第3节 义务教育中的社会不平等机制

3.1 数据处理说明

利用第四、五两次全国人口普查数据，可以较为全面而综合地考察1978年以来我国义务教育领域的机会不平等状况及其影响机制的变化。但要针对城乡、区域、性别、父代社会经济地位、家庭资源、家庭结构模式等因素的影响进行两个时点上的详细考察和比较，还需要对普查数据进行一定的处理。

目前学界较为普遍使用的第四、五次全国人口普查的原始资料，均为原始普查数据的抽样数据，其中，针对第四次全国人口普查的分析较多采用的是1%抽样数据，针对第五次全国人口普查较多采用的是0.95‰抽样数据。为使这两个数据相互匹配，从而更为直观地比较两个时点上义务教育不平等状况的变化，同时也为了减少计算工作量，本研究首先针对1990年第四次全国人口普查1%抽样数据进行了再抽样处理。抽样方式是，针对1%抽样数据中的“户”再次按照9.5%的比例进行简单随机抽样，由此得到第四次全国人口普查的0.95‰抽样数据，从而在样本规模上与第五次全国人口普查0.95‰抽样数据相匹配。本章中出现的所有数据分析，即基于这两次人口普查的0.95‰抽样数据进行。

这里需要说明的一点是，第四次全国人口普查1%抽样数据中有一定的重复样本。本研究按照户代码（户的序列号），户中成员的序列号，户中成员的出生年、出生月、性别、教育程度等21个变量进行完整排序，找出了在所有变量值上均完全相同的重复样本记录360843个（约占“四普”1%抽样数据11835947个样本的3.05%）。对“四普”抽样数据再次抽样之前，上述重复样本被删除。

由于人口普查数据都是以个体样本形式存储的，为了能够考察家庭因素、代际关系对少年儿童义务教育机会的影响，必须为个体样本中的少年儿童找到可以匹配的父—子代际关系变量。这是本研究过程中一项颇为棘手、复杂而艰巨的数据处理工作。为获得以少年儿童个体为样本单位、同时包含少年儿童父母及其他家庭背景变量的分析数据，实际处理工作分三步进行。

第一步，根据两次人口普查抽样数据中个体样本与户主的关系，将个体样本转化为包含所有家庭成员的、以户为单位的样本。

第二步，在以户为单位的样本中，主要根据家庭成员与户主的关系、同时也结合家庭成员的年龄、性别、婚姻状况以及妇女的生育史等人口特征变量，为8～18岁少年儿童推断其父母。这是整个数据处理中最为关键的“亲—子”匹配过程。

第三步，将匹配好“亲—子”关系的住户样本，再次转化为以少年儿童个体为分析单位的样本数据。

经过上述转化后的8～18岁少年儿童样本数据与原始数据保持了可能的一致性，其比对结果如表3—1至表3—4所示。

表3—1 1990年数据转化前8~18岁少年儿童与户主关系（0.95‰“四普”数据）

表3—2 1990年数据转化后8~18岁少年儿童与户主关系（0.95‰“四普”数据）

表3—3 2000年数据转化前8~18岁少年儿童与户主关系（0.95‰“五普”数据）

表3—4 2000年数据转化后8~18岁少年儿童与户主关系（0.95‰“五普”数据）

需要说明的是，在两次全国人口普查数据中，亲子匹配过程并不能为全部少年儿童找到可以匹配的父母。如在集体户中居住的少年儿童，其父母是无法确定的。因此，所有的匹配工作都只能在家庭户中进行。

在具体匹配过程中，我们定义了如下几种家庭样本类型。

（1）双亲家庭：少年儿童的父亲、母亲均在住户中的家庭。

（2）单亲家庭：少年儿童的父亲、母亲只有一方在住户中的家庭。

（3）随祖居：在住户中未找到少年儿童的父母，但住户中有儿童祖父母的家庭。

（4）随成年兄姐居：少年儿童不与父母或祖父母居住，但住户中有成年兄姐的家庭。

（5）随其他成人居：住户中没有少年儿童的父母、祖父母与兄弟姐妹，但有其他成人的家庭。

（6）无成人户：住户中没有成年人。

（7）集体户样本：少年儿童居住在集体户中。

（8）不确定样本：当少年儿童不是户主子女，而住户中又有多对合适进行亲子匹配的父母时，少年儿童父母则不容易确定，这类样本被标识为“不确定样本”。

经过亲子匹配后获得的少年儿童个体分析样本的家庭情况如表3—5所示。

表3—5 儿童父母甄别分析表

在1990年数据中，甄别出来与父母双亲共同居住生活的少年儿童占样本的比例为84.95%，与父母一方生活的单亲家庭比例占11.71%，两者合计达到96.66%。在2000年数据中，与父母共同生活的儿童比例为80.9%，与单亲生活的比例为9.4%，两者合计为90.3%。从两次调查数据看，8～18岁少年儿童与父母生活在一起的比例，2000年低于1990年，其中双亲家庭比例下降了4.05个百分点。而集体户少年儿童以及随祖居的少年儿童比例相应有所增加。这在一定程度上反映出世纪之交高等教育扩张，使17、18岁人口居于集体户中的比例增加，同时“随祖居”少年儿童比例的上升，反映了成年人外出经商、务工而子女留在家里由老人照看的情况增多。

3.2 两次人口普查抽样数据中的失辍学情况

3.2.1 义务教育阶段的失学、辍学界定

根据第三、四次全国人口普查长表中教育程度与学业完成情况两个变量，笔者划分了四种义务教育阶段的失学、辍学种类，如表3—6a与表3—6b中的1～4所示。

表3—6a 1990年“四普”数据中8～18周岁人口中的失辍学的操作化定义

表3—6b 2000年“五普”数据中8～18周岁人口失辍学的操作化定义

结合教育程度与受教育状态两个变量，上表给出了五种类型的受教育状态：

第一，未上过学者，包括从未上过学、不识字或识字很少的人口；

第二，小学辍学者，包括小学肄业、辍学者；

第三，仅仅小学毕业者；

第四，初中辍学者，指初中肄业或辍学者；

第五，义务教育在校生及义务教育完成者。

研究中，笔者将1～4类情况定义为义务教育阶段的失学或辍学人口，他们是义务教育的未完成者或义务教育的受挫者与失败者。笔者在下文中将主要以“义务教育受挫者”、“义务教育受挫率”来反向定义8～18岁少年儿童的义务教育机会。

3.2.2 样本基本情况描述

根据上述关于义务教育状况的定义，我们可以对两次全国人口普查的抽样数据中的义务教育受挫率进行测算和比较（见表3—7）。

表3—7 8～18周岁人口中的义务教育完成状况：基于两次普查抽样数据的测量

从两次普查抽样数据可以看出，1990年各年龄群体中的义务教育受挫率明显高于2000年（见图3—1）。在不同的年龄群体中，义务教育受挫率也同样具有较大差异。就8岁儿童而言，义务教育受挫率略高于9～11岁年龄群体，这表明在义务教育的起点上，《义务教育法》中关于6岁开始接受义务教育的年龄规定，较难得到执行。9～11岁儿童的义务教育受挫率较低，而从12岁开始，义务教育中的失辍学人口明显增加，受挫率不断攀升。但两个时点上的趋势性差异也较大。在1990年时点上，义务教育受挫率从15岁年龄群的32.2%上升到18岁年龄群的45.7%，而在2000年时点上，15岁及以上年龄群体中的义务教育受挫率则开始维持在15%左右（在13.5%～15%之间）。

图3—1 两次全国人口普查抽样数据中的义务教育受挫率比较

两个时点上的这些差异与《义务教育法》的制定和推行有着直接的关系。自1986年我国制定《义务教育法》，特别是1993年制定更为细致的有关《义务教育法》的执行条例后，各地义务教育状况开始有了明显好转。比如在2000年18岁的年龄人口，出生于1982年，到他们开始上小学的时候，正是《义务教育法》刚开始推行的时期，因此，接受义务教育人口比例开始呈现较为稳定的趋势，失辍学人口控制在一定的幅度范围内。这显然与《义务教育法》的执行有着直接的关联。在1990年时点上，更多地受惠于《义务教育法》的年龄群体是7～11岁人口，从他们7岁开始接受学校教育起，《义务教育法》的实行开始为他们接受学校教育提供法律保证，但11岁以上年龄群体只是部分地受惠于《义务教育法》，很多人在《义务教育法》推行前就离开了学校教育，因此，呈现了较高的义务教育受挫率，特别是在15岁以上年龄群体中。

3.3 义务教育不平等的变化

在第二章中，我们集中讨论了1990年、2000年两个时点上义务教育受挫率的性别差异、城乡差异、省际差异与区域差异，在本章中，我们将更为细致地讨论家庭背景对儿童义务教育受挫的影响以及这些影响在两个时点上的变化。这将主要包括对父亲教育、职业、家庭类型、兄弟姐妹数量等因素的分析。

这里将首先提供这几个因素影响作用的描述性统计分析。根据生命历程理论，不同年龄群体接受义务教育时的受挫机会、受挫形式是很不相同的。表3—8显示，在7～9岁时的义务教育受挫形式以“推迟入学”为主，而从10岁开始中途退学、辍学则成为更为主要的受挫形式。但相对而言，接受完成小学阶段的义务教育后而中止后续阶段的义务教育者，在全部义务教育受挫个案中是更为普遍的。表3—8显示，“仅小学毕业”者占全部4种形式的义务教育受挫者的比重，1990年为45.3%，2000年为58.3%。

读完小学而中止义务教育，又在年龄较大的少年儿童中更为集中。通常的情况是，少年儿童未能在小学毕业后继续升学，随着年龄的增大，重新回到学校的可能性就越来越小，特别是在一些农村地区，中止义务教育后的少年儿童会因为农业生产劳动的需要而更不容易回到教室。另一种情况是，一些儿童未能按照法定6周岁的年龄开始接受义务教育，有的推迟到8周岁以后，这样当他们读完6年小学时，年龄已经超过接受初中教育的正常年龄，感觉年龄的压力而被迫中止义务教育的可能性增大。第三个更为直接的原因是，年龄的概念事实上还对应着国家教育发展，特别是义务教育发展程度的差异。1986年我国正式颁布《义务教育法》，而《义务教育法实施细则》直到1993年才予以批准执行，因此，不同年龄群体的孩子受义务教育法推行的影响是很不相同的。

因此，鉴于上述年龄与义务教育受挫之间的关系，我们在本章的描述统计分析部分，将重点考察家庭背景因素对不同年龄群体义务教育受挫的影响，因而分年龄的分析将成为图表描述的重要形式。

表3—8 8～18周岁各年龄群体中义务教育完成状况的样本比例（%）

3.3.1 父亲教育程度对少年儿童辍学的影响

实证描述过程中，父亲教育程度被划分为5类：（1）文盲或半文盲；（2）小学文化程度；（3）初中文化程度；（4）高中文化程度；（5）大学文化程度。表3—9及图3—2、图3—3分别列出了两个调查时点中父亲教育程度与各年龄群体的义务教育受挫率的比较。

表3—9 父亲教育程度与各年龄群体的义务教育受挫率（%）

图3—2 父亲教育程度与义务教育受挫率（1990年）

图3—3 父亲教育程度与义务教育受挫率（2000年）

从表3—9可以看出，父亲教育程度与子女义务教育受挫率呈现十分明显的反向关系：父亲教育程度越高，子女义务教育受挫的可能性就越低，反之亦然。父亲为“文盲或半文盲”文化程度者，其子女的义务教育受挫率1990年高达48.02%，2000年仍高达31.57%；父亲文化程度为小学者，其子女义务教育受挫率1990年为26.77%，到2000年降低到12.76%。可见父亲是否接受过学校教育，对子女接受义务教育的影响非常大。父亲受过初中教育时，2000年时点上子女义务教育受挫率则已经很低了，只有4.35%，这一比例相对于1990年的相应组要低9.02个百分点（＝13.37-4.35）。高中及以上文化程度者，其子女义务教育受挫率在1990年和2000年都很低，如1990年高中文化程度者的子女义务教育受挫率只有7.32%，2000年时已不到3%。

从图3—2、图3—3来看，两个普查时点中，父亲的不同教育程度背景对子女义务教育受挫的影响形式是较为一致的，教育程度差异对子女义务教育受挫的影响，在13岁以上的年龄群体中更大些。1990年，10～13岁年龄群体中，父亲的文化程度为初中、高中或大学，对义务教育的受挫率的影响是基本一致的，而在10岁以下及13岁以上的年龄群体中，父亲教育程度的差异对这一过程的影响有较为明显的区别。

3.3.2 父亲职业阶层对儿童辍学的影响

根据第四次全国人口普查使用的《职业分类和代码（GB/T 6565-1986）》和第五次全国人口普查使用的《职业分类和代码（GB/T 6565—1999）》，本分析将两个调查时点的职业划分为6个基本的职业大类：（1）单位负责人；（2）专业技术人员；（3）办事人员和有关人员；（4）商业服务业人员；（5）农林牧副渔劳动者；（6）产业工人。

表3—10、图3—4与图3—5分别描述了两个普查时点上父亲的不同职业阶层对子代义务教育受挫率的影响。

表3—10 父亲职业阶层与各年龄群体的义务教育受挫率（%）

图3—4 父亲职业与义务教育受挫率（1990年）

图3—5 父亲职业与义务教育受挫率（2000年）

如上面图表所示，父亲职业对子女接受义务教育状况有一定影响，无论在1990年还是2000年，农林牧副渔劳动者的子女义务教育受挫率都远高于父亲为单位负责人、专业技术人员、办事人员和有关人员、商业服务业人员和产业工人这5类职业的子女，但这5类阶层的差别在不同年代呈现出不同排列，并不完全是父亲职业地位越高，子女义务教育受挫率就越低。

在图3—4和图3—5中，代表农林牧副渔劳动者阶层的曲线与其他5类阶层的曲线都未有重合点，但到2000年时差距在变小，各阶层的同龄孩子大多数能接受义务教育，在校念书。图中处于12周岁以后年龄段的少年儿童里，农林牧副渔劳动者阶层子女与其他阶层子女的分化急剧加大，前者有更多的孩子没有完成义务教育。1990年的数据显示，农林牧副渔劳动者有将近60%的年满18岁子女在之前义务教育年龄阶段未完成义务教育，而办事人员和有关人员、单位负责人这两类职业阶层的18周岁孩子只有不到10%未完成义务教育。随着10年间义务教育的普及，2000年时农林牧副渔劳动者子女的义务教育受挫率已大大降低，在当年满18周岁的人群中，农林牧副渔劳动者的子女未完成义务教育的不足25%。

代表单位负责人、专业技术人员、办事人员和有关人员、商业服务业人员以及产业工人的5条曲线，在子女为8周岁到15周岁之间多有重合，尤其在2000年数据中，这5条曲线几乎辨别不清。如果以儿童6周岁入学计算，在15周岁时正好初中毕业，结束了义务教育阶段的学习。就义务教育阶段而言，这几个阶层差异很小。年满15周岁的孩子在阶层之间还是存在差别，这也许是因为在这批孩子接受义务教育的年代里，义务教育普及程度尚不高，导致阶层差别明显。

1990年的数据显示，文化程度相对较高的专业技术人员的子女义务教育受挫率却较高，15周岁至18周岁这个年龄段尤为明显。笔者认为，1990年时处于15周岁至18周岁的人群，开始接受义务教育的时间为“文革”后期或80年代初，知识分子在“文革”中地位较低，所以其子女也未能受到较好的教育。到2000年时，次序发生变化，产业工人的子女义务教育受挫率上升至第二位，专业技术人员子女教育受挫率开始下降，商业服务业人员、单位负责人、办事人员和有关人员阶层位置大致保持不变，基本形成了父亲社会职业地位越高、子女教育受挫率将越低的局面。

3.3.3 家庭结构对少年儿童义务教育受挫率的影响

本章第2节的开头划分了8类家庭结构类型，笔者将第3、4、5、6类家庭结构合并成“父母不在住户中”，将第7、8类家庭结构合并成“集体户或其他”，形成最终的4种家庭结构：双亲家庭、单亲家庭、父母不在住户中和集体户或其他。

表3—11、图3—6和图3—7显示，双亲家庭的子女义务教育受挫率一直保持了较低的水平，单亲家庭的义务教育受挫率总是很高，在2000年时成为受挫率最高的家庭类型，达到9.11%。这充分说明良好的家庭环境非常有利于孩子教育的连续性。从1990年的数据可以看到，“集体户或其他”类型的子女义务教育受挫率在各个年龄段几乎都是最低的，到了2000年，在8周岁至13周岁年龄段，集体户的受挫率有4年都是最高的，然而到13周岁以后，曲线几乎一路向下，较高年龄段（13周岁~18周岁）拥有了一个较低的受挫率。这是因为较高年龄段人群开始接受义务教育时间为80年代末90年代初，低受挫率与1990年的数据保持了一致。“父母不在住户中”这种类型的家庭结构的子女义务教育受挫率在不同年代变化最大，从1990年的32.65%下降到2000年的6.43%。数据显示，即使失去父母双亲的照顾，少年儿童的义务教育似乎也并未受到太大影响，这得益于国家义务教育的普及，为孩子创造了良好的教育环境。另外这类家庭情况复杂、类型较多，在这不做详细分析。

表3—11 家庭结构与各年龄群体的义务教育受挫率（%）

图3—6 家庭结构与义务教育受挫率（1990年）

图3—7 家庭结构与义务教育受挫率（2000年）

3.3.4家庭资源分享对少年儿童义务教育受挫率的影响

表3—12和图3—8明显揭示出，在不同年代，随着兄弟姐妹数量增多，义务教育受挫率基本呈升高趋势。1990年的数据中，只有一个兄弟姐妹的人群义务教育受挫率为15.26%，兄弟姐妹增加到8个时，受挫率也提高至47.73%。2000年的数据显示，只有一个兄弟姐妹的人群义务教育受挫率为4.15%，兄弟姐妹增加到9个时，受挫率也提高至29.33%。这符合有些学者提出的多子女家庭的教育资源“稀释”理论。

1990年的义务教育受挫率在兄弟姐妹数量为9个时，出现较大转折，比兄弟姐妹为8个时的受挫率反而下降了12.99个百分点。由于兄弟姐妹数为9个的样本数在总样本中只占0.1%，为极少数情况，因此它并不能改变兄弟姐妹数量与义务教育受挫率的关系。

表3—12 兄弟姐妹数量与义务教育受挫率（%）

图3—8 兄弟姐妹数量与义务教育受挫率（1990年和2000年）