本文關(guān)鍵詞：教育分流體制與中國(guó)的教育分層(1978-2008)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

社會(huì)學(xué)研究；高；⑶父母親的教育程度；另外，為了檢驗(yàn)優(yōu)質(zhì)教育機(jī)會(huì)的累積性優(yōu)勢(shì)效應(yīng)（即較；（是=1，，否=0）；⒊控制變量；本研究的控制變量包括歷史時(shí)期（筆者將1978-2；性=1）、民族（漢族=1）以及兄弟姐妹人數(shù)；（三）統(tǒng)計(jì)模型統(tǒng)計(jì)模型；由于本研究所有的因變量都是類(lèi)別變量，而且都包括3；五、數(shù)據(jù)分析結(jié)果；（一）小學(xué)升初中的不同路徑小學(xué)升初中的不同路徑①；由于C

社會(huì)學(xué)研究

高。

⑶父母親的教育程度。已有的研究表明，即使控制了父親的職業(yè)地位變量，父母親的教育程度對(duì)子女的教育獲得仍有重要的影響作用（Shavit & Blossfeld，1993）。根據(jù)慣例，本研究使用父母雙方中受教育程度較高者的受教育年限作為此變量的測(cè)量方式。

另外，為了檢驗(yàn)優(yōu)質(zhì)教育機(jī)會(huì)的累積性優(yōu)勢(shì)效應(yīng)（即較早的階段如果獲得重點(diǎn)學(xué)校的資格，那么后續(xù)的教育階段也更可能獲得優(yōu)勢(shì)的教育機(jī)會(huì)），本文的核心自變量還包括前一階段是否就讀于重點(diǎn)學(xué)校

①

（是=1，否=0）。

⒊控制變量

本研究的控制變量包括歷史時(shí)期（筆者將1978-2008整個(gè)時(shí)期劃分為三個(gè)階段，分別為1978-1988、1989-1998和1999-2008，代表改革的三個(gè)10年，在統(tǒng)計(jì)模型中，1978-1988階段為參照組。）、性別（男

②

性=1）、民族（漢族=1）以及兄弟姐妹人數(shù)。

（三）統(tǒng)計(jì)模型 統(tǒng)計(jì)模型

由于本研究所有的因變量都是類(lèi)別變量，而且都包括3類(lèi)，因此，筆者使用多元對(duì)數(shù)回歸模型（multinomial logistic regression model）來(lái)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)估計(jì)。該模型可以被視作簡(jiǎn)單（二元）對(duì)數(shù)回歸模型（binary logistic regression model）的擴(kuò)展形式（Powers & Xie, 2000）。它是一個(gè)比較靈活的模型設(shè)定，可以通過(guò)改變因變量的參照組從而實(shí)現(xiàn)各組之間的相互比較。舉個(gè)例子說(shuō)明，就本研究而言，除了分別比較非重點(diǎn)學(xué)校組與未升學(xué)組以及重點(diǎn)學(xué)校組與未升學(xué)組之間的家庭背景差異之外，還可以直接檢驗(yàn)重點(diǎn)組與非重點(diǎn)組之間的家庭背景差異。因此，無(wú)論從統(tǒng)計(jì)方法還是從研究的實(shí)質(zhì)需要的角度考慮，該模型都是最佳的選擇。

五、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

（一）小學(xué)升初中的不同路徑 小學(xué)升初中的不同路徑 ①

由于CGSS2008沒(méi)有收集小學(xué)階段是否在重點(diǎn)學(xué)校就學(xué)的信息，因此這個(gè)變量?jī)H在高中（包括普通高中、中專(zhuān)、職高和技工）階段和大學(xué)（大專(zhuān)和本科）階段的統(tǒng)計(jì)模型中進(jìn)行估計(jì)。 ②

國(guó)內(nèi)外已有的研究表明，兄弟姐妹人數(shù)是影響教育獲得一個(gè)重要變量（Blake，1981；葉華、吳曉剛，2011；吳愈曉，2012；2013）

社會(huì)學(xué)研究

表2報(bào)告了小學(xué)升初中入學(xué)路徑的模型估計(jì)結(jié)果。左列的模型比較的是進(jìn)入非重點(diǎn)初中與未升學(xué)的情況，中間一列比較的是進(jìn)入重點(diǎn)初中與未升學(xué)的情況，而右列的模型則是重點(diǎn)初中與非重點(diǎn)初中之間的直接比較。首先可以發(fā)現(xiàn)，與預(yù)期相一致，14歲以前主要居住地的戶口級(jí)別越高，升學(xué)初中（無(wú)論非重點(diǎn)或是重點(diǎn)初中）的可能性越大。因?yàn)樽筮厓闪械哪Ｐ惋@示，14歲以前主要居住地三個(gè)虛擬變量的回歸系數(shù)都是正的而且顯著，表明城鎮(zhèn)地區(qū)的學(xué)生比農(nóng)村地區(qū)的學(xué)生更可能升入非重點(diǎn)或重點(diǎn)初中；而且，居住地的級(jí)別越高，回歸系數(shù)越大。其次，父親的職業(yè)地位（14歲時(shí)父親的ISEI）越高，子女升學(xué)初中（包括非重點(diǎn)和重點(diǎn)）的機(jī)會(huì)越大。其他因素保持不變，父親的ISEI每增加10個(gè)單位，子女升學(xué)非重點(diǎn)初中和重點(diǎn)初中（相對(duì)于未升學(xué)而言）的幾率分別增加30%（e0.260?1≈0.297，p < 0.001）和39%左右（e0.331?1≈0.392，p < 0.001）。另外，父母親的受教育年限越高，子女升學(xué)初中（非重點(diǎn)或重點(diǎn)）的機(jī)會(huì)也越大�？刂屏似渌蛩�，父母的受教育年限每增加一年，子女升學(xué)非重點(diǎn)初中的幾率增加15%左右（e0.138?1≈0.148，p < 0.001），而升學(xué)重點(diǎn)初中的幾率增加的幅度更大，約為23%（e0.208?1≈0.231，p < 0.001）。

表2 估計(jì)小學(xué)升初中教育分流的

multinomial logistic回歸模型（1978-2008）

變量

非重點(diǎn) VS. 未升學(xué)

歷史時(shí)期 1989-1998年

a

重點(diǎn) VS. 未升學(xué) .815*** (.210) 1.057** (.329) .298 (.275) .245 (.174) -.204**

重點(diǎn) VS. 非重點(diǎn)

.180 (.162) .239 (.214) -.752** (.232) -.321* (.136) -.113+

.635*** (.145)

1999-2008年 .818** (.265)

民族（漢族=1） 1.050*** (.182)

性別（男性=1） .566*** (.117)

兄弟姐妹數(shù)量 -.092**

社會(huì)學(xué)研究

b

(.035) (.065)

(.058)

14歲以前主要居住地 鎮(zhèn)和縣城

.588** (.184)

地級(jí)市

1.000*** (.259)

省會(huì)或直轄市

1.641*** (.358)

14歲時(shí)父親ISEI （除以10） 父母親受教育年限

.260*** (.060) .138*** (.016)

常數(shù)項(xiàng)

1.436*** (.247) 1.556*** (.319) 2.035*** (.414) .331*** (.070) .208*** (.025)

.848*** (.182) .556** (.203) .394+ (.224) .071+ (.040) .071*** (.020)

-1.410*** -3.972*** -2.562*** (.291)

(.447) 3054 -1791.45 .155

b

(.368)

N

Log-likelihood pseudo R

a2

注：⑴ 1978-1988年為參照組； 農(nóng)村為參照組。⑵ + p < 0.10, * p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001（雙尾檢驗(yàn)）。⑶括 號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。

表2右列的模型顯示了升學(xué)重點(diǎn)和非重點(diǎn)初中之間的比較結(jié)果�？梢园l(fā)現(xiàn)，家庭背景因素對(duì)升學(xué)非重點(diǎn)或重點(diǎn)初中的路徑差異有顯著的影響。具體表現(xiàn)為城鎮(zhèn)居民、父親的職業(yè)地位和父母親平均受教育年限越高的居民，更可能上重點(diǎn)初中。首先，14歲居住地三個(gè)虛擬變量的回歸系數(shù)都是正向而且顯著，表明城鎮(zhèn)或城市地區(qū)學(xué)生更可能上重點(diǎn)初中（相對(duì)于上非重點(diǎn)初中而言）。另外，其他因素保持不變，14歲時(shí)父親的ISEI每增加10個(gè)單位，子女上重點(diǎn)初中（相對(duì)于非重點(diǎn)初中而言）的幾率增加大約7%（e0.071?1≈0.074，p < 0.10）；父母親的受教育年限增加1年，子女上重點(diǎn)初中（相對(duì)于非重點(diǎn)初中而言）的幾率也增加大約7%（e0.071?1≈0.074，p < 0.001）。

表2的結(jié)果表明，在初中階段，升學(xué)與否以及能否進(jìn)入重點(diǎn)中學(xué)就讀與家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是直接相關(guān)的。越高階層的人不僅有更高的升學(xué)機(jī)會(huì)，而且有更好的受教育機(jī)會(huì)（進(jìn)重點(diǎn)初中）。這里的結(jié)果

社會(huì)學(xué)研究

驗(yàn)證了假設(shè)1，亦與EMI的理論假定基本一致，即優(yōu)勢(shì)階層在教育獲得方面的優(yōu)勢(shì)不僅僅是數(shù)量上的，而且是質(zhì)量上的。

（二）初中升高中的不同路徑 初中升高中的不同路徑

⒈重點(diǎn)Vs.非重點(diǎn)

表4a的模型反映的是重點(diǎn)與非重點(diǎn)高中路徑選擇的差異（目的為了檢驗(yàn)重點(diǎn)學(xué)校制度對(duì)教育機(jī)會(huì)不平等的影響）�？梢园l(fā)現(xiàn)，左邊兩列“14歲以前主要居住地”三個(gè)虛擬變量的系數(shù)都是正的，而且在0.001的水平顯著，表明城鎮(zhèn)地區(qū)居民比農(nóng)村居民更可能升學(xué)（非重點(diǎn)或重點(diǎn)）；另外，回歸系數(shù)的大小與城市級(jí)別成正比，表明居住地的級(jí)別越高，獲得高中（非重點(diǎn)或重點(diǎn)）階段學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)的可能性越大。如果直接比較上重點(diǎn)和非重點(diǎn)高中的情況（模型1的右列），結(jié)果非常有意思，（相對(duì)于上非重點(diǎn)高中而言）鎮(zhèn)、縣城和地級(jí)市居民上重點(diǎn)高中的幾率與農(nóng)村居民沒(méi)有顯著差異（鎮(zhèn)和縣城以及地級(jí)市兩個(gè)虛擬變量系數(shù)不顯著），而省會(huì)或直轄市居民升學(xué)重點(diǎn)的幾率甚至比農(nóng)村居民低。具體說(shuō)來(lái)，控制了其他變量，直轄市居民上重點(diǎn)高中（相對(duì)于非重點(diǎn)高中而言）的幾率比農(nóng)村居民要低31%左右（1-e-0.370≈0.309，p < 0.10）。筆者認(rèn)為這是一個(gè)選擇性的過(guò)程，因?yàn)榭傮w而言，農(nóng)村戶口的孩子更不可能升學(xué)高中，而成功升學(xué)并選擇上高中的都應(yīng)該是成績(jī)比較優(yōu)秀并有志于上大學(xué)的孩子，因此考進(jìn)重點(diǎn)學(xué)校就讀的可能性會(huì)比較大。亦即是說(shuō)，大多數(shù)農(nóng)村孩子要么不上高中，要么就上重點(diǎn)高中。而省會(huì)或直轄市地區(qū)的孩子高中升學(xué)率較高，大多數(shù)孩子都有機(jī)會(huì)上高中，但由于重點(diǎn)中學(xué)的數(shù)量畢竟較少，因此上重點(diǎn)中學(xué)的比例相對(duì)較低。正因?yàn)槭?huì)或直轄市地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)在這個(gè)選擇性過(guò)程的差異，因此如果其他條件相同的情況下，對(duì)于所有成功升學(xué)的孩子而言，農(nóng)村孩子上重點(diǎn)學(xué)校的幾率更高。

表4a 估計(jì)初中升高中教育分流的multinomial logistic回歸模型（一）

（1978-2008）

變量

非重點(diǎn) VS. 未升學(xué)

模型1 重點(diǎn) VS. 未升學(xué)

重點(diǎn) VS. 非重點(diǎn)

非重點(diǎn) VS. 未升學(xué)

模型2 重點(diǎn) VS. 未升學(xué)

重點(diǎn) VS. 非重點(diǎn)

社會(huì)學(xué)研究

歷史時(shí)期 1989-1998年

a

.266* (.108)

.343* (.161) .675*** (.190) -.315 (.241) .175 (.127) -.212*** (.052)

.077 (.154) .183 (.175) -.600* (.234) -.095 (.119) -.067 (.051)

.265* (.108)

.361* (.173)

.096 (.169) .226 (.192) -.392 (.261) .052 (.131) -.033 (.055)

1999-2008年 .491*** (.137)

.491*** .717*** (.137) .299 (.194) .261** (.089) -.145*** (.032)

(.204) -.0935 (.261) .313* (.137) -.178** (.055)

民族（漢族=1） .284 (.193)

性別（男性=1） .270** (.089)

兄弟姐妹數(shù)量 -.145*** (.032)

14歲以前主要 居住地 鎮(zhèn)和縣城

b

.844*** (.118)

1.025*** (.169) 1.241*** (.186) 1.272*** (.224) .155*** (.039) .122*** (.018)

.181 (.163) .130 (.172) -.370+ (.195) .058+ (.035) .043* (.017)

.858*** (.118) 1.118*** (.135) 1.655*** (.160) .095** (.030) .081*** (.012) -.327 (.201)

.777*** (.182) 1.134*** (.199) 1.126*** (.239) .148*** (.042) .104*** (.019) 2.295*** (.186)

-.082 (.178) .016 (.187) -.529* (.214) .053 (.038) .023 (.019) 2.622*** (.170)

地級(jí)市 1.112*** (.135)

省會(huì)或直轄市 1.642*** (.160)

14歲時(shí)父親ISEI（除以10） 父母親受教育 年限 初中是否重點(diǎn)（是=1） 常數(shù)項(xiàng)

.097** (.030) .079*** (.012)

-1.731*** -2.945*** -1.214*** -1.742*** -3.464*** -1.722*** (.262)

(.363) 2908 -2513.28 .128

b

(.353) (.264) (.390) 2908 -2366.06 .179

(.386)

N

Log-likelihood pseudo R

a2

注：⑴ 1978-1988年為參照組； 農(nóng)村為參照組。⑵+ p < 0.10, * p < 0.05, ** p < 0.01, *** p < 0.001（雙尾檢驗(yàn)）。⑶括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。

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