职业教育能促进受教育者的社会地位获得吗——来自中国家庭追踪调查的证据①

王奕俊，胡慧琪，2

（1.同济大学，上海 200092；2.布鲁塞尔自由大学，布鲁塞尔1050）

一、引言

社会地位（Social Status）反映了个体与社会整体的关系及与社会整体互动关系中的社会身份，社会流动（Social Mobility）则指个人或群体社会地位的变动，合理的社会流动对于促进社会公平至关重要。工业化社会中，教育是影响个体社会地位获得的重要因素和实现社会流动的重要渠道，通过教育社会筛选（Social Selection）机制，个体被分布到等级有序的不同社会阶层中［1］。职业教育与社会生产生活的关系密切，被视为与劳动力市场有效链接的教育渠道［2］。接受职业教育者多来自于社会中下阶层家庭，经济资本、社会资本和文化资本比较贫乏，向上社会流动的途径有限，职业教育则为其提供了通过自身努力实现社会地位提升的可能路径，从而突破不利社会地位的代际传递、实现向上的流动发展。研究发现，相对于普通高中及初中教育，接受中等职业教育者在收入等方面有更好的表现［3-5］，能更快地与专业工作相匹配［6］，更具有竞争优势［7］。接受职业教育减少了个体因技能缺乏而失业的可能性，为受教育者提供了安全网的保障，促进社会流动［8-9］。另一方面，一些学者认为职业教育的“分流器”效应限制了个体职业机会向上晋升的空间，成为社会再生产的一种机制［10］。职业院校毕业生的社会流动存在“先天乏力”和“后天不足”［11］，他们被社会优势阶层排斥出竞争场域，对应的社会角色主要是所谓的“劳工阶层”，大多数人始终处在阶级再生产的阴影之下［12］。关于职业教育能否促进受教育者社会地位获得，现有研究存在较大的分歧，通过对现有个体初职社会地位和现职社会地位的影响路径研究，有助于理清职业教育对受教育者社会流动的作用机制。因此，本研究基于地位获得模型的研究框架，剖析职业教育影响个体初职、现职地位获得的关键路径和主要因素，为职业教育促进受教育者社会流动与可持续发展提供策略建议。

二、理论基础与分析框架

（一）布劳-邓肯地位获得模型

自致性因素和先赋性因素是影响个体社会地位获得的两类关键因素，前者指包括教育在内的个体因素，后者主要指家庭背景条件。1967 年，布劳-邓肯将先赋性因素和自致性因素作为自变量，将个体社会地位作为因变量，建立了由五变量组成的社会地位获得模型，该模型采用路径分析的方法，不仅指出先赋性因素和自致性因素对初职社会地位和现职社会地位的影响路径，而且给出两类因素的影响程度，精确刻画了先赋性因素和自致性因素决定个体社会地位的机制。布劳-邓肯地位获得模型的基本结论是：20世纪50、60年代的美国，自致性因素比先赋性因素在决定职业地位获得中扮演更重要的角色，其中，教育程度在社会再生产和社会流动中起主导作用［13-14］。学者们基于地位获得模型框架进行了拓展，如威斯康辛模型重点突出了教育期望和重要他人的影响，郝大海增加了单位类型和党员身份［15］，李春玲［16］增加了三个因素：权力因素、部门因素和社会歧视因素。基于布劳-邓肯路径分析传统模式，李路路、朱斌［17］研究发现：教育和社会地位之间存在互为因果和循环往复的关系。不同的是，子代的教育对其社会地位存在因果关系，而社会地位对教育的影响存在于代际之间。

（二）分析框架

本研究借鉴地位获得模型，将教育类型与社会地位结合起来考察，建立职业教育影响个体社会地位的分析框架（见图1，图中问号表示待验证关系），以全面、系统地揭示接受职业教育对社会地位和社会流动的影响，具体问题包括：职业教育对个体初职社会地位和现职社会地位的影响如何？自致性因素或先赋性因素何者对个体社会地位与社会流动的影响更显著？职业教育群体中，户籍、性别等因素对社会地位的影响是否存在异质性？相较于普通教育，职业教育是更多地促进社会流动还是导致阶层固化？

图1 基于地位获得模型的职业教育影响个体社会地位的分析框架

三、研究设计

（一）数据来源及处理

本研究选取北京大学中国社会科学调查中心的中国家庭追踪调查（CFPS）数据库。其调查样本覆盖了全国25个省（自治区、直辖市），完成调查的家庭样本规模为14 960 户，调查对象包含了样本家户中的全部家庭成员。基于样本信息的充足性，本研究采用CFPS2010的基线数据进行分析。

鉴于我国采取中考分流的方式，初中毕业后，中学生面临普通教育和职业教育两种不同的教育路径：一部分初中生进入普通高中，继而有机会考入大学接受高等教育；另一部分初中生进入中等职业学校，毕业后可以直接进入劳动力市场，也可以选择继续接受高等职业教育（指专科层次的高等职业教育，以下简称高职教育）。本研究意在探究职业教育对受教育者社会地位获得的影响，主要对接受职业教育和普通教育两类不同教育类型受教育者进行对比分析。考虑到初中教育作为两类教育的共同起点，因此本研究在两类群体中均包含初中样本，构建初中—普通高中—本科教育、初中—中职教育—高职教育两类不同的样本群体。同时，考虑到初中样本的影响，本研究剔除初中样本，分别再次进行多元回归分析和结构方程模型分析，验证研究结果的可信度。

在筛选高职教育样本时，CFPS 数据库仅提供了教育层级为“大专”的数据，而未提供教育类型为“高职”的数据。参考有关文献的处理方式［18］，1999 年高校扩招后，高等专科教育已逐步突出课程的应用性和实践性，具有职业教育的性质，因此高职样本的筛选方式为2000 年以后入校的大专生。本研究选取年龄在18－60岁之间且“未退休”的样本。为控制极端值的影响，剔除年工作总收入低于1 000 元以及超过40 万元的样本。最终获得有效样本为5 043，其中初中样本3 251（含高中肄业生，下同），普通高中样本986，中等职业教育样本554，高等职业教育样本102，大学本科150，不同类型（普高与中职、高职与本科）毕业生人数比例与历年统计年鉴数据基本吻合。总体样本描述性分析见表1。

表1 总体样本描述性统计

描述性统计显示：子代的社会地位高于父代；两群体现职地位指数均略高于初职地位指数；中职群体社会地位指数低于高职群体，同时各群体内部现职社会地位均高于初职社会地位。子代受教育水平显著高于父代受教育水平。

（二）研究方法

本研究首先建立多元线性回归方程，分析相关因素对社会地位的影响，初步探究各因素对社会地位的相关系数，以及不同教育类型对社会地位的影响差异。然后进一步建立结构方程模型（Structural Equation Model，SEM），该模型是探究理论、概念之间关系和结构的统计方法，整合了因子分析、路径分析和多重线性回归分析［19］，详细深入地对比各因素的影响程度和相互间关系［20-21］。本研究采用Amos24.0版本进行建模和分析。

（三）变量选择

1.社会地位

社会经济地位指标SEI（Socioeconomic Index）是奥蒂斯·邓肯（Otis Duncan）提出的。SEI 衡量了一份职业所具有的特征能在多大程度上把人的人力资源（教育）转化为获得的报酬（收入）。后来，SEI 指标经过甘泽布姆（Ganzeboom）、德格拉夫（De Graaf）和特雷曼（Treiman）的发展，形成了国际通用的版本，即ISEI。大多数职业的ISEI 分值在20 至80 分之间，社会经济地位越高的职业ISEI 指数越高。该指数综合个人最高教育水平、职业以及家庭收入三个指标，分别表征人力资本、社会资本以及金融资本，通过构建回归方程，根据每一个职业的收入和教育水平进行估计，在心理学和社会学研究中普遍采用［22］。所以本研究主要采用该变量衡量个体初职社会经济地位和现职社会经济地位。ISEI 值属于连续变量，在CFPS 数据库中分布于20—90之间。

2.先赋性因素

本研究选择采用了父亲受教育年限和父亲的ISEI值分别表征父代的教育水平和社会经济地位。

3.自致性因素

教育是最重要的自致性因素，由于本研究的主要研究目标是探究不同教育类型对个体社会地位获得的影响，因此除了以受教育年限衡量教育水平变量外，引入教育类型变量，即职业教育和普通教育。认知能力也是体现个体能力差异的主要因素，所以同时引入认知能力变量，CFPS数据库采用数学和字词测试衡量个体认知能力，这两类测试基于学历水平进行，效果良好［23］。

四、实证分析结果

（一）多元线性回归分析

通过多元线性回归考察先赋性因素和自致性因素对社会地位的作用，以及户籍、性别等因素的影响。模型（1）和模型（2）分别为初职社会地位和现职社会地位的回归方程，模型（2）增加了自变量初职社会地位。为刻画职业教育对个体社会地位的影响，模型（3）和模型（4）在模型（1）和模型（2）的基础上增加了教育类型与相关变量的交互项（见表2）。

表2 初职社会地位和现职社会地位的多元线性回归分析

1.变量说明

（1）因变量。以个体的初职和现职社会地位为因变量，采用社会经济地位指数ISEI测量。

（2）自变量。教育类型是职业教育为“0”，普通教育为“1”。自致性因素和先赋性因素为：前者包括个体受教育年限，后者包括父亲受教育年限、父亲ISEI 和家庭收入对数。教育类型与相关变量的交互项为：本研究分别构建教育类型与以下变量的交互项：a受教育年限，b户籍类型；c性别。如果教育类型与受教育年限的交互项显著，则表明受教育年限对社会地位的影响受到教育类型的调节；如果教育类型与户籍或性别的交互项显著，则表明职业教育对社会地位的影响存在户籍或性别的异质性。

（3）控制变量。其他控制变量包括户籍（城镇为“1”，农村为“0”）、性别（男性为“1”，女性为“0”）、所在区域等。其中户籍采用样本12 岁时的户籍所在地，所在区域分为东部、中部和西部（以西部为参照）。部分变量存在数据缺失问题，主要为父亲的ISEI 值，其次子代的ISEI 值、家庭收入也存在少量缺失值，为此本研究进行多重插补数据分析。

2.多元回归的统计结果

在模型（1）中，自致性因素的个人受教育年限和先赋性因素中的父亲ISEI 及家庭收入对数均在1%的水平上显著，表明两类因素对个体初职社会地位的获得均有显著影响，而且个人受教育年限的绝对值大于后两者之和，表明自致性因素对个体社会地位获得的影响更大。同时，教育类型显著为负，表明职业教育相对于普通教育，对初职社会地位的获得更为有利，这可能与职业教育注重技能培养、有利于就业有关。

在模型（2）中，个人受教育年限和家庭收入对数仍然显著为正，表明先赋性因素和自致性因素仍然对现职社会地位产生影响。教育类型的绝对值虽然为负，但不显著，这可能因为普通教育毕业生进入劳动力市场后，通过在岗学习和培训提升职业技能，随着时间推移，职业教育对就业的优势逐渐消失。初职社会地位对现职社会地位有显著影响，表明个体进入劳动力市场之初的社会地位获得在很大程度上影响其职业生涯的发展。

在模型（3）中增加了教育类型与相关变量的交互项，其中教育类型与个人受教育年限的交互项在1%的水平上显著为正，表明受教育年限对社会地位的影响受到教育类型调节：多接受1年普通教育比多接受1年职业教育，更能促进初职社会地位的提升。考虑到教育类型的系数为负值（对职业教育有利），而教育类型与受教育年限交互项的系数为正值（对普通教育有利），为进一步考察教育类型对社会地位的长期影响，将教育类型的系数-25.483 及其与受教育年限交互项系数1.653的绝对值相除，即25.483/1.653=15.41，表明如果受教育年限达到或超过15.41 年，即完成本科阶段教育（受教育年限为16 年），则接受普通教育对初职社会地位的贡献将超过职业教育（若分别以普通教育和职业教育的受教育年限为横坐标、以初职社会地位为纵坐标画两条回归线，职业教育比普通教育的回归线有更高的截距，但斜率更小，两条线在某点相交即15.41 年，在该点右边，接受普通教育会比接受职业教育有更好的初值社会地位）。户籍系数显著为负，同时教育类型与户籍交互项也显著，表明在职业教育群体中，农村户籍对个体初职社会地位的影响超过城镇户籍。性别的影响与户籍相似——女性接受职业教育比男性更有利于初职社会地位的提高。两者结合起来，职业教育对于相对弱势的群体（农村户籍、女性）初职社会地位具有更积极的促进作用。

在模型（4）中先赋性因素和自致性因素、初职社会地位对现职社会地位的影响与模型（2）相似，教育类型和性别对现职社会地位的影响均不再显著。户籍系数显著为正，其方向与对初职社会地位的影响正好相反，可能是因为在初职社会地位已确定的基础上，城镇户籍对个体社会地位的进一步提升更有优势。

值得注意的是，地区控制变量对于个体社会地位具有显著影响，其中东部地区较西部地区对初职社会地位和现职社会地位的影响均显著为正，而中部地区较西部地区对初职社会地位的影响显著为正。

（二）结构方程模型分析

前文回归分析结果揭示了影响个体社会地位获得的关键因素，本部分通过结构方程模型进一步探究个体社会地位获得的影响路径。

1.个体社会地位获得的SEM整体模型检验

将所有样本纳入模型，以对中国当代情境下的个体社会地位获得机制总体把握。所得结果如图2，先赋性对现职地位的影响不显著，与布劳-邓肯模型的分析结果相似，因此图中未呈现先赋性-现职的路径关系。进行结构方程模型的拟合度分析，主要指标见图2。卡方/自由度（Xsquare/df）较大，但由于卡方与样本量密切相关，因此在本研究所使用的大样本情况下，近似误差的均方根（RM⁃SEA）是较好的拟合优度指标，该指标小于0.08，表示模型拟合度良好；GFI 值大于0.90；CN 大于200可以认为本模型较好地拟合了样本数据［24］。

图2 个人社会地位获得的SEM整体模型

从图2中可以得到以下三点结论：

一是自致性因素对个体社会地位的影响强于先赋性因素。自致性因素对初职社会地位的标准化路径系数为0.41，远大于先赋性因素对初职社会地位的0.10，表明教育在传递家庭社会地位的过程中起到非常重要的作用。这与布劳-邓肯所揭示的美国工业化社会中，自致性因素是影响社会地位获得和社会流动的主要因素一致，也与国内相关学者研究的结论基本一致。［25-26］

二是先赋性因素主要通过自致性因素的中介效应影响个体社会地位。先赋性因素对社会地位的影响存在直接效应和通过自致性因素传导的间接效应，其中间接效应为0.148（0.36*0.41），大于直接效应，总效应为0.248（0.10+0.148）。

三是现职地位受个体初职地位影响显著。初职地位对现职地位的路径系数高达0.70，相比自致性因素的0.11，表明个体首份职业的社会地位在很大程度上影响或制约了其职业生涯的发展空间。

2.职业教育与普通教育影响个体社会地位获得的比较分析

为探究不同教育类型变量导致的异质性，进行群组分析。如前所述，本研究的职业教育群体包括初中、中等职业教育和高等职业教育三个层级，样本数为3 907，普通教育群体包括初中、普通高中和大学本科三个层级，样本数为4 387。图3和图4拟合指标均显示模型拟合情况良好，进一步分析模型的路径系数，可以得出以下结论：

图3 职业教育影响个体社会地位的SEM模型

图4 普通教育影响个体社会地位的SEM模型

一是对于职业教育群体，自致性因素仍然是影响个体社会地位的主要因素，其对初职社会地位的路径系数为0.35，而先赋性因素为0.11，后者通过自致性因素对个体初职社会地位的间接效应为0.126，略高于直接效应，总效应仍小于自致性因素的影响。

二是相较于普通教育，职业教育群体的自致性因素对初职社会地位的影响较小，两者的路径系数分别为0.35（职业教育）和0.40（普通教育），同时，职业教育群体初职地位对现职地位的影响系数较小。数据结果表明职业教育对个体社会地位的影响弱于普通教育。

将这一结果与线性回归的结果结合起来，可以推导出：虽然接受职业教育相对于普通教育更有利于初职社会地位获得，但是从长期来看，随着受教育年限的增加，普通教育群体的社会地位会超过职业教育。

3.职业教育影响个体社会地位获得的异质性分析

户籍作为一种再分配分层机制，通过中国户籍分割的结构性障碍对流动机会和地位获得发挥作用［27］。中国社会存在巨大的城乡差异，一方面对城镇和农村个体社会地位获得造成不同影响，另一方面也会通过代际传递，影响子代教育获得，从而影响个体社会地位获得。因而，户籍身份是中国社会地位获得机制不可忽视的因素。同时大量围绕性别角色的理论讨论揭示，劳动力市场存在着性别隔离现象，影响着女性就业及其社会经济地位［28］，性别因素是建构职业地位获得模型的一个不可或缺的重要变数［29］。因此本部分重点关注职业教育群体中，户籍因素和性别因素对于社会地位获得影响的差异性。

一是职业教育影响个体社会地位获得的户籍差异。总体样本中，农村户籍和城镇户籍差异不大（见表3），先赋性因素对初职地位、自致性因素对现职地位以及初职地位对现职地位的路径系数均相等，农村户籍群体的自致性因素对初职地位的影响略小于城镇户籍群体（路径系数为0.40 和0.42），而先赋性因素对自致性因素的影响则略大于后者（路径系数为0.33和0.31），表明农村群体的社会地位受家庭因素影响更大。

对职业教育群体按户籍进行群组分析，两类样本的模型拟合情况均显著（见表3）。但与总体样本的分户籍情况比较，先赋性因素和自致性因素对社会地位的影响存在较大的差异：农村户籍的自致性因素对初职社会地位的路径系数为0.43，而城镇户籍仅为0.20，前者的影响程度超过后者的2 倍。职业教育群体中农村户籍的先赋性因素对自致性因素的路径系数为0.26，而城镇户籍为0.41，前者的影响显著弱于后者。同时，农村户籍群体初职地位对现职地位的影响路径系数较大，为0.71。上述对比表明，农村群体接受职业教育对社会地位的影响显著超过城镇群体，表明职业教育对农村群体的社会地位获得具有积极的促进作用，在一定程度上扭转了先赋性因素不足对社会地位获得造成的不利影响。同时，对于农村群体而言，接受职业教育对初职社会地位及社会流动的改善要优于普通教育，对现职地位产生持续的影响。

表3 教育影响不同户籍群体社会地位的SEM分析结果

二是职业教育影响个体社会地位获得的性别差异。总体样本中（见表4），男性和女性的自致性因素对社会地位的影响均超过先赋性因素，但先赋性因素与自致性因素对社会地位影响存在一定的性别差异：女性自致性因素对初职社会地位的影响略高于男性（0.43和0.40），女性先赋性因素对初职社会地位的直接影响与男性相等（0.09），但女性先赋性因素对自致性因素的路径系数大于男性（分别为0.41和0.33），表明女性先赋性因素通过自致性因素对初职社会地位的间接效应大于男性，同时也表明前者受教育状况较后者更多地受家庭因素的影响。此外，女性自致性因素对现职社会地位的影响略高于男性（路径系数分别为0.14 和0.12）。职业教育群体中，女性自致性因素对社会地位的影响显著高于男性：对初职社会地位的路径系数分别为0.41 和0.31，女性超过男性近30%，对现职社会地位的直接路径系数分别为0.14 和0.09，女性超过男性55%。女性先赋性因素对初职社会地位的直接影响略低于男性（路径系数分别为0.09 和0.11），女性先赋性因素对自致性因素的影响与男性相似（路径系数分别为0.34和0.35），女性各因素对现职社会地位的总影响系数（1.145）大于男性（1.095）。因而女性先赋性因素对初职社会地位的总效应与男性相当，女性接受职业教育促进其社会流动，表明接受职业教育对女性社会地位的改善有着积极的促进作用。

表4 教育影响不同性别群体社会地位的SEM分析结果

4.稳健性检验

上述分析中，考虑到初中教育作为普通教育和职业教育的共同起点，因而在两种教育类型的样本中，均将初中教育者纳入。由于初中教育样本数量众多，有可能会导致统计结果的偏误。为此，剔除初中样本，职业教育样本仅包含中等职业教育和高等职业教育样本，普通教育样本仅包含普通高中和本科教育样本，分别进行多元回归分析和结构方程模型分析，考察前述分析结论的稳健性。

依照表2 中的四个回归模型分别进行稳健性分析，在多元线性回归的结果中，教育类型、个人受教育年限、父亲ISEI、家庭收入对数、初职社会地位等关键自变量，在显著度上均保持一致，影响方向不变，且变量系数估计值大小变化不大，表明多元线性回归分析具有较好的稳健性。进一步建立不含初中教育样本的结构方程模型，模型的主要拟合指标均符合要求，表明模型拟合度良好，自致性因素—初职ISEI、先赋性因素—自致性因素、自致性因素—现职ISEI、初职ISEI—现职ISEI等关键路径的系数均在1%水平上显著，且数值变化不大，路径系数之间的关系保持不变，仍然支持自致性因素是影响社会地位的主要因素这一结论。基于线性回归和结构方程模型的稳健性分析，本研究上述分析结论可靠。

五、结论与建议

本研究关注不同教育类型对个体社会地位及社会流动的影响，构建线性回归方程和结构方程模型，分析比较职业教育与普通教育、先赋性因素与自致性因素以及户籍、性别等重要因素对社会地位获得的影响，得到以下结论与建议。

（一）研究结论

第一，职业教育为个体社会地位提供了有力的保障。从自致性因素与先赋性因素对社会地位影响的比较可以看出，职业教育作为重要的自致性因素，不仅对个体社会地位的影响显著超过先赋性因素的直接影响，也是后者对社会地位间接影响的重要中介因素。这表明职业教育为个体社会地位提供了有力的保障，并且与普通教育相比，职业教育为个体初职社会地位提供了相对较高的起点。

第二，职业教育对弱势群体社会地位的提升更为显著。SEM 模型的分析结果显示，职业教育对于农村群体社会地位和社会流动的促进优于城镇群体，对女性初职社会地位的提升优于男性，表明职业教育对于弱势群体社会地位有着更显著的提升作用，是助力乡村振兴，实现农业转移人口合理社会流动的重要机制［30］。

第三，职业教育对个体社会地位的提升也存在局限性。相较于普通教育，职业教育由对初职地位的影响显著转变为对现职地位影响的不显著，以及随受教育年限增长，普通教育比职业教育对社会地位有更好的促进作用，表明职业教育虽然能够为个体提供一个相对好的社会地位的起点，但缺乏可持续的支持，难以像高等教育为个体职业生涯发展提供强有力的支持。

社会流动率高低是一个社会开放与否的主要衡量标志之一，对社会的稳定与发展具有重要作用。随着中国改革开放向纵深推进，由自身努力形成的自致性因素会对个体社会地位获得产生日益重要的影响［31］。教育作为一个中立而自主的系统，是促进个体向上流动的最主要机制，但必须要认识到教育功能的限度，弱化教育的阶层再生产效应，促进社会弱势阶层的向上流动。

（二）政策建议

第一，巩固职业教育作为类型教育的战略地位。作为国民教育体系的重要组成部分，职业教育是保障就业、稳定社会的重要机制。需进一步强化职业教育的类型特征，牢固树立职业教育与普通教育是两种不同教育类型、具有同等重要地位的理念，破除职业教育低人一等的观念，给予职业教育应有的战略地位。长远来看，这既有利于总体社会经济的持续发展，也有助于个体经济社会地位的稳步发展。

第二，加大对弱势群体接受职业教育的扶持。农村及女性群体接受职业教育对社会地位显著改善。职业教育资源应向农村地区及女性群体倾斜，使弱势群体更容易接受优质的学历职业教育。正如联合国教科文组织和国际劳工组织提出的，要使边缘化的农村地区和偏远地区人口更容易获得职业技术教育与培训；要充分重视女性的职业教育，为她们创造更多接受中等及高等职业教育的机会。为此，一方面，加强县级职业学校的建设，加强对农村群体尤其是初中毕业生的宣传和引导，鼓励其接受职业教育，避免在未具备充分就业能力的情况下而进入劳动力市场的现象；另一方面，优化女性接受职业教育的质量，开发适合的职业教育专业项目，改进其就业机会和质量，实现与男性接受职业教育的均衡发展。

第三，加大对受教育者的通用技能培养和职业培训。职业教育对现职地位的支撑不够，一个重要原因是职业教育强调专业技能的培养，而对通用技能的培养不足，进而影响职业教育群体初职到现职的社会流动。［32-33］职业学校应加强通用技能培养，在学校各类活动中融入通用技能培训，如重视项目教学、加强课程思政、培养学生独立解决问题等通用技能。职业培训具有较强针对性［34］，不论对个体发展还是新型城镇化建设，应将职业培训作为促进该群体融入社会支持系统的重要组成部分。加大职业技能培训，帮助个体获得在城市立足和向上社会流动的必要技能。人力资源保障部门与教育部门应积极协作，制定并鼓励群众参与职业技能培训项目，通过职业培训，促进个体通过职业教育获得可持续发展。

第四，优化职业教育发展的制度环境和舆论环境。当前存在不少制约职业教育发展的制度性障碍，要消除这些不利因素，根本路径在于国家资历框架的建立。通过职业教育与普通教育学习成果等量互换关系的建立，保障技能型人才的公平社会地位［35］，吸引更多适合接受职业教育的受教育者选择职业教育。同时，加强舆论的宣传引导作用。要使职业教育成为与普通教育同等重要的教育类型，必须给予充分的认可和态度上的接受。通过培养大国工匠事迹的报道，以及对职业教育促进个体社会地位获得，阻断贫困代际传递功效的宣传，引导公众形成对职业教育的正确认知，营造有利于职业教育可持续发展的制度环境和舆论环境。