高等教育擴張與城鄉高等教育機會不平等：結構排斥解釋（1978—2008）

謝永祥

一、問題的提出

圍繞中國的教育不平等議題，國內外學者已進行了富有成效的討論。現有研究大致可分為兩個方面。其一是探討個體先賦因素對教育機會獲得的影響[1-8]，這些因素主要包括父親職業地位、父母受教育程度、民族、戶籍身份等。其二是研究這些因素的影響如何伴隨制度變遷而變化[9-12]。受國外學者對高等教育擴張的平等化效應考察啟發[13-14]，國內學者開始檢驗中國高等教育擴招政策是否降低了城鄉高等教育機會不平等，基于不同調查數據得出的一致結論為：大學擴招后，城鄉居民高等教育機會獲得差距進一步拉大[15-18]。

然而，已有研究存在以下三點不足：其一，從理論視角來看，現有文獻主要從理性行動理論來解釋城鄉居民高等教育機會不平等，認為與城市居民相比，農村居民在職業地位、受教育程度、家庭經濟資源等方面處于劣勢，教育決策更易受到教育成本、教育收益與升學風險等影響，因此農村家庭基于理性計算，傾向于放棄子女教育機會。理性行動理論以行動者為基礎，運用該理論來解釋城鄉高等教育機會不平等，實質上是將城鄉不平等解釋等同于階層不平等解釋，基于城鄉居民的生活機遇差異來理解高等教育機會獲得差距，忽視了城鄉居民遭遇的橫亙在行動者之上的不同結構因素，而正是這些獨特結構因素在一定程度上導致了城鄉教育不平等。其二，從概念測量來看，正是受第一點影響，現有研究將城鄉變量設置為被調查者14歲時父親戶口類型。戶口性質作為地位標識，主要涉及社會經濟地位差異、社會保障與福利差別等。這在一定程度上忽視了被調查者所處居住地的空間差異，而空間機會結構視角正受到越來越多的關注[19]。其三，雖然現有研究已將城鄉高等教育機會不平等解釋下沉到高中教育階段，但沒有綜合考察大學教育擴張前后，城鄉居民在高中教育機會數量與質量的不平等變化。數量代表普通高中教育機會，質量代表高中教育分層。

基于此，本文的研究問題是：第一，1999年高等教育擴張后，農村、縣鎮居民與城市居民的普通高中入學機會差異是否進一步擴大（空間排斥）；第二，1999年大學擴招后，與城市居民相比，農村、縣鎮居民是否更可能進入中等職業教育（通道排斥）。

二、理論解釋與研究假設

高等教育擴張后城鄉居民高等教育機會不平等為什么進一步加劇？現有研究提出理性行動理論與結構排斥假設兩種解釋路徑。布萊恩和戈德索普基于“經濟人”假設構建了理性行動理論來解釋階層與性別教育分層。該理論認為家庭教育決策受到教育成本、教育收益與升學風險三個因素共同影響。教育成本包括直接教育成本和機會成本（在勞動力市場獲得的潛在收入）；教育收益是指家庭對教育獲得的價值與效應感知，這里的價值與效應主要體現為階層地位獲得。升學風險是指家庭對下一階段教育成功的主觀信念。不同階層對三個因素的應對策略有所不同，因此形成資源差異、相對風險規避以及能力和成功期望差異三個機制，在三個機制共同作用下，優勢階層子女更可能實現教育遞進[20]，該理論得到了大量經驗研究支持[21-23]。

1999年大學擴招后，高等教育直接成本與機會成本攀升，而短期收益下降。與此同時，教育系統的分層化與篩選性進一步加強，農村家庭在進行教育決策時不得不理性思考決策失敗所帶來的巨大損失。此外，中國階層地位差距拉大和階層界限日益明晰，個體受教育程度成為地位獲得的關鍵因素。城市居民等優勢群體為避免階層地位下降，傾向于讓子女獲得高等教育機會尤其是精英大學教育，以實現階層地位維持，因此，從大學、本科、專科教育機會獲得三個角度來看，城鄉教育機會不平等進一步加劇。另外，吳愈曉使用2008年中國綜合社會調查（CGSS2008）數據的研究表明20世紀90年代末，教育成本增加、教育收益下降，農村居民受家庭資源約束，更可能做出放棄子女教育機會的理性決策。因此，與1978—1988年相比，1999—2008年城鄉居民高等教育機會獲得差距拉大。其他研究基于不同數據得出的結論同樣如此。

與上述理論視角不同，結構排斥假設從結構視角出發，強調了國家政策對城鄉居民的非預期后果。具體而言，21世紀初，中等職業教育在城市大規模發展，這顯著增加了城市居民尤其是城市低學業成績學生的高中教育機會。但對農村居民而言，空間可及性是其重要教育成本，且農村父母認為子女缺乏自律，無法獨立生活，因此受到經濟因素和非經濟風險共同影響，更傾向于放棄子女高中教育機會，致使農村居民遭受空間排斥。與此同時，高等教育擴招使得高中畢業生進入大學的比例大幅度提升，城市居民更可能通過中等職業教育邁入大學門檻，致使農村居民遭受通道排斥。雙重排斥解釋了高等教育擴張后城鄉居民高等教育機會獲得差距拉大的社會現實。

理性行動理論是西方學者對階層教育不平等的解釋路徑，現有研究則運用該理論解釋在高等教育擴張前后城鄉居民高等教育機會獲得差距變化，這實際上是以階層視角來理解城鄉不平等，以城鄉居民的生活際遇差異來闡釋高等教育機會獲得差距，忽視了超越行動者并對教育獲得產生深遠影響的城鄉結構因素。并且，理性行動理論假設制度是中性的，即城鄉居民同樣面臨著教育成本提高、教育收益下降、失敗風險上升等問題，但因家庭資源差異、能力和成功期望差別、相對風險規避機制，兩者受這些因素的影響程度不同，即行動者只是遭受間接制度排斥。然而結構排斥假設認為農村居民遭受直接制度排斥，在教育成本與教育機會總量上與城市居民并非一致。基于此，本文從結構排斥假設出發，認為在高中教育機會獲得方面，農村居民受到空間排斥與通道排斥，致使高等教育擴張后城鄉高等教育機會不平等加劇，即分析教育動態軌跡而非教育靜態結果，從高中教育機會不平等來闡釋大學教育機會差異。

2001年3月，《中共中央 國務院關于進一步做好農村稅費改革試點工作的通知》[國發〔2001〕5號]發布，要求“精簡鄉鎮黨政機構和人員編制，進一步壓縮鄉鎮干部和事業單位人員。有條件的地方，可以適當撤并小的鄉鎮”[24]。在此背景下，鄉政府數量大幅度縮減。圖1表明在2000—2008年，鄉政府數量呈大幅度下降趨勢，而鎮政府數量先上升后下降。由于農村中小學以行政區劃來布局，因此伴隨撤鄉并鎮的是鄉普通高中也開始適當撤并[25-27]。例如，2003年寧夏回族自治區鹽池縣對鄉鎮內設機構、直屬部門的合并要求是：“（1）鄉鎮所屬的行政管理機構和各辦、站、所全部進行合并。（2）醫院、學校可根據實際情況，適當合并……”[28]《中國教育統計年鑒》數據顯示1999年后，尤其是2000—2001年，農村普通高中學校數量快速下降（圖2），農村居民只能選擇其他農村或縣鎮普通高中就讀，學習形式為寄宿制或走讀，教育距離增加，教育成本提高，農村居民受家庭資源約束更可能放棄子女的普通高中教育機會[29]，導致農村普通高中招生數占比持續走低（圖3）。城區普通高中招生數占比同樣呈下降趨勢（圖3），但縣鎮普通高中數量仍在大勢擴張（圖2），且政策規定普通高中只能在所在縣（市、區）范圍內擇優錄取，未經批準不準跨區域招生，這降低了城市居民普通高中入學競爭激烈度，提高了普通高中教育機會。縣鎮普通高中數量和增長速度皆高于城區（圖2），但其招生數占比也在持續提高（圖3）。這是由于一方面縣鎮初中畢業生數占比陡升（圖4）；另一方面農村普通高中數量大范圍縮減，導致部分農村居民進入縣鎮就讀高中，縣鎮居民高中入學機會受到農村居民擠占。基于此，研究提出以下假設：

圖1 鄉鎮數量歷年變化（1992—2008）

圖2 普通高中學校規模變化（1987—2008）

圖3 普通高中招生數占比變化（1987—2008）

圖4 初中畢業生數占比變化（1987—2008）

假設1：1999年高等教育擴張后，農村、縣鎮居民與城市居民的普通高中入學機會差距進一步拉大。

以上為國家主導的以城市中心主義為意識形態的空間排斥，此外，教育行政系統、中等職業學校與初中學校亦合力促成通道排斥。

2002年，國務院發布《關于大力推進職業教育改革與發展的決定》，規定“要以中等職業教育為重點，保持中等職業教育與普通高中教育的比例（下文簡稱‘普職比’）大體相當”。同時明確了具體培養指標，“十五”期間，中職教育要為社會輸送2200多萬名中等職業學校畢業生，并把農村和西部地區作為工作重點，要求“十五”期末，中等職業學校面向農村的年招生規模要達到350萬人[30]。2004年，教育部又發布《關于做好2004年中等職業學校招生工作的通知》，要求進一步擴大中職學校面向農村和西部地區招生的規模，各省、自治區、直轄市及計劃單列市教育行政部門要提出2004年度中職學校面向農村招生的目標任務和工作方案[31]。教育行政系統據此建立問責制度，迫使地方政府新建和維持中等職業學校[32]。圖5表明自2004年起，普職比大幅度下降，到2008年已迫近1。

圖5 普通高中與中等職業招生數比例變化（1998—2008）

學校作為篩選與分流機器也促成了中等職業教育發展。第一，中等職業學校與教師成為地方政府“普職比”任務的主要承擔者。中等職業學校為完成招生任務，在初中實行春秋兩季招生，提前分流初三未畢業學生就讀職業學校，并向初中學校領導和教師贈送“推薦費”和“介紹費”來爭搶生源。第二，分級辦學。1985年，中共中央通過《關于教育體制改革的決定》，提出“把發展基礎教育的責任交給地方，有步驟地實行九年制義務教育。實行基礎教育地方負責、分級管理的原則”[33]。2001年，國務院《關于基礎教育改革與發展的決定》指出：“進一步完善農村義務教育管理體制。實行在國務院領導下，由地方政府負責、分級管理、以縣為主的體制。”[34]這導致農村地區辦學經費由縣、鄉鎮支付，而城市學校辦學經費由城市政府負責[35-36]，使得農村初中的教育經費降低，學校和教師利益受損[37]。而在以農村為工作重點的中等職業教育發展的制度背景下，農村初中教師更可能鼓勵與推薦低學業成績學生就讀中等職業學校以獲取利益。由于這一現象較為嚴重，2008年，教育部發布《關于做好2008年中等職業學校招生工作的通知》，規定：“各初中學校不得通過向中等職業學校推薦生源收取費用。”[38]第三，中國教育系統為錦標賽流動體制，學生只有通過不同教育階段層層嚴格選拔才能獲得大學教育機會，在較早階段成為學業失敗者很難在下一教育階段獲得學業成功。因此，教師為降低低學業成績學生可預見的升學失敗成本，冷卻其過高教育期望，鼓勵進入職業軌道。且1999年后，中國教育系統的分層化和篩選性進一步加強。初中教師認識到低學業成績學生沒有能力考取普通高中，或即使考取普通高中也無法獲得高等教育機會，因此會降低低學業成績學生教育期望，鼓勵其進入中等職業教育，而與城市學生相比，農村學生學業成績較低，更不可能進入普通高中[39]。以上三點即教育行政機構、中等職業學校和初中學校合力促成的通道排斥，導致中等職業教育生源大部分來自農村[40]。數據顯示，2012年，農村戶籍學生占到中等職業學校在校生總數的82%[41]。基于此，提出以下假設：

假設2：1999年高等教育擴張后，與普通高中相比，農村與縣鎮居民更可能進入中等職業教育。

圖6 政策示意圖

學術軌道以升學教育為主要目標，職業軌道以就業教育為主要目的。兩類學校在教育經費、生源質量、師資力量上存在巨大差異。一旦學生進入職業軌道，其獲得大學教育機會的概率極低[42]138。據此，提出以下假設：

假設3：就讀中等職業學校的學生獲得大學入學的機會要顯著低于普通高中。

正是在1999年高等教育擴張后，農村與縣鎮居民在高中入學時就受到空間排斥與通道排斥，致使高等教育機會獲得的城鄉差距拉大，據此，提出以下假設：

假設4：1999年高等教育擴張后，農村、縣鎮居民與城市居民的高等教育機會獲得差距進一步拉大。

三、數據、變量與模型

（一）數據

本研究通過分析2008年全國綜合社會調查（CGSS2008）數據來檢驗以上研究假設。CGSS2008調查采用多階段隨機抽樣方法，在全國28個省（區、市）的農村和城市地區收集了一個容量為6000人的全國代表性樣本，農村樣本為2018人，城市樣本為3982人。該數據詳細收集了被調查者的教育信息，包括最高受教育程度、每一教育階段起止時間、學校區位與學校等級等。需要說明的是，由于該數據詢問了被調查者14歲時主要居住地與教育歷程，而最近的CGSS2010、2012、2013、2015、2017以及其他數據庫都沒有完整調查這兩個問題，因此CGSS2008數據最適合本研究目的。本研究選取在1978—2008年間升入高中或大學的被調查者作為分析對象。

（二）變量

1.結果變量

本研究的結果變量為是否成功進入某一入學階段，細分為初中升高中和高中升大學兩個階段。在初中升高中階段有兩個模型，第一個模型的結果變量為被調查者是否升入普通高中，以未升入普通高中為參照組。第二個模型的結果變量為是否升入中職、普通高中，以升入中職為參照組。高中升大學階段的結果變量為被調查者是否升入大學，以未升入大學為參照組。

2.解釋變量

本研究的解釋變量為被調查者14歲時主要居住地，CGSS2008將主要居住地劃分為農村、鎮、縣城、地級市、省會城市、京津滬、境外和其他，刪除主要居住地為境外和其他的樣本，占整體比例為0.27%。依據已有研究，將鎮和縣城劃歸縣鎮[43]188，將地級市、省會城市和京津滬合并為城市，故主要居住地分為農村、縣鎮和城市，以城市居民為參照組。

3.調節變量

中國高等教育擴張始于1999年，為考察這一政策效應，將大學入學階段劃分為1978—1998年與1999—2008年兩個階段，以前者為參照組。若成功進入某一入學階段，升學年份以進入該階段的開始時間為準；若未能進入某一入學階段，升學年份則以上一階段的畢業時間為準[42]134。若被調查者成功升入高中、大學，但開始時間缺失，以其出生年份加上15、18作為升學年份。

4.控制變量

（1）家庭社會經濟地位。既有研究表明家庭社會經濟地位對個體教育獲得具有重要影響[44-45]，本研究試圖以被調查者14歲時父親職業地位換算成的“標準國際社會經濟地位指數”（ISEI）作為家庭社會經濟地位的測量指標。但在CGSS2008數據中，被調查者14歲時父親職業地位這一變量缺失值較多，因此采用被調查者自評14歲家庭所在等級作為其代理變量，取值介于1—10之間，分數越高，家庭社會經濟地位越低。

（2）父母受教育程度。按照已有研究慣例，本研究以父母受教育程度較高的一方為測量指標[46]，CGSS2008詳細收集了被調查者父母的教育背景，本研究將其轉換為連續型變量，未受過教育=0，私塾=3，小學=6，初中=9，高中（包括三校生）=12，大專=15，本科=16，研究生及以上=19。

（3）升學前戶籍身份。戶口性質對個體教育獲得產生深遠影響[47-48]。CGSS2008詳細詢問了被調查者的戶口信息，包括被調查時戶口狀況、非農戶口獲得時間等，升學前為農業戶口作為參照組。

（4）初中、高中學校地點。農村、縣鎮地區的教育資源如硬件設施和師資條件等方面遠遠落后于城市地區[49]，因此為了確立空間排斥凈效應，必須在模型中控制學校地點變量，以城市地區學校為參照組。

（5）初中、高中重點學校。研究表明學校質量對個體教育獲得產生重要影響[50]，本文以非重點學校為參照組。

（6）性別。以男性為參照組。

（7）兄弟姐妹數。其測量指標為曾經擁有過的所有兄弟姐妹數，為降低極值影響，將兄弟姐妹數大于8的設置為8。

（8）民族。民族身份對教育獲得也產生重要影響，以少數民族為參照組。

初中升普高、初中升高中、高中升大學模型的有效樣本量及相關變量的描述性統計見表1。

表1 相關變量描述統計表

（三）模型

在初中升普高和高中升大學模型中，因變量皆為二分變量，故使用二項邏輯斯蒂回歸模型對研究假設進行檢驗。但在考察同一模型不同樣本時，邏輯斯蒂回歸模型忽略了未觀察到的異質性，需運用異質選擇模型[51]。在初中升高中模型中，因變量有未升學、升入中職、升入普通高中三個類別，故使用多分類邏輯斯蒂回歸模型。在每一個模型中，刪除未接受較低層次教育的樣本，以高中升大學為例，未曾就讀于高中的樣本不納入模型中。

四、實證分析結果

此部分使用CGSS2008數據來檢驗研究假設。首先，檢驗空間排斥假設，分析1999年高等教育擴張后，農村、縣鎮居民與城市居民的普通高中入學機會差距是否進一步擴大。其次，檢驗通道排斥假設，即1999年后，與普通高中相比，農村與縣鎮居民（相對城市居民而言）是否更可能進入中等職業教育。最后，分析受雙重排斥影響的高中教育機會差異是否導致了農村、縣鎮居民與城市居民的高等教育差距。

（一）空間排斥：初中升普通高中

表2模型1為僅有控制變量模型，分析結果表明非農戶口學生升入普通高中的比率比農業戶口學生高315%，家庭社會經濟地位、父母受教育程度與兄弟姐妹數亦對個體普通高中教育機會獲得具有顯著影響。在基準模型基礎上，模型2納入升學前主要居住地與升學年份變量，結果表明農村、縣鎮居民進入普通高中的比率分別要比城市居民低80.9%和40.1%，升學年份變量不顯著，即個體升入普通高中的比率在1999年前后沒有顯著變化。值得注意的是，與模型1相比，升學前戶籍身份變得不顯著，這意味著在普通高中教育機會獲得方面，農村與縣鎮居民受到區位劣勢影響，而標識地位變量的戶籍身份影響甚微。為排除被調查者14歲時主要居住地效應受學校質量變量干擾，模型3加入了初中學校地點與是否為重點初中兩個變量，研究發現農村居民進入普通高中的比率比城市居民低75.0%，而縣鎮與城市居民之間無顯著差異，升學年份與升學前戶籍系數同樣不顯著。模型4中農村、縣鎮與升學年份交互項為負向顯著，表明1999年后，農村、縣鎮居民與城市居民的普通高中入學機會差距進一步拉大，假設1得到支持。

表2 初中升普高二項邏輯斯蒂回歸分析結果

（二）通道排斥：初中升高中

在初中升高中模型中，因變量有未升學、升入中職、升入普通高中三個類別，以升入中職為參照組。表3模型1表明農村居民比城市居民更可能進入中職（與普高相比）。模型2納入農村、縣鎮與升學年份的交互項后發現，1999年后，農村居民比城市居民更可能進入中職（與普高相比）。而縣鎮居民與城市居民的差距并不顯著，假設2得到部分支持。

表3 初中升高中多項邏輯斯蒂回歸分析結果

（三）雙重排斥后果：高中升大學

由假設2可知，1999年后，與城市居民相比，農村居民進入中職的比率進一步增大（與普高相比），而通道排斥的實現前提是中職學生升入大學的比率要顯著低于普通高中生。從表4模型1可以得出普通高中生升入大學的比率是中職生的3.11倍，故農村中職生遭受通道排斥，假設3得到支持。在控制其他變量的條件下，農村、縣鎮居民在接受大學教育機會方面已無顯著差異，而非農戶口居民升入大學的比率是農業戶口居民的2.87倍，這說明在高等教育機會獲得方面，農村與縣鎮的區位劣勢已不復存在，而標志地位變量的戶籍身份顯示其重要性。

表4 高中升大學二元邏輯斯蒂回歸分析結果

模型2分析結果表明農村、縣鎮與升學年份的交互項系數負向顯著，說明高等教育擴張后，農村、縣鎮居民與城市居民的大學入學機會差距進一步拉大。農村與縣鎮居民遭受空間與通道雙重排斥，致使高等教育擴張后城鄉高等教育機會不平等現象日益嚴重，假設4得到支持。

五、結論與討論

本文以結構排斥假設為視角，將城鄉高等教育不平等下沉到城鄉高中教育機會獲得差距來進行解釋。通過CGSS2008數據分析得出：1999年高等教育擴招后，農村、縣鎮居民與城市居民普通高中教育機會獲得差距進一步拉大，農村與縣鎮居民遭受空間排斥。且與城市居民相比，農村居民更可能進入中等職業教育（與普通高中相比），而就讀中等職業教育不利于高等教育機會的獲得，農村居民遭受通道排斥。在雙重排斥影響下，大學擴張后農村、縣鎮居民與城市居民高等教育機會獲得差距進一步增大。

研究認為，21世紀初受國家撤鄉并鎮政策影響，農村普通高中大規模縮減，農村居民就學距離增加，教育成本提高，農村家庭受資源約束更可能放棄子女的高中教育機會。與此同時，城區普通高中招生數占比呈下降趨勢，但城區普通高中數量仍大肆增加，且政策規定普通高中未經批準不準跨區域招生，降低了城市居民高中入學競爭激烈度，增加了其普通高中入學機會。縣鎮普通高中數量和增長速度皆高于城區，但其招生數占比也在持續提高，這是由于一方面縣鎮初中畢業生數占比陡升，另一方面農村普通高中數量大范圍縮減導致農村居民進入縣鎮就讀高中，縣鎮居民高中入學機會受到農村居民擠占。1999—2008年，農村與縣鎮居民遭受空間排斥，導致1999年后與城市居民的普通高中教育差距增大。同時，1999—2008年，受以農村為工作重點的中等職業教育發展政策影響，在教育行政系統、中等職業學校和農村初中學校的合力作用下，農村居民更可能進入中等職業教育，遭受通道排斥。在雙重排斥影響下，1999年高等教育擴張后，農村、縣鎮居民與城市居民的高等教育機會獲得差距進一步拉大。

本文研究結果表明要考慮政策對城鄉居民的非預期后果，要多渠道保障農村居民的高等教育機會。事實上，進入新時代以來，黨和政府在促進教育公平方面獲得了明顯成效。自2012年起，教育部等五部門聯合發布《關于實施面向貧困地區定向招生專項計劃的通知》，要求普通高校面向連片特殊困難地區實行定向招生，保障了農村優秀學子的高等教育機會獲得。此外，2022年4月20日，第十三屆全國人民代表大會常務委員會第三十四次會議修訂通過《中華人民共和國職業教育法》（以下簡稱《職教法》）。《職教法》的頒布從法律上確立了職業教育是與普通教育具有同等重要地位的教育類型。同時提出“設立實施本科及以上層次教育的高等職業學校”，打通了中等職業教育的學歷上升渠道，建立了縱向貫通的職業教育體系。這將顯著提高農村居民通過中等職業教育接受大學教育的機會，從而進一步緩解城鄉高等教育機會不平等。

本研究的貢獻在于，從理論視角來看，本文針對高等教育擴招后城鄉大學教育機會變遷這一老問題，從結構排斥假設角度給予了新解釋。已有研究主要基于理性行動理論，認為農村家庭在職業地位、受教育程度與家庭經濟資源等方面處于劣勢，其教育決策更易受到教育成本、教育收益與升學概率等因素影響，故在理性計算后，更可能放棄子女教育機會。該理論基于行動者視角，假設農村、縣鎮居民與城市居民擁有同等的教育成本與教育機會總量。實際上，農村居民受撤鄉并鎮、以城市為中心的高中教育擴張以及以農村為重心的中等職業教育發展政策等結構影響，導致其教育成本提高，教育機會減少，遭遇制度排斥。結構排斥假設看到了超越于行動者影響個體教育成本與教育機會的制度因素。此外，現有文獻主要以靜態視角來考察城鄉高等教育機會不平等，而本文是從動態視角或教育遞進角度出發，試圖更全面地揭示城鄉居民在教育歷程中所面臨的教育機會不平等。

從變量測量來看，現有研究以戶口性質來測量城鄉居民身份，戶口性質作為一種地位標志，在一定程度上遮蔽了城鄉居民的結構性差異。因此，本研究在控制戶籍身份變量前提下，引入被調查者的主要居住地變量來捕捉城鄉居民的空間差異，突出結構排斥假設，展現了空間機會結構不平等。從研究問題來看，本研究將城鄉高等教育不平等下沉到高中教育階段來解釋，從數量與質量兩方面來考察城鄉高中教育機會不平等。

本文的不足之處在于，受數據限制無法在模型中控制被調查者的認知能力和初中學業成績變量，這兩個變量對個體高中與大學教育獲得具有重要影響，因此可能對研究結果產生影響。另外，本研究將升學時期劃分為1978—1998和1999—2008，構建被調查者14歲前主要居住地與升學時期交互項來考察高等教育擴張的平等化效應，但仍有其他因素影響高中與大學教育機會，比如不斷攀升的教育成本以及日益加劇的階層分化，因此無法完全確立高等教育擴張的凈效應。