環(huán)境和努力孰重孰輕？
——中國高等教育獲得數(shù)量與質(zhì)量不平等研究

靳振忠，嚴(yán)斌劍，王 亮

（1. 南京審計(jì)大學(xué) 政府審計(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211800；2. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095；3. 南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093）

一、引 言

教育是人力資本投資的重要方式之一，不僅是改變勞動(dòng)者自身境況的重要途徑（張東輝和司志賓，2007），也是打破階層固化、提高階層流動(dòng)性的重要渠道（張明等，2016）。當(dāng)教育嚴(yán)重不公平時(shí)，就可能會導(dǎo)致教育成為鎖定階層的工具，從而加劇社會階層固化（李煜，2006）。我國政策制定者高度重視教育公平，黨的十八屆三中全會明確指出，要大力促進(jìn)教育公平。在黨的十九大報(bào)告中進(jìn)一步提出“必須把教育事業(yè)放在優(yōu)先位置，……，推進(jìn)教育公平”?？梢哉f，教育公平是現(xiàn)代化的基本訴求，并且教育公平問題與我們今天所倡導(dǎo)的全民教育、終身教育、補(bǔ)償教育等許多教育改革和發(fā)展的重要內(nèi)容息息相關(guān)。

隨著我國義務(wù)教育的不斷普及，高等教育對個(gè)人的生存和發(fā)展變得愈發(fā)重要，一個(gè)人能否接受高等教育、能否接受優(yōu)質(zhì)高等教育，已經(jīng)成為其能否獲得一定社會地位或職業(yè)的重要前提條件（Blau和Duncan，1967）。因而在當(dāng)下中國，高等教育的公平具有更為重要的現(xiàn)實(shí)意義。那么什么是高等教育公平？根據(jù)Roemer（1998）提出的分析框架，任何結(jié)果都是由兩類因素決定的：環(huán)境（Circumstances）和努力（Efforts）。環(huán)境是指個(gè)體不可控，從而無法為之負(fù)責(zé)的“非責(zé)任變量”，如家庭背景等，對應(yīng)結(jié)果不平等中的“不公平”部分，即機(jī)會不平等；努力是個(gè)體可以控制，從而應(yīng)該為之負(fù)責(zé)的“責(zé)任變量”，如個(gè)人的選擇和行為，對應(yīng)結(jié)果不平等中的“公平”部分，即努力不平等。因此，高等教育公平并不是指結(jié)果上受教育程度的絕對平等，而是指高等教育的獲得主要取決于個(gè)人的努力，而非個(gè)人所處的環(huán)境。為此，本文重點(diǎn)研究以下四個(gè)問題：（1）環(huán)境因素和努力因素在我國高等教育獲得中究竟孰重孰輕？（2）環(huán)境因素和努力因素在高等教育獲得的質(zhì)量上的貢獻(xiàn)與其在數(shù)量上的貢獻(xiàn)是否相同，并且有何變化趨勢?①所謂數(shù)量是指是否能夠獲得高等教育，而質(zhì)量則是指獲得什么樣的高等教育，如普通高等教育或優(yōu)質(zhì)高等教育。（3）不同類型環(huán)境因素對高等教育獲得的影響有何差異？（4）高考政策的變遷對我國高等教育獲得起著什么樣的作用？

已有關(guān)于各種因素對高等教育獲得機(jī)會的影響研究主要有：（1）從社會制度角度。這類研究通過橫向?qū)Ρ炔煌鐣贫葒业母叩冉逃龣C(jī)會，或縱向?qū)Ρ纫粋€(gè)國家不同階段的高等教育機(jī)會的分布，發(fā)現(xiàn)意識形態(tài)和政府相關(guān)政策的變動(dòng)會導(dǎo)致教育不公平的弱化或增強(qiáng)（Shavit和Blossfeld，1994；Deng和Treiman，1997；應(yīng)星和劉云杉，2015）。（2）從地區(qū)發(fā)展角度。這類文獻(xiàn)認(rèn)為城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對社會公平問題有著十分深刻的影響，而這種影響的一個(gè)重要表現(xiàn)就是高等教育獲得機(jī)會的城鄉(xiāng)差距（Peragine和Serlenga，2008；李春玲，2010）。（3）從家庭背景角度。社會經(jīng)濟(jì)地位越高的家庭，越需要在代際傳遞過程中，維持其優(yōu)勢地位。隨著教育對人們在勞動(dòng)力市場中重要性的日益提高，家庭背景的優(yōu)勢將通過教育，轉(zhuǎn)化為子女的以高等教育為表現(xiàn)的人力資本。因此，高等教育機(jī)會受家庭特征的影響（Keane和Roemer，2009；趙穎，2016）。

不過已有研究尚存在以下不足：一是對高等教育獲得影響的變量基本都是個(gè)人無法控制的變量（即環(huán)境因素），而鮮有引入努力的相關(guān)變量；二是主要考察各因素對高等教育獲得數(shù)量上的影響，而較少考慮對高等教育獲得質(zhì)量上的影響；三是更多關(guān)注單一環(huán)境因素對高等教育獲得機(jī)會的影響，而鮮有關(guān)注各類環(huán)境因素對高等教育獲得的相對貢獻(xiàn)的大小。因而，本文試圖從以下三點(diǎn)進(jìn)行突破：（1）將努力因素納入高等教育獲得的研究框架中；（2）在高等教育獲得數(shù)量和質(zhì)量兩個(gè)層面上研究環(huán)境因素和努力因素的作用；（3）利用基于回歸的Shapley分解方法，計(jì)算出各因素在整體和不同階段中對高等教育獲得差異的貢獻(xiàn)，并考察其在不同階段中的變化趨勢。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源。CGSS數(shù)據(jù)由中國人民大學(xué)聯(lián)合全國各地學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)共同執(zhí)行，調(diào)查范圍覆蓋了全國28個(gè)省、自治區(qū)和直轄市（除海南、西藏、青海及港澳臺），經(jīng)過嚴(yán)格科學(xué)抽樣，以結(jié)構(gòu)化訪談形式，抽取出生于1910—1990年的受訪者以獲得調(diào)查資料。相比于其他數(shù)據(jù)庫，中國綜合社會調(diào)查（China General Social Survey，CGSS）對受訪者學(xué)齡期家庭情況的調(diào)查更為全面，所以針對高等教育獲得研究而言，CGSS數(shù)據(jù)更適合。本文采用2008年CGSS數(shù)據(jù)的關(guān)鍵原因是該年度調(diào)查問卷中涉及一些學(xué)齡期個(gè)人努力和個(gè)人所獲得的高等教育質(zhì)量相關(guān)的問題，但在其他年份中并未進(jìn)行該項(xiàng)調(diào)查，而這正是本文的研究重點(diǎn)之一。

（二）變量定義。首先，本文的因變量（P）包括兩個(gè)：一是個(gè)人是否接受過高等教育；二是在接受高等教育的群體中，個(gè)體是否接受了優(yōu)質(zhì)的高等教育。根據(jù)調(diào)查問卷關(guān)于個(gè)人教育程度的答案設(shè)計(jì)，并按照教育部對高等教育的內(nèi)涵界定，本研究把問卷中的三類學(xué)歷（大學(xué)?？疲ㄕ?guī)高等教育）、大學(xué)本科（正規(guī)高等教育）、研究生及以上）視為高等教育，其余為非高等教育。根據(jù)以上標(biāo)準(zhǔn)，有616個(gè)受訪者的教育程度為高等教育，占總樣本的10.3%；其余5 384個(gè)受訪者則未接受高等教育，占總樣本的89.7%。在問卷中，高等院校被分為了五個(gè)等級——教委直屬高等院校；中央或國家部委所屬高等院校；省屬高等院校；地區(qū)所屬高等院校；其他全日制高校。在本文研究中，我們將前兩者歸為較好的一類高等院校。①當(dāng)然高等教育質(zhì)量的內(nèi)涵更加豐富，出于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文僅從高校行政歸屬這一角度進(jìn)行研究。在這616個(gè)正在接受或已經(jīng)接受過高等教育的受訪者中，有117個(gè)個(gè)體進(jìn)入了較好的高等院校，占有效樣本的19.0%；其余499個(gè)個(gè)體進(jìn)入了普通的高等院校，占樣本的81.0%。其次，努力變量（E）的選擇。根據(jù)問卷，我們選擇了D1-1、D1-2、D1-3、D1-4、D1-5、D1-6和D1-10這7個(gè)問題作為個(gè)人努力程度的代理變量。這7個(gè)問題的答案都是非常同意、同意、不同意、非常不同意和無法選擇，將其依次賦值為5至1，數(shù)值越大越努力并將這7個(gè)變量依次命名為努力1、努力2、努力3、努力4、努力5、努力6和努力7。再次，環(huán)境變量（C）的選擇。根據(jù)已有研究（靳振忠等，2018）和數(shù)據(jù)可獲得性，將環(huán)境變量分為宏觀環(huán)境變量、家庭環(huán)境變量和個(gè)體特征變量。其中：宏觀環(huán)境變量包括城鄉(xiāng)、地區(qū)和社會制度；家庭環(huán)境變量包括學(xué)齡期父母就業(yè)情況、學(xué)齡期家庭所處經(jīng)濟(jì)社會地位、父母的教育程度和是否為獨(dú)生子女；個(gè)體特征變量包括性別和民族。

對具體變量的定義，城鄉(xiāng)變量指學(xué)齡期個(gè)體生活在農(nóng)村還是城市，并通過其戶籍類型進(jìn)行判斷，以農(nóng)業(yè)戶口代表農(nóng)村，其他代表城市。我們根據(jù)戶籍變動(dòng)的原因、途徑等信息對數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整，以保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性。對地區(qū)變量，本文以其戶籍所在地區(qū)作為地區(qū)的代理變量，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局標(biāo)準(zhǔn)將地區(qū)劃分為東部、中部和西部。

關(guān)于制度因素，本研究主要關(guān)注高考制度的變化，但是制度因素本身難以直接衡量。不過我國高考制度改革具有很強(qiáng)的階段性特征，比如1952年實(shí)行全國統(tǒng)考、1966年至1969年這三年大學(xué)不招生，1970年至1976年上大學(xué)實(shí)行推薦制、1977年恢復(fù)高考和1999年高校擴(kuò)招。因此我們可以在研究過程中，將個(gè)體所處的時(shí)期作為社會制度因素的代理變量。在本文所使用的樣本中，重要高考制度變革主要是后三個(gè)。大體來說，50后群體主要是經(jīng)歷了停止高考和推薦上大學(xué)這一重要的制度變革，40后和60后群體經(jīng)歷過全國統(tǒng)一高考，而80后群體則基本經(jīng)歷了高校擴(kuò)招，有了更多上大學(xué)的機(jī)會。所以，我們可以通過對比不同年齡群體中環(huán)境和努力因素在高等教育獲得數(shù)量中相對貢獻(xiàn)的變化情況，來考察全國統(tǒng)一高考制度對高等教育獲得機(jī)會數(shù)量上的影響，②此處之所以不考察高等教育獲得質(zhì)量，有由于40年代至60年代出生的群體獲得高等教育的樣本量過少。以及高校擴(kuò)招對高等教育獲得在數(shù)量和質(zhì)量上的影響。

關(guān)于父母的教育程度，我們根據(jù)已有文獻(xiàn)的做法，將其分為未上過學(xué)，接受過小學(xué)或初中教育，接受過高中、高職等中等教育，以及接受過高等教育四種類型。關(guān)于學(xué)齡期父母的就業(yè)情況，我們將根據(jù)受訪者14歲時(shí)父母就業(yè)狀況分為未就業(yè)、農(nóng)業(yè)就業(yè)和非農(nóng)就業(yè)三種類型。由于父母就業(yè)本身無法客觀反映家庭社會經(jīng)濟(jì)狀況，于是我們采用“14歲時(shí)家庭所屬層級”的答案作為家庭經(jīng)濟(jì)因素的第二個(gè)代理變量。參考靳振忠等（2018）的做法，我們將樣本分為——底層、中低層、中上層及上層，其中評分1至3為上層、4至6為中上層、7至9為中低層、10為底層。此外，我們還將個(gè)人是否是獨(dú)生子女作為另一項(xiàng)家庭因素。

性別變量的回答分為男性和女性，民族變量的回答分為漢族和少數(shù)民族。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)。由于所有的環(huán)境變量都是二值離散變量，因此均值即為具有該環(huán)境特征的個(gè)體所占比重。由表1均值列可以發(fā)現(xiàn)，在獲得高等教育的個(gè)體中，有61.6%來自東部地區(qū)，74.4%來自城鎮(zhèn)，父母的整體教育水平更高，父親非農(nóng)就業(yè)的比重達(dá)到75.6%，母親非農(nóng)就業(yè)的比重達(dá)到55.5%，來自底層的個(gè)體僅占7.3%。相比于全體樣本，在獲得高等教育的樣本中，個(gè)體的環(huán)境特征更加相似，因此我們初步推測努力因素在高等教育獲得質(zhì)量中的貢獻(xiàn)可能會大于其在高等教育獲得數(shù)量中的貢獻(xiàn)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（四）環(huán)境、努力與高等教育獲得之間的機(jī)制分析。雖然Roemer的機(jī)會不平等理論被廣泛應(yīng)用到了各個(gè)領(lǐng)域的研究中，但無論哪個(gè)領(lǐng)域的研究，學(xué)者們都較為一致地認(rèn)為環(huán)境和努力會直接影響個(gè)體的成就，并且認(rèn)為環(huán)境因素和努力程度與個(gè)體成就之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。本文也不例外，我們也認(rèn)為環(huán)境和努力會對個(gè)體高等教育獲得產(chǎn)生直接影響，并且環(huán)境因素越好、努力程度越高，則個(gè)體獲得高等教育的機(jī)會也就越大。至于環(huán)境與努力之間的關(guān)系，不同的學(xué)者則有不同的看法，因此需要具體問題具體分析。大多數(shù)研究認(rèn)為，努力的選擇在很大程度上取決于環(huán)境的好壞（Bourguignon等，2007）。Roemer和Trannoy（2016）將其形象地稱為：努力受到了環(huán)境的“污染”。正如Bempechat和Shernoff（2012）所說的那樣，沒有人是在真空環(huán)境下成長的，任何人的行為都會受其所處環(huán)境的影響。根據(jù)本文環(huán)境因素和努力因素的選擇，我們認(rèn)為學(xué)齡期個(gè)人努力會受環(huán)境因素的影響，而努力因素則不會對環(huán)境因素產(chǎn)生影響。例如，我們無法想象個(gè)體14歲時(shí)在教育上的努力程度的差異會影響到其父母的教育程度。但是建立在已有研究的基礎(chǔ)上，我們可以認(rèn)為環(huán)境因素會對努力產(chǎn)生影響。因此，我們認(rèn)為環(huán)境、努力與高等教育獲得之間存在著這樣的關(guān)系：環(huán)境因素會同時(shí)影響努力程度和高等教育獲得；而努力程度僅會影響高等教育獲得，不會影響環(huán)境因素。

（五）研究方法。Roemer（1998）認(rèn)為個(gè)人的成就由環(huán)境和努力兩類因素決定。也就是說，個(gè)人高等教育獲得的數(shù)量或質(zhì)量可以歸因于環(huán)境和努力兩部分，因此可以得到一個(gè)簡化方程：

其中：P為因變量，即高等教育獲得的數(shù)量或質(zhì)量，C為環(huán)境變量，E為努力變量，u為殘差。然而一般情況下，個(gè)體付出努力的高低都會受環(huán)境好壞的影響（龔鋒等，2017）。因此如果直接對式（1）進(jìn)行估計(jì)，可能會產(chǎn)生估計(jì)偏差。借鑒已有文獻(xiàn)的方法（Jusot等，2013；Roemer和Trannoy，2016），由以下步驟來考察環(huán)境因素和努力因素在高等教育獲得的數(shù)量或質(zhì)量中的貢獻(xiàn)。

第一，將努力變量回歸到環(huán)境變量上，如式（2）所示：

其中：Ei為表示努力的一組向量，Ci為代表環(huán)境的一組向量。殘差ei為努力變量中由環(huán)境因素?zé)o法解釋的部分。通過對式（2）進(jìn)行估計(jì)并求出殘差借此來得到凈努力。

第二，將因變量（P）回歸在本文選取的環(huán)境變量（C）和凈努力變量（）上，并據(jù)此估計(jì)出，也即：

由于因變量為二值離散變量，因此使用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，具體模型為：

其中：y1為Probit模型的線性預(yù)測值，ymax和ymin為相應(yīng)的最大值和最小值。y2為調(diào)整為連續(xù)變量的高等教育獲得的值。高等教育獲得不平等程度的計(jì)算，正是基于調(diào)整后的高等教育獲得y2計(jì)算的基尼系數(shù)。為了進(jìn)一步深入分析高等教育獲得不平等中的環(huán)境和努力，以及不同環(huán)境因素的相對貢獻(xiàn)，還需要對高等教育獲得的基尼系數(shù)進(jìn)行分解。本文將利用基于回歸的Shapley分解法對高等教育獲得的基尼系數(shù)進(jìn)行分解。

三、結(jié)果與分析

（一）環(huán)境因素對個(gè)人努力的影響。由于個(gè)人努力難免會受環(huán)境因素的影響，為此我們先將努力變量回歸到環(huán)境變量，以期得到凈努力，即對式（2）進(jìn)行估計(jì)。我們使用OLS模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2結(jié)果顯示：（1）環(huán)境因素對各努力因素估計(jì)的擬合值R2均大于0.9，說明環(huán)境因素對個(gè)人努力有著較為顯著的影響和解釋力。（2）在三大地區(qū)中，東部和中部地區(qū)的個(gè)人在教育上投入的努力都要高于西部，而其中中部地區(qū)個(gè)體投入的努力最多，這可能是與中部地區(qū)尖銳的教育供求矛盾有關(guān)，致使個(gè)體爭取高等教育機(jī)會的競爭十分激烈，迫使中部地區(qū)的個(gè)體不得不投入更多的努力。（3）相對于城鎮(zhèn)，農(nóng)村個(gè)體普遍在教育上投入更多的努力。（4）整體看，高教育程度的父母，其子女在學(xué)習(xí)中投入的努力也相應(yīng)較多。一般而言，學(xué)歷越高的父母對其子女的教育預(yù)期也越高，因?yàn)樗麄冏陨砭褪墙逃氖芤嬲撸@使學(xué)歷較高的父母會投入更多的時(shí)間和精力，監(jiān)督、幫助子女進(jìn)行學(xué)習(xí)，進(jìn)而表現(xiàn)為子女在學(xué)習(xí)上投入的努力就更多。（5）父母的就業(yè)狀況對個(gè)體在學(xué)習(xí)中投入的努力有著顯著影響。相對于父母未就業(yè)，父母就業(yè)的家庭子女在教育過程中投入的努力更多。（6）家庭層級較高的個(gè)體在學(xué)習(xí)中投入的努力也相對更多。究其原因，一方面，可能是家庭層級較高的父母對子女的教育期望也較高，因此會更加督促子女努力學(xué)習(xí)；另一方面，家庭層級較高的個(gè)體本身的教育期望也會比較高（吳愈曉和黃超，2016），為此個(gè)人也會有更多的動(dòng)力在學(xué)習(xí)中投入更多的努力。（7）整體來看，男性在教育上的努力程度高于女性，漢族在教育上的努力程度高于少數(shù)民族。

上述分析表明，環(huán)境對努力有顯著影響。根據(jù)Roemer的機(jī)會不平等理論，受環(huán)境影響的努力所造成的結(jié)果差異，仍然屬于環(huán)境因素的作用。因此，在考察努力因素在我國高等教育獲得中的相對貢獻(xiàn)時(shí)，有必要剔除努力中受環(huán)境因素影響的部分。

（二）環(huán)境因素和努力因素在高等教育獲得數(shù)量中的作用。首先，在式（2）回歸的基礎(chǔ)上求得凈努力，并通過Probit模型對式（3）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。表3結(jié)果顯示，除了部分努力變量、14歲時(shí)母親就業(yè)情況和民族不顯著外，其他變量對高等教育獲得機(jī)會的影響大多都在1%水平上顯著，并且回歸結(jié)果表明：（1）總體來看，個(gè)人增加在學(xué)習(xí)中的努力投入量，終歸是有助于提高獲得高等教育機(jī)會的概率。（2）與西部地區(qū)個(gè)人相比，中部地區(qū)的個(gè)人則處于劣勢，而東部地區(qū)的個(gè)人在高等教育獲得數(shù)量的競爭中處于優(yōu)勢。結(jié)合表2的結(jié)果會產(chǎn)生一個(gè)疑問，為什么中部地區(qū)的個(gè)體更加努力，但反而在高等教育獲得機(jī)會競爭中最為不利？我們認(rèn)為這是由于中部地區(qū)既沒有東部地區(qū)的教育資源優(yōu)勢，同時(shí)又不具備西部地區(qū)的政策優(yōu)勢，因此就產(chǎn)生了這種“塌陷”現(xiàn)象。（3）相對于農(nóng)村，城鎮(zhèn)居民有更大的概率獲得高等教育。（4）父母教育程度與個(gè)體高等教育獲得機(jī)會之間存在較為明顯的正相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)出了明顯的教育代際傳遞現(xiàn)象。（5）學(xué)齡期父親就業(yè)有助于提高個(gè)體獲得高等教育的概率。（6）獨(dú)生子女在高等教育獲得中具有更大的優(yōu)勢，這可能是因?yàn)橄鄬τ谟行值芙忝玫膫€(gè)人，獨(dú)生子女能夠享受家庭中更多的資源。（7）較高社會層級的個(gè)人獲得高等教育的機(jī)會要大于處于底層的個(gè)人。（8）在高等教育獲得機(jī)會競爭中，男性仍然具有一定的性別優(yōu)勢。

表3 環(huán)境和努力對高等教育獲得數(shù)量的Probit回歸結(jié)果

由表4可見，在全樣本中，高等教育獲得數(shù)量的不平等程度為0.182。其中：努力因素對高等教育獲得數(shù)量不平等的絕對貢獻(xiàn)為0.039，約占21.4%；而環(huán)境因素的絕對貢獻(xiàn)為0.143，即高等教育獲得數(shù)量的機(jī)會不平等程度約為0.143，約占總體不平等程度的78.6%，說明環(huán)境因素在高等教育獲得數(shù)量中的相對貢獻(xiàn)更大。

為了更為細(xì)致地研究不同環(huán)境因素在總體環(huán)境因素中的相對重要性，我們在具體的分解過程中，將環(huán)境因素分為區(qū)位因素、家庭文化因素、家庭經(jīng)濟(jì)因素和個(gè)人特征，其中區(qū)位因素包括城鄉(xiāng)和地區(qū)；家庭文化因素包括父母的教育程度；家庭經(jīng)濟(jì)因素包含了14歲時(shí)父親和母親的就業(yè)情況、是否為獨(dú)生子女以及14歲時(shí)家庭所處層級；而個(gè)體特征則包括性別和民族，具體分解結(jié)果見表5所示。在環(huán)境因素中，家庭文化因素對高等教育獲得數(shù)量的貢獻(xiàn)最高（36.36%），其次是區(qū)位因素（25.17%）、家庭經(jīng)濟(jì)因素（23.78%）和個(gè)人特征（14.69%）。

表4 環(huán)境和努力因素的Shapley分解結(jié)果

表5 不同環(huán)境因素占總體環(huán)境因素的比重

不同年代中，環(huán)境和努力因素在高等教育獲得數(shù)量的相對貢獻(xiàn)以及不同類別環(huán)境因素在其中的貢獻(xiàn)的Shapley分解結(jié)果分別列于表6和表7。

表6 不同時(shí)期環(huán)境和努力因素在高等教育獲得數(shù)量中的Shapley分解結(jié)果

表7 不同時(shí)期不同環(huán)境因素占總體環(huán)境因素的比重

由表6結(jié)果可見，高等教育獲得數(shù)量的不平等程度在不同時(shí)期有所不同。通過對比五個(gè)年齡段的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：總體來說，高等教育獲得數(shù)量的不平等程度在不斷縮小，但努力因素的貢獻(xiàn)與環(huán)境因素相比始終不占優(yōu)勢，甚至環(huán)境因素的作用隨著時(shí)間的推移，呈現(xiàn)不斷增大的趨勢。那為何努力因素的貢獻(xiàn)在60年代低于前后兩個(gè)階段呢？我們認(rèn)為是由于出生于60年代的個(gè)體，受“文革”的影響，大部分人學(xué)習(xí)知識的熱情和動(dòng)力不足所致。表7結(jié)果表明，高等教育獲得數(shù)量的機(jī)會不平等程度的變化幅度較?。◤?.110下降至0.108），說明我國高等教育獲得數(shù)量的不平等程度雖然在減小（從0.166下降至0.133），但是機(jī)會不平等的改善程度較為有限。此外，不同環(huán)境因素對高等教育獲得數(shù)量的機(jī)會不平等的相對貢獻(xiàn)有如下特點(diǎn)：（1）區(qū)位因素始終是高等教育獲得數(shù)量機(jī)會不平等中貢獻(xiàn)較大的環(huán)境因素，并且70年代后區(qū)位因素的相對貢獻(xiàn)有所提高，這可能與我國先東部、后中西部，先城市、后農(nóng)村的發(fā)展戰(zhàn)略有關(guān)。（2）從整體看，家庭文化因素，即父母教育程度在環(huán)境因素中的相對貢獻(xiàn)逐步增大，由40年代的16.36%上升到80年代的22.22%，反映出我國教育的代際傳遞程度越來越高。另外，比較特殊的依然是60年代中家庭文化因素的相對貢獻(xiàn)異常高，達(dá)35.35%。為何出現(xiàn)這種情況？我們認(rèn)為這與努力的作用在這一時(shí)期特別小的原因相似，受當(dāng)時(shí)環(huán)境的影響，學(xué)校教育在很大程度上出現(xiàn)了缺失，此時(shí)家庭教育就成為了學(xué)校教育的必要補(bǔ)充，使得家庭教育的作用得到了放大，因此表現(xiàn)為這一時(shí)期家庭文化因素相對貢獻(xiàn)較高。（3）家庭經(jīng)濟(jì)因素的相對貢獻(xiàn)在70年代之前呈不斷下降趨勢，這可能與我國早期的政府干預(yù)分不開，如減免各級教育學(xué)費(fèi)、為學(xué)生提供資金援助等，較為有效地降低了家庭經(jīng)濟(jì)因素與個(gè)人教育獲得之間的聯(lián)系（李春玲，2003），而70年代之后其相對貢獻(xiàn)明顯提高，則可能是與我國教育逐步市場化有關(guān)（馮建軍，2008）。（4）個(gè)體特征對高等教育獲得數(shù)量機(jī)會不平等的貢獻(xiàn)在不斷減小，從22.73%下降至11.11%。也就是說，性別和民族在高等教育獲得中的作用越來越小，表明我國對性別和民族差別的處理在不斷優(yōu)化。

一般來說，相對于推薦制，全國統(tǒng)考可能更有利于實(shí)現(xiàn)教育公平。因?yàn)橄鄬Χ?，考試制度的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)更為客觀。由表6的結(jié)果可見，出生于50年代群體的高等教育獲得數(shù)量的不平等程度，不僅高于60年代，甚至高于40年代，并且這一階段高等教育獲得數(shù)量的機(jī)會不平等程度也是最高的，而出生于50年代的群體恰恰是經(jīng)歷了取消全國統(tǒng)考的制度變革時(shí)期，這部分驗(yàn)證了全國統(tǒng)考更容易實(shí)現(xiàn)教育公平的觀點(diǎn)。同時(shí)我們發(fā)現(xiàn)，雖然出生于60年代的群體基本經(jīng)歷了全國統(tǒng)考，可是相比于沒有統(tǒng)考的50年代群體，其高等教育獲得數(shù)量的機(jī)會不平等程度下降較慢，我們認(rèn)為這可能是1966年至1977年間高校停止招生，積累了大量生源造成的結(jié)果。高校擴(kuò)招政策使更多的人有機(jī)會獲得高等教育，但是這些增加的機(jī)會被分配給了怎樣的群體，在政策實(shí)施以前是不得而知的。從70年代和80年代出生群體的高等教育獲得數(shù)量的結(jié)果對比看，努力因素在高等教育獲得中的作用進(jìn)一步下降，而環(huán)境因素的比重進(jìn)一步上升。但我們認(rèn)為這種下降趨勢并不是高校擴(kuò)張導(dǎo)致的結(jié)果，高校擴(kuò)張只不過是沒能逆轉(zhuǎn)努力在高等教育獲得中的劣勢而已。根據(jù)已有研究，我們認(rèn)為可能是由于60年代和70年代出生的個(gè)體是創(chuàng)業(yè)的一代，而到了80年代出生的一代，家庭差距已經(jīng)顯現(xiàn)，并且開始形成一定的階層，使環(huán)境因素的差異進(jìn)一步拉大，從而抑制個(gè)人努力在高等教育獲得中的作用，最終導(dǎo)致80年代開始出現(xiàn)弱勢群體“讀書難”問題（龔鋒等，2017），同時(shí)這也在一定程度上說明了高校擴(kuò)招的政策福利并沒有平等地分配到不同的群體（羅楚亮和劉曉霞，2018）。

（三）環(huán)境因素和努力因素在高等教育獲得質(zhì)量中的作用。由于高等教育的質(zhì)量在不同學(xué)校間存在較大差距，所以這里我們重點(diǎn)研究高等教育獲得質(zhì)量問題。表8和表9分別展示了總體樣本中，努力和環(huán)境因素在高等教育獲得質(zhì)量中的相對貢獻(xiàn)及不同環(huán)境因素所占比重。為了便于比較分析，我們將高等教育獲得數(shù)量的對應(yīng)結(jié)果也一同列于表8和表9。

表8 高等教育獲得質(zhì)量中環(huán)境和努力因素的Shapley分解結(jié)果

由表8結(jié)果可見，與高等教育獲得數(shù)量的結(jié)果相比，高等教育獲得質(zhì)量的不平等程度和機(jī)會不平等程度均低于高等教育獲得數(shù)量，表明優(yōu)質(zhì)高等教育資源的分配較為公平。另外，雖然環(huán)境因素在高等教育獲得質(zhì)量中依然貢獻(xiàn)較大，但是努力因素的相對貢獻(xiàn)大為提高。之所以出現(xiàn)這樣的結(jié)果，我們認(rèn)為這主要是在高等教育獲得質(zhì)量中，大多數(shù)個(gè)體具有相似的環(huán)境特征。在環(huán)境特征相似的情況下，個(gè)人努力的作用就變得相對重要，這也驗(yàn)證了上文的想法。從這一結(jié)論出發(fā)，我們得到了一個(gè)較為悲觀的結(jié)論：在高等教育獲得中，努力更多的是在相近或相同階層內(nèi)部起作用，而很難在不同階層中產(chǎn)生影響，這同時(shí)也說明了為不同背景個(gè)體創(chuàng)造相似的學(xué)習(xí)和競爭環(huán)境的重要性。由表9結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在高等教育獲得質(zhì)量中，家庭文化因素依然是最為重要的環(huán)境因素，但同時(shí)也發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)因素成為了個(gè)體獲得優(yōu)質(zhì)高等教育機(jī)會的重要依托。

表9 不同環(huán)境因素占總體環(huán)境因素的比重

在不同階段中高等教育獲得質(zhì)量的不平等程度和各環(huán)境因素的Shapley分解結(jié)果又將如何？考慮到樣本量的局限性，我們主要考察三個(gè)時(shí)期：出生于60年代的群體（60s）、出生于70年代的群體（70s）和出生于80年代的群體（80s）。如表10所示，相對于同時(shí)期高等教育獲得數(shù)量，在高等教育獲得質(zhì)量中努力因素所占比重較大，雖然仍沒有環(huán)境因素的貢獻(xiàn)大。另外，表10表現(xiàn)出比較有意思的一點(diǎn)是：不同于表6中高等教育獲得數(shù)量的不平等和機(jī)會不平等在60s至70s呈現(xiàn)出較大的下降趨勢（分別從0.152和0.122下降至0.138和0.107），高等教育獲得質(zhì)量無論是總體不平等還是機(jī)會不平等都在60s至70s呈大幅上升趨勢（分別從0.112和0.094上升至0.141和0.106），這表明這一時(shí)期普通高等教育機(jī)會分配不平等狀況得到了改善，但是優(yōu)質(zhì)高等教育仍然由擁有較好背景的個(gè)體所掌握。此外，表11表明：（1）在高等教育獲得質(zhì)量上，家庭文化和經(jīng)濟(jì)因素的影響依然是十分重要的環(huán)境因素。（2）不像高等教育獲得數(shù)量，地區(qū)因素在高等教育獲得質(zhì)量上的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)下降趨勢，并且在80年代時(shí)已經(jīng)成為影響最小的環(huán)境因素。（3）個(gè)人特征的作用相對較大，說明高質(zhì)量的高等教育機(jī)會在不同性別和民族上的分配還有待改善。

表10 不同時(shí)期高等教育獲得質(zhì)量中環(huán)境和努力因素的Shapley分解結(jié)果

同樣地，通過對比出生于70年代與出生于80年代的群體的高等教育獲得質(zhì)量中環(huán)境和努力因素的Shapley分解結(jié)果，可以進(jìn)一步分析高校擴(kuò)招政策如何影響高等教育獲得質(zhì)量。由表10可見，高校擴(kuò)招在一定程度上降低了高等教育獲得質(zhì)量的不平等程度，并且努力因素的相對貢獻(xiàn)得到了一定程度的提高，而環(huán)境因素的整體貢獻(xiàn)則有所下降。為何高校擴(kuò)招不能有效提高個(gè)人努力在高等教育獲得數(shù)量中的作用？這可能是由于教育擴(kuò)張的政策福利會有一個(gè)普及的次序，先是上層階層或優(yōu)勢群體，然后依次往下。只要還存在未獲得教育的優(yōu)勢群體，教育不公平就不會隨著教育擴(kuò)張而緩解（Raftery和Hout，1993），這也在一定程度上支持了“最大化維持不平等”假說。而為何高校擴(kuò)招能夠提高努力因素在高等教育獲得質(zhì)量中的作用？我們認(rèn)為可能是由于較為優(yōu)質(zhì)的高校的擴(kuò)張規(guī)模相對有限，因而高校擴(kuò)招政策無形中加劇了優(yōu)質(zhì)高等教育的競爭，同時(shí)又由于高等教育獲得數(shù)量上的競爭類似于一個(gè)篩子，已經(jīng)根據(jù)不同的環(huán)境類型對個(gè)體進(jìn)行過一次篩選，而在競爭較為優(yōu)質(zhì)的高等教育機(jī)會時(shí)，個(gè)體背景的差異較小，最終導(dǎo)致努力因素的貢獻(xiàn)變得相對突出。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

圖1 環(huán)境和努力對高等教育獲得影響的路徑分析

1. 基于結(jié)構(gòu)方程模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。雖然我們從不同角度分析了我國高等教育獲得問題，但是一方面，仍然缺乏對環(huán)境、努力、高等教育獲得三者之間路徑的整體性把握；另一方面，上文對高等教育數(shù)量和質(zhì)量的研究是分開的，為此我們構(gòu)造了一個(gè)新指標(biāo)——高等教育獲得（數(shù)量和質(zhì)量），用于比較分析。該指標(biāo)將未接受高等教育賦值為0，接受普通高等教育賦值為1，接受優(yōu)質(zhì)高等教育賦值為2。圖1展示了利用結(jié)構(gòu)方程模型擬合環(huán)境和努力對高等教育獲得（數(shù)量和質(zhì)量）的結(jié)果。環(huán)境和努力作為潛變量，分別由上文中的環(huán)境變量和努力變量的可觀測變量產(chǎn)生。為了能夠在一張圖中表現(xiàn)出來，我們將一些環(huán)境變量進(jìn)行了簡化或合并，并且努力變量也是剔除環(huán)境影響之前的變量。其中e1至e19為殘差；箭頭上方的數(shù)字為路徑的估計(jì)值，并且經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理；變量右上角的數(shù)字表示變量的方差。模型的擬合結(jié)果顯示：GFI以及RMSET指標(biāo)分別為0.965（＞0.9）和0.79（＜0.8），表示模型的適配度較好，說明路徑設(shè)計(jì)較為合理。由圖1可見，環(huán)境對高等教育獲得（數(shù)量和質(zhì)量）的影響路徑有兩條：一是通過努力的中介作用，二是直接作用。其中中介作用的大小約為0.25*0.04，直接作用約為0.35。而努力對高等教育獲得（數(shù)量和質(zhì)量）的路徑估計(jì)值約為0.75*0.04?？梢?，在高等教育獲得上，環(huán)境的作用要高于努力的作用。此外，該擬合結(jié)果中除了父親教育不顯著外，其他路徑均在5%水平上顯著，并且除了社會階層以外，所有因素對高等教育獲得的估計(jì)符號均與表3相同，而社會階層符號相反的原因，主要是在原始數(shù)據(jù)中數(shù)值越大則社會階層越低，在未經(jīng)調(diào)整順序的情況下，負(fù)值是符合預(yù)期的。因此，本文的研究結(jié)論是可靠的。

2. 減少環(huán)境變量個(gè)數(shù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文研究結(jié)論是否受環(huán)境和努力的變量的相對數(shù)量的影響？參考Jusot等（2013）的做法，我們通過減少環(huán)境因素的數(shù)量，來重新考察環(huán)境和努力在高等教育獲得數(shù)量和質(zhì)量中貢獻(xiàn)的大小。分別考察以下五種情況——只考慮宏觀環(huán)境因素（SA1）、只考慮家庭經(jīng)濟(jì)因素（SA2）、只考慮家庭文化因素（SA3）、只考慮父親因素（SA4）、只考慮母親因素（SA5），具體結(jié)果如表12所示。

表12 減少環(huán)境因素?cái)?shù)量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

由表12結(jié)果可見：（1）高等教育獲得質(zhì)量的總體不平等和機(jī)會不平等程度均低于高等教育獲得數(shù)量，與上文的結(jié)論相符。（2）在高等教育獲得數(shù)量上，無論是總的不平等程度，還是環(huán)境因素和努力因素的相對貢獻(xiàn)的波動(dòng)都較小，說明環(huán)境因素的貢獻(xiàn)大于努力因素這一結(jié)論是比較可靠的，并不會過分受環(huán)境因素和努力因素?cái)?shù)量的影響。（3）努力對高等教育獲得質(zhì)量的貢獻(xiàn)要大于其對高等教育獲得數(shù)量的貢獻(xiàn)，這意味著越是較高層級的績效差異，越需要個(gè)人的努力。這一結(jié)論與前文分析一致，說明結(jié)論是穩(wěn)健的。然而我們發(fā)現(xiàn)，在高等教育獲得質(zhì)量上，環(huán)境因素和努力因素的貢獻(xiàn)波動(dòng)相對較大，原因可能有二：一是在高等教育獲得質(zhì)量的競爭中，環(huán)境因素內(nèi)部的不同組成部分的貢獻(xiàn)差異較大，因此考慮不同環(huán)境因素時(shí)存在較大波動(dòng)在情理之中；二是由于高等教育獲得質(zhì)量部分的樣本量相對較少，因此可能會對變量選擇較為敏感。這也啟示我們，本文得到的努力因素在高等教育獲得質(zhì)量中的貢獻(xiàn)存在被低估的可能性。但就目前可獲得的數(shù)據(jù)看，在高等教育獲得質(zhì)量上，環(huán)境因素的貢獻(xiàn)要稍大于努力因素。

四、結(jié)論和政策建議

本文基于包含學(xué)齡期努力指標(biāo)的2008年全國綜合社會調(diào)查（CGSS2008）數(shù)據(jù)，在機(jī)會不平等分析框架下，利用Gini系數(shù)測算了我國高等教育獲得數(shù)量和質(zhì)量的不平等程度，運(yùn)用Shapley方法研究了努力和環(huán)境因素對我國居民高等教育獲得數(shù)量和質(zhì)量的相對貢獻(xiàn)及其長期趨勢，并采用結(jié)構(gòu)方程模型和增減變量的方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）與努力因素相比，環(huán)境因素不論對高等教育獲得的數(shù)量還是質(zhì)量的貢獻(xiàn)都相對更大，說明我國高等教育獲得仍然存在一定的機(jī)會不平等問題。（2）努力因素在高等教育獲得質(zhì)量中的作用大于其在高等教育獲得數(shù)量中的作用。（3）在環(huán)境因素中，家庭文化因素、家庭經(jīng)濟(jì)因素以及區(qū)位因素在高等教育獲得數(shù)量和質(zhì)量中的作用都較為明顯，其中家庭文化因素的影響最大，并且家庭文化因素在高等教育獲得質(zhì)量中的作用更大。從區(qū)位視角看，中部地區(qū)的群體在高等教育機(jī)會競爭中處于劣勢。（4）通過不同年齡組的對比分析，發(fā)現(xiàn)全國統(tǒng)考制度比推薦制度更有助于高等教育公平的實(shí)現(xiàn)，而高校擴(kuò)招政策的福利并未公平地分配到不同群體當(dāng)中。

為了進(jìn)一步提高我國高等教育獲得數(shù)量和質(zhì)量的公平程度，本文提出以下政策建議：第一，要通過體制機(jī)制創(chuàng)新和財(cái)政支出傾斜，縮小城鄉(xiāng)和地區(qū)間的基礎(chǔ)教育資源差異，為高等教育公平打下基礎(chǔ)。第二，加強(qiáng)對義務(wù)教育和學(xué)前教育的財(cái)政投入，提供更多的公共教育資源，要進(jìn)一步完善義務(wù)教育資源的配置方式，消除義務(wù)教育資源獲得的不公平，打破“只有買天價(jià)學(xué)區(qū)房才能獲得優(yōu)質(zhì)資源”等類似的教育資源配置格局。第三，改革收入分配制度，縮小居民收入差距。進(jìn)一步建立健全個(gè)人所得稅制度和財(cái)產(chǎn)稅制度，探索開征遺產(chǎn)稅，提高低收入群體的補(bǔ)助水平，以期縮小不同個(gè)體的家庭背景的差距。第四，完善高考制度，公共財(cái)政支持的高等教育資源應(yīng)更注重公平。在不改變考試擇優(yōu)選拔的基礎(chǔ)上，公立大學(xué)的招生指標(biāo)應(yīng)該適當(dāng)向弱勢群體傾斜。