1. 问题的提出
21世纪初期，随着我国高等教育扩招政策的实施，高等教育的规模逐渐扩大，青年人获得高等教育的机会逐渐增多。2019年，我国高等教育毛入学率首次超过50%，意味着我国高等教育从大众化阶段迈入了普及化阶段，越来越多的青年获得了接受高等教育的机会。
而高等教育的机会获得是教育公平的一种具体表现形式，它属于教育机会平等。多年来教育公平一直是引起政府、社会各界的持续关注的热点问题——政府从教育公平的角度出发进行教育相关政策的改革。由于教育机会在人口中的分配形态，极大程度地决定了社会分层的基本特征和社会不平等的程度。随着初等教育和中等教育在许多国家得到普及，更多的社会分层研究者聚焦于高等教育机会的获得，以此来研究教育机会公平问题 [1]。
学历作为一种制度形态的文化资本，是反映个体社会地位、代表个人教育经历的重要标签。因此，高等教育被视为获得社会地位的重要影响因素之一，常被社会学家用来作为打破阶层固化的有效工具 [2]。然而，近年来随着社会经济水平的不断发展，城镇化进程加速，使得家庭资本积累的差异不断增加，城乡差异逐渐增大。社会上逐渐产生了“寒门难出贵子”此类言论，该言论反映出人们对于通过接受高等教育作为打破阶层固化有效工具的怀疑，以及对于高等教育机会获得公平性的不确定。
在新时代教育公平的背景下，关注高等教育机会获得公平的问题，分析高等教育机会获得影响因素，对于理论和现实方面都具有重要意义。本文主要关注高等教育机会的获得是否受到原有阶层中家庭文化资本(父亲、母亲接受教育程度)以及城乡差异之间的影响。
2. 研究回顾：高等教育机会的相关议题
通过文献的阅读和梳理，关于高等教育机会获得的相关议题主要集中在于以下三个方面，第一，高等教育规模的扩大；第二，接受高等教育人群的家庭背景；第三，城乡差异。
2.1. 高等教育规模的扩大与高等教育机会获得
21世纪初，我国高校开始进行扩招，高等教育规模逐渐扩大，高等教育机会逐渐增多。根据教育部官方数据，1978年刚刚恢复高考时期的高等教育毛入学率只有2.7%，1990年为3.4%，1998年升至9.8%。扩张前20年的增长极其有限。1999年开始进入高等教育扩张时期，此时毛入学率为10.5%；仅仅过了6年时间，2005年毛入学率达到21%；又过了10年时间，2015年毛入学率高达40% [3]。
许多学者从高校扩招的原因进行研究，认为我国高校扩招是由政府强政策干预下，为了缓解就业压力，延长初次就业时间，导致短时间内我国高等教育规模迅速扩大。更多的学者针对高等教育规模的扩大与高等教育机会获得之间的关系展开了研究。主要分析了高等教育规模的扩大后新增的高等教育机会是如何在不同的性别、户籍、家庭文化背景等因素下进行分配。
许多研究都引用了“最大化维持不平等假设”以及“有效维持不平等假设”的理论，来支持高等教育扩招之后的高等教育机会获得的分配原因。许多研究表明，高校扩招之后新增加的接受高等教育机会并没有像想象中给处于弱势的群体，通过教育打开上升通道，更多的接受高等教育的机会继续留在了原本家庭文化资本就具有优势的群体中。
2.2. 家庭背景与高等教育机会获得
20世纪60年代起，布劳(Peter M. Blau)和邓肯(Otis D. Duncan)构建的地位获得模型确立了以家庭资源禀赋理论为主流的解释逻辑，即以家庭所拥有资源的多少来解释其子女的教育成就 [2]。
许多研究学者将研究重点放在了家庭背景对子女高等教育机会获得的影响。在研究的过程中选取家庭背景中父母的受教育程度、工作性质、行政级别以及家庭经济资本等变量，分析家庭背景与获得高等教育机会之间的关系。大量研究表明，优势阶层的家庭不仅可以利用自身的优势地位直接占有更多的教育机会，而且也能够利用其所拥有的各类资本去争夺优质教育资源，进而将阶层的资本优势转化为子女的教育优势；而来自弱势阶层的家庭在子女教育机会方面则面临着诸多障碍 [4]。
2.3. 城乡差异与高等教育机会获得
多年来，城乡差异与高等教育的机会获得也是许多学者所关注的话题。在我国典型的城乡二元经济结构中，城乡间的教育供给具有显著差别。教育资源大多向城市倾斜，这必然使得农村地区较城市的教育投资不足，而教育供给的不平衡并不能在短期内得到根本的缓解 [5]。
许多研究表明，城乡差异严重影响了非城市地区的适龄人口高等教育机会的获得。
3. 研究设计
3.1. 研究假设
在新时代教育公平的背景下，通过阅读相关文献，根据高等教育机会相关议题的研究回顾，本文提出一些相关假设来进行验证。
第一组假设是基于高等教育机会获得的家庭文化背景而提出。本文将父亲接受教育的程度视为家庭文化背景的代表因素之一，由于父亲自身接受教育的程度会影响其对子女的教育期望、教育投资以及教育资源的获得。具体假设如下：
假设1：高等教育机会的获得与父亲接受教育的程度成正比。即父亲的教育程度越高，子女获得高等教育的机会越大。
第二组假设也是基于高等教育机会获得的家庭文化背景而提出。本文将母亲接受教育的程度视为家庭文化背景的代表因素之一。母亲自身接受教育的程度，不仅会影响其对子女的教育期望、教育投资以及教育资源的获得，而且母亲接受教育的程度还会影响子女接受教育的意愿、子女的学习态度以及学习习惯的培养。具体假设如下：
假设2：高等教育机会的获得与母亲接受教育的程度成正比。即母亲的教育程度越高，子女获得高等教育的机会越大。
第三组假设同样是基于高等教育机会获得的家庭文化背景而提出。由于其他学者在选取父亲、母亲受教育程度时，通常因为受到传统观念的影响直接选取父亲的教育程度作为变量，或者在父亲、母亲受教育程度中选取一个较高的值作为变量，忽略了区分父亲、母亲受教育程度对子女获得高等教育机会不同的影响。本文将比较父亲受教育程度与母亲受教育程度对子女获得高等教育机会的不同影响。具体假设如下：
假设3：对高等教育机会的获得而言，母亲受教育程度比父亲受教育程度影响程度更大。
第四组假设是基于高等教育机会获得与城乡差异而提出。我国在发展的过程中城乡差异相对较大，典型的城乡二元分割的局面。农村和非农村地区在教育资源的获得上差异较大，因为基础教育之间巨大的差异，而进一步严重影响了高等教育机会的获得。具体假设如下：
假设4：高等教育机会的获得与14岁之前居住在农村地区成反比。即14岁之前居住在农村地区的人，所获得高等教育的机会小于14岁之前居住在非农村地区的人，所获得高等教育的机会。
3.2. 数据来源与样本筛选
本文数据源于2017年中国综合社会调查(CGSS)。该调查作为我国综合性调查项目，采用多阶分层抽样，兼顾了区域和层次差异，所获得的调查数据具有较高质量和一定权威性 [2]。2017年CGSS公布的数据中包括了样本的年龄、受教育程度、成长环境的所在地以及家庭文化背景。具体模型的建立需要借助stata软件进行。
在建立模型之前，首先要对数据进行清理。借鉴学者张兆曙、陈奇的具体数据清理办法——主要是从整体上剔除恢复高考制度之前依靠“推荐”或“政治保送”的方式获得高等教育机会的“工农兵大学生”群体，只保留恢复高考之后通过选拔性考试获得高等教育机会的样本。推算的结果是1963年之后出生的群体要获得高等教育机会则必须参加选拔性考试 [4]。所以本文剔除了1963年之前出生群体的样本数据，保留了1963年之后出生群体的样本数据，并在分析时将其作为控制变量处理。
3.3. 研究变量与方法
本研究的被解释变量(因变量)为高等教育机会，以所有的样本“是否接受高等教育”为观测点进行测量。本文依据CGSS调查问题的取值将高等教育的范围定义为成人高等教育的大学专科与大学本科、全日制高等教育的大学专科与大学本科以及研究生和以上学历。由于因变量是二分类变量(binary variable)而非定距型变量(interval variable)，因此若采用传统的普通最小二乘法(OLS)对数据进行拟合，则会违背该方法所要求的方差齐性(homosedasticity)等假设，使结果不再具有最佳线性偏误估计的特性。不过，如果在因变量和自变量之间给定一个logit链接函数，则可将因变量转化成自变量的线性组合。二分类logit模型的公式可以表示 [4]：
模型采用最大似然法而非普通最小二乘法对数据进行拟估，其中
是第i个人上大学的概率，
为自变量，
为自变量的回归系数，表示在控制了其他自变量的情况下，自变量
对因变量的影响程度 [4]。
本文的自变量包括样本的父亲受教育程度、母亲受教育程度、以及城乡差异。变量的具体操作化过程如下：
父亲、母亲受教育程度：家庭文化背景对子女教育的影响是通过父母对教育期望的塑造、家庭文化氛围以及课业辅导三种途径实现的 [1]。根据相关学者研究成果表明，只要父母中任何一方的文化程度较高(并非必须是父亲)，都能在这三种机制下将家庭文化优势转化为子女在学业上的优势 [1]。本文选取了父亲受教育程度和母亲受教育程度两方面的变量作为衡量家庭文化背景的指标。依据CGSS调查问题的取值，本文采用分等级的教育层次将父母、母亲受教育程度分为四类：小学及以下分为一类，取值为1；初中为一类，取值为2；高中(含职高)与中专、技校为一类，取值为3；大学(含大专)及以上为一类，取值为4。
城乡差异：本文根据2017年CGSS中“14岁以前被访者的居住地”这个问题构建了一个二分类的虚拟变量来表示城乡差异。其中0代表14岁之前居住在非农村地区(乡镇、县城、城郊、城市市区)，1代表14岁之前居住在农村地区。在此，需要说明的是由于城市化的快速推进，户籍地和居住地相互分割的情况非常普遍，所以表现“城乡差异”的指标并没有按照严格的户籍所在地进行样本的抽取，而选择了居住地为代表。除此之外，CGSS关于“14岁以前被访者的居住地”包含了农村、乡镇、县城、城郊、城市市区、境外、其他、不知道、拒绝回答以上9个取值，本文在数据处理时，剔除了境外、其他、不知道以及拒绝回答这四个取值，将剩余取值分为纯粹的农村和其他农村地区。
表1为被解释变量(因变量)和解释变量(自变量)的数据背景：
Table 1. Basic information of relevant variables
表1. 相关变量基本情况
根据表1可知，全部样本数为6692。数据表明，是否接受高等教育作为被解释变量(因变量)样本中所接受高等教育的人数比例(70.11%)大于不接受高等教育的人数比例(29.98%)，说明样本总体接受高等教育的人数较多。其次，14岁以前居住地中在非农村地区的比例(34.67%)大于在农村地区的比例(65.33%)，说明样本总体14岁以前居住在非农村地区的人数较多。再次，样本中父亲受教育程度比例最高的是小学及以下(57.22%)，比例最低的受教育程度是大学及以上(5.45%)，表明样本中父亲受教育程度在小学及以下的较多，上学及以上教育程度的较少。除此之外，虽然样本中母亲受教育程度比例最高的也是小学及以下(70.98%)，比例最低的受教育程度是也是大学及以上(3.20%)，但与父亲受教育程度相比，无论是小学及以下占比和大学及以上占比，所表明母亲受教育程度整体低于父亲受教育程度。
4. 研究结果分析
在描述性统计的基础上，本文以“是否接受高等教育”为被解释变量(因变量)，首先使用OLS进行线性概率模型(LPM)估计，模型中包括了父亲受教育程度、母亲受教育程度、农村与非农村等解释变量(自变量)，详见表2：
Table 2. Linear probability model (LPM)
表2. 线性概率模型(LPM)
***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1。
从数据的处理结果中可以看出，p < 0.05，说明回归方程显著，可以进行Logit模型的建立。
使用Logit模型时，为了检验该模型，继续使用稳健标准误进行Logit估计。通过对比可知，稳健标准误与普通标准误非常接近，故大致可以不用担心模型设定问题。此外，为了结果的科学合理，故而进一步计算在样本均值处的边际效应。并且对该模型进行正确预测，得到的比率为79.45%，说明该模型可信度较高。
从表3可知，Logit模型的平均边际效应与OLS回归系数相差不大。可以发现，父亲受教育程度增大一个变量，高等教育机会获得的概率增大8.4%；母亲受教育程度增大一个变量，高等教育机会获得的概率增大10.3%；若14岁之前居住在农村，则获得高等教育机会的概率下降16.4%。
除此之外，父亲受教育程度和母亲受教育程度的系数为正值，说明父亲受教育程度的状况与母亲受教育程度的状况对教育机会的获得产生正相关的影响，即父母受教育程度越高，越有利于高等教育机会的获得；同理可知，农村地区的系数为负值，说明14岁之前居住在农村对教育机会的获得产生负相关的影响，即14岁之前居住在农村，不利于高等教育机会的获得。
Table 3. Regression results of higher education opportunity acquisition mode
表3. 高等教育机会获得模型的回归结果
***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1。
综上所述，可以初步得出高等教育机会获得的总体状况：父亲受教育程度、母亲受教育程度以及14岁前居住地(农村或非农村)的城乡差异都对1963年之后参加高考的人的高等教育机会的获得产生了显著影响。
4.1. 家庭文化背景差异：父母受教育程度的影响
根据以上数据解读可知，父母受教育程度越高，子女获得高等教育的机会越大。其中，母亲受教育程度比父亲受教育程度影响相对更大。
4.2. 城乡差异：城乡二元分割影响
14岁之前居住在农村的人获得高等教育机会的概率小于14岁之前居住在非农村地区的人获得高等教育机会。
5. 研究结论与建议
5.1. 结论
首先，家庭文化背景即父亲、母亲受教育程度对高等教育机会的获得具有较强的影响。即父亲、母亲受教育程度越高，子女获得高等教育机会越大，反之亦然。说明高文化背景的家庭能为子女提供更优质的教育资源，对子女的教育期望和教育投资也相对较大，同时，也能营造良好的家庭教育氛围，从而帮助子女获得更高质量的教育，实现家庭资本的代际传递。
其次，在家庭文化背景中，母亲受教育程度比父亲受教育程度对子女获得高等教育机会的影响相对较大。可能受传统观念影响，母亲在家庭所承担的责任相对更重，对子女的教育和培养过程中发挥着独特的作用。母亲的受教育程度越高，可能在对子女的教育过程中更加重视学习习惯的培养、端正学习态度、树立学习兴趣和信心，使子女更加容易获得接受高等教育的机会。
最后，高等教育机会获得在城乡之间的差异性较为显著。14岁之前居住在农村地区的人相对于居住在非农村地区的人而言，更难获得接受高等教育的机会。说明教育资源分布不均，城乡差异较大，居住在农村地区的人由于受城乡发展不均衡的影响，获得高等教育机会比较困难。
5.2. 建议
首先，从教育阶段而言，政府应该继续加大基础教育的投入，确保基础教育的质量不断提高，保障基础阶段教育的公平。个人获得高等教育的机会因家庭文化背景的差异，其受到父母接受教育程度以及城乡差异的不同有所影响，这种影响属于先赋性的不公平，虽然没有办法进行消除，但政府可以通过提供较为优质的基础教育，配备较好的教育资源，来弥补这种不公平。使家庭文化背景较弱以及生活在农村地区的这种在高等教育机会获得中处于劣势的个人，能够接受基础阶段的优质教育，为高等教育机会获得打好坚实的基础。
其次，从城乡差异而言，政府应该继续提高农村地区的教育水平，缩小农村地区和非农村地区之间的教育水平的差异。当前，我国农村地区教育资源匮乏、教育条件落后、教育质量低下，从教育起点就产生了较大差异 [1]。政府加大对农村地区教育的关注，可以投入专项资金补贴农村地区教育的发展，提高农村地区的教育硬件设施；出台相关倾斜的政策来吸引优秀的教师投身农村地区教育的发展；不断加强接受教育的思想宣传，让农村地区的人们意识到教育的重要性。
最后，从性别差异而言，扩大女性接受教育的比例和程度。由于母亲受教育程度相对于父亲受教育程度而言，对子女获得高等教育机会的影响相对较大，所以应扩大女性接受教育的比例和程度。女性在家庭中对子女的情感付出相对较多，而女性自身受教育程度与对子女的教育期望、教育投资以及教育资源的获得密切相关。