Page 177 - 《社会》2016年第5期
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社会· ２０１６ · ５
机会，这种机会助力他们在后续的教育进阶中 继续胜 出，最终促成了
高等教育机会的不平等。然而，虽然这些学者意识到了重点中学对教
育分层的影响，但他们或者缺乏经验资料来支撑自己观点（梁晨、李中
清， ２０１２ ；应星、刘云杉， ２０１５ ），或者只关注到了高中阶段的教育分流
（梁晨、李中清， ２０１２ ；杨东平， ２００５ ），或者忽略了教育市场化对教育分
层的影响（王威海、顾海， ２０１２ ；吴愈晓， ２０１３犪 ， ２０１３犫 ），因而缺乏一种总
体性视角下的系统分析。
表 ５ ：重点中学与城乡教育机会不平等的二元 犔狅 犵 犻狋 回归模型
初中升高中 高中升大学
模型 １３ 模型 １４ 模型 １５ 模型 １６
历年招生数 －０．０２７ －０．０２６ －０．０１３ －０．０１２
（ ０．０８９ ） （ ０．０９１ ） （ ０．１０６ ） （ ０．１０６ ）
民族（汉族 ＝１ ） １．０１９ １．０１５ １．１７９ １．１７８
（ ０．３３２ ） （ ０．３３４ ） （ ０．５８０ ） （ ０．５８１ ）
性别（男性 ＝１ ） ０．１９６ ０．１９１ ０．１７０ ０．１７３
（ ０．４３５ ） （ ０．４３４ ） （ ０．３３７ ） （ ０．３３８ ）
父亲职业地位 －０．０１１ －０．０１１ －０．００７ －０．００７
（ ０．０１３ ） （ ０．０１３ ） （ ０．００９ ） （ ０．００９ ）
父亲受教育程度 ０．２６４ ０．２６５ ０．１０１ ０．１０１
（ ０．０５８ ） （ ０．０５９ ） （ ０．０４６ ） （ ０．０４６ ）
入学前户籍（城镇 ＝１ ） １．３４５ １．１５１ ０．９０１ ０．９６８
（ ０．５４５ ） （ ０．６４０ ） （ ０．３９８ ） （ ０．６３２ ）
市场转型（经历 ＝１ ） －０．１８１ －０．３１８ ０．３５１ ０．４００
（ ０．４９５ ） （ ０．７５４ ） （ ０．４３３ ） （ ０．５５６ ）
入学前户籍 × 市场转型 ０．３３５ －０．０８４
（ １．１６７ ） （ ０．６７９ ）
常数项 －１．８３８ －１．８０１ －１．６８９ －１．７３０
（ ０．８０７ ） （ ０．８１１ ） （ ０．７４２ ） （ ０．７０３ ）
样本量 ２５０ ２９９
狆 狊犲狌犱狅犚 ２ ０．２３６ ０．２３７ ０．０９０ ０．０９０
注：表中数据已加权，并在初级抽样单位（县／区）上对标准误进行了调整； 狆
＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ ， 狆 ＜ ０．００１ ；此处样本量虽只有 ２５０ 和 ２９９ ，但模型使用变
量只有 ８ 个，样本与变量比重至少达到 ３２∶１ ，可以满足分析要求。
本文认为，重点中学制度本身是计划经济时代的产物，表征的是再
分配体制对教育领域的支配，而 １９９２ 年开启的市场转型，则表征了市
场制度对再分配体制支配地位的动摇。它是要抛开重点中学制度，建
立一种新的优质教育资源获取渠道———“课外补习班市场”。在这里，
获取教育资源所遵循的准则是“市场至上”而非 “绩能主义”，只要你担
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