城乡教育代际流动水平的测算及影响因素探析

温军英,王伟宜

(福建师范大学 教育学院,福州 350007)

一、引 言

教育在促进扶贫、防止返贫等方面具有基础性、先导性、根本性和可持续性作用[1],我国将教育作为阻断贫困代际传递的根本之策,着力通过发展教育、提升贫困人口发展能力以实现脱贫攻坚的目标。然而,近些年来从“富二代”“官二代”到“学二代”这些词汇表明,我国的代际传递现象已经从经济、阶层领域渗透至教育领域。教育代际传递意味着父辈教育机会的不公平在子代中延续,从而造成社会阶层流动固化以及贫困代际传递的恶性循环。

教育贫困治理从表层上看旨在帮扶贫困地区和贫困群众,但实质上是为消除社会存在的不平等,帮助社会实现公平正义。[1]长久以来,我国发展不平衡不充分的问题突出体现在城乡差距之中。结合我国城乡教育二元结构壁垒突出的现实背景,有必要明晰城乡教育代际流动的实际程度,廓清城乡教育代际流动的现状及其特征,寻找突破城乡教育代际循环的关键因素,进而提出阻断贫困代际传递、实现城乡均衡发展的可能途径。因此,有必要从教育代际流动的视角来理解教育公平,为实现社会合理流动和社会结构的开放稳定、促进社会公平提供政策建议。

二、文献回顾

代际流动通常指的是子代相对于父辈在社会经济地位上所发生的相对流动。因而,代际流动研究一直是经济学和社会学领域的关注重点,后期逐渐发展至教育学领域。教育代际流动研究关注子代受教育水平与父辈受教育水平的相对流动及其因果关系,鉴于样本数据的可获得性以及所研究问题的重点,国内外关于教育代际流动的研究内容主要包括以下两个方面:

其一,教育代际流动性的影响因素研究,既包括宏观的公共政策、制度安排,也包括微观的父辈教育背景、家庭经济水平、基因遗传及教育期望等影响因素。有学者使用国际比较数据(PIAAC)发现,大多数国家的教育流动性随着时间的推移而有所恶化,而增加国内生产总值和基础教育的公共支出、减少家庭信贷限制则可以改善代际教育流动性。[2]一项基于遗传数据的研究认为,在代际流动性较高的社会中,教育程度差异较小的原因是共同的兄弟姐妹环境。[3]基于圣保罗青年发展研究的数据分析得出,在父辈教育程度较低的子女中,激励因素对女性教育获得的正向影响会大于男性,女性也因此更有可能实现向上的教育流动。[4]国内关于教育代际流动的影响因素研究多侧重于父母教育背景、家庭经济水平及教育规模扩张等外生性变量。如孙永强等[5]的实证研究发现,父亲教育背景对子女高等教育阶段的教育机会影响显著,而母亲教育背景对子女义务教育和高中阶段的教育机会影响更大。魏晓艳[6]认为,家庭经济水平越低,高等教育代际传递的作用越低,家庭经济水平越高,高等教育代际传递的作用越明显。杨中超[7]基于教育扩张政策的实证研究发现,教育在扩张前后始终是决定个人社会经济地位高低的最重要因素,但教育扩招没有显著改善教育机会不均等问题,因此也无法改善代际流动。罗楚亮等[8]同样指出,目前情形下的高等教育扩张很有可能降低教育的代际流动性。

其二,教育代际流动性的差异比较研究,包括教育代际流动性的时代嬗变,教育代际流动性在不同国家、地区、城乡之间的差异等。国外学者多侧重于教育代际流动性的国别差异等大规模区域比较,如通过计算相对代际教育流动性和绝对代际教育流动性的相关指标发现,拉丁美洲的平均教育代际流动性在逐年增加,这主要是由于父辈受教育程度低的子代向上流动程度高所造成的,同时指出跨国之间的教育代际流动性差异主要与各国的经济业绩和体制有关。[9]有学者基于教育流动性的趋势和地理差异认为,美国各州在总体上教育流动性略有增加,其中南美区域的流动性低于其他区域,在此期间未能增加流动性。[10]由于我国独特的二元结构和历史发展战略,国内学者则主要聚焦于教育代际流动的城乡差异和区域差异。如李晓飞[11]指出,高等教育大众化初期的农村居民更有可能培养出“凤凰男”,而高等教育大众化的现阶段,具备家庭文化资本优势的城市居民更有可能熏陶出“学二代”。朱健等[12]认为,城镇子代的入学率在各个教育阶段都显著高于农村子代,并认为城乡间在大学入学率方面的差异是高中阶段教育分层的延续和放大。陆一[13]也提出,基础教育阶段是否获得优质教育对后续教育的路径分流有决定性的影响,教育机会具有明显的累积性优势效应,近年来的高等教育扩招进一步加大了差异。

三、研究设计

(一)研究思路

上述文献对本研究具有重要启发,在结合我国突出的城乡教育二元结构背景以及数据的可获得性、适切性等问题的基础上,本文着力进行以下探讨:(1)在城镇化和现代化进程不断加速的背景下,有必要借助全国性数据准确测算当前的城乡教育代际流动程度,以明晰我国的城乡教育代际流动现状及其特征。(2)明确父母各自的资本存量对子代受教育水平的影响情况及其城乡差异,在此基础上重点考察父母各自的受教育水平与子代教育获得的代际传承情况。(3)教育代际流动研究的核心关注点在于父辈与子代之间的教育代际传承关系,虽然多数研究表明父辈受教育水平对子代教育获得的显著正向影响,但在我国城乡教育的二元结构背景之下,父辈受教育水平与城乡变量之间是否存在交互效应?而这种交互效应又是否会对子代受教育水平产生显著影响?在上述研究问题的基础上,明确城乡教育代际循环的关键因素,从而提出突破城乡教育代际循环、实现城乡合理流动的可能途径。

(二)数据来源与变量说明

中国综合社会调查(CGSS)是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目。该数据采用多阶分层抽样的连续性截面调查,系统全面地收集了社会、社区、家庭、个人等多个层次的数据,对于探究全国城乡之间的教育代际流动情况具有适切性和代表性。

为准确考察父亲和母亲各自的教育背景与子代教育获得的代际传承关系,本文中的被解释变量(因变量)为子代受教育年限,对其进行如下编码:未受过任何教育=0,私塾及扫盲班=3,小学=6,初中=9,高中/中专=12,专科=15,本科=16,研究生及以上=19。与之相对应的受教育水平分为五类,将其编码为:小学及以下=1,初中=2,高中/中专=3,大专=4,本科及以上=5。核心的解释变量(自变量)为父亲和母亲的受教育年限,其编码方式与子代受教育年限的编码方式相同,其中,父亲与母亲受教育水平的编码方式与子代受教育水平的编码方式也相同。

与此同时,本文着力于考察父母各自的资本存量对子代受教育年限所产生的城乡差异。根据社会学研究习惯,父辈资本存量通常包括文化资本、政治资本和社会资本。结合我国国情和数据情况,本文以上述所提及的“父(母)亲受教育年限”作为父辈“文化资本”这一资本存量的代表指标,以父(母)亲的“政治面貌”作为父辈“政治资本”这一资本存量的代表指标,以“父(母)亲的社会经济地位”作为父辈“社会资本”这一资本存量的代表指标。因此,控制变量除一般的人口学变量外,还包括父(母)亲的政治面貌、父(母)亲的社会经济地位这两个变量。其中,父(母)亲的社会经济地位指标通过对“职业类型”“单位性质”“担任行政职务情况”这三个变量进行降维处理,经过主成分因子分析(最大方差法)提取出父亲和母亲的“社会经济地位”(1)“父亲社会经济地位”和“母亲社会经济地位”均通过Bartlett球形度检验,表明可以进行因子分析,该指标具有良好的效度。其中“父亲社会经济地位”的可靠性检验的标准化克隆巴赫系数为0.670,样本数据的信度良好,“父亲职业类型”“父亲单位性质”“父亲担任行政职务情况”这三个变量的因子载荷依次为0.822、0.819、0.758,总方差解释为64.013%。“母亲社会经济地位”的可靠性检验的标准化克隆巴赫系数为0.608,样本数据的信度良好,“母亲职业类型”“母亲单位性质”“母亲担任行政职务情况”这三个变量的因子载荷依次为0.813、0.808、0.641,总方差解释为57.463%。这一变量,该指标得分越高,表示社会经济地位越高。此外,各控制变量及其编码如下。父(母)亲的政治面貌:党员=1,非党员=0;父(母)亲是否担任行政职务:是=1,否=0;性别:男=1,女=0;民族:汉族=1,少数民族=0;户籍:非农业户口=1,农业户口=0;区域:西部=1,东北部=2,中部=3,东部=4。最后,经过筛选“拒绝回答、不清楚、缺失值”等情况并进行删除处理,本文最后所使用数据的样本量为6072。

(三)方法选定

1.概率转换模型

教育代际流动水平的测算方法借鉴收入代际流动研究的常用方法,即采用概率转换矩阵表。将父辈和子代的受教育水平分为五个等级,即小学及以下、初中、高中/中专、大专、本科及以上这五类,构成一个5×5的概率转换矩阵,如下式所示:

该概率转换矩阵在对角线上的数值表示父辈与子代在特定教育水平上的代际传递概率,而矩阵的各行列数值可以清晰呈现父辈与子代在各个教育水平上的分布概率,同时还能够动态考察父辈与子代在各个教育水平的代际流动情况。如上式所示,概率转换矩阵中的pij表示子代受教育水平为i且父辈受教育水平为j的概率。根据概率转换矩阵所衍生出的教育代际流动指标能够准确测算教育代际流动水平、教育代际传递水平及教育代际向上向下的流动概率等,全面而精准地揭示我国城乡教育代际流动的现状及其特征。教育代际流动统计指标的说明见表1。

2.多元线性回归模型

为具体探究各解释变量对子代受教育年限的影响程度,以及城乡子代与其父辈受教育年限之间的因果关系,借鉴Mare[14]的教育变迁模型进行多元线性回归。该模型设定为

式中:edui为子代的受教育年限,edu为父亲和母亲的受教育年限,X为控制变量,包括年龄、性别、民族、户籍、区域、父母亲的政治面貌及父母亲的社会经济地位等。

首先,对总样本数据进行多元线性回归;其次,以户籍为划分依据,将总样本划分为农村样本和城市样本,深入探究各个影响因素对城乡子代内部受教育年限的影响情况;最后,重点考察城乡父母与其子代受教育年限的代际传承关系,并对所造成的城乡差异进行分析。

四、研究发现

(一)城乡教育代际流动水平的现状分析

教育代际流动水平统计指标的计算结果见表2,各个指标的具体含义参见表1。

如表2所示,从城乡总体来看,农村地区的教育代际传递水平(惯性率)高于城市地区,而城市地区的教育代际流动水平(Shorrocks流动指数)高于农村地区,说明农村地区的教育代际持续性较强,而城市地区的教育代际流动性较高。从城乡子代与父亲、母亲的教育代际传递情况来看,城市子代与其父亲实现教育代际传递的概率大于其母亲(0.2654>0.2576),而农村子代与其母亲实现教育代际传递的概率大于其父亲(0.3012>0.2916)。由平均阶差的数值比较可以看出,城市子代与其父亲和母亲的教育代际流动距离均大于农村子代,表明在整体上城市子代能够比农村子代实现更长的教育代际流动距离。与此同时,城市子代与其父亲和母亲的教育代际流动距离均在1.6左右,而农村子代与其父亲和母亲的教育代际流动距离依次为1.5255、1.3508,可见城市地区的教育代际流动距离较为均衡,而农村地区的教育代际流动距离存在较大内部差异。此外,农村地区的教育代际向上流动率低于城市地区,而且农村地区的教育代际向下流动率高于城市地区,表明相比城市子代,农村子代不仅难以实现教育代际向上流动,而且还存在更多教育代际向下流动的风险。城乡子代的共性在于,二者与其母亲实现教育代际向上流动的概率都要高于父亲,与其父亲实现教育代际向下流动的概率都要高于母亲。这表明从整体上看,母亲的教育水平相比父亲的教育水平更易于被子代所跨越,这从侧面反映出我国女性整体受教育水平低于男性的现状。

(二)城乡教育代际流动水平的影响因素分析

通过单因素ANOVA分析得出户籍变量会使子代的受教育年限产生显著差异,表明城乡子代的受教育年限的确存在显著差距。下文将进一步借助多元线性回归模型对城乡子代的受教育年限进行影响因素分析,回归结果见表3。

首先,借助模型A对总样本进行多元线性回归(不包含户籍变量),揭示各变量对整体子代受教育年限的影响;在模型A的基础上加入户籍变量得到模型B,通过模型A和模型B的对比初步探讨户籍变量对城乡子代受教育年限的影响;进一步将总样本划分为农村样本和城市样本,分别进行回归分析对应得到模型C和模型D,一方面是为了探究在城乡内部中各变量对子代受教育年限的影响情况,另一方面是通过对比城乡样本的回归结果来分析各变量影响子代受教育年限的城乡差异;最后在模型B的基础上加入户籍变量与父母亲受教育年限的交互项,由此得到模型E,借助模型E进一步探讨户籍变量与父母亲受教育年限之间的交互效应对子代受教育年限的影响情况。

表3中五个模型均显示,年龄变量对子代的受教育年限存在显著的负向影响,即出生队列越靠后,其受教育年限更倾向于越长。这与1986年开始普及义务教育和1999年高等教育规模扩张的政策效应密切相关,个体越晚出生,越有可能从教育扩张政策中受益,从而获得更高的教育水平。性别变量对子代的受教育年限具有显著的正向影响,男性的平均受教育年限比女性更长,再次验证了上文现状分析中所提及的女性受教育水平处于劣势的观点。这与吴洁等[15]的研究发现具有一致性,该研究还指出性别间的教育不公平在农村、少数民族及西部地区群体内部仍然突出。区域变量对子代的受教育年限具有显著的正向影响,西部、东北部、中部和东部各区域子代的平均受教育年限依次增加,即区域教育资源越丰厚,该区域子代的平均受教育年限越长。该结论与曹妍等[16]的研究发现相符,即东部地区入学机会高于中西部地区,而人口和经济特征是造成地区入学机会差异的最主要原因。

上述为人口学变量如何影响城乡子代受教育水平的简要分析,下面重点针对父辈资本存量和城乡二元户籍制度等关键变量对城乡子代受教育水平的影响情况进行深入分析。

1.父辈资本存量对城乡子代教育年限的影响差异

从父辈的政治资本来看,总样本模型均显示父亲政治面貌对子代的受教育年限存在显著的正向影响。例如在模型A中,当父亲政治面貌为党员时,其子代的受教育年限会比父亲政治面貌为非党员的子代多出0.031,该影响的显著性为5%,而且在任一模型中母亲的政治面貌对子代的受教育年限都不存在显著影响。在对比农村样本(模型C)和城市样本(模型D)时发现,当父亲的政治面貌为党员时,农村子代的受教育年限会增加0.04年,母亲的政治面貌则不产生显著影响;而在城市样本中,父母亲的政治面貌均不会对子代的受教育年限产生显著影响。事实上,政治资本指政党所赋予的政治身份,而家庭政治资本的衡量标准在于强调资源分配过程中对本党党员和特殊阶级的庇护[17]。当前这种制度化的资本已经演化为一种身份资格的认定,由于农村家庭通常是经济资本和文化资本匮乏的弱势群体,当农村父辈拥有这种优势身份资格时,能够显著有效地帮助其子代获取更多教育资源;而城市子代则往往是其他社会资本较为丰厚的优势群体,相对而言这些资本对于子代的教育成就具有更加关键的作用,因而父辈的政治资本仅对农村子代的教育获得产生显著积极影响。

从父辈的社会经济地位来看,模型A中父亲和母亲的社会经济地位均会对子代的受教育年限产生显著的积极影响。究其原因,本文的“社会经济地位”变量是由“职业类型”“单位性质”和“担任行政职务情况”所综合而成的,当父辈的职业地位越高时,对子女的教育期望越高,其子代越有可能接受更多的教育[18]。在模型A的基础上加入户籍变量得到模型B,模型B显示父亲社会经济地位对子代受教育年限所产生的显著正向影响有所弱化,母亲社会经济地位对子代受教育年限的影响则不再显著,表明户籍变量削弱了社会经济地位对子代教育年限的积极影响。有学者认为,社会地位对于社会地位较低的流动人口教育观的形成既有“枷锁”效应又有“鞭策”效应,其中“枷锁”效应要远大于“鞭策”效应[19]。正如法国学者布迪厄所言,工人阶级一开始就会根据自身阶级成功的可能性而把自己限定在较低教育层次上,这是一种自我淘汰。[20]进一步对农村样本(模型C)和城市样本(模型D)比较发现,在农村子代内部中,父母亲的社会经济地位对其受教育年限均存在显著的正向影响,父母亲的社会经济地位越高,越有助于农村子代提升其受教育年限。有学者认为,经济收入是决定农村家庭高等教育需求的最重要原因,发达地区农村几乎不存在“教育放弃”现象[21]。而对城市子代而言,父母亲的社会经济地位对其受教育年限则不存在显著影响。可见,农村子代的教育成就更容易受到其父辈社会资本存量的影响,农村父辈的社会经济地位越高,越有可能帮助子代获得更多的教育资源,从而提升受教育水平。

各模型中父亲和母亲的受教育年限对子代的受教育年限均存在显著的正向影响,表明父母亲的文化资本对子代教育获得的影响具有深刻的稳定性,这一观点与文化再生产理论相符,也得到其他学者的研究证实。[22]进一步对比发现,在模型A中母亲受教育年限比父亲受教育年限所发挥的积极影响更大(0.209>0.194),而在模型B中由于户籍变量的加入,转而变为父亲受教育年限比母亲受教育年限所发挥的积极影响更大(0.174>0.151),此时户籍变量也成为该模型中对子代受教育年限影响最大的变量,表明城乡二元户籍的制度性区隔,使得父母亲受教育年限对子代教育获得的影响产生了转变。进一步对比农村样本(模型C)和城市样本(模型D)发现,母亲受教育年限对农村子代受教育年限所发挥的积极影响大于其父亲(0.170>0.158),而父亲受教育年限对城市子代受教育年限所发挥的积极影响大于其母亲(0.224>0.144),表明农村子代与其母亲的教育关联程度较大,而城市子代与其父亲的教育关联程度较大。究其根源,有关教育代际传递的研究指出,母亲的影响相较于父亲的影响在增强,且母亲对女孩的影响相较于男孩更强。[23]与此同时,相比城市家庭,农村家庭往往更加秉承“男主外,女主内”的家庭观念,因而农村母亲往往有更多机会参与其子代的教育成长过程,使得母亲的受教育程度对农村子代的受教育水平发挥着更广泛的作用。此外,城市子代的受教育年限仅受到年龄、性别、区域和父母亲受教育年限的显著影响,而农村子代的受教育年限除受到上述因素的影响以外,还受到民族、父亲政治面貌、父亲社会经济地位和母亲社会经济地位的显著影响。根据优势补偿理论可知,早先的不利在弱势家庭中会随时间推移而积累,但这种不利因素的积累较少发生在优势家庭[24],可见农村子代的教育获得水平更容易受到父辈社会资本和其他因素的多重制约,而城市子代的教育成就更多地只与其父辈的教育水平高度关联。

2.户籍制度对城乡子代教育年限的影响差异

对比模型A和模型B发现,户籍变量的加入扩大了年龄变量所对应的影响系数,加剧了出生队列前后对子代教育成就的显著负向影响。此外,户籍变量的加入不仅弱化了性别、民族、区域等控制变量对子代受教育年限的显著正向影响,还弱化了父亲政治面貌、父亲社会经济地位、母亲社会经济地位、父亲受教育年限、母亲受教育年限等核心变量对子代受教育年限的显著正向影响。其中,户籍变量的加入使得母亲社会经济地位对子代受教育年限的影响,由模型A中的显著正向影响转变为模型B中的不显著。进一步发现,户籍变量对子代受教育年限的显著正向影响系数在各个模型中均为最大值,表明户籍变量对子代受教育年限的制约作用最为突出,也说明非农业户口子代的受教育水平要显著优越于农业户口子代。一方面,农村子代的教育获得水平会受到农村地区教育资源稀缺和父辈文化资本匮乏的双重制约;另一方面,由于城市父辈通常是教育红利的最大获得者,因而其子代的教育获得水平不仅会受到城市地区丰富教育资源的加持,还会得益于父辈为复制教育红利所进行的高教育投资和高教育期盼。此外,威斯康星模型和地位获得模型的系列研究都明确了父辈教育期望对子代自我教育期望和教育获得的显著正向作用[25],另有研究还证实父母教育期望存在着户籍分层,即农村父母的教育期望显著低于农转非父母、城市父母,甚至较同为农村户籍的农民工父母也更低,而家庭经济资源和自身教育程度劣势是导致农村父母教育期望处于劣势地位的核心因素。[26]可见,城乡二元户籍的制度性区隔和经济资本、社会资本、文化资本的匮乏,共同导致了农村子代的教育获得水平与城市子代相比处于明显的弱势地位。

进一步地,在模型B中加入户籍变量与父(母)亲受教育年限的交互项得到模型E,发现模型B中非农业户籍对子代的受教育年限有显著的正向影响,表明农业户籍子代的受教育年限处于弱势,农村子代的平均受教育年限比城市子代的平均受教育年限少0.262年。模型E显示,非农业户籍对子代受教育年限的正向影响进一步增大(0.262<0.344),这表明户籍变量与父(母)亲受教育年限的交互效应进一步扩大了户籍变量对城乡子代受教育年限的影响,加剧了城乡子代的受教育年限差距。可以注意到,模型E显示父亲受教育年限与户籍变量的交互效应对子代的受教育年限没有产生显著影响,这表明父亲受教育年限与户籍变量的交互效应不会导致城乡子代的受教育年限产生显著差异。然而,母亲受教育年限与户籍变量的交互效应则会对子代的受教育年限产生显著的负向影响,且非农业户籍对子代受教育年限存在显著的正向影响,此时母亲的受教育年限每增加一年,农村子代的受教育年限所受到的影响会比城市子代多出0.126个单位。表明母亲受教育年限对子代受教育年限的影响会受到户籍变量的调节作用,即农业户口提高了教育的代际弹性,而非农业户口则是降低了教育的代际弹性。可见,在二元户籍的制度区隔之下,农村子代的受教育年限深受其母亲教育水平的制约。与此同时,李春玲[27]的研究发现,女性的受教育机会更易于受到家庭背景的局限,出身于较差的家庭环境,特别是生长于农村或来自农民家庭的女性的受教育机会明显少于其他人。可见,农村女性的受教育水平处于绝对弱势,这不仅会进一步扩大城乡子代的受教育年限差距,还会造成农村地区陷入恶性的教育代际循环。

五、结论与思考

本文通过测算我国当前的城乡教育代际流动水平,准确呈现了城乡教育代际流动的现状及其特征,在回归分析的基础上揭示了人口学变量和父母亲各自的资本存量对子代受教育年限的影响程度及其城乡差异,重点探讨了城乡子代与父母受教育年限之间的代际传承关系,得出如下结论:

第一,城市子代不仅比农村子代更易于实现教育代际向上流动,还更有可能实现较长的教育代际流动距离。农村地区的教育代际持续性较强,而城市地区的教育代际流动性较高;农村子代与其母亲的教育代际关联程度更强,城市子代与其父亲的教育关联程度较大。第二,农村子代的教育获得水平不仅会受到年龄、性别、民族、区域等人口学变量的影响,还会受到父辈社会资本存量(政治资本、社会经济地位、父母亲的受教育年限)的制约;城市子代的受教育年限会受到年龄、性别、区域这些人口学变量的显著影响,父辈社会资本中仅父母亲的受教育年限对城市子代的受教育年限始终存在显著的积极影响。即农村子代的教育获得水平更容易受到父辈社会资本和其他因素的影响,而城市子代的教育成就更多地只与其父辈的教育水平高度关联。第三,只有母亲受教育年限与户籍变量的交互效应会对子代的受教育年限产生显著的负向影响,即农业户口提高了教育的代际弹性,而非农业户口则降低了教育的代际弹性。这表明二元户籍制度是农村子代教育代际向上流动的制度性障碍,而农村女性受教育水平的绝对弱势是造成农村地区教育代际传递恶性循环的重要因素。

针对上述研究结论,有如下思考:

一方面,户籍制度造成了我国教育的城乡二元结构壁垒,成为农村子代教育代际向上流动的制度性障碍。二元户籍制度不仅违背公民的平等受教育权,还是阻碍城市化发展的最大障碍,要打破户籍制度藩篱,必须剥离黏附于户籍制度的利益挂钩。只有深化户籍制度改革和推动相应的配套制度改革,才能破除城乡教育分割格局并实现城乡一体化均衡发展,真正落实城乡教育的实质公平。首先,提升户籍人口的城镇化率,真正推进农业转移人口市民化,健全以居住证为载体、与居住年限等条件相挂钩的基本公共服务提供机制。有效落实进城务工人员随迁子女的就学和升学保障机制,降低进城务工人员随迁子女落户上学门槛,保证“每位孩子都能享有公平而有质量的教育”,从教育机会上解决我国城乡子女的教育公平问题。其次,加强对农村地区和贫困地区的教育财政转移支付力度。我国的义务教育实行的是县级人民政府为主的管理体制,在地区经济发展不平衡的背景下,这一管理体制可能会导致“让贫困者支持贫困者”的困境。因此,要以县为对象构建科学的转移支付模型,厘清中央政府、省政府和县政府各自的财政责任,同时要加强对地方官员的考核及监督,确保教育投入用到实处[28]。最后,加强农村地区特别是贫困偏远山区的软硬件基础教育设施建设,充分发挥脱贫攻坚中教育帮扶这一政策工具的有力作用,不断提升教育基础薄弱区域的办学水平。针对薄弱学校搭建专门的网络应用平台,通过数字化和信息化技术缩小校际教育差距[29],借助互联网和人工智能技术的发展,真正打造优质教育资源共建共享,帮助广大农村子弟获得更多更优质的教育机会。

另一方面,我国整体农村地区,尤其农村女性的受教育水平处于弱势,而农村子代的受教育水平又深受其母亲教育背景的制约,因而农村母亲受教育水平的绝对弱势是造成农村地区教育代际传递恶性循环的重要因素,农村女性的受教育情况亟待关注。有学者的研究指出,同胞数量会对个体教育获得产生挤占效应,且当个体为女性、具有农业户口、父母受教育程度较低、来自中西部地区时,受到的挤占效应更强[30]。可见,农村家庭通常是基于理性行动理论(RAT),考虑到有限的家庭资源、机会成本、教育投资风险和回报率等因素从而对子女的教育决策产生性别差异,进而导致农村女性的教育结果更多地承载了家庭背景的劣势累积效应。所以必须干预家庭教育决策对农村女性教育获得的微观作用机制,加大对农村地区和贫困地区的教育资金投入,加强对教育资源短缺地区的帮扶力度,削弱家庭资本对农村子代教育机会的消极影响。首先,设立农村贫困女学生的升学资助制度,并打通各教育阶段的普职教育体系,辅之以职业教育资源的强化建设,以此降低教育投资成本和教育投资风险;还要构建完善的就业保障体系,创设专门的优秀贫困女大学生的就业通道,用以确保教育投资回报。其次,统合社会力量,改变农村传统的性别角色期待,确立性别平等的社会主流价值观,确保女性的平等受教育权利。宣传部门应与学校教育携手,借助互联网等平台进行多渠道、全方位的性别平等观念的广泛宣传,共同助力男女平等政策的深入人心;同时还要完善农村地区教育督导机制,保障农村女性平等的教育机会获得。最后,政府应真正把社会性别意识与性别平等观念纳入政策主流,对各项教育法规及政策进行社会性别分析,审视并修订现行教育法规中性别歧视和性别盲点方面的内容,并对保障制度和违法责任做出明确的要求和规定,充分完善女性接受各层次教育的法律法规和政策体系。[15]

总之,深化户籍制度改革与改善农村女性的受教育状况应同向发力、协同并举,这对于教育贫困治理和助力乡村振兴具有重大意义。