第4节 义务教育不平等的综合模型分析
本章主要研究的是，义务教育政策的出台前后，家庭背景对少年儿童义务教育影响的变化情况，使用的是1990年与2000年的第四、第五次全国人口普查的数据，这种既带有横截面数据特点又有时间序列特点的数据称作混合横截面数据，非常适合于分析政府某项新政策的影响。
4.1 变量
在建立模型之前，笔者对家庭背景因素操作化，将这样几个自变量引入模型：
4.1.1 结构性制约机制变量
（1）性别——考察在义务教育中，性别因素导致的不平等。
（2）区域——本章将区域变量分成西部、中部和东部，考察义务教育中的区域不平等。
（3）兄弟姐妹数量——在本章的研究中，这是一个定距变量。
（4）家庭结构——模型中家庭结构只分为单亲家庭和双亲家庭两类，其他类型的家庭作为缺失值处理。
（5）户口性质——分为非农户口与农业户口两类，考察城乡差异对义务教育的影响。
4.1.2 再生产机制变量
再生产机制包括子代的文化再生产和地位阶层的再生产。
（1）父亲教育程度——与本章第3节的分析相同，教育程度区分为：文盲或半文盲、小学、初中、高中和大学5类。
（2）父亲职业阶层——在模型中阶层主要分成3类：农林牧副渔劳动者阶层、产业工人阶层和白领职业阶层，白领职业阶层包括单位负责人、专业技术人员、商业服务业人员、办事人员和有关人员。
4.2 数据和模型
本章所考察的因变量为义务教育是否受挫，为二值响应，因此使用的是logistic回归模型。对于二值响应概率对数的线性回归模型（binary logistic regression）有如下形式：
（模型1）
由于研究的目的是考察两个时点上家庭背景影响作用大小的变化，因此有必要分析时点与各个自变量的交互效应。笔者将时间引入模型，得到另一个模型（见模型2），这样就可以用来比较1990年、2000年两个时点样本中各向量效应的相对差异：
（模型2）
x是每个时点数据都具有的自变量向量矩阵，β1是基准年（1990年）回归系数矩阵，D是时点虚拟变量（D2000＝1），β2则表示交互效应矩阵D×x的系数矩阵，亦即时点2000年的各向量效应相对1990年的变化，D×x表示时点与向量矩阵x的交互效应。为了消除模型中年龄对义务教育的影响，笔者将被调查者的年龄作为控制变量，并在模型后一一列出。
4.2.1 结构性制约机制因素对义务教育影响的变化
（1）区域差异对少年儿童义务教育的影响。
从表3—13可以看到，区域因素明显影响到少年儿童义务教育受挫率，中部和东部地区的少年儿童义务教育受挫率要低于西部地区，分别只为西部的48.3%和61.3%。而且与1990年相比，2000年时区域因素的作用有所上升，东部和中部的回归系数分别从-0.727、-0.489上升到交互作用的回归系数-0.262、-0.214，影响方式仍然是中、东部地区比西部地区的儿童义务教育受挫率低。1990年以来，我国东中西部地区经济发展不均衡，而且有逐步拉大的趋势，经济的发展进一步影响到各地教育，东中西部地区教育的差距也在加大。2000年年底，我国实现了基本普及九年制义务教育和基本扫除青壮年文盲的目标，但广大的西部地区仍远未达标，2003年国务院下发了《国家西部地区“两基”攻坚计划（2004—2007年）》，要求到2007年西部地区整体上实现“两基”目标。
（2）性别因素对少年儿童义务教育的影响。
在主效应分析中，性别因素显著影响到少年儿童接受义务教育，回归系数值为-0.492，即相对于女孩而言，男孩接受义务教育的受挫率更低。在交互效应中，回归系数值变为0.330，可知性别因素有所下降，越来越多的女孩有了上学的机会。在义务教育不平等领域，基于性别的差异正在缩小。
（3）兄弟姐妹数量对少年儿童义务教育的影响。
根据表3—13的数据，回归系数值等于0.220说明兄弟姐妹数量与义务教育受挫成正相关，家中孩子数量越多，少年儿童的教育受挫率越高。到了2000年时，兄弟姐妹数量与时点的交互效应回归系数仍有0.035，即兄弟姐妹数量对少年儿童义务教育的影响仍然存在，并有上升趋势，与1990年相比，家中孩子数量的多少更能影响到少年儿童是否接受完整的义务教育。这进一步证明了教育“稀释”理论：兄弟姐妹数量越多，越可能阻碍少年儿童的义务教育成功机会。
（4）单亲家庭对少年儿童义务教育的影响。
在对家庭结构主效应的分析中，单亲家庭的儿童接受义务教育的受挫率远高于双亲家庭，exp（B）值为2.052，即单亲家庭儿童的义务教育受挫率为双亲家庭的2.052倍。单亲家庭与时点的交互效应表明，显著度为0.781，大于规定的显著度0.001，可见家庭结构对少年儿童义务教育的影响未发生变化，单亲家庭的少年儿童义务教育受挫率仍远远高于双亲家庭。事实说明家庭结构对少年儿童的义务教育影响较大，完整的家庭结构有利于少年儿童接受更多的教育，缺少父母一方的单亲家庭弊大于利。
（5）户籍对少年儿童义务教育的影响。
表3—13的主效应一栏显示，虚拟变量非农户口的回归系数为-1.147，说明非农户口人口的义务教育受挫率远低于农业户口人口。时点与非农户口进行交互效应后，回归系数升至0.543，这说明户口性质对少年儿童义务教育的影响降低，随着义务教育在全国的普及，农业人口也有了越来越多的受教育机会，农村与城镇的差距在逐渐减小。
4.2.2 再生产机制因素对义务教育影响的变化
（1）父亲教育程度对少年儿童义务教育的影响。
根据主效应栏的分析，父亲教育程度的4个虚拟变量——小学、初中、高中、大学的回归系数分别为-0.811、-1.106、-0.931、-1.097，这些系数的含义是该类的效应与前面所有低层次类平均效应的比较，即-0.811是父亲为小学文化程度这一类与父亲为文盲或半文盲类效应的比较，-1.106是父亲为初中文化程度与父亲为小学以及文盲或半文盲二类平均效应的比较，-0.931是父亲为高中文化程度与父亲为初中、小学和文盲或半文盲这三类平均效应的比较，-1.097是父亲为大学文化程度与父亲为非大学文化程度的平均效应的比较。这些系数值表明，父亲文化程度每提升一个层次，其子女义务教育受挫率就降低一个层次。时点与父亲教育程度4个虚拟变量的交互效应得到的回归系数值分别为-0.143、-0.381、-0.327、0.098。在2000年时，父亲教育程度为小学、初中和高中这3类，与低于自身教育程度的类别相比，优势更明显。虚拟变量大学的系数值0.098没有通过显著度检验，说明大学文化程度对义务教育的作用大小保持不变。
因此，父亲教育程度对少年儿童义务教育的影响呈现出上升趋势，父亲教育程度不同，子女的义务教育受挫率也不同。家庭的文化背景对子女接受教育的好坏存在正向关系，家庭内部悄悄进行着文化阶级的再生产。
（2）父亲职业阶层对少年儿童义务教育的影响。
在主效应分析中，虚拟变量白领职业阶层和产业工人阶层对农林牧副渔劳动者阶层的回归系数分别为-0.676和-0.573。由此可见，前两个阶层的子女义务教育受挫率均低于农林牧副渔劳动者的子女。父亲职业阶层也是影响子女义务教育的一个变量。时点与虚拟变量白领职业阶层的交互效应反映出，与1990年相比，2000年时白领职业阶层对农林牧副渔劳动者阶层的向量效应并未发生变化，即前者对其他职业阶层的优势既未扩大也未减小。时点与产业工人阶层的交互效应回归系数为0.224，这说明产业工人阶层的影响正在下降，产业工人阶层子女义务教育与农林牧副渔劳动者阶层子女的差别在减少，产业工人阶层已经逐渐显示不出他们相对于农民阶层原有的优势。
父亲职业阶层对子女义务教育的影响开始减弱，但是社会经济地位较高的白领职业阶层仍拥有对其他阶层的优势，父亲为白领的子女们义务教育完成情况最好。
表3—13 1990年至2000年家庭背景对义务教育影响的变化
4.2.3 家庭背景因素在各年龄段的表现
为了考察各个年龄阶段之间是否存在差别，家庭背景的各种变量是如何影响同一时点、不同年龄孩子的义务教育情况，笔者又分别做出8~18周岁这11个年龄段的子女义务教育受挫率模型（见表3—14）。另外，笔者还做出了8~18周岁的子女义务教育受挫率的发生比率（odds ratio）模型（见表3—15）。
（1）区域因素影响到各个年龄段。
表3—14显示，在主效应分析栏目中，区域因素对于8~18周岁人群的义务教育均呈现出显著影响，影响方式是：在各个年龄段，东中部地区的子女义务教育受挫率都低于西部地区。虚拟变量东部和中部与时点交互后，可观察到区域因素的影响在2000年时依旧存在。就虚拟变量东部而言，在8、10、12、15~18周岁这7个年龄段上，其对义务教育的影响程度上升了，即东部与西部的义务教育差距更大了。虚拟变量中部在8、15~18周岁这几个年龄段中，对义务教育的影响也有所增大，在其他年龄段保持不变。由此可以看出，从1990年至2000年，区域因素仍是影响子女义务教育受挫率差异的一个重要因素。在同一时点上，各年龄段的义务教育都受到区域因素的左右。
表3—14 8~18周岁的子女义务教育受挫率模型
表3—15 8~18周岁少年儿童义务教育受挫率/义务教育完成率（比数比odds ratio）
（2）性别因素在各年龄段中的影响均有所下降。
根据表3—14，性别因素影响了同一时点的8~18周岁人群，男孩的义务教育受挫率均低于女孩。8岁年龄段受到的性别影响相对最小，回归系数仅为-0.29，其他年龄段的回归系数都达到-0.4以上。虚拟变量男性通过与时点的交互，从回归系数可以看到，10~18周岁年龄段中性别的作用都在下降，只有在8周岁和9周岁，性别因素的作用维持不变，仍然表现出在义务教育受挫率上男孩强于女孩。
（3）高年龄段少年儿童更易受兄弟姐妹数量的影响。
表3—14数据显示，长时间以来，兄弟姐妹的数量都影响到儿童义务教育受挫率，数量越多，受挫率越高，这一趋势始终未发生变化。主效应栏反映出在14周岁以后的年龄段，兄弟姐妹数量对义务教育的影响比14周岁之前有所减弱，回归系数值分别为0.156、0.212、0.175、0.207、0.184，比起14周岁之前的值小了很多。该变量与时点交互后，2000年15~18周岁4个年龄段的回归系数为0.096、0.075、0.148、0.085，即兄弟姐妹数量对义务教育受挫率的影响出现上升趋势。另外在10周岁年龄段，兄弟姐妹数量的作用下降了一些。除此之外的年龄段，该变量维持原有的影响力大小。
（4）家庭结构的作用在少年儿童10周岁后逐渐显露。
家庭结构的主效应体现在8~18周岁各年龄段中，即单亲家庭的孩子义务教育受挫率一直高出双亲家庭。在孩子8周岁和9周岁时，单亲家庭的回归系数分别是0.381和0.528，到10周岁以后，回归系数有所升高，11岁为最高，达到1.022，即10周岁以前单亲家庭的孩子与双亲家庭的孩子在义务教育受挫率上的差别相对最小。将虚拟变量单亲家庭与时点做交互效应分析能够得出，2000年，家庭结构的影响大小在各年龄段均未发生变化，单亲家庭与双亲家庭孩子所受义务教育的差异水平维持不变。
（5）户籍作用在少年儿童14周岁以后增强。
如表3—14显示，户口性质对孩子接受义务教育的影响在8周岁和9周岁两个年龄段完全体现不出来，也就是说在这两个年龄段，非农户口没有表现出对农业户口的教育优势。当年龄段从10周岁提高至13周岁时，虚拟变量非农户口在各个模型中的回归系数分别变成-0.436、-0.529、-0.556、-0.495，由于户口性质的不同，各年龄段内部义务教育也出现了差异。这种差异在14~18周岁年龄段中表现得更为突出，非农户口回归系数依次为-1.108、-1.482、-1.683、-1.778、-1.774，可以说户口性质对义务教育的影响主要体现在14周岁以后。在我国，12、13周岁正是义务教育的小学阶段结束的时候，小学升初中是一次教育分流，一部分人将离开学校，不再接受学校教育。由于这样的情况多发生在落后的农村地区，因此正如数据所显示，14周岁及其以后非农户口和农业户口的少年儿童义务教育受挫率的差距会逐渐拉大。
（6）父亲教育程度影响到各个年龄段。
如表3—14所示，父亲教育程度对8~18周岁各年龄段的义务教育均有显著影响，父亲教育程度越高，其子女的义务教育受挫率越低，这也是前面的分析中得出的结论。在父亲教育的4个虚拟变量分别与时点做交互后，这种影响的趋势仍不变，父亲学历与子女义务教育受挫率呈负相关。而且年龄段在8周岁至10周岁之间时，小学、初中和高中这3个虚拟变量的作用进一步上升，子女之间接受义务教育的差距越来越大。虚拟变量大学只在11周岁和12周岁这两个年龄段发生了变化，相对其他教育程度的优势加强，而在其他年龄段差距保持不变。
（7）父亲社会经济地位（SEI）作用在少年儿童13周岁后加强。
如表3—14所示，在8~18周岁的各个年龄段，父亲社会经济地位与子女义务教育受挫率呈反向关系，即父亲社会经济地位越高，子女教育受挫率越低。这种相关关系仅在11周岁年龄段表现不明显，未通过显著性检验。由父亲SEI与时点的交互效应得出，8周岁至12周岁这5个年龄段，父亲SEI对义务教育的作用相比1990年未发生明显改变，维持在1990年的水平。但2000年时，父亲SEI的作用在13周岁至15周岁以及17周岁年龄段上稍稍有所上升，分别为-0.032、-0.025、-0.011、-0.017，进一步强化了父亲SEI与子女义务教育受挫率之间的关系。因此，可以说与13周岁以前相比，13周岁以后各年龄段父亲SEI变量对子女义务教育的成功与否影响更大。
综合上述分析，我们可以看到，1986年《义务教育法》实施前后，我国义务教育不平等确实发生了一定的变化。总体来讲，随着我国义务教育全面普及，几乎所有适龄人口均能享受到义务教育，义务教育中的社会平等程度有所提高。义务教育中性别差异的不平等下降，户籍因素的影响也有所减弱。但是义务教育的不平等仍在许多方面体现出来，特别是基于再生产机制的社会不平等依然持续存在，并没有减弱的迹象，如父亲教育程度、父亲职业地位、家庭结构、多兄弟姐妹家庭等，有的不平等程度甚至在加强。这些不平等在《义务教育法》实施之前就已存在，并一直持续至今。因父辈教育程度、社会经济地位的再生产机制所产生的不平等仍然是义务教育阶段最为重要的不平等表现。