中国城市教育分层研究(1949-2003)，本文主要内容关键词为：中国论文,城市论文，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。
教育机会公平是当前中国社会争论的热点问题。近几年政府的教育政策的一个主要导向是扩大教育机会总量，改善每一个个体教育机会①。但是，伴随着教育（尤其是高等教育）机会的迅速增加，人们对于教育不公平现象的感受和批评却越来越强烈。教育机会总量的增加，特别是高等教育机会的扩大，并未如人们预期的那样明显地促进教育公平的实现。
在社会分层与流动研究领域，有关教育扩张与教育不平等（或教育分层）的研究也是各国学者关注的重点。其中，雷夫特里(Raftery)和霍特(Hout)提出的“最大限度地维持不平等”(Maximally Maintained Inequality,MMI)假设，比较系统地阐释了爱尔兰在工业化进程中教育扩张与教育分层之间的关系，指出除非较高阶层的入学需求已经处于饱和状态，否则教育扩张并不会影响到教育分层模式。②此后，许多学者在MMI假设的理论框架下，通过分析本国的经验材料，不仅证实了MMI假设对于工业化国家具有相当大的普适性，而且也发现了一些MMI假设未能涵盖之处，从而大大拓展MMI假设的适用性。对此研究取向，中国教育分层研究尚未给予足够的重视，在已有的探讨教育扩张与教育分层关系的实证研究中，③全面对MMI假设加以检验的研究尚属阙如。应该说，这对于全面审视中国教育分层的历时性变化、科学地解读教育公平这一当今社会的热点问题，以及进行教育分层研究的国际比较都是一种缺憾。本文利用2003年全国综合社会调查④资料检验MMI假设，试图全面分析1949-1999年期间中国教育分层的历时性变化，进而为客观审视教育公平提供一个新视角。
一、教育分层研究与MMI假设
从社会分层视角看，教育分层包含两层含义，一方面作为一项影响因素，教育会影响人们的社会分层（财富、声望、权力等）；另一方面，教育地位又是诸多社会因素作用的结果，被称为教育获得。教育获得研究的一项中心议题就是分析个人的家庭出身对教育获得的影响，这也是本文的研究重点。在教育机会均等的条件下，由于家庭出身不同，个人可能在教育获得上出现差异，进而形成教育分层。
20世纪，在大多数西方工业化国家开始实行强制性的初、中级义务教育，各教育阶段入学规模也均有所扩大。问题是随着社会发展，当教育系统扩张时，教育分层状况会发生何种变化？对此，教育分层研究中主要有两种不同的观点。现代化理论认为现代化对教育有一种功能化需求：现代化进程的推进，必然会导致教育系统的扩张，并使得教育选拔趋于精英化，于是在所有教育阶段上，与社会经济和文化特征相关的教育分层将随着时间有所下降。与此不同，文化再生产理论认为，虽然教育扩张在低水平教育上实现了更大的平等，却无法降低高水平教育的不平等；学校教育除了促使被统治阶层子女完成主流价值观方面的社会化外，同时也通过较高水平教育文凭将被统治阶层子女从职业结构中的优势位置中排除出去，以维持统治阶层的地位与特权。
秉承文化再生产理论研究思路，雷夫特里和霍特研究了爱尔兰教育扩张与教育分层之间的关系，发现“除非入学规模扩大迫使转换率(transition rates)和优比(odds ratio)发生变化，否则转换率以及社会出身与教育转换之间的优比对于所有同期群都是不变的。”⑤这意味着，在现代社会中与一定社会阶层结构相联系的教育分层模式具有明显的稳定性，除非较高阶层的入学需求已经处于饱和状态，以至于进一步的教育扩张只能通过增加较低阶层的入学机会来实现，否则社会出身对教育转换的影响是不会发生变化的。这包含两层含义，首先，教育扩张主要是较高阶层进一步的教育需求引起的。为了能在职业结构的上升进程中处于更有利的位置，较高阶层需要在规模和质量上不断提升自身的教育水准。只要这种需求没达到饱和状态，他们就会不断推动教育扩张。其次，在某一给定教育阶段上，凭借自身优势条件，较高阶层总是教育扩张的最先受益者，只有当他们的需求已达到完全满足，教育扩张的好处才会轮到较低阶层。由于较高水平教育的稀缺性，在这个阶段很难实现教育平等。上述观点得到了爱尔兰、英格兰及威尔士经验材料的支持，雷夫特里和霍特将其称之为“最大限度地维持不平等”假设。这一基本命题可以更具体地表述为以下四条假设：⑥
1.在其他条件相同的情况下，中、高等教育容量的增加，将反映出人口增长和随时间逐渐上升的社会阶层结构对教育需求的增加。在这种情况下，特定阶层的入学转换率随时间保持不变。
2.如果入学扩张比社会阶层结构重新分布产生的需求快，那么所有社会阶层的入学转换率都会增加，但在所有转换中各阶层间的优比保持不变。
3.如果较高阶层对某个给定教育层次的需求饱和了，即它的升学转换率接近或者达到了100%，那么该教育层次各阶层间的优比将下降。不过只有在入学扩张没有以任何其他方式出现时，这种情形才会降低机会不平等。
4.平等化也可能逆转。假使某个同期群中较低阶层的青年较多地申请了高等教育，会使得成功实现高等教育入学的条件概率下降，进而导致社会阶层对高等教育入学的影响增大。
二、MMI假设的普适性及质疑
按照雷夫特里和霍特的设想，由阶层差异形成的教育不平等在绝大多数工业化国家持续地存在着，因此，虽然MMI假设是对爱尔兰经验的概括，但对于大多数工业化国家而言，它似乎像利普赛特—泽特伯格(Lipset-Zetterberg)假设⑦和FJH假设⑧那样，可以在社会流动的比较研究中作为一条基准假设。在一项包括13个国家和地区在内的教育分层比较研究中，MMI假设的普适性得到了检验⑨。研究结果表明，大多数案例的情况是符合MMI假设的预测的。由此可见，在大多数工业化国家中，教育扩张并没有像现代化理论所预期的那样，在每一个教育阶段上产生平等化效应；相反，在此过程中，不同社会阶层之间的教育不平等仍在延续着。
但是，在上述比较研究中，瑞典和荷兰的教育分层变化，并不完全符合MMI假设的预测。⑩在这两个国家中，社会出身与教育转换之间的相关性在向中学教育转变时下降了，而此时两个国家较高阶层的中学入学率并没有达到饱和，这显然与MMI假设相抵触。对此，一种解释认为，对MMI假设的这种偏离源于这些国家推行的有关社会经济平等化的基本政策。其中，瑞典由于实行了福利国家模式，不同社会阶层在生活条件和生活风格上更加平等，使那些导致教育机会出现差异的因素也减少了；而荷兰则长期使分层体系的许多方面处于开放状态。这表明致力于社会经济平等的长期社会政策，可以导致不同社会阶层之间教育机会的平等化，缓解教育分层中的MMI状况。由此看来，瑞典和荷兰情况对MMI假设的普适性构成一种质疑，虽然二者在10个所研究的市场体制社会中所占比例不大(2/10)，似乎只是一种“例外”。但由于这种“例外”源于社会经济平等政策的长期干预，因此不难得出一个相关命题，即在奉行更激进的社会经济平等政策的社会主义国家中，教育不平等状况对MMI假设的偏离应该更大。
实际情况是否如此呢？在上述比较研究中，有3个东欧前社会主义国家（捷克斯洛伐克、匈牙利和波兰）的经验研究案例。研究结果表明，匈牙利和波兰的情况与MMI假设是比较一致的，而捷克斯洛伐克的情况则不然，教育不平等状况是先降后升。在此之后，另有两项分别针对匈牙利和苏联(11)教育分层的研究，对MMI假设做出了正面回应。(12)以上研究表明，虽然社会主义国家为了兑现消除不平等的承诺，通过一系列社会经济平等政策来提升较低阶层的社会地位和教育水平，但政策干预的结果却不尽相同。一方面在匈牙利、波兰和苏联，革命对以往社会中的较高阶层的打击措施基本上没有消除他们在教育上的优势地位。有学者将此情形称为路径维持。(13)另一方面，在捷克斯洛伐克，革命后虽然较高阶层的教育需求并未饱和，但教育不平等程度有所下降，这意味着政策干预在一定程度上削弱了较高阶层在教育上的优势地位。对于此种情况，一种比较通行的理论看法是社会主义国家在夺取政权后，逐渐形成了一个基于党员身份和干部职位的新的特权阶层，他们逐渐将起初对自身不利的政策转变成对自身有利的政策，形成了一种逆向选择态势，他们对于升入较高教育机构的优比的影响是先降后升。(14)在这些社会主义国家中，新的特权阶层对教育机会的影响存在一段滞后期。但是，这一观点无法解释，为什么在同属于社会主义国家的匈牙利、波兰和苏联，新的特权阶层对教育机会的影响不存在滞后期。
如此看来，不仅市场体制社会的教育分层中存在MMI现象，社会主义制度条件下的教育分层中也同样会出现MMI现象，这进一步提升了MMI假设的普适性程度。但与此同时，两种制度条件下，也都存在着教育分层由于政策干预作用偏离MMI状态的情况。在瑞典和荷兰这样的西方福利国家中，生活机会差异的缩小是建立在相当发达的经济水准之上的，这时国民经济的蛋糕已足够大，即使拿出一部分改善较低阶层的生活状态和教育机会，对较高阶层的利益需求影响也不大。与此不同，社会主义国家的经济发展水平远远未达到福利国家的水准，蛋糕还没大到使每个阶层都受益，那么教育不平等在较高阶层教育需求未饱和前下降，显然另有原因。一个合理的猜想是，当较低阶层通过地位提升，拉近与较高阶层的距离时，较高阶层的全部或一部分会利益受损。问题是，当通过政策干预降低较高阶层教育获得的机会时，到底是哪一部分人的利益受到了损害。上述匈牙利研究显示，“专业人员的子女比干部的子女更有可能入学。这意味着在国家主义社会中，教育分配的不平等主要来源于文化资本的分布不均，其次才是社会资本的分布不均。”(15)这一研究结果表明优待传统的专业技术阶层是MMI存在的原因之一，它从相反的角度提示我们，捷克斯洛伐克教育不平等的下降可能是没有优待专业技术阶层的结果。由于捷克斯洛伐克研究没有将管理阶层和专业技术阶层区分开，故无法检验有关专业技术阶层在政策干预下利益受损的假设。(16)
三、从MMI视角看中国教育分层
东欧和苏联社会主义国家教育分层研究扩展了MMI假设的适用范围，这提示我们可以利用中国教育分层的经验事实来检验MMI假设，并以此来评估中国教育分层的历时性变化。但以往的中国教育分层研究，并未对MMI假设进行全面检验，而是将国家宏观政治进程及政策干预对中国教育分层的影响作为研究重点。邓中和特雷曼在一项有关“文革”事件对中国教育分层影响的研究中发现，在1949-1978年期间，中国教育分层状况有所缓解。他们的解释是，相对于影响西欧和东欧社会相似的结构变化效应，东欧推进平等化的国家干预的影响可能比较弱。与东欧相比，中国在对教育体系实行国家干预上，实行了更充分的共产主义平等化策略，因此，在中国，这种国家政策干预的影响超过了结构变化效应。(17)周雪光等人在另一项全面评估1949-1994年间中国教育分层历时性变化的研究时，也得出了与邓中和特雷曼研究相近的结论：在中国，由于国家对进入和离开教育系统的严格控制，对于教育获得，父母的经济资源远不如政治地位重要，而政治地位更容易受到国家政策干预的影响。(18)
以上研究对政策干预的特别关注，无疑与改革前中国教育发展的现实密不可分。从中国教育发展的轨迹看，国家宏观政治进程及政策在创造和分配教育机会方面起着决定性的作用，包括反右派、大跃进和“文革”等大规模的社会试验和政治震荡极大地制约着教育体系的正常发展。鉴于此，周雪光等人在研究中采用社会主义国家动力学的理论视角，强调国家政策对教育分层的决定性作用，应该说是一种正确的分析策略。但是，正如格伯指出的那样，周雪光等人的研究虽然令人信服地证明在中国，国家政策已对教育分层产生了决定性的影响，但由于他们对入学趋势和政策变动的分析依据的是时期(period)，所以他们的研究无法将入学扩张、重组等结构因素对分层的长期影响与国家政策变动的影响区分开。(19)从中国教育分层的变化看，虽然改革前结构因素对中国教育分层的影响很大程度上受到政策干预的抑制。但改革20多年后，伴随着制度转型、经济的快速发展，教育发展回复到正常轨迹，教育资源有了极大的增长。在此背景条件下，重新审视教育扩张、重组等结构因素对教育分层的长期影响显得尤为重要。由于MMI假设从供需视角探讨教育分层的变化，扩张、重组等结构因素的影响是其分析的重点，因此，有必要从MMI假设的理论视角来审视中国教育分层的历时性变化。而且利用中国教育资料来检验政策干预在削弱教育分层中的适用条件，无疑会进一步丰富对MMI假设普适性的探讨。
由于中国教育分层研究传统上就特别注重政策干预的影响，因此，在引入MMI研究视角后，利用中国经验资料来检验有关专业技术阶层在政策干预下利益受损的假设，应该说是极为适合的。在改革开放前的中国，由于最高领导层对于具有专业技术背景的人的怀疑和不信任，政治忠诚成为教育获得中唯一遵循的重要准则，而教育文凭在教育获得中的决定作用，则长期成为一个模糊的评价标准。与此同时，整个专业技术阶层成为需要政治清查和抑制的对象，大大小小的政治运动不断侵蚀着专业技术阶层的角色地位，使其在子女教育获得上很难有大的选择空间。相对于其他社会集团，中国的管理阶层在为子女提供教育机会方面更具优势。例如，在“文革”期间，虽然社会出身的优势作用有明显的下降，但有证据表明这种下降在专业技术阶层中表现得要比管理阶层更大、更迅速。(20)不难看出，专业技术阶层社会地位的变化是问题的关键，在匈牙利等国专业技术阶层教育方面的优势地位没有发生断裂，因此直接影响到教育不平等的持续性；中国专业技术阶层的优势在很多时间段中是不复存在的，与之相应的是教育不平等状况的缓解。(21)
总之，全面分析1949年以来中国教育分层的历时性变化，应当注意分析政策干预的不同效应。我们的中心假设包含以下两点内容：改革前，政策干预通过对较高阶层特别是专业技术阶层教育需求的抑制，使教育扩张产生的教育机会份额转移给了较低阶层，进而提升了较低阶层的教育地位，降低教育分层或不平等程度，于是，教育分层状况偏离MMI假设的预测。改革后，当政策干预有利于较高阶层特别是专业技术阶层的地位提升时，较高阶层的教育需求将得到释放，因此，教育扩张带来的教育盈余，主要被较高阶层获得，于是增大教育分层不平等程度，这也正是MMI假设所预测的情形。我们将利用1949-2003年间中国教育分层的经验数据来检验以上假设。
四、研究设计
（一）数据和模型
本研究数据来自2003年度全国综合社会调查。调查采用了全国分阶段随机抽样，访问对象仅限于18-69岁的城镇住户，范围覆盖28个省、市和自治区的城市和城镇，实际有效样本总量为5894。
为了测量社会背景对教育获得的影响，本研究采用了梅尔(Mare)提出的logistic模型，该模型将教育获得处理成一系列入学转换，而不是累积受教育年数，每次入学转换都有自己独立的量值和影响模式。(22)模型的表达式如下，
其中，p[,ik]是学生i从某个k-1级教育水平，成功转换（入学）到k级教育水平的概率。因变量y[,ik]是p[,ik]的logistic转换，X[,ijk]是一组自变量，这组自变量通过一组回归系数β[,jk]同y[,ik]线性相关，β[,0k]是截距项。
（二）变量
在以往的研究中，通常是通过检验升入和离开不同教育水平的教育转换，来考察社会背景对教育获得的影响。由于学生毕业时间很大程度上受到学制长短的影响，而中国务教育水平的学制经常会由于政策因素发生变化，致使毕业时间经常推迟或加速。因此，本研究主要将入学转换作为检验对象。1949年后，国家与政府大力推进扫盲和义务教育，小学(T1)和初中(T2)教育在城市已经相当普及，所以研究的重点是高中(T3)和大学(T4)阶段的入学转换，其中高中包括中专和技校，大学包括大专、本科和研究生。由于本研究主要考查家庭出身对研究对象教育获得的代际影响，因此，仅考察研究对象参加工作前发生的教育经历，对于参加工作后的在职教育经历则不被认可。
与大多数中国教育分层研究不同，本研究没有采用历史时期而是沿用雷夫特里和霍特研究使用的出生同期群方法。(23)关于采用出生同期群方法，以往中国教育分层研究的主要批评是认为在变动的社会环境中，有时同期群的方法会错误地界定个人完成教育的时间。(24)应该说这一问题在中国“文革”时期的确存在，由于很多教育机构（特别是大学）在此期间关闭了，致使此时从初、高中毕业的学生延迟了进一步接受教育的时间。但在“文革”前（1966年前）和“文革”后（1977年后），这个问题并不明显，学生基本还是按正常年龄入学的。由此看来，能否控制住“文革”对学生接受教育时间的延迟影响是应用同期群方法的关键。对此，一种处理方式是在划分同期群时，尽可能将那些入学时间受“文革”延迟影响较大的人划分在同一个同期群中，以此将“文革”影响“屏蔽”在某一人群内。由于“文革”对高等教育的影响最大，因此在划分与此相关的同期群时，应将大学入学年龄作为一项重点考虑的因素。
根据1949年后教育发展受国家宏观政治进程及政策影响所发生的变化，定义了5个同期群。(25)第一个同期群（C1，参照组），生于1934-1946年间，其中1934年是CGSS2003所涉及的最大年龄，这一年出生的人如果7岁上小学，按小学6年、初中3年、高中3年和大学4年计算（称为7/6/3/3/4学制），将在1950年上高中，1953年考大学；而1946年出生的则在1965年考大学，由此可见，这个同期群的入学转换基本没受“文革”影响。第二个同期群(C2)，生于1947-1957年间，其中1947年出生的恰在1966年参加高考，由于“文革”影响没能正常实现高中向大学的转换，而1957年出生的两次中学入学转换均在“文革”期间。(26)这样C2同期群在1977年恢复高考后，累计十多届学生一起参加高考。应该说C2同期群是受“文革”影响最大的同期群。第三个同期群(C3)，生于1958-1965年间，这个同期群处于逐渐摆脱“文革”影响的过渡期中，他们中相当一部分人（大约在1960年后出生）是1977年恢复高考后升入大学的，而且两次中学入学转换仍在“文革”期间，因此，它还是部分受到“文革”影响的。第四个同期群(C4)，生于1966-1973年间，由于此时全国许多地区小学入学年龄已逐渐由7岁改为6岁，因此，从C4同期群开始将按6岁上学划分同期群（即6/6/3/3/4学制）。其中1966年出生的在1978年升入初中，可见C4同期群已经基本不受“文革”影响了。但从1984-1991年间考大学的时段看，C4同期群正处于改革初期。第五个同期群(C5)，生于1974-1981年间，其中1974年出生的恰在1986年义务教育法颁布之时升初中，对于城市居民而言，义务教育法主要对初中教育有较大影响。另外，CGSS2003中年龄最小的调查对象的出生年份是1985年，但C5同期群的截至年份并没有设定在这一年，而是设在1981年，这样做是因为CGSS2003的调查对象不包含在校大学生。按6/6/3/3/4学制计算，1981年出生的人正好是在2003年大学毕业，在调查发生时（2003年10月），他们已参加工作，符合调查对象的条件。(27)
与大多数教育分层研究类似，我们也将父亲的教育和职业作为对社会出身的测量。(28)父亲教育由包括小学或以下、初中、高中以上（包括普通高中、中专、技校、大专和大学本科等）3个教育阶段的虚拟变量来表示，小学或以下为参照组。在父亲职业类别的划分上，我们没有采用西方市场体制国家的职业划分类别，而是沿用周雪光等人研究的分类原则。这样做一方面是要检验有关专业技术阶层社会地位变化对教育分层影响的假设，另一方面，则是便于同周雪光等人的研究进行比较。父亲职业类别分为管理阶层、专业技术阶层、其他阶层（包括办事员、个体户、下岗失业人员等）、工人和农民，工人和农民为参照组。
另外，模型中还包括两个控制变量。一是被访者性别变量，女性为参照组。另一个是被访者居住的城市等级，分为省会和直辖市、地级或以下城市两个类别，地级或以下城市为参照组。(29)
五、计算结果
（一）教育转换率的变化
教育获得过程具有累积性特征，它被表示为教育转换率，即某种教育水平k上的学生继续进入下个水平k+1的比例。(30)在分析家庭出身等因素对转换率的影响之前，先给出各个同期群在小学、初中、高中和大学等教育水平上的转换率的描述性统计。
如图1所示，小学和初中的转换率是逐渐上升的。小学入学转换率在C2和C3同期群中达到94%-98%，初中入学转换率在C4和C5同期群中达到93%-96%，这表明小学和初中分别于1960年代和70年代中期以后已经普及。
与此不同，高中和大学的转换率随同期群有较大的波动。由C1至C2同期群，高中和大学的转换率都呈下降趋势。也就是说，新中国成立至“文革”前(1949-1966)高中教育的增长远低于初中教育的扩张。对于C1同期群而言，这一方面反映出1949年后，中央政府在普及基础教育、提升国民素质方面所做出的努力；另一方面，也折射出大跃进和经济困难时期(1958-1962)经济衰退的影响；而对于C2同期群，则无疑是受到了“文革”的负面影响。相比之下，大学入学转换率下降得更剧烈，由C1同期群的34%降到C2同期群的9.5%。由于按常规入学时序，C2同期群应在“文革”期间(1966-1976)升入大学，所以，不难看出“文革”对大学转换产生了更大的负面影响。
由C2至C3同期群，高中和大学的转换率都开始上升，但上升幅度不同。C3的高中入学转换率增长较快，已达到52%，恢复到了“文革”前的水平，表明“文革”后期(1974-1976)高中教育开始走上正轨。(31)但C3的大学入学转换率(10.3%)仍然比“文革”前低24个百分点，表明此时大学扩张速度低于高中，即在改革初期(1977-1984)，高等教育依然没有完全摆脱“文革”的负面影响。
与C3同期群相比，高中入学转换率在C4同期群中没有变化，但在C5同期群有较大幅度的上升，已接近68%，后者反映出初中转换的饱和效应。另外，由于在C4和C5同期群中，中等职业教育在中等教育中的比例分别是40%和60%，因此，除了普通高中的一般性增长外，1990年代以来，中等职业教育（中专、技校和职高）的快速增长也是高中入学转换率增长的原因之一。大学入学转换率虽然在最后两个同期群中处于一种稳定增长的状态，但始终未达到“文革”前的转换率水平，这里除了有高中教育增长较快的原因外，本研究不考虑在职高等教育经历的处理方法也是原因之一。由于高等教育资源的短缺，相当数量高中水平的求职者都选择了在职接受高等教育，在C4和C5同期群中，大专以上成人教育在高等教育中的比例分别为55.3%和42.6%，而这些人在研究中没被计入大学水平。
图1 四个教育阶段教育转换率随同期群变化曲线
表1给出了各个同期群按父亲职业分组的高中和大学入学转换率，数字具有如下特征。首先，在初中转换中，技术阶层是最早（在C2同期群中）达到饱和状态的，接下来才是管理阶层（在C3同期群中），说明政策干预对初级教育层次（小学、初中）的影响不大。其次，在所有同期群中，管理阶层的高中入学转换率都是最高的，表明其在高中阶段优势明显，但在大学阶段它并不具有优势；相反，除了C1同期群，在其他各同期群中，技术阶层的大学入学转换率都是最高的。第三，工农阶层在所有同期群中，高中入学转换率都是最低的，说明它在高中阶段具有较大的劣势。而在大学阶段除了相对于技术阶层有较大劣势外，工农阶层相对于管理阶层和其他阶层并无明显劣势。也就是说，在中国，家庭出身与教育转换率的关联，在高中阶段表现得相对固定，在大学阶段则并不十分突出。
表1 按照同期群和父亲职业分组的教育转换率(%)
转换率同期群
1934-19461947-19571958-19651966-19731974-1981
管理阶层 62.5 88.5 96.2 97.0 96.8
技术阶层 73.1 92.4 91.0 98.8100.0
其他阶层 64.7 81.8 87.1 90.4 97.5
工农阶层 58.4 74.2 88.3 92.2 94.3
管理阶层 75.0 41.0 63.8 72.5 80.9
技术阶层 66.7 32.9 60.4 69.9 72.1
其他阶层 58.2 38.9 59.7 54.5 75.1
工农阶层 47.7 30.3 46.8 43.6 60.4
管理阶层 27.3 6.5 11.3 16.4 29.3
技术阶层 37.5 16.7 18.2 31.0 34.2
其他阶层 39.4 9.5 13.9 14.9 26.9
工农阶层 30.3 8.7 7.5 19.8 21.1
（二）教育转换率的影响因素
转换率模型测量了家庭出身等变量对教育转换率的影响。表2给出了升入高中和大学的转换率模型的拟合评估结果。对于高中和大学的转换率，logistic模型的x[2]似然比检验显示，在加入四个变量（性别、父亲教育、父亲职业和居住城市等级）后，模型的拟合度显著提高。变量按以下顺序进入模型：(1)性别；(2)父亲教育；(3)父亲职业；(4)居住城市等级。
表2 模型拟合改进的似然比卡方(x[2])检验
模型编号 检验 df对入学的拟合改进的卡方(x[2])
高中 大学
1 截距，性别 1 10.3*** 4.8**
2 (1)+父亲教育3225.8***52.3***
3 (2)+父亲职业6280.8***58.6***
4 (3)+居住城市等级7299.5***89.6***
**p＜.05，***p＜.01
表3 各个同期群在高中和大学阶段入学概率的logistic回归模型的最大似然估计
同期群
1934-19461947-19571958-19651966-19731974-1981
升入高中
系数
男性0.362* 0.331*0.208
0.339*** 0.342***
初中 -0.3500.255 0.098
0.629*** 0.85***
高中以上
0.059 0.37 0.587** 1.205*** 0.714***
管理阶层
1.266** 0.372 0.614***0.773*** 0.720***
专业技术阶层
0.868**
0.01 0.271
0.484** 0.206
其他阶层
0.4170.364 0.389
0.2060.483**
省会和直辖市
0.239
-0.271 0.636***0.673*** 0.472***
截距 -0.390* -0.957*** -0.443***
-0.866***-0.244*
升入大学(32)
男性 -0.2180.725**
0.567***0.144
初中 -0.2470.214 0.718** 0.601**
高中以上
0.903*
0.426 0.857***0.535**
管理阶层 -0.426 0.23-0.505
0.259
专业技术阶层 -0.0160.717*0.319
0.486*
其他阶层 0.10.463-0.462
0.256
省会和直辖市
0.549*
0.099 0.493** 0.864***
截距 -0.981***-3.006*** -2.323***
-2.042***
*p＜.1，**p＜.05，***p＜.01
表3进一步给出了在各个同期群中，性别、家庭出身（父亲教育、父亲职业）和居住城市等级等变量对升入高中和大学的对数发生比(log odds)的影响的最大似然估计。
性别。性别差异对入学的影响是教育分层研究的重要议题。以往研究发现女性在进入高中和大学时处于劣势，(33)这里的数据支持这种发现。而且结果还表明，各同期群中的女性在高中入学中的劣势具有相当的稳定性，除了在1974-1981年间升入高中的C3同期群中，男性升入高中的优比为女性的1.2倍外（统计不显著），在其他同期群均为女性的1.4倍。在升入大学方面，男女差异在C1同期群中没有显著性，但在C2和C3合并同期群，以及C4同期群中，男性都具有相当的优势，其优比分别为女性的2.1倍和1.8倍。在最近的同期群中，男女之间差异没有显著性，男性优比略高(1.2)。
居住城市等级。一般说来，在市场化社会中，入学机会的地域差别反映出教育资源配给的区域不均衡性，但是，在中国，这在一定程度上也反映出一种城市行政管理的等级化倾向。改革以前，与地级以下城市相比，省会和直辖市升入高中没有显著优势；但对于升入大学，省会和直辖市在“文革”前是有显著优势的，优比为1.7。“文革”后期和改革以来，省会和直辖市无论是升高中还是升大学的优势都是相当显著的，其中在C3、C4和C5同期群中，升入高中的优比在1.6-1.9倍之间；在C4和C5同期群中，升入大学的优比分别为1.6和2.4。
（三）评估MMI
MMI假设是在教育扩张的前提下，预测教育转换率的变化对教育分层的影响。从入学转换看，只有小学和初中出现了需求饱和，而小学过早地达到饱和状态，使得初中入学成为评估饱和效应最清晰的例子。(34)在初中阶段，管理阶层和技术阶层分别在C3和C2同期群中，初中入学达到了需求饱和（转换率，90%＋），(35)同时，管理阶层初中入学优比由C3同期群的2.9下降到C4同期群的1.5，技术阶层则由C2同期群的2.6降到C3同期群的1.0。这表明初中阶段，较低阶层确如MMI假设所言，在饱和效应出现时从总量扩张中有所收益。
与此同时，随着初中的扩张，对于1950-1973年间升入高中的C1和C2同期群来说，整个高中入学转换率在C2同期群中下降了，但教育分层却并没有如MMI假设所预期的那样有所上升，反而是下降了，相对于工农阶层，管理和技术阶层的高中入学优比分别由C1同期群的3.5和2.4降至C2同期群的1.5和1.0（统计上不显著）。而在1974-1981年间升入高中的C3同期群中，管理阶层升入高中的优比回升至1.8，表明“文革”后期以及改革早期，管理阶层的地位优势已有所恢复，但同一时期，专业技术阶层仍没有显著影响。这一结果支持我们有关改革前政策干预抑制较高阶层教育需求，以及专业技术阶层受到更大抑制的假设。同样的结果在父亲教育变量中也有所反映，在C1和C2同期群中，相对于小学背景，父亲具备高中以上教育程度对于子女升入高中的影响没有显著性（从C1至C2同期群优比有所上升）。随后在C3同期群中，父亲教育的影响开始显著增加，父亲具备高中以上教育程度者升入高中的优比为1.8，虽然相对于C2同期群(1.4)上升幅度不大。但对于“文革”后期和改革初期，以及在高中入学转换率上升的背景下，这种上升说明此时父亲教育程度对教育分层的促进作用是显著的。
对于1982年以后升入高中的C4和C5同期群来说，随着初中阶段教育的饱和，教育扩张促使高中入学转换率上升，在此背景下，由于较高阶层在这个阶段的需求尚未饱和，因此，按MMI假设的预期，教育分层状态会保持不变。实际情况是，对于高中入学转换而言，管理阶层在C4和C5同期群中的优比分别为2.2和2.1，技术阶层的优比分别为1.6和1.2。不难看出，虽然有波动，但优比基本是稳定的。这一结果支持我们有关改革以后教育分层状况符合MMI预测的假设。同时，从父亲教育程度影响看，相对于小学教育背景，父亲具备高中以上教育程度者在C4和C5同期群中的高中入学优比分别为3.3和2.0，联系到高中入学转换率从C3至C4同期群维持不变、从C4至C5同期群上升的事实，可以认为，改革以来，父亲阶层对高中阶段的教育分层的影响与MMI假设的预测并不冲突。
对于大学入学转换而言，在1953-1965年间升入大学的C1同期群中，相对于工农阶层，管理和技术阶层地位并没有显著影响（优比均小于1）。接下来，随着整体转换率的下降，在C2和C3合并同期群中，管理阶层和技术阶层的大学入学优比上升了，分别为1.3和2.0倍，而且专业技术阶层的影响是具有统计显著性的，这意味着此时教育分层上升了。这一结果表面上看并不支持我们关于改革前由于政策影响，教育分层偏离MMI假设的观点。但是，如果将1977年恢复高考事件一并纳入分析之中，这一结果与政策干预假设并不矛盾。因为经过“文革”近十年对高等教育的忽视，当1977年面临突如其来的高考时，较高阶层由于对大学教育具有更高的预期，并具备相对丰厚的文化和社会资本储备，自然会使子女在高考中更具优势，进而提升了教育分层。与父亲阶层影响略有不同的是，在C2和C3合并同期群中，父亲教育程度对大学入学的影响并不显著。
对于1984年以后的大学入学转换来说，相对于工农阶层，管理和技术阶层在C4同期群中的影响均没有显著性，其中技术阶层的优比略高(1.4)；而在C5同期群中，管理阶层的影响仍没有显著性，但技术阶层的影响是显著的，其入学优比是工农阶层的1.6倍。与此同时，父亲教育对大学入学转换的影响有显著性，在C4和C5同期群中，相对于小学教育背景，父亲具备高中以上教育程度者的优比分别为2.4和1.7。综合看来，城市改革以来，大学阶段的教育分层的变化虽然并非完全如MMI假设所预期，但也未出现与之相悖之处，即没有出现大学系统扩张中教育分层下降的情况。不仅如此，技术阶层出身和父亲具备较高教育程度者入学优比上的显著优势，表明即使存在着大学入学的精英选拔模式以及长时间的免费、低费体制，仍没有阻止大学入学转换中教育分层的持续。
六、结论
在中国教育分层的相关研究中，政策干预对教育转换的控制、“文革”的去分层化，使中国教育分层处于一种反常状态，于是在一些研究中，研究者并不严格沿用教育分层研究的一般模式。(36)改革以来，中国的教育进程逐渐回复到常态，所以，有必要重新回到一般研究模式中来。基于这一认识，我们在研究中，采用了教育分层研究的MMI视角。一是希望延续苏联和东欧学者针对社会主义国家MMI现象的研究脉络，利用中国资料来检验短缺经济状态下政策干预减缓MMI状况的有关假设。其次是希望利用这一分析框架来审视改革以来中国教育分层的变化；以上两项研究目标，基本得到研究结果的支持。
首先，改革前中国政策干预对MMI现象的阻隔要比其他社会主义国家更为极端，这一结果与以往研究结论是一致的。具体说来，政策干预效应在高中入学阶段表现得比较典型，随着高中入学转换率的下降，该阶段的教育分层不仅没有上升，反而下降了。而在大学入学阶段，政策干预效应则以一种逆向方式表现出来，即大学阶段的教育分层在受到政策干预的抑制下，原本也应该是下降的，但由于恢复高考事件的刺激，专业技术阶层的入学优势不仅没有减少，反而增大了。这一结果为有关专业技术阶层在政策干预下利益受损的假设提供了有力的支持；同时也凸现出在分析恢复高考对教育分层的影响时，同期群方法的重要作用。
其次，改革以来中国教育分层正在显现出MMI假设的诸项特征。研究发现，改革初期，随着初中入学的饱和，进一步的教育扩张使高中入学转换率不断上升，此时，由于高中入学需求尚未满足，管理和专业技术阶层的高中入学优比，在连续同期群中是保持稳定不变的。而在大学入学阶段，虽然管理阶层的入学优比没有表现出显著优势，但父亲为专业技术阶层者和父亲具备高中以上教育程度者在最近同期群中是具有显著优势的。这些证据表明至少在高中阶段，中国目前的教育分层已具有市场体制下社会教育分层的一些基本特征。而且改革以来，文化资本差异对加剧高等教育阶段教育分层有着十分显著的促进作用。
总之，建立在文化再生产理论基础上的MMI概念，为剖析市场体制条件下教育分层的历时性变化提供了有力的理论分析视角。雷夫特里和霍特将MMI现象解释为学生及其家庭在成本和收益估计基础上的一种理性选择结果。这一解释似乎提示说，在工业化进程中，MMI现象具有其内在的必然性，不会因国家政策的影响而改变。无疑这种观点是比较消极的，而且瑞典、荷兰、捷克斯洛伐克和中国的政策干预对MMI的削弱，也表明政策干预一定程度上还是有成效的。问题是中国经验表明通过政策干预抑制较高阶层的教育诉求，以实现教育分层最小化，并不是一种最佳的政策选择；相反，西方发达经济社会长期福利政策对于降低教育分层的作用，却是具有一定社会成效的。当然，西方社会政策干预对教育分层的削弱首先是以较大的经济实力为基础的；但更重要的是它们以比较健全的民主、法制监督机制为前提的，特别是相对完善的社会保障制度大大缩小了不同阶层之间生活条件和生活风格上的差异。
以上对中国当前教育发展的启示在于，伴随着中国经济的快速增长，在不断扩张教育资源的同时，民主、法制监督机制的建设刻不容缓。仅仅在教育领域通过实行“补偿原则”向中下阶层倾斜教育资源是远远不够的，也无法根本改变中下阶层在较高教育阶段的不利状况。教育平等化的根本出路在于，不断完善全社会的社会保障制度，全面缩小社会阶层的生活差异。真正使教育，特别是高等教育脱离那种拒斥中下阶层的工具角色定位，成为一种提升国民创新素质的路径。必须清醒地认识到发达社会各个阶层之间教育机会的平等化模式与经济发展或现代化之间并没有某种必然联系，不同阶层之间生活差异的减小也并不一定就是经济发展或现代化的必然结果。蛋糕即使做得再大，也需要市场和政府这两只手把蛋糕更公平、更合理地分配给社会各阶层。
注释：
①杨东平：《从权利平等到机会均等：新中国教育公平的轨迹》，《北京大学教育评论》2006年第2期。
②A.E.Raftery and M.Hout,Maximally Maintained Inequality:Expansion,Reform,and Opportunity in Irish Education,1921-75,Sociology of Education,vol.66,issue I(Jan.1993),pp.41-62.M.Hour,A.E.Raftery and E.O.Bell,Making the Grade:Educational Stratification in the United States,1925-1989,in Yossi Shavit and Hans-Peter Blossfeld (eds.),Persistent Inequality:Changing Educational Attainment in Thirteen Countries,Boulder,Colo.:Westview Press,1993,pp.25-49.
③李春玲：《社会政治变迁与教育机会不平等——家庭背景及制度因素对教育获得的影响(1940-2001)》，《中国社会科学》2003年第3期。刘精明：《高等教育扩张与入学机会差异》，《社会》2006年第4期。李煜：《制度变迁与教育不平等的产生机制——中国城市子女的教育获得(1966-2003)》，《中国社会科学》2006年第4期。
④2003年度全国综合社会调查(CGSS)是由中国人民大学社会学系和香港科技大学社会调查中心合作主持的全国抽样问卷调查项目，调查内容主要是中国城镇地区的社会分层、职业流动、职业获得、户籍迁移、社会网络、居住、收入和社会保障状况、生活方式、社会认同等。南京大学、南开大学、吉林大学、兰州大学、武汉大学、上海社会科学院的社会学系（所）合作参与了部分调查工作。有关本年度CGSS项目的具体情况可查看网站：http://www.chinagss.org。
⑤A.E.Raftery and M.Hout,Maximally Maintained Inequality:Expansion,Reform,and Opportunity in Irish Education,1921-75.
⑥M.Hout,A.E.Raftery and E.O.Bell,Making the Grade:Educational Stratification in the United States,1925-1989.
⑦利普赛特—泽特伯格假设：西方工业化国家只要工业化达到某种水平，总的社会流动率也会保持大体相同的程度，参见S.M.Lipset and H.Zetterberg,A Theory of Social Mobility.In Transactions of the Third World Congress of Sociology(vol.3).London:International Sociological Association,1956,pp.155-77。
⑧FJH假设：在具有市场经济和核心家庭制度的国家里，不同国家尽管流动率有所不同，但代际间的关系模式都是相似的，参见D.L.Featherman,F.L.Jones and R.M.Hauser,Assumptions of Social Mobility Research in the United States:The Case of Occupational Status.Social Science Research,vol.4,1975,pp.329-60。
⑨Yossi Shavit and Hans-Peter Blossfeld(eds.),Persistent Inequality:Changing Educational Attainment in Thirteen Countries.其中13个国家和地区包括：美国、联邦德国、荷兰、瑞典、英国、意大利、瑞士、中国台湾、日本、捷克斯洛伐克、匈牙利、波兰和以色列。该项研究是在Mare的研究基础上完成的。
⑩美国的情况与MMI假设也略有出入，在美国，中间阶层的中学教育已经或者接近饱和了，可是父母教育程度对高中毕业的影响却跨越同期群增加了，研究者将此归结为城市非组织化的各种因素所致。这里需要澄清的是，当较高阶层的入学率在某个教育阶段达到饱和(100%)，则较低阶层入学率的任何增长都会导致logit效用的下降。但如果较高阶层仅是接近饱和（95%左右），那么，由于较低阶层入学率的增加而导致logit效用的下降就不再具有数学上的必然性了。
(11)在苏联案例中，特权阶层尚未饱和时，也出现了与普通中等教育阶段扩张相对应的不平等下降例子，这意味着苏联案例也有类似美国的情况，即对MMI的修正。问题是将优势阶层需求饱和定义为给定教育阶段100%的期望转换率显然是不现实的，因为，在较高教育阶段上，可能任何社会阶层都有一些年轻人自愿不继续他们的教育。于是，对于各个同期群而言，优势阶层的期望转换率即使没有达到100%，也可能达到了相对饱和(95%)。
(12)T.P.Gerber and M.Hout,Educational Stratification in Russia during the Soviet Period.American Journal of Sociology,vol.101,no.3 (Nov.1995),pp.611-60.E.Hanley and M.McKeever,The Persistence of Educational Inequalities in State-Socialist Hungary:Trajectory-Maintenance versus Counterselection.Sociology of Education,vol.70,no.1,1997,pp.1-18.
(13)E.Hanley and M.McKeever,The Persistence of Educational Inequalities in State-Socialist Hungary.
(14)P.Mateju,Who Won and Who Lost in a Socialist Redistribution in Czechoslovakia? In Yossi Shavit and Hans-Peter Blossfeld(eds.),Persistent Inequality:Changing Educational Attainment in Thirteen Countries,pp.251-71.M.Djilas,The New Class:An Analysis of the Communist System.New York:Harcourt Brace Jovanovich,1957.
(15)E.Hanley,M.McKeever,The Persistence of Educational Inequalities in State-Socialist Hungary.
(16)P.Mateju,Who Won and Who Lost in a Socialist Redistribution in Czechoslovakia?
(17)D.Zhong 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. *
(18)Z.Xueguang,P.Moen,and N.B.Tuma,Educational Stratification in Urban China:1949-94.Sociology of Education,vol.71.no.3,1998,pp.199-222.
(19)T.P.Gerber,Educational Stratification in Contemporary Russia:Stability and Change in the Face of Economic and Institutional Crisis.Sociology of Education,vol.73,no.4,2000,pp.219-46.
(20)Z.Deng,D.J.Treiman,The Impact of the Cultural Revolution on Trends in Educational Attainment in the People's Republic of China.
(21)改革前的“脑体倒挂”现象正是这种状态的一种表现，改革很重要的一步就是调整对知识阶层的政策，包括恢复高考、召开全国科学大会，乃至提出“科学技术是第一生产力”的观点。问题不是国家干预是否重要，而是国家干预是否对专业技术阶层产生负面影响。有关“脑体倒挂”的讨论，参见李强《“脑体倒挂”与我国市场经济发展的两个阶段》，《社会学研究》1996年第6期。
(22)R.D.Mare,Social Background and School Continuation Decisions.Journal of the American Statistical Association,vol.75,no.370,1980,pp.295-305.R.D.Mare,Change and Stability in Educational Stratification.American SociologicalReview,vol.46,no.1,1981,pp.72-87.该模型在教育获得研究中被称为转换率模型(Model of Transition Rates)，logistic回归模型的优势是协变量的估计效应不会受到教育机会边缘分布的影响。
(23)李春玲的研究采用的也是同期群方法。参见李春玲《社会政治变迁与教育机会不平等——家庭背景及制度因素对教育获得的影响(1940-2001)》。
(24)Z.Xueguang,P Moen,and N.B.Tuma,Educational Stratification in Urban China:1949-94.
(25)由于调查时点距1949年较远，1949年前接受教育的被访者较少，无法更细致地划分同期群，特别是无法区分出1953年院系调整前后的同期群，以至于无法更精确地检验有关技术专业阶层利益受损假设。
(26)“文革”期间，中学学制一般被缩短了2年左右。由于相当多1958年或更靠后年份出生的人也没有在正常年份考大学，因此将C3截至年份定在1957年并不十分精确。这里的考虑是不希望C3太大，按7/6/3/3/4学制，1977年恰是1958年出生的人考大学的年份。
(27)而1982-1985年间出生的人是2000-2003年间考入大学的，2003年调查发生时，他们还是在校大学生，因此不符合调查对象的条件。对于那些1982-1985年出生没考上（或没考）大学的人，虽然他们符合调查对象的条件（大于18岁），但他们只能提供没考上大学的（失败）信息，由于不调查在校大学生，所以缺少相应考上大学的（成功）信息，因此如果包括这部分人的信息，可能会使调查资料出现系统偏差。
(28)实际调查中测量的是被调查对象18岁时父亲的教育和职业状况。
(29)限于篇幅，这里没有给出协变量的描述性统计，需要者可与作者联系，email:hhaodahai@gmail.com。
(30)转换率不同于适龄人口的入学率，后者反映的是人口规模与教育规模之间的联系；前者表示的则是相邻教育水平之间机会结构的变化，因此能更准确地反映教育的累积特征。
(31)“文革”后期这段时间正是邓小平主持工作、所谓修正主义教育回潮的时期。
(32)根据样本数据统计，在C2同期群中，大学（含大专）以上20人，1977-1984年考上的10人(50%)；在C3同期群中，大学（含大专）以上46人，1977-1984年考上大学（含大专）35人(76%)。不难看出，由于高考事件的影响，在大学阶段很难区分C2和C3，因此这里合并成一个同期群，以此来屏蔽“文革”和高考效应。
(33)Z.Xueguang,P.Moen,and N.B.Tuma,Educational Stratification in Urban China:1949-94.
(34)由于初中未饱和时段太短，而高中饱和尚未实现，故有关MMI假设中的饱和问题，这里讨论得还不是很充分。
(35)由于初中转换不是讨论的重点，表2为了节省篇幅省略了初中转换的相关数据。对于需求饱和的理解，这里沿用雷夫特里和霍特的用法，参见M.Hout,A.E.Raftery,and E.O.Bell,Making the Grade:Educational Stratification in the United States,1925-1989。
(36)D.Zhong,D.J.Treiman,The Impact of the Cultural Revolution on Trends in Educational Attainment in the People's Republic of China.Z.Xueguang,P.Moen,and N.B.Tuma,Educational Stratification in Urban China:1949-94.