母亲为专业技术人员，其子代的优势高于办事人员和管理人员的子代。这一基本模式甚至在强烈的“平等化”政治干预下也表现出很好的稳定性：以1982年时点上的18—22岁人群为例，根据当时学制推算，他们中的大部分人的高中教育机会应是在“文革”后期获得的(当时初中学制大部分为2年)，但父代的职业阶层差异对子代获得这类教育机会的影响模式，仍然与其他时点相同。
另外，在这一模式性特征之外，我们还可以观察到，在义务教育阶段，办事人员(无论是父亲还是母亲)子代的相对机会优势均高于管理人员子代；但在高中入学方面则有所不同，父亲为管理人员的子代，其相对机会优势高于父亲为办事人员的子代；而母亲为管理人员的子代，其相对机会优势则不如母亲为办事人员的子代。
其次，在不同教育阶段，父代职业阶层影响的变化很不相同，这种不平等变化的差异仍然可以从教育扩展的阶段性特征得到解释：当教育机会接近饱和状态的时候，父代的阶层作用开始出现下降，并在达到饱和状态时阶层背景的不平等影响甚至出现逆转；当机会总量下降抑或当较低阶段教育机会的竞争减缓的时候，父代阶层背景的不平等影响在较高阶段的教育机会竞争中表现出明显加强的趋势。
表X的3个小学入学机会模型显示，无论是父亲还是母亲，其职业阶层背景对子代的影响在1990年普遍低于1982年，而2000年时已出现逆转(各白领职业阶层子代的优势均较低于工人、农民的子代——但这种逆转除专业技术阶层外未达到0.1的统计显著水平)。小升初的3个模型则显示，1982-1990年间15—19岁同龄群体中的阶层背景不平等影响普遍上升(无论是就父亲还是母亲的职业阶层而言)，而在2000年机会总量开始恢复并上升到86.7％的时候，除了母亲为办事人员这一特例外，其余所有职业阶层相对农民阶层的不平等影响都有明显下降，并且大多数阶层之间的差异都已低于1982年这个时点；但是在初中升高中模型中，所有职业阶层背景的不平等影响无一例外地在1982、1990到2000年的18—22岁同龄群体中不断上升。
上述阶层背景影响及其变化的两个模式性特征表明，社会阶层背景对教育机会的影响与职业阶层本身在外部社会中的资源与机会占有状况是基本一致的，但也受家庭内部父母角色分工差异的影响：由于中国社会目前仍然基本保持着“男主外、女主内”的家庭分工模式，在帮助子代通过资源交换等方式获取机会时，父亲的权力地位或管理权威相对专业技术具有更大的优势；通过文化资本的传递和渗透来提升子代学习能力、进而获取相应教育机会时，母亲的专业技术优势较之于管理权威又显然略胜一筹。与此同时，阶层优势有着内在的、不停息的利益或机会诉求，特定层次上的阶层不平等因机会扩张而下降并不意味着整个基础教育领域的阶层不平等在下降，而是表明阶层不平等在向更有价值的机会场域转移。
(四)非家庭先赋条件影响的变化特征
非家庭先赋条件对儿童教育机会的影响更多地表现为一种纯粹的结构效应，不同结构性因素对不同教育阶段的机会不平等的影响有着较大的差异。
以城乡之间以及城市层级之间差异的变化为例。表X显示，在作者考察的时间范围内，义务教育特别是小学教育的城乡不平等，总体上出现了因机会扩展趋于饱和时而逐渐缩小的趋势，但是，在机会总量缩小以及涉及到“城乡连续体”的级别层次的时候，不平等变化则较为复杂。
1949年以来，普及小学教育一直是国家的一项基本教育政策，即使是在1980年代初期教育整顿的阶段，小学的普及发展也没有停顿。分析表明，从1982年到1990年再到2000年，9—13岁年龄组中的小学普及率不断提高，与之相对应的是城区、城镇相对农村地区而言的机会不平等也出现普遍性的持续下降，如省会城区相对农村地区而言，小学机会的相对发生比率从1982年的3.99倍下降到1990年的1.42倍(且已不具统计显著性)，省会城镇相对农村地区而言的相对发生比率也从2.3倍下降到1.75倍；到2000年，除了县市城镇外所有城乡之间的小学机会差异都已经不具统计显著意义。
小学升初中的机会模型则相对复杂些。随着1986年《义务教育法》的颁布，初中入学机会持续上升，2000年15—19岁人口中城乡之间的机会不平等较之1990年的同龄组出现明显的下降；但是，较之1982年15—19岁人口，1990年同龄组中的小升初所反映的城乡不平等是复杂的，其中省会城区与县市城区相对乡村的机会优势在上升，而省会城镇、县市城镇以及城市郊区相对乡村儿童的机会优势则有所下降。
初中升高中机会的城乡差异在三个时点18—22岁同龄群体间的变化较为一致，即随着时序的推移，城区与乡村之间、城镇与乡村之间以及城镇层级之间的机会不平等都在不断扩大。如省会城区相对乡村地区初升高的发生比率由1982年的2.83倍扩大到1990年的3.4倍、再扩大到2000年的5.2倍；再如县市城镇相对乡村地区初升高的发生比率也由1982年的1.4倍扩大到1990年的1.48倍、再扩大到2000年的1.79倍。城镇层级越高，相对机会优势就越大，这种优势的扩展也越迅速。
上述分析表明，在“普九”义务教育阶段，城乡机会差异的变化主要受“饱和定律”的支配，即当较高层级城镇区域中的机会达到饱和，而较低层次上的机会逐渐扩大并开始普及的时候，城镇层级之间、城乡之间的机会差异不断缩小，并最终归于消弭。但是在义务教育机会趋于饱和的过程中，城镇(特别是县市区域中的城镇)与乡村之间的不平等仍然有所扩大，这反映出城乡之间的差异并未完全掩盖在“饱和定律”之下，而是恰好说明，当强势的城市区域率先达到饱和，并使城乡之间的不平等关系有所缓和的时候，尚未完全达到饱和状态的城镇区域却在加紧实现其自身的优势回报。至于初中升高中过程中的城乡差异的变化，则更为明确地体现了城乡社会内部的力量对比差异。城乡之间以及城镇层级之间基础教育机会不平等的这些变化表明，类似于城乡差异的非家庭先赋条件对儿童教育机会的影响，更大程度地依赖于这些条件本身的力量对比。东部地区相对中西部地区之间的机会差异的变化过程，是对这一观点的另一例证：无论是在“普九”义务教育阶段还是初中升学方面，区域之间的教育机会不平等的扩大，同样与东、西部社会经济的非均衡发展的加剧相一致。
与城乡、区域不平等变化方式有所不同的是贫困与非贫困地区之间教育不平等的变化。
表X中1982年普查数据所显示的非贫困地区与贫困地区之间基础教育机会的相对差异，呈较弱的负向关系，如1982年9—13岁年龄组中非贫困地区相对贫困地区的小学入学发生比率为87.2％(P＜0.001)，获得初、高中教育机会的发生比率稍高些，但其平均水平也略低于贫困地区。这主要因为，在改革初期，中国贫困现象虽较普遍(1978年贫困发生率达到31％)，但整个社会的分化程度却较低。
随着经济改革和扶贫开发两种社会进程的同时推进，一方面，非贫困地区与贫困地区之间的差距开始拉开；另一方面，一系列扶贫开发政策与计划的推行所达致的显著成效，也致使贫困地区内部发生相应分化。模型结果显示，除了“饱和定律”影响下的小学机会模型以及2000年的小升初模型外，从1980年代中期(对应1990年数据时点)开始，非贫困地区的相对机会优势开始体现出来，如1990年15—19岁年龄组中非贫困地区相对贫困地区的小升初发生比率达到1.11倍；在1990、2000年两个时点，非贫困地区相对贫困地区的初中升高中发生比率也分别为1.076倍、1.184倍。事实上，模型结果所体现的这些相对优势仅为平均相对差异，贫困地区与非贫困地区之间真实的机会不平等，应结合贫困发生率来共同描述。利用模型参数来计算预测概率，我们可以发现，在义务教育阶段特别是在小学阶段，贫困地区与非贫困地区的差距缩小明显，贫困发生率的影响也明显减弱，1982年的9—13岁年龄组中非贫困地区的入学概率相比贫困发生率为100％的地区的入学概率高出10个百分点，但在1990年的相应年龄组中这一差距仅为2个百分点，而2000年贫困发生率已没有什么影响。贫困发生率对小学升初中的影响随时点推移而加深，贫困发生率为100％的地区相对非贫困地区来说，1982年15—19岁年龄组中的入学概率相差约5.5个百分点，1990年相应年龄组中相差约6.6个百分点，2000年时已相差约9个百分点。但初中升高中却显示了与义务教育很不相同的模式：在1990年以及2000年的18—22岁年龄组中，随着地区贫困发生率的上升，其入学机会也逐渐提高，对此作者尚未找到合理的解释。
图T1
图T2
表X 三普查时点上各级基础教育机会的同龄组比较模型(odds ratio)
注：！p＜0.1.p＜0.05，**p＜0.01.***p＜0.001。
注释：
①中华人民共和国卫生部编：《中国卫生统计年鉴2006》，北京：中国协和医科大学出版社，2006年。
②A.吉登斯：《社会的构成》，李康、李猛译，北京：三联书店，1998年。
③A.B.Sorensen,"The Structural Basis of Social Inequality,"American Journal of Sociology,vol.101,no.5,1996.pp.1333-1365.
④P.Bourdieu and Jean-Claude Passeron,Reproduction in Education,Society and Culture; P.DiMaggio,"Cultural Capital and School Success:The Impact of Status Culture Participation on the Grades of U.S.High School Stutents," American Sociological Review,vol.47,no.2 (Apr.1982),pp.189-201; N.D.De Graaf,et al.,"Parental Cultural Capital and Educational Attainment in the Netherlands:A Refinement of the Cultural Capital Perspective," Sociology of Education,vol.73,no.2 (Apr.2000),pp.92-111.
⑤Z.Deng and D.J.Treiman,"The Impact of the Cultural Revolution on Trends in Educational Attainment in the People's Republic of China," American Journal of Sociology,vol.103,no.2,1997,pp.391-428.
⑥Y.Shavit and J.L.Pierce,"Sibship Size and Educational Attainment in Nuclear and Extended Families:Arabs and Jews in Israel," American Sociological Review,vol.56,no.3,1991,pp.321-330.
⑦M.Gesthuizen,et al.,"The Changing Family Background of the Low-Educated in the Netherlands:Socio-Economic,Cultural,and Socio-Demographic Resources," European Sociological Review,vol.21,no.5,2005,pp.441-452.
⑧A.H.Halsey,et al.,Origins and Destinations,Oxford:Clarendon Press,1980.
⑨此假设将主要验证哈尔西(Halsey)等人的研究结论。
⑩欧贤才、王凯：《自愿性辍学：新时期农村初中教育的一个新问题》，《中国青年研究》2007年第5期；蒋中一、戴洪生：《降低农村初中辍学率和义务教育体制的改革》，《中国人口科学》2005年第4期。
(11)检验方式参照Z.Deng and D.J.Treiman,"The Impact of the Cultural Revolution on Trends in Educational Attainment in the People's Republic of China"；限于篇幅，此处从略。
(12)R.D.Mare,"Social Background and School Continuation Decisions," Journal of the American Statistical Association,vol.75,no 370,1980,pp.295-305.
(13)第三、四、五次人口普查数据都有一个重要特点，即所有样本的基本人口特征变量(年龄、性别、教育、民族等)都没有缺失值。在建立模型时，作者对那些普查登记时父母不在住户中的样本，设定其教育程度为-1(即教育缺失)，与此同时，另设立“教育缺失”虚拟变量(缺失=1，非缺失=0)进入模型。这时，在Logit模型中“教育年限”变量的系数仍然表示非缺失值样本中的教育效应，而“教育缺失”虚拟变量与父、母“职业缺失”虚拟变量的效应组合，统计上可较好地表达上述4种家庭类型的效应差异。
(14)此处，对未列出的变量描述统计以及其他相关统计参数、图表感兴趣的读者可联系作者：jmliu8899@hotmail.com.