城鄉教育代際流動水平的測算及影響因素探析

溫軍英,王偉宜

(福建師范大學 教育學院,福州 350007)

一、引 言

教育在促進扶貧、防止返貧等方面具有基礎性、先導性、根本性和可持續性作用[1],我國將教育作為阻斷貧困代際傳遞的根本之策,著力通過發展教育、提升貧困人口發展能力以實現脫貧攻堅的目標。然而,近些年來從“富二代”“官二代”到“學二代”這些詞匯表明,我國的代際傳遞現象已經從經濟、階層領域滲透至教育領域。教育代際傳遞意味著父輩教育機會的不公平在子代中延續,從而造成社會階層流動固化以及貧困代際傳遞的惡性循環。

教育貧困治理從表層上看旨在幫扶貧困地區和貧困群眾,但實質上是為消除社會存在的不平等,幫助社會實現公平正義。[1]長久以來,我國發展不平衡不充分的問題突出體現在城鄉差距之中。結合我國城鄉教育二元結構壁壘突出的現實背景,有必要明晰城鄉教育代際流動的實際程度,廓清城鄉教育代際流動的現狀及其特征,尋找突破城鄉教育代際循環的關鍵因素,進而提出阻斷貧困代際傳遞、實現城鄉均衡發展的可能途徑。因此,有必要從教育代際流動的視角來理解教育公平,為實現社會合理流動和社會結構的開放穩定、促進社會公平提供政策建議。

二、文獻回顧

代際流動通常指的是子代相對于父輩在社會經濟地位上所發生的相對流動。因而,代際流動研究一直是經濟學和社會學領域的關注重點,后期逐漸發展至教育學領域。教育代際流動研究關注子代受教育水平與父輩受教育水平的相對流動及其因果關系,鑒于樣本數據的可獲得性以及所研究問題的重點,國內外關于教育代際流動的研究內容主要包括以下兩個方面:

其一,教育代際流動性的影響因素研究,既包括宏觀的公共政策、制度安排,也包括微觀的父輩教育背景、家庭經濟水平、基因遺傳及教育期望等影響因素。有學者使用國際比較數據(PIAAC)發現,大多數國家的教育流動性隨著時間的推移而有所惡化,而增加國內生產總值和基礎教育的公共支出、減少家庭信貸限制則可以改善代際教育流動性。[2]一項基于遺傳數據的研究認為,在代際流動性較高的社會中,教育程度差異較小的原因是共同的兄弟姐妹環境。[3]基于圣保羅青年發展研究的數據分析得出,在父輩教育程度較低的子女中,激勵因素對女性教育獲得的正向影響會大于男性,女性也因此更有可能實現向上的教育流動。[4]國內關于教育代際流動的影響因素研究多側重于父母教育背景、家庭經濟水平及教育規模擴張等外生性變量。如孫永強等[5]的實證研究發現,父親教育背景對子女高等教育階段的教育機會影響顯著,而母親教育背景對子女義務教育和高中階段的教育機會影響更大。魏曉艷[6]認為,家庭經濟水平越低,高等教育代際傳遞的作用越低,家庭經濟水平越高,高等教育代際傳遞的作用越明顯。楊中超[7]基于教育擴張政策的實證研究發現,教育在擴張前后始終是決定個人社會經濟地位高低的最重要因素,但教育擴招沒有顯著改善教育機會不均等問題,因此也無法改善代際流動。羅楚亮等[8]同樣指出,目前情形下的高等教育擴張很有可能降低教育的代際流動性。

其二,教育代際流動性的差異比較研究,包括教育代際流動性的時代嬗變,教育代際流動性在不同國家、地區、城鄉之間的差異等。國外學者多側重于教育代際流動性的國別差異等大規模區域比較,如通過計算相對代際教育流動性和絕對代際教育流動性的相關指標發現,拉丁美洲的平均教育代際流動性在逐年增加,這主要是由于父輩受教育程度低的子代向上流動程度高所造成的,同時指出跨國之間的教育代際流動性差異主要與各國的經濟業績和體制有關。[9]有學者基于教育流動性的趨勢和地理差異認為,美國各州在總體上教育流動性略有增加,其中南美區域的流動性低于其他區域,在此期間未能增加流動性。[10]由于我國獨特的二元結構和歷史發展戰略,國內學者則主要聚焦于教育代際流動的城鄉差異和區域差異。如李曉飛[11]指出,高等教育大眾化初期的農村居民更有可能培養出“鳳凰男”,而高等教育大眾化的現階段,具備家庭文化資本優勢的城市居民更有可能熏陶出“學二代”。朱健等[12]認為,城鎮子代的入學率在各個教育階段都顯著高于農村子代,并認為城鄉間在大學入學率方面的差異是高中階段教育分層的延續和放大。陸一[13]也提出,基礎教育階段是否獲得優質教育對后續教育的路徑分流有決定性的影響,教育機會具有明顯的累積性優勢效應,近年來的高等教育擴招進一步加大了差異。

三、研究設計

(一)研究思路

上述文獻對本研究具有重要啟發,在結合我國突出的城鄉教育二元結構背景以及數據的可獲得性、適切性等問題的基礎上,本文著力進行以下探討:(1)在城鎮化和現代化進程不斷加速的背景下,有必要借助全國性數據準確測算當前的城鄉教育代際流動程度,以明晰我國的城鄉教育代際流動現狀及其特征。(2)明確父母各自的資本存量對子代受教育水平的影響情況及其城鄉差異,在此基礎上重點考察父母各自的受教育水平與子代教育獲得的代際傳承情況。(3)教育代際流動研究的核心關注點在于父輩與子代之間的教育代際傳承關系,雖然多數研究表明父輩受教育水平對子代教育獲得的顯著正向影響,但在我國城鄉教育的二元結構背景之下,父輩受教育水平與城鄉變量之間是否存在交互效應?而這種交互效應又是否會對子代受教育水平產生顯著影響?在上述研究問題的基礎上,明確城鄉教育代際循環的關鍵因素,從而提出突破城鄉教育代際循環、實現城鄉合理流動的可能途徑。

(二)數據來源與變量說明

中國綜合社會調查(CGSS)是我國最早的全國性、綜合性、連續性學術調查項目。該數據采用多階分層抽樣的連續性截面調查,系統全面地收集了社會、社區、家庭、個人等多個層次的數據,對于探究全國城鄉之間的教育代際流動情況具有適切性和代表性。

為準確考察父親和母親各自的教育背景與子代教育獲得的代際傳承關系,本文中的被解釋變量(因變量)為子代受教育年限,對其進行如下編碼:未受過任何教育=0,私塾及掃盲班=3,小學=6,初中=9,高中/中專=12,?？?15,本科=16,研究生及以上=19。與之相對應的受教育水平分為五類,將其編碼為:小學及以下=1,初中=2,高中/中專=3,大專=4,本科及以上=5。核心的解釋變量(自變量)為父親和母親的受教育年限,其編碼方式與子代受教育年限的編碼方式相同,其中,父親與母親受教育水平的編碼方式與子代受教育水平的編碼方式也相同。

與此同時,本文著力于考察父母各自的資本存量對子代受教育年限所產生的城鄉差異。根據社會學研究習慣,父輩資本存量通常包括文化資本、政治資本和社會資本。結合我國國情和數據情況,本文以上述所提及的“父(母)親受教育年限”作為父輩“文化資本”這一資本存量的代表指標,以父(母)親的“政治面貌”作為父輩“政治資本”這一資本存量的代表指標,以“父(母)親的社會經濟地位”作為父輩“社會資本”這一資本存量的代表指標。因此,控制變量除一般的人口學變量外,還包括父(母)親的政治面貌、父(母)親的社會經濟地位這兩個變量。其中,父(母)親的社會經濟地位指標通過對“職業類型”“單位性質”“擔任行政職務情況”這三個變量進行降維處理,經過主成分因子分析(最大方差法)提取出父親和母親的“社會經濟地位”(1)“父親社會經濟地位”和“母親社會經濟地位”均通過Bartlett球形度檢驗,表明可以進行因子分析,該指標具有良好的效度。其中“父親社會經濟地位”的可靠性檢驗的標準化克隆巴赫系數為0.670,樣本數據的信度良好,“父親職業類型”“父親單位性質”“父親擔任行政職務情況”這三個變量的因子載荷依次為0.822、0.819、0.758,總方差解釋為64.013%?！澳赣H社會經濟地位”的可靠性檢驗的標準化克隆巴赫系數為0.608,樣本數據的信度良好,“母親職業類型”“母親單位性質”“母親擔任行政職務情況”這三個變量的因子載荷依次為0.813、0.808、0.641,總方差解釋為57.463%。這一變量,該指標得分越高,表示社會經濟地位越高。此外,各控制變量及其編碼如下。父(母)親的政治面貌:黨員=1,非黨員=0;父(母)親是否擔任行政職務:是=1,否=0;性別:男=1,女=0;民族:漢族=1,少數民族=0;戶籍:非農業戶口=1,農業戶口=0;區域:西部=1,東北部=2,中部=3,東部=4。最后,經過篩選“拒絕回答、不清楚、缺失值”等情況并進行刪除處理,本文最后所使用數據的樣本量為6072。

(三)方法選定

1.概率轉換模型

教育代際流動水平的測算方法借鑒收入代際流動研究的常用方法,即采用概率轉換矩陣表。將父輩和子代的受教育水平分為五個等級,即小學及以下、初中、高中/中專、大專、本科及以上這五類,構成一個5×5的概率轉換矩陣,如下式所示:

該概率轉換矩陣在對角線上的數值表示父輩與子代在特定教育水平上的代際傳遞概率,而矩陣的各行列數值可以清晰呈現父輩與子代在各個教育水平上的分布概率,同時還能夠動態考察父輩與子代在各個教育水平的代際流動情況。如上式所示,概率轉換矩陣中的pij表示子代受教育水平為i且父輩受教育水平為j的概率。根據概率轉換矩陣所衍生出的教育代際流動指標能夠準確測算教育代際流動水平、教育代際傳遞水平及教育代際向上向下的流動概率等,全面而精準地揭示我國城鄉教育代際流動的現狀及其特征。教育代際流動統計指標的說明見表1。

2.多元線性回歸模型

為具體探究各解釋變量對子代受教育年限的影響程度,以及城鄉子代與其父輩受教育年限之間的因果關系,借鑒Mare[14]的教育變遷模型進行多元線性回歸。該模型設定為

式中:edui為子代的受教育年限,edu為父親和母親的受教育年限,X為控制變量,包括年齡、性別、民族、戶籍、區域、父母親的政治面貌及父母親的社會經濟地位等。

首先,對總樣本數據進行多元線性回歸;其次,以戶籍為劃分依據,將總樣本劃分為農村樣本和城市樣本,深入探究各個影響因素對城鄉子代內部受教育年限的影響情況;最后,重點考察城鄉父母與其子代受教育年限的代際傳承關系,并對所造成的城鄉差異進行分析。

四、研究發現

(一)城鄉教育代際流動水平的現狀分析

教育代際流動水平統計指標的計算結果見表2,各個指標的具體含義參見表1。

如表2所示,從城鄉總體來看,農村地區的教育代際傳遞水平(慣性率)高于城市地區,而城市地區的教育代際流動水平(Shorrocks流動指數)高于農村地區,說明農村地區的教育代際持續性較強,而城市地區的教育代際流動性較高。從城鄉子代與父親、母親的教育代際傳遞情況來看,城市子代與其父親實現教育代際傳遞的概率大于其母親(0.2654>0.2576),而農村子代與其母親實現教育代際傳遞的概率大于其父親(0.3012>0.2916)。由平均階差的數值比較可以看出,城市子代與其父親和母親的教育代際流動距離均大于農村子代,表明在整體上城市子代能夠比農村子代實現更長的教育代際流動距離。與此同時,城市子代與其父親和母親的教育代際流動距離均在1.6左右,而農村子代與其父親和母親的教育代際流動距離依次為1.5255、1.3508,可見城市地區的教育代際流動距離較為均衡,而農村地區的教育代際流動距離存在較大內部差異。此外,農村地區的教育代際向上流動率低于城市地區,而且農村地區的教育代際向下流動率高于城市地區,表明相比城市子代,農村子代不僅難以實現教育代際向上流動,而且還存在更多教育代際向下流動的風險。城鄉子代的共性在于,二者與其母親實現教育代際向上流動的概率都要高于父親,與其父親實現教育代際向下流動的概率都要高于母親。這表明從整體上看,母親的教育水平相比父親的教育水平更易于被子代所跨越,這從側面反映出我國女性整體受教育水平低于男性的現狀。

(二)城鄉教育代際流動水平的影響因素分析

通過單因素ANOVA分析得出戶籍變量會使子代的受教育年限產生顯著差異,表明城鄉子代的受教育年限的確存在顯著差距。下文將進一步借助多元線性回歸模型對城鄉子代的受教育年限進行影響因素分析,回歸結果見表3。

首先,借助模型A對總樣本進行多元線性回歸(不包含戶籍變量),揭示各變量對整體子代受教育年限的影響;在模型A的基礎上加入戶籍變量得到模型B,通過模型A和模型B的對比初步探討戶籍變量對城鄉子代受教育年限的影響;進一步將總樣本劃分為農村樣本和城市樣本,分別進行回歸分析對應得到模型C和模型D,一方面是為了探究在城鄉內部中各變量對子代受教育年限的影響情況,另一方面是通過對比城鄉樣本的回歸結果來分析各變量影響子代受教育年限的城鄉差異;最后在模型B的基礎上加入戶籍變量與父母親受教育年限的交互項,由此得到模型E,借助模型E進一步探討戶籍變量與父母親受教育年限之間的交互效應對子代受教育年限的影響情況。

表3中五個模型均顯示,年齡變量對子代的受教育年限存在顯著的負向影響,即出生隊列越靠后,其受教育年限更傾向于越長。這與1986年開始普及義務教育和1999年高等教育規模擴張的政策效應密切相關,個體越晚出生,越有可能從教育擴張政策中受益,從而獲得更高的教育水平。性別變量對子代的受教育年限具有顯著的正向影響,男性的平均受教育年限比女性更長,再次驗證了上文現狀分析中所提及的女性受教育水平處于劣勢的觀點。這與吳潔等[15]的研究發現具有一致性,該研究還指出性別間的教育不公平在農村、少數民族及西部地區群體內部仍然突出。區域變量對子代的受教育年限具有顯著的正向影響,西部、東北部、中部和東部各區域子代的平均受教育年限依次增加,即區域教育資源越豐厚,該區域子代的平均受教育年限越長。該結論與曹妍等[16]的研究發現相符,即東部地區入學機會高于中西部地區,而人口和經濟特征是造成地區入學機會差異的最主要原因。

上述為人口學變量如何影響城鄉子代受教育水平的簡要分析,下面重點針對父輩資本存量和城鄉二元戶籍制度等關鍵變量對城鄉子代受教育水平的影響情況進行深入分析。

1.父輩資本存量對城鄉子代教育年限的影響差異

從父輩的政治資本來看,總樣本模型均顯示父親政治面貌對子代的受教育年限存在顯著的正向影響。例如在模型A中,當父親政治面貌為黨員時,其子代的受教育年限會比父親政治面貌為非黨員的子代多出0.031,該影響的顯著性為5%,而且在任一模型中母親的政治面貌對子代的受教育年限都不存在顯著影響。在對比農村樣本(模型C)和城市樣本(模型D)時發現,當父親的政治面貌為黨員時,農村子代的受教育年限會增加0.04年,母親的政治面貌則不產生顯著影響;而在城市樣本中,父母親的政治面貌均不會對子代的受教育年限產生顯著影響。事實上,政治資本指政黨所賦予的政治身份,而家庭政治資本的衡量標準在于強調資源分配過程中對本黨黨員和特殊階級的庇護[17]。當前這種制度化的資本已經演化為一種身份資格的認定,由于農村家庭通常是經濟資本和文化資本匱乏的弱勢群體,當農村父輩擁有這種優勢身份資格時,能夠顯著有效地幫助其子代獲取更多教育資源;而城市子代則往往是其他社會資本較為豐厚的優勢群體,相對而言這些資本對于子代的教育成就具有更加關鍵的作用,因而父輩的政治資本僅對農村子代的教育獲得產生顯著積極影響。

從父輩的社會經濟地位來看,模型A中父親和母親的社會經濟地位均會對子代的受教育年限產生顯著的積極影響。究其原因,本文的“社會經濟地位”變量是由“職業類型”“單位性質”和“擔任行政職務情況”所綜合而成的,當父輩的職業地位越高時,對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的基礎上加入戶籍變量得到模型B,模型B顯示父親社會經濟地位對子代受教育年限所產生的顯著正向影響有所弱化,母親社會經濟地位對子代受教育年限的影響則不再顯著,表明戶籍變量削弱了社會經濟地位對子代教育年限的積極影響。有學者認為,社會地位對于社會地位較低的流動人口教育觀的形成既有“枷鎖”效應又有“鞭策”效應,其中“枷鎖”效應要遠大于“鞭策”效應[19]。正如法國學者布迪厄所言,工人階級一開始就會根據自身階級成功的可能性而把自己限定在較低教育層次上,這是一種自我淘汰。[20]進一步對農村樣本(模型C)和城市樣本(模型D)比較發現,在農村子代內部中,父母親的社會經濟地位對其受教育年限均存在顯著的正向影響,父母親的社會經濟地位越高,越有助于農村子代提升其受教育年限。有學者認為,經濟收入是決定農村家庭高等教育需求的最重要原因,發達地區農村幾乎不存在“教育放棄”現象[21]。而對城市子代而言,父母親的社會經濟地位對其受教育年限則不存在顯著影響?？梢?農村子代的教育成就更容易受到其父輩社會資本存量的影響,農村父輩的社會經濟地位越高,越有可能幫助子代獲得更多的教育資源,從而提升受教育水平。

各模型中父親和母親的受教育年限對子代的受教育年限均存在顯著的正向影響,表明父母親的文化資本對子代教育獲得的影響具有深刻的穩定性,這一觀點與文化再生產理論相符,也得到其他學者的研究證實。[22]進一步對比發現,在模型A中母親受教育年限比父親受教育年限所發揮的積極影響更大(0.209>0.194),而在模型B中由于戶籍變量的加入,轉而變為父親受教育年限比母親受教育年限所發揮的積極影響更大(0.174>0.151),此時戶籍變量也成為該模型中對子代受教育年限影響最大的變量,表明城鄉二元戶籍的制度性區隔,使得父母親受教育年限對子代教育獲得的影響產生了轉變。進一步對比農村樣本(模型C)和城市樣本(模型D)發現,母親受教育年限對農村子代受教育年限所發揮的積極影響大于其父親(0.170>0.158),而父親受教育年限對城市子代受教育年限所發揮的積極影響大于其母親(0.224>0.144),表明農村子代與其母親的教育關聯程度較大,而城市子代與其父親的教育關聯程度較大。究其根源,有關教育代際傳遞的研究指出,母親的影響相較于父親的影響在增強,且母親對女孩的影響相較于男孩更強。[23]與此同時,相比城市家庭,農村家庭往往更加秉承“男主外,女主內”的家庭觀念,因而農村母親往往有更多機會參與其子代的教育成長過程,使得母親的受教育程度對農村子代的受教育水平發揮著更廣泛的作用。此外,城市子代的受教育年限僅受到年齡、性別、區域和父母親受教育年限的顯著影響,而農村子代的受教育年限除受到上述因素的影響以外,還受到民族、父親政治面貌、父親社會經濟地位和母親社會經濟地位的顯著影響。根據優勢補償理論可知,早先的不利在弱勢家庭中會隨時間推移而積累,但這種不利因素的積累較少發生在優勢家庭[24],可見農村子代的教育獲得水平更容易受到父輩社會資本和其他因素的多重制約,而城市子代的教育成就更多地只與其父輩的教育水平高度關聯。

2.戶籍制度對城鄉子代教育年限的影響差異

對比模型A和模型B發現,戶籍變量的加入擴大了年齡變量所對應的影響系數,加劇了出生隊列前后對子代教育成就的顯著負向影響。此外,戶籍變量的加入不僅弱化了性別、民族、區域等控制變量對子代受教育年限的顯著正向影響,還弱化了父親政治面貌、父親社會經濟地位、母親社會經濟地位、父親受教育年限、母親受教育年限等核心變量對子代受教育年限的顯著正向影響。其中,戶籍變量的加入使得母親社會經濟地位對子代受教育年限的影響,由模型A中的顯著正向影響轉變為模型B中的不顯著。進一步發現,戶籍變量對子代受教育年限的顯著正向影響系數在各個模型中均為最大值,表明戶籍變量對子代受教育年限的制約作用最為突出,也說明非農業戶口子代的受教育水平要顯著優越于農業戶口子代。一方面,農村子代的教育獲得水平會受到農村地區教育資源稀缺和父輩文化資本匱乏的雙重制約;另一方面,由于城市父輩通常是教育紅利的最大獲得者,因而其子代的教育獲得水平不僅會受到城市地區豐富教育資源的加持,還會得益于父輩為復制教育紅利所進行的高教育投資和高教育期盼。此外,威斯康星模型和地位獲得模型的系列研究都明確了父輩教育期望對子代自我教育期望和教育獲得的顯著正向作用[25],另有研究還證實父母教育期望存在著戶籍分層,即農村父母的教育期望顯著低于農轉非父母、城市父母,甚至較同為農村戶籍的農民工父母也更低,而家庭經濟資源和自身教育程度劣勢是導致農村父母教育期望處于劣勢地位的核心因素。[26]可見,城鄉二元戶籍的制度性區隔和經濟資本、社會資本、文化資本的匱乏,共同導致了農村子代的教育獲得水平與城市子代相比處于明顯的弱勢地位。

進一步地,在模型B中加入戶籍變量與父(母)親受教育年限的交互項得到模型E,發現模型B中非農業戶籍對子代的受教育年限有顯著的正向影響,表明農業戶籍子代的受教育年限處于弱勢,農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顯示,非農業戶籍對子代受教育年限的正向影響進一步增大(0.262<0.344),這表明戶籍變量與父(母)親受教育年限的交互效應進一步擴大了戶籍變量對城鄉子代受教育年限的影響,加劇了城鄉子代的受教育年限差距?？梢宰⒁獾?模型E顯示父親受教育年限與戶籍變量的交互效應對子代的受教育年限沒有產生顯著影響,這表明父親受教育年限與戶籍變量的交互效應不會導致城鄉子代的受教育年限產生顯著差異。然而,母親受教育年限與戶籍變量的交互效應則會對子代的受教育年限產生顯著的負向影響,且非農業戶籍對子代受教育年限存在顯著的正向影響,此時母親的受教育年限每增加一年,農村子代的受教育年限所受到的影響會比城市子代多出0.126個單位。表明母親受教育年限對子代受教育年限的影響會受到戶籍變量的調節作用,即農業戶口提高了教育的代際彈性,而非農業戶口則是降低了教育的代際彈性?？梢?在二元戶籍的制度區隔之下,農村子代的受教育年限深受其母親教育水平的制約。與此同時,李春玲[27]的研究發現,女性的受教育機會更易于受到家庭背景的局限,出身于較差的家庭環境,特別是生長于農村或來自農民家庭的女性的受教育機會明顯少于其他人?？梢?農村女性的受教育水平處于絕對弱勢,這不僅會進一步擴大城鄉子代的受教育年限差距,還會造成農村地區陷入惡性的教育代際循環。

五、結論與思考

本文通過測算我國當前的城鄉教育代際流動水平,準確呈現了城鄉教育代際流動的現狀及其特征,在回歸分析的基礎上揭示了人口學變量和父母親各自的資本存量對子代受教育年限的影響程度及其城鄉差異,重點探討了城鄉子代與父母受教育年限之間的代際傳承關系,得出如下結論:

第一,城市子代不僅比農村子代更易于實現教育代際向上流動,還更有可能實現較長的教育代際流動距離。農村地區的教育代際持續性較強,而城市地區的教育代際流動性較高;農村子代與其母親的教育代際關聯程度更強,城市子代與其父親的教育關聯程度較大。第二,農村子代的教育獲得水平不僅會受到年齡、性別、民族、區域等人口學變量的影響,還會受到父輩社會資本存量(政治資本、社會經濟地位、父母親的受教育年限)的制約;城市子代的受教育年限會受到年齡、性別、區域這些人口學變量的顯著影響,父輩社會資本中僅父母親的受教育年限對城市子代的受教育年限始終存在顯著的積極影響。即農村子代的教育獲得水平更容易受到父輩社會資本和其他因素的影響,而城市子代的教育成就更多地只與其父輩的教育水平高度關聯。第三,只有母親受教育年限與戶籍變量的交互效應會對子代的受教育年限產生顯著的負向影響,即農業戶口提高了教育的代際彈性,而非農業戶口則降低了教育的代際彈性。這表明二元戶籍制度是農村子代教育代際向上流動的制度性障礙,而農村女性受教育水平的絕對弱勢是造成農村地區教育代際傳遞惡性循環的重要因素。

針對上述研究結論,有如下思考:

一方面,戶籍制度造成了我國教育的城鄉二元結構壁壘,成為農村子代教育代際向上流動的制度性障礙。二元戶籍制度不僅違背公民的平等受教育權,還是阻礙城市化發展的最大障礙,要打破戶籍制度藩籬,必須剝離黏附于戶籍制度的利益掛鉤。只有深化戶籍制度改革和推動相應的配套制度改革,才能破除城鄉教育分割格局并實現城鄉一體化均衡發展,真正落實城鄉教育的實質公平。首先,提升戶籍人口的城鎮化率,真正推進農業轉移人口市民化,健全以居住證為載體、與居住年限等條件相掛鉤的基本公共服務提供機制。有效落實進城務工人員隨遷子女的就學和升學保障機制,降低進城務工人員隨遷子女落戶上學門檻,保證“每位孩子都能享有公平而有質量的教育”,從教育機會上解決我國城鄉子女的教育公平問題。其次,加強對農村地區和貧困地區的教育財政轉移支付力度。我國的義務教育實行的是縣級人民政府為主的管理體制,在地區經濟發展不平衡的背景下,這一管理體制可能會導致“讓貧困者支持貧困者”的困境。因此,要以縣為對象構建科學的轉移支付模型,厘清中央政府、省政府和縣政府各自的財政責任,同時要加強對地方官員的考核及監督,確保教育投入用到實處[28]。最后,加強農村地區特別是貧困偏遠山區的軟硬件基礎教育設施建設,充分發揮脫貧攻堅中教育幫扶這一政策工具的有力作用,不斷提升教育基礎薄弱區域的辦學水平。針對薄弱學校搭建專門的網絡應用平臺,通過數字化和信息化技術縮小校際教育差距[29],借助互聯網和人工智能技術的發展,真正打造優質教育資源共建共享,幫助廣大農村子弟獲得更多更優質的教育機會。

另一方面,我國整體農村地區,尤其農村女性的受教育水平處于弱勢,而農村子代的受教育水平又深受其母親教育背景的制約,因而農村母親受教育水平的絕對弱勢是造成農村地區教育代際傳遞惡性循環的重要因素,農村女性的受教育情況亟待關注。有學者的研究指出,同胞數量會對個體教育獲得產生擠占效應,且當個體為女性、具有農業戶口、父母受教育程度較低、來自中西部地區時,受到的擠占效應更強[30]?？梢?農村家庭通常是基于理性行動理論(RAT),考慮到有限的家庭資源、機會成本、教育投資風險和回報率等因素從而對子女的教育決策產生性別差異,進而導致農村女性的教育結果更多地承載了家庭背景的劣勢累積效應。所以必須干預家庭教育決策對農村女性教育獲得的微觀作用機制,加大對農村地區和貧困地區的教育資金投入,加強對教育資源短缺地區的幫扶力度,削弱家庭資本對農村子代教育機會的消極影響。首先,設立農村貧困女學生的升學資助制度,并打通各教育階段的普職教育體系,輔之以職業教育資源的強化建設,以此降低教育投資成本和教育投資風險;還要構建完善的就業保障體系,創設專門的優秀貧困女大學生的就業通道,用以確保教育投資回報。其次,統合社會力量,改變農村傳統的性別角色期待,確立性別平等的社會主流價值觀,確保女性的平等受教育權利。宣傳部門應與學校教育攜手,借助互聯網等平臺進行多渠道、全方位的性別平等觀念的廣泛宣傳,共同助力男女平等政策的深入人心;同時還要完善農村地區教育督導機制,保障農村女性平等的教育機會獲得。最后,政府應真正把社會性別意識與性別平等觀念納入政策主流,對各項教育法規及政策進行社會性別分析,審視并修訂現行教育法規中性別歧視和性別盲點方面的內容,并對保障制度和違法責任做出明確的要求和規定,充分完善女性接受各層次教育的法律法規和政策體系。[15]

總之,深化戶籍制度改革與改善農村女性的受教育狀況應同向發力、協同并舉,這對于教育貧困治理和助力鄉村振興具有重大意義。