1、教育发展研究2022.24一、问题提出国内外大量研究显示，学前教育不仅有助于阻断贫困代际传递的链条，而且有助于提高人力资本质量。1儿童入园机会和早期教育质量的差异会影响他们日后的学业成就、职业发展和健康水平。2国务院关于当前发展学前教育的若干意见 和 中共中央 国务院关于学前教育深化改革规范发展的若干意见（简称2018年 若干意见）提出学前教育“关系亿万儿童的健康成长，关系千家万户的切身利益”3“关系社会和谐稳定，关系党和国家事业未来”。4为满足人民群众幼有所育的美好期盼，2010年以来，我国学前教育资源总量迅速增加。2021年全国幼儿园数达 29.5 万所，比 2011 年增加 12.8 万
2、所，增长了76.8%；5普惠性幼儿园覆盖率由2016年的67.30%提高到2021年的87.78%；6学前教育毛入园率由2010年的56.60%提高到2021年的88.10%。7学前教育扩张能否实现学前教育公平？国内外相关研究主要围绕家庭收入分层展开，考察哪些家庭的孩子能够获得入园机会，分析幼儿园教育质量和家长支出的差异。8拉夫特里和豪特（Raftery andHout）和卢卡斯（Lucas）解释教育扩张和教育分层关系的理论得到学界广泛关注，他们先后提出最大限度 维 持 不 平 等 理 论（MaximallyMaintainedInequality，简 称 MMI）和 有 效 维 持 不 平
3、等 理 论（Effectively Maintained Inequality，简称EMI），前者用于解释教育机会或投资机会的分层，后者用于解释教育质量和教育类型或教育投资规模和投资结构的分层。9在研究高等教育阶段教育扩张与教育机会均等关系时，学者们基本取得与MMI和EMI理论一致的结论。101112学前教育阶段，检验MMI和EMI理论的研究比较少。就学前教育扩张能否有效推进共同富裕视角下学前教育扩张与学前教育公平基于CFPS2012-2018年数据的实证分析刘磊高晓娜摘要：共同富裕的关键是共享，促进共同富裕要求学前教育坚持公益性，把学前教育公平作为促进社会公平的立足点。家长职业权力与幼儿入园
4、机会的关联度是衡量学前教育扩张对学前教育公平推进程度的重要切入点。本文运用CFPS2012-2018年的混合截面数据，把家长职业权力作为核心自变量，纵向分析我国学前教育扩张对儿童教育获得均等化影响的变化过程。研究发现，学前教育扩张明显缩小了高职业权力家庭在入园机会和入公办园中的优势，有效推进了学前教育公平。同时，低职业权力家庭获得学前教育机会的经济代价及其质量应得到关注。农业户口样本中，高职业权力家庭在入园机会和入园质量方面仍有明显优势。在共同富裕的视角下，未来要充分实现学前教育公益性，就应进一步完善农村学前教育公共服务供给，切实推进普惠性学前教育体系内部各类幼儿园的公平建设。关键词：共同富裕
5、；学前教育扩张；学前教育公平；家长职业权力刘磊高晓娜/辽宁师范大学田家炳教育书院暨教育学院（大连116029）专题 学前教育发展-62DOI:10.14121/ki.1008-3855.2022.24.013学前教育公平问题，国内外学者的相关研究存在分歧。有研究发现，2010年以来我国学前教育扩张提高了儿童入园机会的平等性。13也有研究指出：“教育扩张一般会导致教育机会不平等程度的下降，但在教育获得（过程和结果）平等上可能达到的程度并不乐观。”14“鉴于家庭背景对教育获得的强有力影响，教育扩张对缩小儿童教育获得和家庭教育投资的阶层差异的有效性须谨慎对待。”15霍利婷等人使用CFPS2010-2
6、016 年数据实证分析发现：“与2010年相比，2016年家庭早期教育支出负担率的阶层不平等程度加深。”16丁小浩等人对CFPS2012数据的不同教育阶段做分样本回归发现“幼儿园和小学阶段，高职业权力的家庭有机会通过较少的教育投资得到物美价廉的教育服务。”172010 年以来，国家颁布的系列学前教育新政都重视对儿童早期发展进行去家庭化干预，旨在为更多儿童提供优质普惠公平的学前教育机会。“十四五”学前教育发展提升行动计划 强调：“把实现学前教育普及普惠安全优质发展作为提高普惠性公共服务水平、扎实推进共同富裕的重大任务”“践行以人民为中心发展思想，坚持学前教育公益普惠基本方向。”18共同富裕的关键
7、是共享，促进共同富裕要求学前教育坚持公益性，把学前教育公平作为促进社会公平的立足点。家长职业权力与幼儿入园机会的关联度是衡量学前教育扩张对学前教育平等化推进程度的重要切入点，可以提供涵括公共学前教育资源供给、家庭职业分层和儿童教育获得的全景视角。学前教育扩张背景下，有关职业权力与家庭学前教育公平性的纵向研究比较少。本文基于共同富裕的视角，纵向研究我国学前教育扩张对儿童教育获得均等化影响的变化过程，解析公共教育资源和市场教育资源的双重配置机制下，在普惠性学前教育资源配置中进行去家庭化干预的改革进路。具体研究目标是运用 CFPS2012-2018 年混合截面数据，把年份作为学前教育扩张进程的代理指
8、标，把家长职业权力作为核心自变量，分析职业权力对家庭入园机会和入园类型的影响，探索学前教育扩张给不同职业权力家庭入园机会和入园类型带来的变化，比较农业户口与非农户口之间家庭职业权力对入园机会和入园类型的作用差异。二、数据来源、变量设计和模型构建（一）数据来源本文使用的数据来自北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查（China FamilyPanel Studies，CFPS）。CFPS 项目于 2010 年正式开展基线调查，每隔两年进行一次追踪调查，样本覆盖25 个省/市/自治区。由于公布的 CFPS2010 年数据未提供幼儿园的类型，因此，本研究采用2012-2018年四期数据样
9、本，将四期样本合并为混合截面数据进行分析，这在加大样本数量的同时还有助于分析职业权力与入园机会和入园类型关系的时间序列变化。以少儿数据库中 3-6岁幼儿作为主要研究对象，与家庭数据库、成人数据库进行匹配。（二）变量设计本文选取的因变量是幼儿入园机会与入园类型。入园机会分为入园和未入园两类，划分依据是少儿问卷中幼儿年龄以及“孩子目前是否正在上学/幼儿园/托儿所？”的作答结果。入园类型分为公办园和民办园两类，划分依据是问卷中“幼儿园/学前班的类型”。自变量是家长职业权力与户口类型。有研究指出，职业权力比职业声望能更好测量出个体所拥有的社会资本，职业权力也是资源分配的重要决定因素。本文根据尉建文和赵
10、延东的研究划分职业权力，同时借鉴丁小浩、翁秋怡对职业权力指数6，73的划分标准，将国家行政管理阶层（党政机关领导干部、企事业单位领导等）和专业阶层（大学教师、工程技术人员、科学研究人员、中小学教师）划分为高职业权力，职业权力指数在20以上；将体力劳动者阶层（保姆/计时工、饭店/餐馆服务员、营销人员、产业工人、厨师/炊事员和司机）划分为低职业权力，权力指数在20以下。1920根据户口类型中的农业户口与非农户口，将家长划分为农民身份与非农身份。本文选取的控制变量有儿童性别、家庭人均收入、父母最高学历、父母健康状况。变量描述如表1所示。（三）模型和方法本研究采用二元Logistic回归方法，根据研究
11、假设将模型设定如下：共同富裕视角下学前教育扩张与学前教育公平基于CFPS2012-2018年数据的实证分析-63Logisticp入 园 机 会=logistic（p1-p）=0+1power+2residence+3con+Logisticp入 园 类 型=logistic（p1-p）=0+1power+2residence+3con+其中，0为常数项，power表示家长职业权力，residence表示家长户口，con表示控制变量，包括父母学历、家庭人均收入、父母健康状况、儿童性别等，为随机扰动项。三、实证分析本研究采用二元Logistic回归方法，根据显著性判断职业权力对家庭入园机会和入园
12、类型是否存在影响；职业权力对农业户口、非农户口家庭之间入园机会和入园类型的影响是否存在差异。根据优势比判断不同职业权力和不同户口类型对家庭入园机会和入园类型的影响差异。通过四期调查数据的优势比变化分析学前教育扩张对不同职业权力家庭入园机会和入园类型的影响趋势。（一）职业权力、户口对入园机会影响差异的逐步回归结果通过逐步回归的方法分析 CFPS 2012-2018年四期混合截面数据，结果详见表2。其中模型1为基准模型，模型2增加了儿童性别变量，模型3增加了家庭人均收入变量，模型4增加了父母学历变量，模型5增加了父母健康状况变量。表2家长职业权力、户口对入园机会的回归结果(1)(2)(3)(4)(
13、5)Model 1Model 2Model 3Model 4Model 5变量入园机会入园机会入园机会入园机会入园机会家长职业权力2.453*2.454*2.095*1.759*1.758*(0.282)(0.282)(0.245)(0.215)(0.215)户口2.090*2.089*1.879*1.595*1.593*(0.184)(0.184)(0.169)(0.149)(0.149)儿童性别1.0421.0331.0351.036(0.057)(0.057)(0.058)(0.058)家庭人均收入1.152*1.091*1.092*(0.037)(0.035)(0.035)父母学历1.
14、165*1.164*(0.038)(0.038)父母健康状况1.007(0.027)常数2.114*2.069*1.799*1.245*1.218(0.062)(0.085)(0.098)(0.126)(0.162)样本量6,7796,7796,5946,5096,508Pseudo R20.0260.0260.0300.0320.032注：1.表中报告的结果为优势比，下表同；2.括号中为稳健标准误，下表同；3.*代表p0.5，*代表p0.1，*代表p0.01，下表同。由模型1得知，在未添加控制变量时，家长职业权力和户口对儿童入园机会都有显著影响，并且职业权力比户口对入园机会的影响更大。通过优
15、势比可知，高职业权力家庭入园机会是低职业权力家庭的2.453倍，非农户口家庭入园机会是农业户口家庭的2.090倍。由模型2得知，性别对儿童入园机会没有显著影响，这一结果与王鹏程等人的结论一致，21随着家庭生育观念的变化，“男性偏好”的养育价值观出现松动。由模型3得知，家庭人均收入对儿童入园机会有显著影响，收入水平越高，入园机会越多，这与以往研究结论一致。22由模型4得知，父母学历对入园机会有显著影响，家庭的文化资本优势表1CFPS2012-2018年四期混合截面数据主要特征变量描述统计变量取值样本频数所占比率(%)入园机会入园未入园4699180972.2027.80入园类型公办园169641
16、.03民办园243858.97家长职业权力高职业权力76111.69低职业权力574788.31户口非农户口110917.04农业户口539982.96儿童性别男348153.49女302746.51家庭人均收入(万元)范围:0.078.52平均值:1.39标准差:1.346508100.00父母最高学历文盲/半文盲小学初中高中中专技校职高大专大学本科硕士41487028611309584420506.3613.3743.9620.118.976.450.77父母健康状况不健康一般比较健康很健康非常健康4281232286312657206.5818.9343.9919.4411.06共同富裕视角下学前教育扩张与学前教育公平基于CFPS2012-2018年数据的实证分析-64可转化为儿童的入园优势，父母学历越高，儿童入园机会越大，与以往研究结论一致。2324由模型 5得知，父母健康状况对入园机会无显著影响。（二）职业权力、户口对入园类型影响差异的逐步回归结果逐步回归分析 CFPS 2012-2018年四期混合截面数据，结果详见表3。其中模型1为基准模型，模型2增加了儿童性别变量，模型3
