一、 问题提出

学校在家庭背景对教育获得的影响中扮演何种角色一直是教育社会学关注的重要问题之一(Raudenbush and Eschmann, 2015；Downey and Condron, 2016)。大部分研究认为，学校维持了家庭因素所带来的教育机会获得的不平等(Oakes，1985)，甚至加剧了这一过程(Bowles and Gintis, 1976，2002；Mehan，1992；Raftery and Hout, 1993；Gamoran, 1996, 2016；Berends，Lucas and Peñaloza，2008)。也有部分研究指出，学校的设置其实是削减了这种先赋性的不平等(Rothstein，2004)。

正如劳德布什和艾彻曼(Raudenbush and Eschmann, 2015)所指出的，在讨论学校如何对于阶层的代际传递发挥作用时，学校究竟存在于怎样的社会情境的因素不容忽视。关于“学校加剧了不平等再生产”的大多数观点是基于工业化的社会情境，学校的数量在这样的社会环境中也会有所增加。“工业化理论”(Treiman，1970)和“最大维持不平等理论”(Raftery and Hout, 1993)已经给出机制性的解释：工业化过程提高了家庭的可支配收入，因而也提高了家庭在教育方面的投入，而学校的扩张提供了更多的就学位置，因此，不同家庭出身的社会成员的入学机会均有所增加。但相比于社会底层，位于社会上层的个体会有更大概率获得扩张后的入学机会，因此，社会阶层的再生产得以通过学校进一步得到巩固。

如果学校并未处在一个扩张的过程中，它是否会在家庭背景影响教育机会的过程中发挥作用呢？若是，又遵循什么机制和逻辑？20世纪末至21世纪初发生在中国农村义务教育阶段的“撤点并校”事件为我们的讨论提供了一个回答上述问题的情境：在“撤点并校”之后，农村义务教育阶段学校的数量逐年下降，且降幅大于学生数量减小的幅度。与此同时，尽管地方政府对农村义务教育阶段学校的投资仍然有所增加，但其增幅低于经济增长的速度。

从宏观层面上看，尽管“撤点并校”政策在各个地区的执行力度不尽相同，但学校规模的缩减比例要高于入学学生数量的缩减比例。这是因为，一方面，不同地区在学校撤并之前的教育资源冗余程度不同，另一方面，地方政府对于政策的执行力度也有较高弹性。笔者在这里借鉴了“撤并系数”的计算方式¹(21世纪教育研究院，2013：17) 来衡量各省(不含港澳台地区和西藏)1995—2012年义务教育阶段学校的“撤点并校”政策的执行情况(结果见图 1)。可以看到，“撤点并校”政策的执行力度在中西部地区相较于东部地区要大，同时，全国大多数地区学校减少的幅度均大于学生减少的幅度(系数大于1)。

1. 本文对于“撤并系数”的具体计算方式为：$ \frac{{\left({Sc{h_{1995}} - Sc{h_{2012}}} \right)/Sc{h_{2012}}}}{{\left({St{u_{1995}} - St{u_{2012}}} \right)/St{u_{2012}}}}$。其中，Stu₁₉₉₅代表 1995年(“撤点并校”政策开始时点)农村地区初中在校学生人数，Stu₂₀₁₂代表 2012年(“撤点并校”政策叫停时点)农村地区初中在校学生人数，Sch₁₉₉₅代表 1995年农村地区初中学校数量，Sch₂₀₁₂代表 2012年农村地区初中学校数量。显然，若该系数大于1，就说明学校减少数量大于学生减少数量。

同时，与“撤点并校”几乎同时展开的分税制改革使得地方财政在农村基础教育层面的投入与经济增长速率相比有所降低(付敏杰，2016)。既有研究表明，财政分权对于义务教育的供给数量和质量(以师生比衡量)均产生了负向影响(乔宝云等，2005；邓可斌、丁菊红，2009；傅勇，2010)。笔者根据中国1996年和2014年《中国教育经费统计年鉴》的数据核算后发现，在这18年间，在除港澳台地区和西藏外的29个省级行政区(川、渝两省市合并统计)中，尽管各省级财政在农村义务教育阶段学校的预算内财政支出的总量和生均额均保持增长，但多数省级行政单位在农村地区的小学和初中的教育经费支出的年均增长率小于该省级行政区地区国民生产总值的年均增长率(如图 2所示)。²而地方财政的支出与“撤点并校”的执行力度存在负向关系：除新疆和贵州两个省级行政单位外，全国“撤并系数”相对较高的省份的经费支出与地区生产总值增长率的比相对偏低。

2. 需要说明的是，本文对两个年均增长率的测量方式为：$\left( {\sqrt[t]{{x - y}} - 1} \right) \times 100{\text{% }} $，其中，t为“经历年份数”，x为“该指数末年值”，y为“该指数首年值”。

从农村家庭的维度来看，“撤点并校”之后，农村家庭进一步在子女教育中主动投入。横截面数据的纵向比较结果显示，自1995年“撤点并校”在农村开始执行至2006年国家全部免除西部地区义务教育阶段农村学生学杂费为止，农村家庭的教育支出在家庭总收入和家庭纯收入中的比重均逐渐增大(分别从10%、14.2%上升至13.67%、20.03%)(钱晓烨等，2015；武向荣，2015)。一方面，“撤点并校”撤并了村一级的学校和教学点，使原本在村中可以获得的教育资源转回城镇(熊春文，2009)，进而增高了教育获得的成本，提高了家庭当下的教育支出；另一方面，随着家庭纯收入的提升(龚继红、钟涨宝，2015；杨晔、徐研，2016)，以及城乡流动后农村家庭教育观念的增强(杨振宇、张程，2016)，农村家庭在子女教育方面的投入也相应增加。

宏观层面农村地区学校数量的减少和地方政府对基础教育投入的相对减少等政策性变动有别于教育扩张过程，它很可能会导致农村地区儿童的入学机会减少。类似于工业化的过程，家庭层面在“撤点并校”后的主动投入对于学生的入学机会而言无疑具有正向作用。那么，在“撤点并校”政策执行之后的一段时间内，农村子女在基础教育阶段是否更容易辍学呢？

笔者采用了CFPS调查的全国再抽样样本(关于这一数据的详细说明见后文)，以被访者本人(18岁以上)在学时间(以高中毕业为右删节)为横轴作出农村地区在“撤点并校”前后进入小学(截至2006年)学生的辍学风险“卡普兰—迈耶”(Kaplan-Meier)生存估计图。由图 3可知，在小学、初中和高中阶段，“撤点并校”之后一段时间内(1995—2006)，农村子女的辍学率较“撤点并校”之前要低。³

3. 为了验证这一结论的有效性，此处根据匿名评审人的建议，笔者用CGSS2008的数据进行了检验(结果由于篇幅所限不在此处列出，如有兴趣读者可向作者索要)。结果显示，这一数据反映的趋势同CFPS数据大体相同：在高中及之前的学习阶段，“撤点并校”后的辍学率始终低于“撤点并校”前，有所不同的是，在大学及其之后的阶段，“撤点并校”后的辍学率高。

总体来说，在“撤点并校”之后，政府在农村层面的教育投入相对减少，而农村家庭的教育支出则逐渐增加。在“撤点并校”政策执行之后的相当长一段时间内，农村学生在整个教育过程中的辍学率并未上升。⁴对于这一现象，一个可能的原因是，家庭的主动投入抵消了宏观政策对于个体入学几率减小的负面影响。换言之，个体和家庭的教育选择并非完全被政策“牵着鼻子走”，个体自身的能动性在一定程度上削弱了政策调整所带来结构性影响，或者使之发生滞后。

4. 其他既有截面研究报告的数据也显示，“撤点并校”刚刚开始执行的几年(1995—2000)，农村地区辍学率有所下降，在2001—2007年，农村地区的辍学率处于波动状态，直到2008年之后，农村地区的辍学率才开始有所上升(21世纪教育研究院，2013:42)。

基于上述的分析脉络，本文重点讨论，在“撤点并校”这样的政府对于教育资源投入相对减少的背景下，农村家庭的资源投入是如何影响子女的入学机会的？家庭的资源投入在什么维度上与子女的教育机会关系最为密切？其背后的机制是什么？

二、 文献回顾与研究假设提出

教育获得之所以是社会分层的讨论重点，是因为教育获得的不平等一方面是由个体的自致性因素所导致，另一方面，也是更为社会科学所关注的，就是直接由先赋性的因素所导致。刘精明(2008)指出，这种先赋性的因素可以分为两个层面：家庭资源和非家庭的先赋条件。这里所讨论的家庭资源主要是指家庭的资本要素，并希望探究家庭资源和外部制度结构是如何分别和交互影响家庭中子女的教育获得的。

(一) 家庭资源对教育获得的影响

“布劳—邓肯”社会地位获得模型将教育获得视为重要的社会地位的获得机制(Blau and Duncan, 1967)，子女的教育获得受到父辈社会地位的重要影响。科尔曼报告指出，个体的教育产出包含家庭因素和个体因素两个层面，家庭背景是从人力资本、经济资本和社会资本三个层面影响个体的教育获得(Coleman, et al., 1966)。在中国社会中，家庭政治资本的作用不可忽视。在本部分，笔者将梳理既有的关于家庭文化资本、经济资本和政治资本作用于子女教育获得的理论，并提出相应的假设。

1.文化资本维度：文化再生产vs.文化流动

在从文化资本的维度对个体教育机会获得的讨论中，最有影响的就是布迪厄(Bourdieu，1984；Bourdieu and Passeron, 1990)提出的“文化再生产”(cultural reproduction)的概念。文化再生产勾勒了一个框架：父母是如何将他们的文化资本传递给子女，从而影响子女的教育获得机会，进而塑造子女在分层中的位置的。大量的实证研究用父母的教育程度测量家庭文化资本的拥有量(Jæger and Breen, 2016)，均验证了文化再生产在子女教育获得机会上的重要作用。

相对于“文化再生产”，迪马奇奥(DiMaggio,1982)则提出“文化流动”(cultural mobility)的概念。他认为，文化资本对于每一个入学学生的教育机会作用是相同的，但文化资本较低的家庭会因为具有更强的向上流动的渴望而加大在文化资本层面上对于子女的投资，从而获得更高的文化资本回报。

应该指出的是，布迪厄和迪马奇奥争论的核心在于，究竟是文化资本占优的家庭，还是相对劣势的家庭的子女教育获得机会更多(Jæger，2011)。之所以有这样的争论，在于文化资本影响子女教育机会的内在机制事实上存在多种路径的解释(Jæger and Breen, 2016)。既有研究认为，文化资本主要通过“养育模式”(Lareau，2011)和“教育期望”(Jæger and Breen, 2016)两种机制影响子女的教育获得。在中国家庭中，就养育模式而论，拥有较高和较低文化资本的家庭具有显著不同的养育模式(洪岩璧、赵延东，2014；李忠路、邱泽奇，2016)。就教育期望而论，拥有较高文化资本的家庭也会具有较高的教育期望(刘保中等，2014)。因此，就文化资本而言，笔者更倾向于“文化资本再生产”的观点，因此提出“文化资本再生产假设”：

假设1：拥有更高文化资本的中国农村家庭，其子女在任何时期均具有更多的教育获得机会。

2.经济资本维度：理性选择vs.选择约束

“理性选择理论”(Rational Choice Theory)认为，家庭对于教育的投资是通过权衡该子女将来的边际教育回报同当下的边际教育支出后做出的选择(Becker，1967；Card，1995)。拥有更好社会经济条件的家庭会选择更多的投资，以使得其子女具有更好的获得教育的机会(Breen and Goldthorpe, 1997)。

在中国农村，家庭对教育的投入并非完全理性。一方面，受文化的影响，中国父母往往对子女有较高的教育期望，不同家庭的投资并不都是一种理性的抉择(刘保中等，2014；王进、汪宁宁，2013)；另一方面，如果农村家庭的父母具有强烈的金钱观念，仅仅关注眼前的经济投入与产出，希望获得更大的资本积累，反而会使青少年在更早的阶段选择辍学(刘成斌，2014)。总之，我们必须要验证家庭的社会经济资本究竟如何影响子女的升学机会，因此提出“经济资本理性选择假设”：

假设2：拥有更高经济资本的农村家庭，其子女在任何时期均具有更多的受教育机会。

3.政治资本维度：“政治地位优势假说” vs. “政治地位无用假说”

周雪光(2015：65)推测，在中国的城市中，“由于国家对城市教育系统出入口的严格控制，因此，在讨论教育获得时，父母的经济资源远不如政治地位那么重要”。他对于1949—1996年中国城市家庭子弟的教育获得的研究表明，在新中国建立后的不同时期，城市居民父辈的政治身份对子女的教育获得均具有显著的正向作用。

党员身份象征政治忠诚，因此，在中国社会的分层体系中，党员身份在再分配时因为享有一定的制度倾斜而具有优势(周雪光，2015：84)。另一方面，由于党员筛选的另一个维度是专业技术，党员身份本身也是社会精英身份的体现(李丁、唐承祚，2016)。

然而，市场化的过程会使政治身份上的优势比改革之前有所缩减。在倪志伟(Nee, 1989, 1991, 1996)的讨论框架中，党员这种政治身份的优势随着市场转型将会逐渐被市场优势所取代，并最终消失。因此，在讨论改革开放后政治身份对分层的影响时要比较慎重。

尽管如此，本研究仍然假定父辈的党内政治身份对子代的教育机会获得具有重要的正向影响。这是因为，除政策倾斜导致的分配优势外，农村主要是由地方政府和集体组织对资源进行分配整合，而县、乡、村组织中的政治精英在资源分配时存在“谋利化”的倾向(周飞舟，2007)，因此，有必要假定，农村地区的家庭在子女教育资源的获得上，父辈具有政治资本的子女相较于父辈不具有政治资本的子女应该有更大的教育获得机会，从而提出“政治地位再分配假设”：

假设3：在农村地区，具有政治资本的家庭的子女有更多的受教育机会。

(二) 政策变迁与家庭资源背景的共同作用

在本文的第二部分，笔者通过“卡普兰—迈耶”估计图表明，“撤点并校”后的辍学率相对于政策执行前不升反降。这一结论显然与当下对于“撤点并校”的认知有所冲突。基于田野材料对于家庭从“被动卷入”到“主动投入”过程的揭示，笔者认为，辍学率之所以不升反降，是因为家庭在“撤点并校”后投入的增加。即，家庭在“撤点并校”后的投入使得政策对于其子女入学的影响被削弱和推迟。换言之，控制了家庭背景与政策变迁的交互效应后，“撤点并校”政策实行后的辍学率不会较之前显著更低，因此，提出以下假设：

假设4：农村家庭在“撤点并校”后更多地“主动投入”家庭资本使得“撤点并校”政策实行后的辍学率降低。

应当注意到，假设1到假设3讨论的是家庭背景变量在子女教育机会获得层面的净效应。然而，笔者希望进一步了解，各个家庭背景的在“撤点并校”前后是否不一致。

按照“最大化维持不平等假设”(Maximum Maintained Inequality，MMI)的观点，在教育扩张过程中，教育获得机会始终维持着阶层上的不平等，总是先满足上层的需要，然后再扩张，以满足底层的个体的需要(Raftery and Hout, 1993；郝大海，2007；吴愈晓，2013；李春玲，2014)。然而，需要注意的是，“撤点并校”是一个教育资源减少的过程，因此，需要了解的是，教育获得的机会是仍然如“MMI假设”那样自上而下扩张，还是拥有更好家庭背景的子女在获得教育机会上并不比资本较为匮乏的家庭更具有优势？

1.文化资本在“撤点并校”前后的作用

考察文化资本在“撤点并校”前后的作用需要回到前文讨论的“养育模式”和“教育期望”两种解释路径上来，探究两种机制在政策变动条件下的变动情况。

从教育期望维度看，“撤点并校”是一个教育资源数量减少但质量增加⁵的过程。既有研究表明，学校的教育质量同家庭的边际教育期望回报具有正向的相关关系(Aaronson and Mazumder, 2011)。文化资本不同的家庭，在子女教育获得上的文化资本回报的边际期望也存在差异。由于在教育过程中已经获得了较高的文化资本的积累，拥有较高文化资本的家长对于“撤点并校”后学校质量提升带来的文化资本回报有更高的期望，从而会增加其子女的教育获得机会；而对于拥有较低文化资本的家长而言，由于并未感受到较为明显的人力资本提升的回报，因此，“撤点并校”本身减少了教育机会而增加了教育的成本(杨东平、王帅，2013)，因此，这些家庭可能并不会使子女继续接受教育，反而会“短视”地让其进入劳动力市场。

5.  参见：“1185个县农村中小学布局调整情况专项审计调查结果”(中华人民共和国审计署网址:http://www.audit.gov.cn/n1992130/n1992150/n1992500/3274274.html。发布日期：2013-05-03)。

从养育模式的视角看，“撤点并校”对家庭的养育模式的影响较为复杂。在“撤点并校”开始时，解决撤校后学生上学路程增加的一个措施是采取“寄宿制” (21世纪教育研究院，2013：45-52)，这使得家庭对于子女的影响相对减小。在“撤点并校”实施一段时间后，“租房陪读”的模式开始兴起，家长选择在撤并后存留的完小或初中附近租房屋陪同孩子学习。⁶因此，在这一阶段，家庭的文化资本传递作用又再次增强。

6.  “租房陪读”现象在县城具有相当的普遍性。笔者在某完小访谈时，某后勤人员谈到，“现在家长带着孩子在外面租房子住越来越普遍……对面这条街和后面这条街基本上都是……从乡下来镇上读书的人太多……”。而该县的一位官员也告诉笔者，“以前村校的时候，学生不必走远，家长负担就轻嘛；现在撤并了，那些高山上的家长，就只有到县城来租房子陪读了”。

总之，笔者认为，家庭的文化资本在“撤点并校”后对子女的教育机会获得的影响是在增加的。尽管从家庭养育模式的角度进行考虑，在“撤点并校”后的初期，家庭文化资本的再生产作用被削弱，但这种削弱是较为有限的：“寄宿制”并非将学生和家庭完全隔离，而仅仅是使子女同家庭的联系相对减少。因此，提出“文化资本变迁假设”：

假设5a：拥有较高文化资本家庭的子女和拥有较低文化资本家庭的子女在教育获得机会上的差距在“撤点并校”后会更大。

2.经济资本在“撤点并校”前后的作用

从MMI的框架看，教育机会在教育资源增长的情境下是先满足社会上层阶层的教育需要，之后再向社会下层扩张(Raftery and Hout, 1993)。那么，在“撤点并校”这样一个教育资源缩减的情境下，教育机会是否也是由上层向下层扩张呢？刘成斌(2014)指出中国农村地区的一种特殊现象：拥有较好家庭条件的子女反而可能会有更高的辍学率，因为他们会面对更丰富的外界资源，对于工作之后的担心且相较于家庭经济资源较少的孩子要更少。另外，他们的父母在农村地区完成财富积累也相对较为迅速，缺乏对于教育的长远考虑。

按照“理性选择理论”的框架，家庭的边际教育支出是家庭当年收入和当年入学花费的函数(Aaronson and Mazumder, 2011)。当家庭收入增加但入学花费不变时，家庭将进行更大的投资为子女带来更多的教育机会；而入学花费增加但家庭收入不变时，家庭由于经济条件的限制可能减小子女的教育支出从而降低子女的教育获得机会。在整个“撤点并校”过程中，家庭的当年收入始终在增长，而家庭的入学花费随着学校的减少和上学距离的增加也在增长。因此，不能简单判定家庭的经济资本在整个过程中究竟会发挥怎样的作用。

受传统观念的影响，中国的父母对子女有相当高的教育期望(刘保中等，2014；吴愈晓、黄超，2016)。基于这种期望，一个合理的假设是，家庭的教育支出受家庭收入影响较大，而受入学花费的影响较小。这是因为，家庭收入的增加会带来教育投入的增加，进而能使子女接受更好的教育。一旦由于入学花费的增加而使子女辍学，子女向上流动就会变得较为困难。因此，尽管“撤点并校”确实增加了子女入学带给家庭的经济负担，但家庭对于入学花费的增加敏感性较弱(杨东平、王帅，2013)。笔者在田野中观察到，在学校被“撤并”后，家庭一般选择主动进行经济投入。

总之，由于家庭对收入增加和花费增加所表现出来的不同的弹性，我们有理由认为，“撤点并校”虽然在客观上加重了家庭的经济负担，但在子女的入学机会的获得上，家庭经济资本并不会带来更大的分化，因此提出“经济资本变迁假设”：

假设5b：在“撤点并校”政策执行后，家庭经济资本对子女受教育机会的影响与政策执行前相比并不存在显著的差异。

3.政治资本在“撤点并校”前后的作用

按照前述对于政治资本的解释框架，拥有政治资本的家庭可以通过制度给予的资源分配的倾斜(周雪光，2015)，或是通过自身“谋利化”的倾向(周飞舟，2007)，在资源稀缺的条件下获取资源，从而在分层中取得优势地位。子女的教育机会当然也是资源之一。“撤点并校”的政策初衷是将农村教育资源由“过饱和”状态转化至学校与学生数量“匹配”的状态，因此，在“撤点并校”初期，教育资源供给从数量上能够满足农村子女就学的需要，⁷此时，拥有政治资本的家庭，其子女获得教育机会的优势并不明显。相对而言，在20世纪80年代初的普及义务教育时期和21世纪初的“过度撤并”时期，教育资源的配给相对较少，拥有政治资本的家庭相对于不拥有政治资本的家庭才会体现优势。

7. 参见：中华人民共和国国务院2001年的“国务院关于基础教育改革与发展的决定”(http://www.moe.edu.cn/publicfiles/business/htmlfiles/moe/moe_16/200105/132.html)。

然而，我们还需要考虑市场化过程会使得政治身份在资源获得中的优势逐渐减小的事实(Nee, 1989, 1991, 1996)。这也意味着，家庭政治资本对子女教育获得的作用在20世纪80年代教育资源未饱和条件下相较于“撤点并校”后要更强，因此提出“政治资本变迁假设”：

假设5c：在“撤点并校”政策执行后，家庭政治资本对于子女受教育机会的影响将会减弱。

三、 研究设计 (一) 数据说明

本研究使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心的“中国家庭追踪调查”(China Family Panel Survey，CFPS)基线调查(2010年和2011年补充调查)，以及2012年的第一轮追访调查。本研究所选择的变量一部分来源于基线调查，另一部分来源于第一轮追访调查。本文选择了在两轮调查同时有应答的个体(即成功追踪个案)，并运用数据提供方给予的追踪权重(面板权重)进行加权。CFPS的调查对象为中国25个省、自治区和直辖市的家庭户和家庭户中的所有家庭成员，采用的是多阶段的、内隐分层的、与人口规模成比例的概率抽样，由于其抽样过程并不将城市地区和农村地区划分为两个单独的抽样框进行，而是根据社区特点、人口属性等方面判断(谢宇等，2014)，因此更符合本研究的要求。本研究定义的农村样本是12岁时农村户口的个案。同时，由于CFPS在上海、辽宁、甘肃、广东和河南五省市单独采用抽样框，运用过度抽样的方式使之具有省级层次代表性，因此，本文主要运用CFPS的具有全国代表性的子样本(subsample)(即该五省的抽样框再抽取样本和其他20省的抽样样本合并的全国子样本)进行研究。⁸另外，由于需要研究被访者的小学和初中阶段的教育经历，笔者因此选择了2012年追踪调查时年满16岁的被访者。⁹

8.  有关CFPS数据的具体介绍详见北京大学中国社会科学调查中心CFPS网站(http://www.isss.edu.cn/cfps/)。

9. 注：在2012年为成人的被访者2010年和2011年的基线调查之中可能是并没有年满16岁，因此，在基线问卷中这一部分样本的应答在少儿问卷中。有鉴于此，笔者在选择2010年和2011年的调查的时候，并不区分其是否为成人样本或是少儿样本，仅以其2012年在成人问卷之中为准。

(二) 因变量

本研究选取了两种测量方式对被访者的教育机会获得进行测量。一是被访者在教育阶段内的辍学风险，由此建立的模型称为“辍学模型”。如果被访者成功完成初升高并进入高中，就将这部分被访者视为右删节(right censor)。二是被访者是否完成初中和高中两次升学转换(即是否进入初中/高中就读)，由此建立的模型称为“升学模型”。初中升学模型和高中升学模型的差异在于，小学升入初中的过程仍属于义务教育，家庭因此并不需要太多投入，但初中阶段的学校也是“撤点并校”的对象(杨东平、王帅，2013)，因此，对于初中阶段的学校而言，学生的受教育机会总量仍在减少。高中阶段学校的数量并没有减少，反而是在1999年大学扩招之后呈上升趋势(Tam and Jiang, 2015)；另一方面，初中升高中阶段并不是义务教育，就学的成本更加依赖家庭的投入。在初中转换模型中，如果被访者进入初中，赋值为1，否则为0。对于高中转换模型同样赋值。

(三) 自变量

如前所述，本文旨在探究农村家庭的文化资本、经济资本和政治资本变量在“撤点并校”实施前后对农村子女从初中升入普通高中阶段学校的影响程度。家庭的文化资本、经济资本和政治资本依次操作化为14岁时父亲和母亲各自的受教育年限、14岁时父亲和母亲各自的职业地位评分(ISEI)和14岁时父亲的党员身份。之所以选择14岁时的家庭背景变量，是因为大多数适龄儿童14岁时仍处于初中阶段，因此是衡量在教育过程中家庭背景最合适的变量。¹⁰三个资本具体操作化的方式和原理简述如下。

10. 由于调查的变量的限制，仅能以被访者14岁时的家中父亲和母亲的职业、受教育年限作为家庭背景的测量，笔者认为操作化还可以更为精细和慎重。

1.家庭文化资本

贾格尔和柏林(Jæger and Breen, 2016)认为，文化资本主要有四个方面的测量维度：一是家庭的文化资本拥有量；二是家庭文化资本向子代的传递量；三是家庭对于文化资本期望的回报；四是投入的文化资本的实际回报。在这里，笔者只测量家庭的文化资本的拥有量，操作化为父母在子女14岁时的受教育年限(CFPS提供的综合变量)。既有文献往往用父亲的受教育年限或父母的受教育年限来测量，而笔者认为，在“撤点并校”期间，女性的受教育年限有了较大的增加(叶华、吴晓刚，2011)，父亲和母亲的文化资本可能产生不同的传递模式，因此，笔者分别把父亲和母亲在子女14岁时的受教育年限作为家庭文化资本测量的自变量。

2.经济资本

通常，家庭经济资本是用家庭月收入的对数来测量(刘德寰、李雪莲，2015)，但考虑到我们分析的个案的入学时期存在差异，用家庭当下的收入进行比较没有太大的意义(距离当下的时间跨度或长或短)，而且CFPS的数据并未提供对于教育历程中家庭收入测量的变量。笔者的考虑是，经济学和社会学领域在研究经济资本再生产的时候，其实更希望讨论家庭的阶层地位是否存在再生产的过程，正如威利斯(2013)提出的那个经典问题：工人阶级的孩子是否还是工人阶级。因此，在本研究中，家长的职业地位评分(ISEI)是最为近似反映家庭经济资本的维度(Ganzeboom and Treiman, 1996)。

既有的研究也有以ISEI对家庭社会经济地位进行测量的(Ye，2015；唐俊超，2015)，但大多只考虑了父亲的职业地位评分。相关研究表明，女性社会职业地位评分在当下的中国社会处于上升阶段(李汪洋、谢宇，2015)。因此，本文把被访者14岁时父亲和母亲的ISEI评分一同作为经济资本的测量维度。

3.家庭政治资本

本文家庭的政治资本操作化为被访者的父亲是否在被访者14岁时为中共党员。这样的测量方式是为了回应理论框架中的关键问题：政治资本是否在子女教育获得中发挥作用。

(四) 条件变量

文中主要划分两个同期群，即“撤点并校”政策在全国铺开后进入小学就学的群体和在这一政策实施前进入小学就学的群体。笔者根据21世纪教育研究院(2013：15)的政策梳理发现，1995年，国家教委和财政部对于义务教育专款的使用说明提出“以完成普及义务教育任务为目标，贯彻教育资源优化配置，合理调整学校布局的原则”，明确了学校设置“效率优先，兼顾公平”的导向，而部分省份(例如，湖北、贵州、辽宁等)也在1995年前后进行农村学校的布局调整。因此，本文以1995年为时点划分1978—1994年进入小学的同期群和1995—2006年进入小学的同期群，希望通过对比这两个同期群教育历程中教育获得(辍学/入学)的差异，分别将时间段与家庭的文化、经济和政治资本进行交互分析，观察家庭背景对子女的影响是否有差异。

(五) 控制变量

本文把性别、兄弟姐妹数量和所在省份三个个体身份层面的变量作为控制变量，以便检验家庭背景偏效应对教育机会的影响。就性别而论，由于生育率的下降，教育获得在性别方面日趋平等(叶华、吴晓刚，2011)。就兄弟姐妹数量而论，根据“教育资源稀释理论”，随着兄弟姐妹数量的增多，个体的教育成就将会越来越低(Lu and Treiman, 2008)。前文笔者已然表明，“撤点并校”在各个地区的执行情况有所差异，因此，笔者将个案所在省份作为虚拟变量纳入模型。

文中各变量的描述统计如表 1所示。为了更确切地说明各因素在两个时期的大小，笔者对每个变量在两个时期进行了比较。结果显示，在“撤点并校”后入学的孩子的初中和高中的入学几率有显著提升；在家庭背景方面，母亲的受教育年限和社会经济地位评分提升得更为明显；父亲为中共党员的比例在农村地区有显著下降；兄弟姐妹的数量显著减少。

(六) 统计模型

本文的统计模型包括两类：“辍学模型”和“升学模型”。

1.辍学模型

该模型的因变量为“上学年级的辍学风险”。笔者在此仅仅讨论“撤点并校”(即小学和初中阶段)过程中的辍学风险。模型为“Cox比例风险模型”(Cox proportional hazard model)，¹¹表达形式如下：

11. 选择“Cox比例风险模型”的原因在于，Cox模型并不需要对风险函数的分布形态进行刻画以选定具体的模型，因此较为简洁(事实上，本文中辍学风险函数的形态并不符合Log-logistic、Lognormal、Exponential和Weibull等常见的风险函数分布形态，限于篇幅在此未给出)。由于“Cox比例风险模型”需要满足“风险比例分布假设”(hazard proportional assumption test)的条件：模型之中的各个自变量同时间变量之间相互独立，笔者对于各变量进行了Shoenfeld残差检验(Shoenfeld residual test)，结果发现，就各变量而论，除兄弟姐妹数量外(由于计划生育的影响)，残差检验的p值均大于0.05显著性水平，因此可以认为不拒绝“风险比例分布的假设”，表明Cox模型在此运用是可行的(因篇幅所限，笔者并未给出残差检验分布图和检验表，如读者有兴趣，可向作者索取)。

$ \begin{gathered} \log \left({\frac{{{h_i}\left(t \right)}}{{{h_0}\left(t \right)}}} \right) = {\beta _2}Cultural + {\beta _3}Economical + {\beta _4}Political \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\alpha _1} \times male + {\alpha _2} \times siblings + {\alpha _i} \times i.province \hfill \\ \end{gathered} $

(1)

$ \begin{gathered} \log \left({\frac{{{h_i}\left(t \right)}}{{{h_0}\left(t \right)}}} \right) = {\beta _1}Group + {\beta _2}Cultural + {\beta _3}Economical + {\beta _4}Political \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\alpha _1} \times male + {\alpha _2} \times siblings + {\alpha _i} \times i.province \hfill \\ \end{gathered} $

(2)

其中，“Cultural”指“家庭文化资本”(cultural capital)，“Economicial”指“家庭经济资本”(economic capital)，“Political”指“家庭政治资本”(political capital)，“male”代表“男性”(参照组为“女性”)，“siblings”代表“兄弟姐妹数量”，“province”表示“各个省份”，“Group”表示“撤点并校”前后的同期群(Group=1表示“撤点并校”后的同期群)。公式(1) 检验的是家庭背景如何影响子女在义务教育阶段的辍学风险。笔者分别用“撤点并校”前样本和“撤点并校”后样本进行分析。公式(2) 检验的是家庭背景和政策调整分别如何影响子女在义务教育阶段的辍学风险。为检验二者的交互效应，引入公式(3)：

$ \begin{gathered} \log \left({\frac{{{h_i}\left(t \right)}}{{{h_0}\left(t \right)}}} \right) = {\beta _1}Group + {\beta _2}Cultural + {\beta _3}Economical + {\beta _4}Political \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _4}Group \times Cultural + {\beta _5}Group \times Economical \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _6}Group \times Political + {\alpha _1} \times male + {\alpha _2} \times siblings \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\alpha _i} \times i.province \hfill \\ \end{gathered} $

(3)

然而，由于“Cox比例风险模型”对“打结”(同一时间点上许多观测时间的同时发生)的敏感性(曾迪洋，2014)，升学转换对辍学的影响又较大而极容易产生“打结”，因此，本文也对数据的“打结”情况进行了处理。¹²

12. 本文解决“打结”的离散化策略是Breslow方法，在Stata中该命令为-breslow-(也是Stata默认设置)。进行离散化之后的预测“卡普兰—迈耶”生存函数图本文不再给出。

2.升学模型

“升学模型”在这里主要参考了梅尔(Mare，1980)提出的“升学转换模型”。该模型将升入更高一层次的学校定义为“升学完成”(记为1)，没有升入则定义为“未完成升学”(记为0)。本文通过Logistic回归建立两种事件的发生比观测自变量的作用。类似于“辍学模型”，本文分别对“撤点并校”前后组、全样本和交互项建立模型(4)、模型(5) 和模型(6)：

$ \begin{gathered} \log {\text{it}}{P_{ij}} = \log \left({\frac{{{P_{ij}}\left({y = 1} \right)}}{{{P_{ij}}\left({y = 0} \right)}}} \right) = {\beta _2}Cultural + {\beta _3}Economical \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _4}Political + {\alpha _1} \times male + {\alpha _2} \times siblings \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\alpha _i} \times i.province \hfill \\ \end{gathered} $

(4)

$ \begin{gathered} \log {\text{it}}{P_{ij}} = \log \left({\frac{{{P_{ij}}\left({y = 1} \right)}}{{{P_{ij}}\left({y = 0} \right)}}} \right) = {\beta _1}Group + {\beta _2}Cultural + {\beta _3}Economical \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _4}Political + {\alpha _1} \times male + {\alpha _2} \times siblings \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\alpha _i} \times i.province \hfill \\ \end{gathered} $

(5)

$ \begin{gathered} \log {\text{it}}{P_{ij}} = \log \left({\frac{{{P_{ij}}\left({y = 1} \right)}}{{{P_{ij}}\left({y = 0} \right)}}} \right) = {\beta _1}Group + {\beta _2}Cultural + {\beta _3}Economical \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _4}Political + {\beta _4}Group \times Cultural + {\beta _5}Group \times Economical \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\beta _6}Group \times Political + {\alpha _1} \times male + {\alpha _2} \times siblings + {\alpha _i} \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; \times i.province \hfill \\ \end{gathered} $

(6)

这里测量两次升学转换：一次是由小学升入初中，另一次是由初中升入高中。另外，由于Logistic回归的系数无法进行直接比较(胡安宁，2014；洪岩璧，2015)，因此，为了直接比较家庭条件在不同时期对于升学影响的大小，笔者参考胡安宁(2014)的做法，对公式(4) 运用线性概率回归(Linear Probability Model)进行改进：

$ \begin{gathered} y\left({0, 1} \right) = {\beta _2}Cultural + {\beta _3}Economical + {\beta _4}Political + {\alpha _1} \times male \hfill \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\; + {\alpha _2} \times siblings + {\alpha _i}\; \times i.province \hfill \\ \end{gathered} $

(7)

需要说明的是，由于笔者担心有效样本数量较少，在此运用了稳健回归以使回归结果具有较强的稳健性，使假设被过度拒绝，提高了结论的可靠性。

四、 分析步骤与发现

表 2报告了“辍学模型”的回归结果。可以看到，在主效应的层面，除了用父亲的党员身份衡量的政治资本外，文化资本和经济资本的主效应对两个时期的子女来说均能显著降低辍学风险。在加入交互项前的模型中，1995年后进入小学的个体辍学风险显著降低，这一结论同“卡普兰—迈耶”图的呈现是吻合的。然而，在这一模型中，我们并没有发现在两个时期存在差异的家庭背景变量。在控制变量的层面上，两个时期的模型均显示，兄弟姐妹数量越多，个体辍学风险就越大，但在性别维度上，“撤点并校”后男性相对于女性的辍学风险有所增大。

表 3报告的是初中阶段升学转换模型的回归结果。在“撤点并校”前，文化资本和政治资本对于子女能否进入初中具有显著的正向影响，而经济资本仅有母亲的社会经济地位评分具有正向显著作用。在“撤点并校”后入学的子女的家庭背景变量中，仅有父亲的受教育年限和母亲的社会经济地位具有显著的正向影响。比较线性概率模型的系数可知，这两个维度的效应(β值大小)也在增大。而变得不显著的变量(父亲的社会经济地位与母亲的受教育年限)的效应也在减小，这一结果说明，父亲的文化资本和母亲的经济资本在子女进入初中层次上可以起到一定的作用，而政治资本在第二个时期失去了作用。同时，父亲的社会经济地位在两个阶段均没有起到显著作用，笔者猜测，可能是因为升入初中仍是义务教育阶段的升学，因此，并不依赖家庭的经济条件。在模型2c中，“撤点并校”后升入初中的入学率较之前有接近显著水平(p < 0.10) 的优势，这种优势在加入交互项后就不显著了。总体而言，家庭背景变量除了父亲的社会经济地位之外均有显著性的优势，表明在这一模型中从假设1到假设3均成立。在交互项中，“撤点并校”后父亲的文化资本越高，子女的入学几率相较于第一阶段就显著更大(p < 0.05)，这反映子女更加依赖父亲的文化资本，而对母亲文化资本的依赖则相对于“撤点并校”前有所减小(p < 0.10)。因此，在小学升入初中阶段，“撤点并校”使子女的升学机会更依赖家庭(尤其是父亲)的文化资本，这说明政策导向更倾向文化再生产而非文化流动。

为更准确直观地理解家庭背景对子女进入初中阶段概率随时间的影响，笔者把家庭背景变量进行线性拟合。从图 4可以看到，就文化资本而论，父母都未受过教育的子女的入学几率显著低于其他三组，而其他三组的子女入学比率在2006年左右均已接近90%；父亲教育程度为初中和母亲教育程度为小学的子女的入学比率上升最为迅速。就社会经济地位评分而论，可以看到，父母ISEI评分高于23分的组(农民的ISEI评分为23分)和23分及以下组始终存在差距，且这种差距并没有随着辍学率的降低而缩小，说明在农村地区，父辈从事农业工作和非农工作对子女教育获得的差异在初中阶段并未缩小，而具有党员身份的父亲的子女在进入初中阶段学校的入学率层面的优势在缩小。

表 4的报告为进入高中阶段学校的“升学转换模型”的结果。在该模型中可以看到，在“撤点并校”前，家庭的文化资本和经济资本对子女升入高中有显著的影响，而政治资本的影响并不显著。在“撤点并校”后，父亲的社会经济地位变得不显著，而其他文化资本和经济资本的变量对入学机会仍然具有正向影响。通过比较线性概率模型的回归系数可以发现，父亲的受教育年限对子女入学高中阶段学校的影响在“撤点并校”后变大，而母亲的受教育年限和父母的经济资本的影响在变小。模型3c显示，“撤点并校”后入学小学的子女初升高的转换率高于“撤点并校”前的入学子女，而在加入交互项后变得不再显著。在这一模型中，我们并未观察到任何一个“撤点并校”同家庭背景的交互项在两个同期群之间有显著性差异。

与初中的升学转换模型类似，在高中的升学转换模型中，笔者仍用线性回归预测家庭背景对子女初升高随小学入学时间的影响，结果如图 5所示，父亲的文化资本在各个组之间呈发散状，这说明，尽管初中升入高中的升学率在增高，但其入学率随时间增高的幅度有所不同：父亲文化资本越高的子女，随着时间推移，更容易获得更高的高中阶段学校的入学率；在母亲的文化资本层面，可以看到，未接受教育的母亲和接受教育的母亲的子女的入学率差距随时间变化同样在扩大。就经济资本而言，ISEI较低组和较高组之间的子女入学率差距也在增大。就政治资本而论，具有党员身份的父亲的子女的优势相较于非党员身份的父亲的子女的差距随时间变化并不大。

综上所述，从政策变迁的角度看，“撤点并校”后辍学率降低的主要原因是家庭主动投入家庭资本，假设4被证实。其次，从家庭背景的角度看，在整个“撤点并校”过程的前后，无论是“辍学模型”还是“升学模型”，家庭的文化资本都对教育获得机会具有重要作用，假设1得到证实。就经济资本而论，仅有父亲的社会经济地位在子女升入初中时不具有显著正向作用，笔者认为，这是由于初中仍属于义务教育阶段，并不需要家庭的经济资本的支持。而经济资本在“辍学模型”和高中“升学模型”之中都具有显著的作用，可见经济资本对于入学机会还是有一定影响的，假设2得到证实。而政治资本仅在升入初中过程中有显著正向效果，在“辍学模型”和高中阶段“升学模型”中都没有显著作用，假设3未被证实。从政策变迁与家庭背景的交互效应来看，在小学升初中阶段，父亲的文化资本在“撤点并校”后相对之前显著提高了子女的入学机会，而在初中升入高中阶段，虽然都不显著，但父亲的受教育年限对子女入学率的影响呈发散状，也反映了文化资本对子女入学的影响，因此，有一定理由认定假设5a的合理性。“撤点并校”后，家庭的经济资本在升入高中阶段较“撤点并校”前有更为显著的正向影响，但交互项并未显著，且在初中“升学模型”和“辍学模型”中都不显著，这在一定程度上可以认为，在“撤点并校”后的义务教育阶段，家庭经济资本并不是主要的影响，假设5b因此被接受。就政治资本而论，在“撤点并校”后的任何一个模型中，没有发现党员身份对入学的正向显著影响，交互项也并不显著，假设5c因此不被接受。¹³

13. 以上结论笔者利用CGSS2008的数据作了进一步检验，因篇幅所限，不对检验结果在此列出，如读者需要，可联系作者索取。

五、 结论与讨论

本文关注在中国农村地区20世纪90年代中后期开始的“撤点并校”过程中，家庭背景是如何影响子女就学机会的。通过政策梳理发现，在宏观层次上，这一政策的执行在不同省份具有较大差异。不少学者将这种政策执行的差异性同分税制改革后不同地方财政的支出偏向联系在一起(周飞舟，2006；付敏杰，2016)。有研究者通过田野调查发现，在微观层次上，农村家庭对教育投入存在一个“主动投入”的过程：由于农村家庭在“普九”之后逐渐提高的教育期望和传统文化对教育的强调(刘保中等，2014)，家庭依靠自身资本的投入弥补分税制改革后地方财政在教育层面上的投入减少的空缺，使得我们所观察到在宏观层面上“撤点并校”后一段时间内辍学率不升反降和教育机会同家庭背景更加紧密联系在一起的结果。

因此，当我们再从微观层面对政策环境和个体社会分层位置的关系进行审视时，就不难发现，尽管制度环境对个体具有较强烈的约束，但政策环境与个体仍然是不断互动的，个体在面对制度和政策环境改变个体生活机遇的时候，能动地选择利用自身的社会资源同政策和制度互动。因此，制度的执行并非“一刀切”地改变个体的生活机遇，它同时也受到前一段时期所执行的政策(“普九”)的持续影响，表现出一定的连续性。

本文意在表明，中国农村的文化资本的代际传递更多支持“文化资本再生产理论”而非“文化资本流动理论”。笔者认为，这是由于父代的文化资本在向子代传递时，拥有不同文化资本的父代的期望回报具有差异：拥有更高文化资本的家长往往期望回报更高，而拥有较低文化资本的家长由于并未从现代化的正规教育路径中获益，因而更为偏向“读书无用论”(刘成斌，2014)。中国农村家庭的经济资本对子女教育获得机会的影响同西方“最大化维持不平等理论”有一定的差异性，尤其是在小学和初中的阶段，在义务教育普及之后，家庭的经济资本，尤其是父亲的社会经济地位对子女的入学并不存在较大影响，因此，相对而言，在农村地区，对于不同的社会经济地位群体，在义务教育普及之后，其获得教育的机会有一个平等化的趋势。父辈的政治资本在20世纪90年代之后不再对中国农村学生的教育获得产生影响。

就政策与家庭背景的交互而言，文化资本显示出在两个阶段的差异性，可见，家庭的文化资本投入是家庭“主动投入”中最主要的方面。笔者认为，从理性选择的角度看，这一点同文化资本的实际回报在当下中国社会的增加有重要的联系。“人力资本模型”表明，收入的教育回报在20世纪90年代以来具有较大幅度的增长(Xie and Hannum, 1996；Wu and Xie, 2003；Hauser and Xie, 2005；Zhou，2014)。因此，相比于“撤点并校”前，政策调整后的家庭更愿意增大文化资本的投入，以使得子女拥有更多的受教育机会，最终获得更多的收益。之所以会出现父亲的文化资本作用增强而母亲文化资本作用减弱的现象，这恐怕同农村家庭养育方式、居住结构和家庭性别角色分工的变革有一定的关系。

由于在研究的样本选择和变量设计层面尚存在一定缺陷，因此，本研究也仅是抛砖引玉，试图引起学界对于“撤点并校”进一步的理解和思考。囿于笔者是对被访者的教育历程进行回溯式的追踪，笔者观察到的样本大多在“撤点并校”刚开始的年份，而并未追踪观察到某些学者观察到的辍学率升高的转折点(21世纪教育研究院，2013：42)，后者有待相关调查数据的进一步采集。其次，本文对教育获得不平等的讨论仅限于数量层面。尽管“撤点并校”是一个教育资源数量减少的过程，但由于其将教育资源整合进入城市，整合后的教育资源质量还存在一个升高的过程。¹⁴而质量上的不平等，例如“有效维持不平等假设”(Effective Maintained Inequality，EMI)(Lucas，2001)又是否成立，也需进一步讨论。再次，“撤点并校”将教育资源集中到城镇是否直接或间接对农村个体跨越城乡二元系统的结果(李丁，2014)产生了影响？它又是如何影响进入城镇就读子女接下来的生命历程的？这些都是需要追问的问题。最后，城乡教育的差距更是需要进一步讨论的问题。本研究仅仅将研究对象和关注点设定在乡村，但有研究表明，中国城乡教育不平等在当下出现了扩大的趋势(吴愈晓, 2012, 2013；胡安宁，2014；李春玲，2014；Tam and Jiang, 2015)，其中，“撤点并校”究竟是提高了教育质量从而扮演了缩小城乡教育差距的角色，还是由于过度撤并导致城乡基础教育阶段的教育差距进一步扩大？以上问题都有待进一步的研究。

14. 参见：中华人民共和国审计署2013年的《1185个县农村中小学布局调整情况专项审计调查结果》。

值得注意的是，教育部在2012年已经下发文件，坚决制止基础教育学校进一步撤并的行动(杨东平、王帅，2013)。这意味着，这一过程已成为历史。尽管如此，它对于农村个体的教育机会和家庭经济安排，以及农村社会的巨大改变已经并将继续影响中国社会。从这一意义上说，讨论这样一个成为历史层面的政策变动，在将来或许有助于更好理解20世纪末21世纪初的中国社会，特别是中国农村的分层形式。