一、引言
城乡发展不平衡是中国经济社会发展的重要特征事实，教育水平落差更是其中的突出表现。在教育事业发展过程中，如何平衡城乡教育差距是关系到社会和谐发展的重大问题。改革开放以来，中国 规模持续扩张，现已建成世界上最大规模的 体系。但就教育公平而言， 扩张是否能够缩小城乡教育差距、促进城乡教育公平？探究这一问题对中国 的高质量发展具有重要意义。
在许多西方国家，教育扩张很大程度上是由需求驱动的，更多缘于个体想要赶上现代化的进程、得到更好的工作职位。但教育扩张也可能是由供给侧推动的，例如国家政策主导下的扩张行为（Wuetal.，2020）。中国的教育扩张正是中央决策、地方推动的过程，扩张的规模和速度也是前所未有的。但是，相比于基础教育扩张更强调普惠性和政府的筹资责任，中国 扩张则是以更为“市场化”的方式进行的（罗楚亮和刘晓霞，2018）。
对于教育扩张能否促进教育公平，已有研究对基础教育扩张的评价多为正面观点（陈斌开等，2021；彭骏和赵西亮，2022），而对 扩张的评价，无论在城乡教育机会获得、教育代际流动性，还是在教育年限增长上，已有研究大都得出了城镇居民获益更多的结论（屈廖健等，2021；罗楚亮和刘晓霞，2018；Guoetal.，2019；初帅和孟凡强2017）。
然而，当前相关研究尚有以下几点不足：
其一，少有研究将 扩张与城乡教育差距缩小联系起来。
其二，现有研究多将 扩张作为虚拟变量进行处理，“非此即彼”的度量方式过于绝对，难以准确度量 具体的扩张强度对城乡教育差距的影响，也会导致根据研究结论所得出的政策建议缺乏针对性。
其三，有关 扩张对城乡各方面影响的文献普遍对样本的“选择性迁移”缺乏足够的重视，从而可能影响到实证结果的准确性。
有鉴于此，本文借助中国家庭收入调查（Chinesehouseholdincomeproject，简称CHIP）数据，通过构建个体户口性质与 扩张强度交互效应模型，拟从城乡教育差距角度分析 扩张的影响，并充分考虑中国城乡二元结构的特殊性，把“农转非”样本按识别策略分类后将一部分“农转非”样本重新纳入农村群体，以缓解“选择性迁移”可能导致的估计偏误。
二、理论分析与研究假说
（一）个体教育选择与家庭投资意愿
个体进行下一阶段求学的决策是基于“成本－收益”角度考量的，而家庭是否为子女继续接受教育进行投资的决策会受到教育成本、预期收益与升学风险等因素的共同影响。中国的城乡二元结构有其特殊性，户口因素在很大程度上影响着个体的受教育水平与收入水平。尽管对受教育水平的提升都有着同样的渴望，但农村家庭受限于家庭经济能力，普遍难以承担教育投资转化为沉没成本的升学失败风险。
然而，在中国 扩张的背景下，经济社会的发展和教育规模的扩张带来了教育成本和升学风险的相对降低。同时，中国城乡居民又对 持有极大的热情，普遍选择子女教育作为最重要的储蓄目的之一。因此， 扩张相对满足了家庭教育投资需求，也能够促进家庭教育投资意愿。随着 扩张，对于那些急需通过教育改变家庭生存困境和自身命运的农村弱势群体来说，会比之前更愿意为子女接受教育提供资源支持，而农村群体激增的教育投资意愿势必会对城乡教育差距产生影响。
基于以上分析，本文提出研究假说H1： 扩张能够缩小城乡教育差距。
（二）教育扩张规模效应
教育扩张规模效应表现为不同群体受教育机会的直接增加，而农村群体则会受到更为明显的影响。一方面， 扩张产生影响的阶段并非只有 阶段。 在扩张的同时，也间接拉动了 教育的扩张，对于农村家庭而言，升学接受 教育的回报不仅在于获得 学历所带来的未来收入的提高，更在于通过读 获得上大学的机会。因此，尽管农村居民受 的机会在数量和质量的获得上或许难以占据优势，但在中小学教育阶段， 教育参与率的提高意味着初中及以下学历人口的减少，这对城乡教育差距的缩小会起到促进作用。
另一方面，教育规模的扩张降低了农村居民参与 的门槛，提高了农村居民接受 的比例，对农村居民整体受教育水平的提升起到了促进作用。农村居民骤然增长的受教育机会，会改变该群体之前教育资源相对匮乏的局面，在城镇居民受教育程度已经达到一定水平的情况下，骤增的教育配额会更多地覆盖农村，而受教育水平有待提高的农村居民在高校扩招后的教育边际收益应是递增的。
基于以上分析，本文提出研究假说：
H2a： 扩张能够通过提高农村居民 教育参与率的方式缩小城乡教育差距。
H2b： 扩张能够通过提高农村居民 参与率的方式缩小城乡教育差距。
三、数据、变量说明与识别策略
（一）数据来源
本文借助中国家庭收入调查（CHIP）2013年和2018年两期混合截面数据进行实证分析。CHIP包含“农转非”的调查，通过识别“农转非”的样本可以缓解个体“选择性迁移”的影响，进一步满足研究城乡教育的需要。经过数据清洗后，获得样本22135个，其中“农转非”样本2586个，按识别策略重新纳入农村群体的“农转非”样本2397个。
（二）变量选取
1.被解释变量。本文将城乡居民个体受教育年限差距作为衡量城乡教育差距的代理变量，以个体受教育年限为被解释变量，并根据个体最终受教育程度对其依次赋值。
2.核心解释变量。本文通过构建个体户口性质与 扩张强度的交互项（户口性质× 扩张强度）作为核心解释变量，实证检验 扩张对城乡教育差距的影响。其中， 扩张强度采用个体高考当年的招生人数与基期年（1977年）高考招生人数之比来衡量。
3.控制变量。为了进一步避免估计偏误，模型中纳入样本个体与家庭层面的控制变量。个体层面的控制变量包括：性别、民族、兄弟姐妹数、健康状况与婚姻状况等特征变量。家庭层面的控制变量包括：父亲受教育年限、母亲受教育年限、父亲职业、母亲职业、父亲年龄、母亲年龄、父亲政治面貌、母亲政治面貌与家庭人均财富。
（三）模型设定与识别策略
本文通过构建户口性质与 扩张强度的交互效应模型实证检验 扩张对城乡教育差距的影响。由于个体参加高考的年份不同，故所受 扩张的影响强度也不同。因此，在控制其他影响因素的情况下，可通过观察交互项系数的变动来识别 扩张对城乡教育差距的影响。
四、实证结果与分析
（一）基准回归
结果显示， 扩张具有缩小城乡教育差距的作用，假说H1得证。户口性质变量的系数为负，随着控制变量的加入，其系数大小有所变动，意味着城乡教育差距可被一些个体和家庭特征因素所解释。但因户口性质不同，在本文所使用的数据中，即使个体和家庭特征相似，城乡居民的受教育年限也会相差约2.285年。
（二）稳健性检验
1.平行趋势与安慰剂检验。根据研究样本的个体出生队列将1975年作为基准组，绘制户口性质与 扩张强度交互项系数随时间变化的趋势图，并使用随机置换实验的方式，重新为个体随机分配某一年的 扩张强度来进行安慰剂检验。
2.内生性处理。将个体受高校扩招政策影响的年数作为核心解释变量 扩张强度的工具变量，并将回归结果与基准回归相比较。
3.基于倾向得分匹配的稳健性检验。分别使用匹配成功样本、满足共同支撑假设样本进行回归，以及使用加权回归和频数加权回归方法进行估计，并将回归结果与基准回归相比较。
4.替换样本与被解释变量。第一，将被解释变量替换为“个体受教育水平”（通过调查得到的个体受教育年数加以衡量）对样本进行回归，以排除样本存在肄业或辍学的情况。第二，将受教育年限小于9年的样本一律赋值为9年，排除基准回归结果受《中华人民共和国义务教育法》实施影响的可能。第三，将样本中的农村群体替换为农村外出务工群体以检验样本代表性问题。
以上检验结果均表明，基准回归结果是非常稳健的。
五、进一步分析
（一）分受教育程度的异质性分析
扩张所影响的并非只有 阶段，本文根据个体最终受教育程度构建初中及以下、 、大专及以上3个虚拟变量，并分别作为被解释变量进行回归。结果显示，相较于城镇居民， 扩张显著降低了农村居民最高学历为初中及以下的概率，并显著提高了农村居民最高学历为 的概率，但 扩张对大专及以上阶段城乡间教育差距的影响并不显著。
因此，假说H2a得证，但假说H2b并不成立。这表明， 扩张对城乡教育差距的缩小存在“托底”和“扩中”两种作用途径，即可以通过降低农村居民最高学历为初中及以下的概率和提升其最高学历为 的概率来缩小城乡教育差距。然而，在 资源的获得上城乡差距依然明显， 扩张并未显著改善农村居民在 获得方面的不利地位。
（二）分 资源与个体人口学特征的异质性分析
不同省份的 资源存在显著差异， 资源越丰富的省份，居民也更容易接受教育。同时，在个体教育选择与家庭投资意愿上，是否独生子女与性别因素也是关键性影响因素。有鉴于此，本文不仅对各省样本根据 资源分组，还将样本细分为独生子女与非独生子女，并进一步按性别分组回归。最后，通过使用“经验p值”表示组间系数差异的显著性。
实证结果显示，虽然不同省份的 资源存在差异，但 扩张对城乡间独生子女教育差距的缩小均表现出显著正向影响。然而，对于非独生子女， 扩张仅在 资源不丰富省份中对男性群体城乡教育差距的缩小具有显著正向影响。 扩张对城乡教育差距的影响存在异质性，这体现了区域教育获得上的“供需矛盾”与家庭教育投资的“资源稀释”和“男性偏好”。此外，经验p值的检验结果显示，只有在 资源不丰富省份的非独生子女群体中，男性与女性组间交互项系数才存在显著性差异。进一步说明，在 资源不丰富省份中，非独生子女群体在教育获得上受到明显的“男性偏好”的影响。
六、结论与启示
（一）主要结论
研究发现：第一， 扩张能够缩小城乡教育差距，并且该结论在经过各种稳健性检验后依然成立。
第二， 扩张对城乡教育差距的缩小作用，主要是通过“托底”和“扩中”的作用途径来实现的，即可以通过降低农村居民最高学历为初中及以下的概率和提升其最高学历为 的概率来缩小城乡教育差距，但“寒门难出贵子”现象仍然严峻，农村居民在 中的不利地位还有待改善。
第三，异质性分析显示， 扩张缩小了独生子女群体的城乡教育差距，而对于非独生子女， 扩张仅在 资源不丰富省份中对男性群体城乡教育差距的缩小具有显著影响，这体现家庭教育投资的“资源稀释”与“男性偏好”的特点。
（二）政策启示
本文的研究结论可得到以下政策启示：
第一，加大对农村地区义务教育和 教育的支持，为农村地区的人力资本积累提供保障，能够避免教育不公平的累积效应。
第二，优化 资源的区域均衡配置，有助于增加农村家庭接受优质 的机会，特别需要加大对中西部地区人口较多而教育资源相对匮乏省份的 投资和帮扶力度，充分发挥农村地区丰富的人口资源优势。
第三，降低农村家庭在接受教育方面的经济压力，让家庭资本不足的群体能够通过公共投入的增加弥补家庭资源欠缺的劣势，是缩小城乡教育差距、促进性别平等的有效途径。
