我國政府教育供給、家庭背景與高中階段入學機會

我國政府教育供給、家庭背景與高中階段入學機會

一引言改革開放40多年來，我國堅持實施教育優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，人們實際享有的受教育機會在不斷擴大和改善。高等教育毛入學率從1.55%（1978年）提高到42.7%（2016年），高中階段毛入學率從26%（1992年）提高到87.5%（2016年）。但從已有研究看，在社會整體受教育機會增加的同時，不同階層的入學機會并沒有同步提高，受教育機會的階層差距呈擴大趨勢。有研究認為，高等教育擴招加劇了城鄉(xiāng)高等教育的不平等，城鄉(xiāng)入學機會的差距在不斷拉大（李春玲，2010；楊奇明、林堅，2014；孟凡強等，2017）；也有調查顯示，國內一流大學中農村籍學生比例更是呈下降趨勢（劉云杉等，2009）。實際上，在高中階段入學機會的差距也比較明顯，當前高等教育出現(xiàn)的階層分化主要是高中階段社會分層的延續(xù)和放大（楊東平，2006）。2015年全國1%人口調查顯示，城市15～19歲隊列中高中及以上學歷人口占比為83%，而農村同隊列人口中僅占53%。也有研究顯示，人均年收入10萬元以上家庭子女進入重點高中機會是人均年收入5000元以下家庭子女的2.6倍，專業(yè)技術人員子女高中入學機會比農民子女要高11%（岳昌君、周麗萍，2017；孫志軍，2011）。總之，在高中階段毛入學率和政府教育投入均不斷增加的同時，不同階層入學機會的差距卻在擴大，這對政府教育供給提出了新的挑戰(zhàn)，需要對政府教育供給與不同家庭入學機會的內在關系做出科學合理的解釋，才能提高政府教育供給的有效性，促進社會公平。當前，國內外學者關于不同階層入學機會差異的解釋，集中在兩個方面。其一是社會學者的分析，比如社會分層理論闡述了教育獲得與社會分層的關系，認為教育具有社會身份再生產(chǎn)的作用，有助于實現(xiàn)社會代際流動。社會學者普遍認為，教育對社會分層起到越來越大的作用，教育通過加深各階層之間文化和地位上的裂隙而對社會階層再生產(chǎn)產(chǎn)生影響；同時，當前農村、低收入家庭子女向上流動的通道日漸收窄，城市、高收入家庭調動越來越多的資源為其子女發(fā)展提供更好的條件，教育使城市、高收入家庭的社會地位更加穩(wěn)固（Bourdieu，1978）。也有學者利用實證數(shù)據(jù)分析了教育對社會分層的功能，以及教育在個人職業(yè)地位轉化中的重要作用（Blau&Duncan，1967）。改革開放以來，我國社會結構出現(xiàn)新的變化，新社會階層不斷涌現(xiàn)，而教育機會分配的階層分化程度逐步增強，家庭背景及制度因素對教育獲得的影響力在不斷上升（李春玲，2003）。近些年，社會競爭日益激烈，城市、高收入家庭的危機感與焦慮感增強；由于其掌握著較為豐富的社會資源，在社會關系、經(jīng)濟資本、文化資本等方面占據(jù)優(yōu)勢，所以無論教育政策如何制定，他們都能化解不利因素，在特定政策下獲取更多、更優(yōu)質的教育資源，進一步擴大了階層差距。其二，在社會學者對教育與社會分層關系的理論闡述基礎上，教育經(jīng)濟學者對不同家庭背景與教育獲得之間的關系進行了更多的實證研究。一部分學者使用中國微觀調查數(shù)據(jù)，為家庭背景與入學機會的關系提供了實證證據(jù)。比如吳曉剛（2009）使用1990年和2000年人口普查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農村孩子獲得初中教育機會相對增加，但是獲得高中教育升學機會的城鄉(xiāng)差距在擴大，即使控制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，父親社會經(jīng)濟地位對于高中升學率的影響仍呈擴大趨勢；葉曉陽和丁延慶（2015）利用2011年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會階層背景對子女教育分層的影響在中學階段比在大學更加明顯；岳昌君和周麗萍（2017）使用2014年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，父親受教育年限越長、家住城市、家庭收入越高，子女進入重點高中機會顯著越大，農村孩子進入重點高中比城市孩子更加依賴父親職業(yè)層級。另一部分學者研究了政府教育供給政策對入學機會的影響，因為政府教育供給政策不僅會影響不同家庭的教育獲得，更會影響家庭的教育選擇與投資行為。有學者研究了學生資助政策對入學機會的影響，認為借貸約束降低了貧困家庭的社會流動性，通過公共教育投資可以緩解其人力資本投資的不足；學生資助、學費減免等政策增加了貧困家庭學生的入學可能性，縮小不同收入家庭的入學機會差異（李文利、魏新，2003；孫志軍，2011；田志磊、黃春寒，2017；李力行、周廣肅，2015）。有學者關注了高等教育擴招政策，認為高校擴招傾向于讓高學歷家庭和城市家庭子女受益，貧困家庭子女高等教育入學機會并沒有提高（張建華、萬千，2018；戴思源，2018）。還有學者關注了公辦、民辦教育供給政策對入學機會的影響，認為當前公辦、民辦教育質量分化明顯，中高收入家庭通過高付費方式在民辦學校接受優(yōu)質教育，貧寒家庭只能接受免費、較低質量的公辦基礎教育，不同階層受教育機會的差距將越來越大（王蓉，2017；趙美娣，2015）。社會學者和教育經(jīng)濟學者都關注到了不同階層家庭獲得教育機會的差異。社會學者更多地關注社會分層與教育的關系，深入探討教育獲得與社會階層再生產(chǎn)的影響機制，而教育經(jīng)濟學者為社會學家闡述的上述機制提供了更多的實證證據(jù)，更加關注具體教育供給政策對不同階層入學機會的影響。但是已有研究并未充分闡述政府教育供給、家庭背景與高中階段入學機會三者間的關系，尤其是對政府教育供給策略的討論相對較少，研究內容聚焦在大學擴招、學生資助、民辦教育等方面，而對高中階段的討論比較少，本研究將對高中階段政府教育供給策略與不同階層入學機會的關系進行更加深入的分析。關于政府教育供給策略，本研究主要從兩個維度進行區(qū)分，一是政府教育供給質量，采用地區(qū)生均財政性教育經(jīng)費支出指標，比如用義務教育生均教育支出代表義務教育供給質量，因為義務教育供給質量會影響家庭的高中階段教育選擇（王善邁，1996）；二是政府教育供給數(shù)量，采用地區(qū)高中階段學位供給數(shù)量指標，該指標將直接影響區(qū)域內學生的高中階段入學機會。為關注不同政府教育供給策略對不同階層家庭入學機會的影響，下文結構如下：第二部分介紹研究設計，包括數(shù)據(jù)來源、變量設計、模型設定，并進行基本的描述性分析；第三部分呈現(xiàn)實證研究結果，分析政府對不同學段教育投入和高中階段學位供給對不同階層入學機會的影響；利用調查數(shù)據(jù)對研究結論進行解釋，重點分析不同家庭教育支出的差異；第四部分，總結。二數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計描述1.數(shù)據(jù)來源2017年，北京大學中國教育財政科學研究所與西南財經(jīng)大學中國家庭金融調查與研究中心合作開展中國教育財政家庭調查（CIEFR-HS），關注全國家庭教育支出規(guī)模和結構、家庭入學機會、政府補貼及公平質量等問題，樣本覆蓋全國除新疆、西藏、港澳臺外的29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），在保證全國代表性前提下，數(shù)據(jù)具有省級代表性和副省級城市代表性。2017年共收集家庭樣本40011戶家庭數(shù)據(jù)，127012個家庭成員數(shù)據(jù)，其中，16～19歲樣本家庭共計4914戶，剔除部分已經(jīng)讀大學或者仍在初中、小學就讀的特殊樣本，篩選后樣本家庭為3795戶。在高中階段就讀的有2722戶，1073戶未在高中或其他學段就讀。2722戶高中階段學生中有2033戶在普通高中就讀，有689戶在中職或技工學校就讀。2.變量設計被解釋變量主要關注“是否進入高中階段學習”，是二元分類變量；還包括是否進入普通高中，也是二元分類變量。自變量則是家庭背景和政府教育供給。家庭背景變量包括家庭資產(chǎn)、人均收入/支出、母親受教育年限、戶口類型、家庭子女數(shù)等。政府教育供給變量使用2013年縣級財政數(shù)據(jù)，包含三個指標，一是生均財政性教育經(jīng)費支出，包括義務教育生均財政支出和高中教育生均財政支出，代表不同學段教育供給質量；二是高中階段學位數(shù)占當?shù)乜側丝诒壤?，代表高中階段學位供給數(shù)量；三是普通高中學位數(shù)占當?shù)乜側丝诒壤砥章毥逃墓┙o結構。變量的設定方式與描述性統(tǒng)計，詳見表14-1。表14-1變量定義與簡單描述變量名稱及定義均值標準差樣本量最小值最大值高中階段入學機會（是=1；否=0）0.720.45379501性別（男=1；女=0）0.520.50379501戶口（農村=1；城市=0）0.620.48379501母親受教育年限（年）8.363.813426021家庭人口數(shù)（人）4.251.433795115家庭人均收入對數(shù)9.281.473706-2.4412.5義務教育生均財政支出（元/生）893751013573287744341高中教育生均財政支出（元/生）989572363244208549899高中階段學位數(shù)占當?shù)乜側丝诒壤?.020.00827880.00020.05普通高中學位數(shù)占當?shù)乜側丝诒壤?.01360.0061300800.0348|Excel下載表14-1變量定義與簡單描述3.統(tǒng)計描述分析2017年CIEFR-HS數(shù)據(jù)可知，不同收入家庭子女的高中入學機會存在顯著差異，比如農村家庭子女高中階段在學率為62%，而城市家庭為82%；農村家庭普通高中在學率僅為43%，而城市家庭為63%。同時，按照家庭收入水平進行比較發(fā)現(xiàn)，家庭收入水平越高，其子女高中階段入學機會越大，最高收入家庭與最低收入家庭之間差距較大（見圖14-1）。圖14-1家庭收入與高中階段入學機會進一步區(qū)分母親學歷來看，母親學歷與子女高中階段入學機會存在非常顯著的正相關關系，母親學歷越高其子女高中階段入學機會越大，不管是高中階段、普通高中還是重點高中，母親高學歷家庭子女的入學機會是低學歷家庭的2～3倍（見圖14-2）。圖14-2母親學歷與高中階段入學機會除家庭經(jīng)濟社會背景對入學機會的影響之外，不同區(qū)域義務教育財政投入差異也是影響高中階段入學機會的重要因素。使用2013年縣級教育財政數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，義務教育生均財政事業(yè)費支出在不同區(qū)域存在顯著差異，東部地區(qū)最高，中部地區(qū)最低；一線城市最高，遠遠領先于二線城市和其他縣市，農村地區(qū)最低，僅為1.47萬元/生（見圖14-3）。在教育經(jīng)費投入差異的同時，不同地區(qū)普通高中和職業(yè)高中學位數(shù)的供給結構也有明顯差異。從高中階段學位供給總數(shù)看，東部地區(qū)供給數(shù)量顯著高于中西部及東北地區(qū)，不同類型城市間學位供給數(shù)量存在較大差異。圖14-3區(qū)域間義務教育生均財政事業(yè)費支出4.模型設定本研究主要關注政府教育供給對不同家庭高中階段入學機會的影響，以是否在高中階段就讀作為被解釋變量，以影響高中階段入學機會的相關因素為解釋變量，因此本研究主要使用Probit模型，將多組變量納入模型。因變量作為二元分類變量，接受高中階段教育為1，反之為0，用于分析高中階段入學機會，構建二元Probit模型進行回歸分析，模型如下：Prob（Yi）=a+βiX+βiT+?′iC+εi因變量Y的含義為是否接受高中階段教育，接受為1，相反為0。X表示家庭背景因素的解釋變量，包括家庭資產(chǎn)、人均消費、母親受教育年限、家庭人口數(shù)、戶口類型等，家庭背景變量在本研究中主要作為控制變量；T表示政府教育供給策略的解釋變量，是本研究主要觀察的自變量，包括義務教育供給質量、高中階段學位供給數(shù)量等；C為包含常數(shù)項的控制變量向量；ε為隨機擾動項。三實證結果1.政府教育供給質量對入學機會的影響本研究中對政府教育供給質量的判斷，使用生均財政性教育經(jīng)費支出指標，分義務教育和高中教育兩個變量，這兩個變量都會影響高中階段入學機會，比如義務教育供給質量越高，家庭教育收益率就越高，從而提高其對高中階段教育的需求。同時，政府對義務教育或高中教育投入的側重，也代表了地方政府對不同學段教育的供給策略。本研究使用Probit模型對上述兩個變量與高中階段入學機會的關系進行回歸分析，研究政府教育供給質量對不同階層入學機會的影響，以及政府教育供給質量是否縮小了因家庭背景差異而產(chǎn)生的入學機會差異問題。表14-2的回歸分析中，控制了多個層面的影響變量，包括個體特征（性別、年齡、戶口類型）、家庭特征（家庭人口數(shù)、母親受教育年限和家庭人均收入）、經(jīng)濟特征（地區(qū)人均GDP和地區(qū)人均一般性財政預算收入）、地區(qū)特征（東、中、西部地區(qū)）。其中，不同收入家庭的分類是按照家庭收入的四分位來區(qū)分，最低的第一、第二四分位為低收入家庭，最高的第三、第四四分位為高收入家庭；母親學歷部分，母親低學歷是指母親學歷在初中及以下，母親高學歷是指母親學歷在初中以上。表14-2政府教育供給質量對高中階段入學機會的影響模型1

全樣本模型2

農村家庭模型3

城市家庭模型4

低收入家庭模型5

高收入家庭模型6

母親低學歷模型7

母親高學歷義務教育生均財政經(jīng)費支出0.18*

（0.10）0.49**

（0.19）0.04

（0.1）0.34**

（0.15）0.002

（0.1）0.20*

（0.10）0.19

（0.10）高中教育生均財政經(jīng)費支出-0.06

（0.07）-0.03

（0.2）-0.06

（0.08）-0.05

（0.12）-0.04

（0.10）-0.10

（0.10）-0.02

（0.10）控制變量√√√√√√√樣本2622101716051225146118271057R/P0.115***0.064***0.109***0.088***0.136***0.063***0.106***注：*表示在5%的水平上顯著；**表示在1%的水平上顯著；***表示在0.1%的水平上顯著。|Excel下載表14-2政府教育供給質量對高中階段入學機會的影響表中呈現(xiàn)政府教育供給質量對不同階層高中階段入學機會的影響。模型1從全樣本看，義務教育生均財政經(jīng)費支出對高中階段入學概率有顯著的正向影響，表明義務教育供給質量越高，該地區(qū)高中階段入學機會就越大，而高中教育生均財政經(jīng)費支出對高中階段入學機會影響不顯著，且是一種負向的影響關系。一個原因是高中階段入學考試或者家庭高中教育選擇，主要發(fā)生在義務教育階段，高中教育經(jīng)費投入對其沒有直接影響；另一個原因是政府對高中教育投入比重上升時，義務教育的投入比重則會相應降低，而義務教育供給質量對家庭高中教育入學機會有直接的影響。比如王善邁（1996）提出，從教育投入產(chǎn)出的框架看，個體是否接受高中階段教育主要受初中教育質量的影響。模型2至模型7從分樣本看，政府教育供給質量對不同階層受教育機會的影響，結果顯示，政府義務教育生均財政經(jīng)費支出對城市、高收入及母親高學歷家庭的影響不顯著，而對農村、低收入及母親低學歷家庭有顯著的正向影響，即政府義務教育供給質量越高，弱勢群體子女的高中階段入學概率就越大。可見，優(yōu)勢家庭子女在高中階段入學機會方面一直處于優(yōu)勢地位，政府義務教育供給質量高低的變化，都不會影響其入學機會。孫志軍（2011）在研究中也發(fā)現(xiàn)，隨著公共教育支出水平（初中）的提高，以收入、職業(yè)等來衡量的家庭經(jīng)濟或階層地位因素對個體接受高中階段教育機會的影響先是增大，然后再減弱。因此，如果政府提高義務教育質量，將會有效提升弱勢群體的高中階段入學機會，有效彌補因家庭背景差異而對子女教育投入的差異。此外，本研究對普通高中入學機會的階層差異也進行了回歸分析（見表14-3），探討政府教育供給質量對普通高中入學機會的影響情況?；貧w結果顯示，義務教育供給質量的提升將顯著增加農村和低收入家庭的普通高中入學機會，而對城市和高收入家庭沒有顯著影響，這與前面高中階段入學機會的分析結論一致。然而，從高中教育供給質量的變量看，高中教育生均財政經(jīng)費支出越大，農村、低收入和母親低學歷家庭的普通高中入學機會就越小，兩者之間是顯著的負向影響關系，而高中教育生均財政經(jīng)費支出對優(yōu)勢家庭入學機會的影響則不顯著。表14-3政府教育供給質量對普通高中入學機會的影響模型1

全樣本模型2

農村家庭模型3

城市家庭模型4

低收入家庭模型5

高收入家庭模型6

母親低學歷模型7

母親高學歷義務教育生均財政經(jīng)費支出0.14*

（0.08）0.44***

（0.17）0.03

（0.10）0.26**

（0.12）0.05

（0.11）0.08

（0.10）0.17

（0.12）高中教育生均財政經(jīng)費支出-0.14**

（0.06）-0.18**

（0.17）-0.11

（0.07）-0.26**

（0.11）-0.03

（0.08）-0.16*

（0.08）-0.10

（0.09）控制變量√√√√√√√樣本262210171605122514611938946R/P0.086***0.041***0.089***0.056***0.095***0.035***0.079***注：*表示在5%的水平上顯著；**表示在1%的水平上顯著；***表示在0.1%的水平上顯著。|Excel下載表14-3政府教育供給質量對普通高中入學機會的影響2.政府教育供給數(shù)量對入學機會的影響本研究中對政府教育供給數(shù)量的判斷指標，采用高中階段學位數(shù)除以當?shù)厝丝跀?shù)，高中階段學位數(shù)由普通高中和中職學位數(shù)組成，高中階段學位數(shù)增加將直接提升不同家庭的入學機會。同樣，政府對高中階段教育供給數(shù)量以及普職供給結構，也代表了地方政府的教育供給策略。中央政府要求各地區(qū)推行“普職比大體相當”的政策，但是在各地區(qū)的具體實踐過程中，普職比大體相當?shù)膱?zhí)行情況有明顯差異，不同的普職供給結構也會影響家庭的高中階段入學機會。本研究使用Probit模型對上述變量與高中階段入學機會的關系進行分析，繼續(xù)采用分樣本回歸方式進行分析，研究政府教育供給數(shù)量與結構對不同背景家庭入學機會的影響（見表14-4）。表14-4政府教育供給數(shù)量對高中階段入學機會的影響模型1

全樣本模型2

農村家庭模型3

城市家庭模型4

低收入家庭模型5

高收入家庭模型6

母親低學歷模型7

母親高學歷高中階段學位占總人口數(shù)比例19.22**

（8.43）34.35***

（11.91）1.05

（11.94）22.98**

（11.49）14.43

（12.16）21.02**

（9.17）27.79*

（16.43）普通高中學位占總人口數(shù)比例-15.28

（11.53）-27.65*

（16.26）2.39

（16.28）-20.48

（15.86）-12.19

（16.42）-12.55

（12.52）-16.37

（22.32）控制變量√√√√√√√樣本24609961464117413481835875R/P0.116***0.072***0.103***0.093***0.136***0.071***0.128***注：*表示在5%的水平上顯著；**表示在1%的水平上顯著；***表示在0.1%的水平上顯著。|Excel下載表14-4政府教育供給數(shù)量對高中階段入學機會的影響回歸結果中分析了政府教育供給數(shù)量對不同家庭高中階段入學機會的影響。模型1從全樣本看，高中階段學位供給數(shù)量對高中階段入學概率有顯著的正向影響，表明高中階段學位數(shù)越多，該地區(qū)高中階段入學機會就越大，而普通高中占比對入學機會影響不顯著。模型2至模型7從分樣本看，政府高中階段學位數(shù)對城市家庭、高收入家庭的影響不顯著，而對農村家庭、低收入家庭有顯著的正向影響，即政府高中學位供給數(shù)量越多的地區(qū)，農村和低收入家庭的高中階段入學概率就越大?？梢?，優(yōu)勢家庭子女在高中階段入學機會方面一直處于優(yōu)勢地位，政府高中階段學位供給數(shù)量的增減，都不會影響其入學機會。因此，如果政府增加高中階段學位供給數(shù)量，將會有效提升弱勢群體的入學機會，有效彌補因家庭背景差異而對子女教育投入的差異。此外，從普通高中學位占總人口數(shù)比例的變量看，普通高中占比甚至與其存在顯著的負相關關系，即普通高中招生占比越多，高中階段入學機會反而越低，對農村家庭的負向影響比較顯著。原因可能是普通高中發(fā)展質量好、招生數(shù)量多的時候，職業(yè)高中辦學質量和招生數(shù)量通常較弱，導致高中階段入學機會降低，而農村家庭、低收入家庭更多地選擇職業(yè)高中，當職業(yè)高中招生少、質量不高的時候，其入學機會則相對降低，城市家庭則不受影響。由此可見，政府的普職教育供給結構，也會影響不同階層的入學機會，尤其是弱勢群體。比如對農村家庭來說，其并不缺少入學機會，而是不愿意去中職學校讀書，當前中職教育已經(jīng)免費，對貧困家庭也有相應補助，但中職學校面臨著招生困難問題。原因在于政府對普職教育供給的質量差異，地方政府往往對普通高中經(jīng)費與師資投入均較大，辦學質量有保證，而中職教育則因辦學質量較弱缺乏吸引力，許多家庭因機會成本太高而放棄。3.家庭教育支出差異對入學機會的影響在政府教育供給不斷增加的同時，不同階層受教育機會的差距卻在擴大。一個原因在于家庭教育支出的巨大差異，城市和高收入家庭的教育支出通常更高，所以其入學機會和受教育質量也相應提高。根據(jù)2017年CIEFR-HS可知，義務教育階段城鄉(xiāng)家庭教育支出差距較大，農村平均家庭教育支出為3250元/年，城鎮(zhèn)地區(qū)為9339元/年，農村是城鎮(zhèn)平均水平的35%。同時，不同經(jīng)濟水平家庭在子女教育投入上的差距更大，年消費支出最高5%的家庭教育支出是最低5%家庭的幾十倍，這必然會導致不同家庭受教育質量的顯著差異。圖14-4為義務教育階段不同消費水平家庭的校內外教育支出情況，高收入家庭教育投入顯著高于貧困家庭。隨著當前居民收入差距的逐漸拉大，教育選擇自由將成為諸多較高收入家庭的重要公共政策訴求，即較高收入家庭可以通過購買高質量的校外個性化教育服務，從而獲得更大的高中階段入學機會，接受更高質量的教育資源。同時，根據(jù)2017年CIEFR-HS數(shù)據(jù)可知，不同階層在校外教育參與率（尤其是校外補習）方面差距較大，比如全國中小學生學科類校外教育參與率為37.8%，農村為21.8%，城鎮(zhèn)為44.8%；學科類校外教育支出平均為5021元/年，農村為1580元/年，城鎮(zhèn)為5762元/年；興趣類校外教育參與率農村為5.4%，城鎮(zhèn)為29%。由此可見，城市和高收入家庭子女的校外教育參與率顯著高于農村和低收入家庭，而校外補習參與率將會加大不同階層受教育質量的差距。已有研究顯示，參加校外補習在多數(shù)情況下能夠提高學生學業(yè)成績，尤其是在英語和數(shù)學等學科，但是對農村孩子的影響不顯著（劉冬冬、姚昊，2018；龐曉鵬等，2017；張羽等，2015）。此外，高中階段的家庭教育負擔率也會對不同階層的入學機會產(chǎn)生影響，農村及貧困家庭教育負擔率相對較高，必然會影響其對高中階段教育的需求與選擇。本研究利用2017年CIEFR-HS數(shù)據(jù)構建了家庭教育負擔率指標（家庭教育負擔率=生均年支出/家庭消費總支出），統(tǒng)計不同家庭接受高中階段教育的家庭教育負擔率，詳見圖14-5。圖14-4義務教育階段不同消費水平家庭的校內外教育支出圖14-5高中階段城/鄉(xiāng)和高/低收入家庭教育負擔高中階段家庭教育負擔率平均為26.8%，而普通高中家庭教育負擔率平均為28.6%。由圖14-5可知，分城鄉(xiāng)、分家庭收入水平看，農村及低收入家庭高中教育負擔率顯著偏高，也會影響其對高中階段教