随迁对农民工子女学业成绩影响的实证研究 ——基于PSM 和家校教育的视角

刘华，于爱华，王琳

（南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京 210095）

一、问题的提出

《中国农村教育发展报告2019》显示，2017年义务教育阶段随迁子女数量达1 406.63 万，与2013 年相比增加129.46 万人，增加了近10.14%，农民工随迁子女数量不断增加的现实与教育资源的稀缺性及其配置的非均衡性之间的矛盾日益凸显。农民工随迁子女的教育保障问题得到政府部门的持续关注，2001 年国务院发布“两为主”政策保障农民工子女在城市的受教育权利，2014 年发布了“两纳入”政策将随迁子女的教育经费纳入财政保障范畴，2020 年中央一号文件明确提出要增加学位供给，有效解决农民工随迁子女上学问题。

作为建设和发展农村的重要梯队，农民工子女的人力资本质量关乎农村人口未来的素质水平和发展状况。人力资本理论认为，个体在学生时代的学业成绩是其在劳动力市场上获得工作和进行工资谈判的重要依据。作为教育最直观和即时的结果，学业成绩是决定个体能否接受更高水平的教育和实现自身长远发展的关键指标，一般来说，学生时期学业成绩较高的个体，未来达到的教育水平及在劳动力市场上工资性收入相对也会较高。综上，分析农民工子女学业成绩的影响因素对于提高农民工子女学业成绩，促进个体人力资本的积累，增强其在劳动力市场中的竞争力与教育回报率有重要意义。

学界对随迁农民工子女的教育问题进行了广泛探讨。有学者认为，农民工子女跟随父母进入城市可以接受城市学校的教育，且能够得到父母的陪伴和管教，有助于他们学习能力的提升，他们的学业成绩会优于留守儿童，因此城市更有利于农民工子女的发展及其人力资本的积累[1-4]。也有研究认为由于公共教育资源有限，教育资源较优的公立学校缺乏接纳随迁子女的激励[5]，有可能会设置较高的入学门槛，提高借读费，导致农民工家庭因为入学门槛的阻碍，最终会选择教育资源较差的公立学校[6]，部分农民工子女甚至只能进入教育资源更差的打工子弟学校，随迁子女得到的学校教育质量参差不齐[7]；同时，农民工因为经济压力的影响，对子女的家庭教育参与度不高，随迁子女得到的家庭教育相对有限[8]。由于家校环境的影响，随迁子女易出现抑郁焦虑、社交退缩等问题[9]，导致其学业表现劣于留守儿童[10]。

现有关于农民工子女学业成绩影响因素的研究大多关注家庭经济条件对农民工子女学业成绩的影响[11-15]，或者仅从家庭或学校特征的某一角度进行分析，如生活环境、家长辅导、教育期望、学校投入、学校类型等[16-20]。由于研究对象和研究样本的不一致，以及研究方法的不同，导致现有研究结论存在一定的差异性。在研究对象的选择上，多数研究将随迁子女与城市儿童、留守儿童与农村儿童进行对比分析，而忽略了留守儿童和随迁子女的对比分析，实际上两者均属于农民工家庭这一特殊群体，农民工家庭对子女是否随迁的选择是基于农民工家庭的内外部特征而进行的决策，因此对农民工子女教育问题的研究，不应将两者割裂开来进行分析[21]。在研究样本方面，部分研究由于数据可得性的限制，研究对象仅集中在某一学校内部或者某一城市，样本量较少，代表性较差，容易造成研究结论存在偏误的问题。在研究方法的选择方面，传统的教育产出函数将学校的教育视为投入变量，将学业成绩视为产出变量，简单地将随迁与否作为自变量纳入OLS 模型进行回归，然而随迁并不是随机选择的结果，采用传统的OLS 模型会产生自选择和内生性问题，造成结果的偏误[22]，因此解决内生性问题是研究农民工子女教育问题的重点。在研究视角方面，多数研究将家校教育视为“黑箱”而不加深入分析[23]，鲜有研究关注随迁对农民工子女学业成绩的影响路径。从教育学的观点来看，学生学业成绩源于家庭教育和学校教育的联合培养，家庭教育和学校教育是子女人力资本投资的重要途径。随迁子女进入城市，其家校教育都发生了较大的变化，随迁所引起的家校教育的改变会对其学业成绩产生影响，那么想要探究随迁究竟对农民工子女学业成绩产生怎样的影响，就必须打开家庭教育和学校教育的“黑箱”。

基于此，本文以留守儿童和随迁子女这两个农民工子女群体作为研究对象，利用具有代表性的中国教育追踪调查数据（CEPS），采用倾向得分匹配模型（PSM）控制内生性问题，研究随迁对农民工子女学业成绩的影响，重点关注随迁与农民工子女学业成绩之间的影响路径，对随迁子女的家庭教育和学校教育进行较为全面和细致的划分，构建多重中介效应模型，探究家校教育在此影响路径中的中介效应，寻找引起学业成绩差异的关键因素，以期为研究农民工子女教育问题提供新的研究视角，为提高农民工子女人力资本质量，增强其在劳动力市场上的竞争力，完善农民工子女教育政策及随迁保障政策提供理论参考依据。

二、分析框架与识别策略

（一）分析框架与研究假设

留守儿童由于缺乏父母的陪伴、照顾与管教，其教育和发展问题引发了政府和学界的广泛关注，研究认为：农民工的外出务工造成了父母在留守儿童的家庭生活和家庭教育的缺位，亲子沟通和心理疏导的缺失则容易导致留守儿童产生自卑、焦虑和社交恐惧等问题，不利于其身心健康的发展，留守儿童的厌学情绪和逃学现象也较普通儿童严重，因而会对学业成绩产生负面影响，从而严重影响了留守儿童的发展[24-29]。基于上述结论，学者们提出要打破城乡隔离的户籍制度，保证农民工子女能够随父母自由流动，鼓励城市接纳当地农民工子女入学，保障随迁子女在流入地的受教育权利等政策建议[30,31]。为保障农民工子女在城市的受教育权利，2001 年国务院出台“两为主”政策，保证农民工子女可以自由地跟随父母到城市生活和学习，其生活环境和教育状况都得到了较大的改善。

教育产出理论认为，教育能够影响教育产出，教育产出是学生个体通过接受教育资源和家校教育而产生的最直接的结果[32]。对于义务教育阶段的农民工子女而言，学业成绩是其现阶段最主要的教育产出。随迁子女得到的教育分为两部分——学校教育和家庭教育[33]，随迁子女跟随父母进入城市，其家校教育均发生了较大改变。

一方面，相较于留守，随迁子女的学校教育有了较大改善，学校效能理论认为学校的各类教育资源与个体的教育结果之间，特别是与学业成绩之间有着较为密切的联系，学校的各类教育资源是影响学生学业成绩的主要因素。胡咏梅等[34]研究发现学校的人力资源（如教师学历、生师比等）、财力资源（如生均教育经费等）以及物力资源（学校各类硬件设施）均会对青少年的学业成绩产生影响，随迁子女由农村学校进入城市学校，城市学校的教学资源、管理方式以及校园氛围等都会在一定程度上影响其学业表现。

另一方面，科尔曼在社会资本理论中提出家长教育参与的概念，父母通过家庭内部的教育活动可以将父代的社会资本传递给子代，促进子代人力资本的转化[35,36]，家庭教育作为家庭人力资本及社会资本代际传递的主要途径，对子女的教育表现及未来发展有着不可替代的作用。随迁子女在接受城市学校教育资源的同时，也会得到父母的照顾和管教，家庭教育对子女学业表现的重要性逐渐被学界认可。高燕[37]研究发现父母在家庭教育中的行为参与及情感参与能够正向影响青少年的学业成绩，李波[38]发现家长的家庭教育参与会缩小学生个体之间因家庭经济条件及个体自身学习能力差异而产生的学业成绩的差异。随迁到城市弥补了留守在农村而导致的家庭教育缺失，家庭教育的改善必定会对随迁子女的学业成绩产生正向的影响。

因此对农民工子女而言，随迁不仅仅会带来地理位置的改变，更会引起家校教育发生巨大的改变，进而会影响随迁子女的学业成绩。农民工子女教育主要分为家庭教育和学校教育两大板块，家庭教育包括父母的教育期望、教育投入、家庭互动及管教方式，学校教育主要包括学校的行政管理、教学资源、教师教学以及关系氛围。综上所述，本文构建分析框架（图1），并提出以下研究假设：

图1 随迁对农民工子女学业成绩影响的分析框架

H1：相较于留守，随迁会提高农民工子女的学业成绩。

H2：随迁引起的家庭教育的改变在“随迁-农民工子女学业成绩”的影响路径中起到中介效应，家庭教育的改善有助于随迁子女学业成绩的提高。

H3：随迁引起的学校教育的改变在“随迁-农民工子女学业成绩”的影响路径中起中介效应，学校教育的改善有助于随迁子女学业成绩的提高。

（二）识别策略

1.倾向得分匹配模型

农民工家庭对子女的留守与随迁的选择并非随机决定的，而是其家庭对各种外界因素和家庭内部条件综合考虑之后的结果，使用传统的OLS 模型会存在内生性和自选择问题，导致回归结果产生偏误。倾向匹配得分模型（PSM）能够有效地解决内生性和自选择问题，因此本文构建随迁子女学业成绩的倾向得分匹配模型来识别随迁对其学业成绩的影响。

随迁对农民工子女学业成绩影响的OLS 模型的具体设置如下：

式（1）中GRADE 代表学业成绩，包括三门主课成绩及总成绩，MIG 代表农民工子女随迁或留守的状态，MIG=0 代表留守儿童，MIG=1 代表随迁子女，X 表示影响农民工子女学业成绩的控制变量，包括个体特征、学校特征和家庭特征，i 代表第i个农民工子女，0α -2α 为各项的系数，u 为随机扰动项。

PSM 模型的分析步骤是：首先采用Logit 方程计算随迁子女的倾向得分，其次根据倾向得分进行匹配，寻找与随迁子女得分最相近的留守儿童作为反事实的控制组，最终根据控制组来计算处理组的平均处理效应（ATT）。ATT 实际上测算的是：随迁子女的学业成绩与假设其没有随父母迁移而成为留守儿童时的学业成绩之差。随迁对农民工子女学业成绩影响的平均处理效应（ATT）的计算公式如下：

式（2）中 GRADEi1表示第i 个农民工随迁子女实际的学业成绩，0iGRADE 表示假设第i 个农民工子女没有随迁而是留守时的估算的学业成绩。

本文的倾向得分匹配模型的匹配方法选择最近邻匹配法进行匹配，为保证匹配的合理性和有效性，采用半径匹配和核匹配对模型进行稳健性检验。

2.中介效应模型

为厘清随迁对农民工子女学业成绩的影响路径，构建随迁-家校教育-学业成绩的中介效应模型进一步探究家庭教育和学校教育在“随迁-学业成绩”这一影响路径中是否存在中介效应，以及各教育变量的影响效应及方向，中介模型如下：

式中GRADE 表示学业总成绩，MIG 表示随迁或留守，EDU 表示教育变量，e1，e2，e3为随机扰动项。系数c 为随迁对农民工子女学业成绩影响的总效应，系数a 与系数b 的乘积ab 为中介变量EDU的间接效应，即中介效应，系数c'为直接效应。根据温忠麟等[39]、范长煜[40]和方杰等[41]对中介效应模型的总结和分析，本文中介效应的主要检验步骤为：首先检验方程（3）中的总效应c，若c 显著，则依次检验方程（4）中的系数a 与方程（5）中的系数b，并采用Bootstrap 方法来检验中介效应ab的显著性和置信区间；其次检验直接效应c'的显著性，若显著则证明是部分中介效应，若不显著则为完全中介效应；最后一步比较直接效应c'与间接效应ab 之间的符号，若二者符号相反，证明存在遮掩效应，若相同则为中介效应。

三、数据来源及描述性分析

（一）数据来源

本文使用的是中国教育追踪调查（CEPS）2014—2015 年度的数据，问卷涉及学生个人问卷、家长问卷、班主任问卷、学校负责人问卷以及主课教师问卷，该数据不仅包含义务教育阶段青少年的个体特征及家庭基本特征，还包含父母教育期望、教育投入和管教方式等家庭教育变量，以及学校的行政管理方式、教学资源和教师教学等学校教育变量，同时包含了学生三门主课的学业成绩，数据能够有效支撑本文的研究。

已有文献中“留守儿童”的定义是指农村地区因父母双方或一方长期外出务工，而留在户籍所在地不能与父母双方共同生活的儿童[42]；《2015 年全国教育事业发展统计公报》中对“随迁子女”的定义是指户籍登记在外省（区、市）、本省外县（区）的乡村，随务工父母到输入地的城区、镇区（同住）并接受义务教育的适龄儿童少年。借鉴上述界定，本文对CEPS 数据进行筛选处理，筛选户口为农业户口，户籍登记在外县区且跟随父母流动的样本为随迁子女样本，户口为农业户口，户籍登记在本县区且不随父母流动的样本为留守儿童样本，最终得到1 333 个随迁子女样本，1 303 个留守儿童样本。

本文主要关注随迁对农民工子女学业成绩的影响，探究随迁子女的家庭教育和学校教育的中介效应。由于CEPS 数据中缺乏学校所在地的相关内容，无法确定随迁子女就读学校是城市还是城镇，因此在本文中不强调学校位置，重点关注随迁子女家校教育的质量和水平对其学业成绩的影响效应。

（二）变量选取及描述性分析

本文的因变量为农民工子女的学业成绩，CEPS数据中有学生在2014 年秋季学期三门主课（语数英）的期中考试成绩，本文对样本的学业成绩进行标准化处理，将其转化为均值为0，标准差为1 的标准分数，以减少因不同学校的分数标准不同而产生的差异。本文的自变量为农民工子女的流动状态，即随迁或留守。控制变量的选取兼顾了影响学业成绩及农民工家庭对子女流动状态决策的因素。根据对已有文献的总结和借鉴，本文从学生个体特征、家庭特征、学校情况三方面选取了13 个变量进行控制。除农民工子女性别和是否独生子女外，选取农民工子女的健康水平和学习态度来控制个体的身体条件及学习的积极性，这些个体特征变量在一定程度上会影响父母对子女是否随迁的选择，也会影响其自身的学业成绩。在家庭基本特征方面，选取家庭的经济条件和父母受教育年限来控制家庭背景和父母文化程度对教育决策的影响。影响个体学业成绩的学校因素主要包含班级教育质量和学校教育质量两方面[12]，借鉴已有文献[43]，选取学校等级、学校类型、班主任教龄、学校一级教师比例和班级数量对学校和班级层面予以控制，以减少因学校和班级等外部条件差异对随迁决策及学业成绩产生的影响。相关变量的解释及描述性统计如表1 所示。

在农民工子女的学业成绩方面，随迁子女和留守儿童标准化后成绩均值关于样本总体均值0.000对称，且留守儿童的三门主课成绩和总成绩均值均低于随迁子女。随迁子女的健康状况和学习态度得分均高于留守儿童，且其家庭经济水平及父母亲受教育水平也优于留守儿童家庭。在学校特征方面，随迁子女的一级教师比例和班主任教龄均高于留守儿童，但学校等级和班级水平相对较低。

为考察家校教育的中介效应，本文对家校教育进行细化，家庭教育选取父母教育期望、教育投入、家庭互动和家庭管教方式四个变量，学校教育选取学校行政管理、教师教学、教学资源以及关系氛围四个变量，每个细分变量对应多个问卷问题。在数据处理过程中，首先将选取的变量进行中心化处理以消除量纲差异，然后采用主成分分析法抽取特征根大于1 的因素，生成代表每一个教育变量的综合指标，采用主成分分析的Kmo 值在0.6～0.8，说明适合做主成分分析。

样本总体的家校教育变量均值均为0.000，说明随迁子女及留守儿童的家校教育变量均值关于总体均值大致对称。总体而言，随迁子女的家校教育变量整体优于留守儿童，其中随迁子女的各家庭教育变量均优于留守儿童样本，而在学校教育中，除留守儿童的教师教学变量得分均值高于随迁子女，其他学校教育变量随迁子女均高于留守儿童。

四、随迁对农民工子女学业成绩影响的PSM 分析

（一）OLS 回归结果

首先采用OLS 模型分析随迁对农民工子女各学业成绩的影响（表2），OLS 回归中对上文选取的所有控制变量均进行了控制，因篇幅有限，仅汇报关键变量的回归结果。模型（1）至模型（4）分别为随迁对农民工子女总成绩、语文成绩、数学成绩和英语成绩的实证回归结果。可以看出随迁能够显著提升农民工子女的总成绩及三门主课成绩，且影响效应均在1%的置信水平上显著。随迁使农民工子女的总成绩提高0.240 分，三门主课中，随迁对英语成绩的提升效果最大，能够使农民工子女的英语成绩提升近0.255 分。但农民工家庭的子女随迁选择会存在内生性问题，采用OLS 模型可能存在一定的偏差，因此接下来将构建倾向匹配得分模型来减少偏误。

表2 随迁对农民工子女学业成绩的OLS 回归结果

（二）样本匹配效果

为检验采用PSM 方法的匹配效果，以最近邻匹配法（n=1）为例，展示匹配前后的控制组与处理组的核密度函数。如图2 所示，匹配前处理组与控制组的核密度函数走向差异较大，若直接对这两组的学业成绩进行比较，定会产生较大的偏误，因此采用最近邻匹配法对处理组和控制组进行匹配，匹配后两者的核密度函数走向相似，倾向得分值的概率分布较为接近，说明匹配之后二者的各方面控制变量已经较为接近，匹配效果较好。核匹配与半径匹配的匹配效果与之相似，这里不做赘述。

图2 匹配前和匹配后的随迁儿童与留守儿童学业成绩的倾向得分

（三）随迁对农民工子女学业成绩影响的ATT效应分析

表3 展示了随迁对农民工子女学业成绩影响的倾向得分匹配模型（PSM）的回归结果，以最近邻匹配法（n=1）为例对ATT 效应进行分析。模型（5）的回归结果显示，随迁能显著地提高农民工子女的总成绩，且通过了半径匹配和核匹配的稳健性检验，说明若随迁子女不随父母进入城市，那么随迁子女与其成为留守儿童时的学业总成绩会相差0.301 分。模型（6）至模型（8）是随迁对农民工子女三门主课成绩的影响效应，随迁对农民工子女的语文成绩、数学成绩和英语成绩具有显著的正向影响，会使这三门主课的成绩分别提高0.293、0.226和0.291 分，均在1%的置信水平上显著。采用PSM方法得到的估计系数均高于OLS 方法的回归系数，OLS 模型低估了随迁对农民工子女学业成绩的影响。根据倾向得分匹配模型的结果，随迁对农民工子女的学业成绩具有显著正向影响，H1得以验证。

表3 随迁对农民工子女学业成绩影响的ATT 效应

五、中介效应结果分析

为验证“随迁-家校教育-学业成绩”这一影响路径是否存在，本文构建多重中介模型对家校教育的中介效应进行检验。根据多重中介模型的检验步骤，首先验证方程（3）中的总效应c 是否显著，根据回归结果，总效应c 为0.171，且在1%的置信水平上显著，因此继续进行中介效应检验，多重中介效应的结果如表4 和表5 所示。

表4 家校教育在随迁对农民工子女学业成绩影响的中介效应

表5 家校教育的累计中介效应

（一）家庭教育的中介效应分析

从表4 可以看出，随迁显著地改进了农民工子女的家庭教育，使农民工子女的家庭教育期望、家庭教育投入和家庭互动变量的得分分别提高0.106、0.216 和0.141 分，且影响效应在1%的置信水平上显著；家庭教育期望变量和家庭互动变量能够显著提升农民工子女的学业总成绩，分别使总成绩提升0.371 分和0.078 分，而教育投入变量对学业总成绩有显著负向影响，影响效应为-0.069。教育期望变量、家庭互动变量和教育投入变量的中介效应ab分别为0.039、0.011 和-0.015，采用Bootstrap 方法进行1 000 次抽样检验中介效应的置信区间，这三个变量的置信区间分别为(0.010，0.067)、(0.003，0.022)和(-0.027，-0.004)，均不包含0，则说明其中介效应显著。

家庭教育变量影响的正效应和负效应相互抵消之后，家庭教育对随迁子女学业总成绩的影响总效应显著为正，H2得以验证。综上分析，随迁直接正向作用于农民工子女家庭教育，农民工子女的家庭教育正向作用于其学业总成绩。

（二）学校教育的中介效应分析

在学校教育方面，随迁能够显著地提高学校行政管理、教学资源和关系氛围变量的得分，影响系数分别为0.310、0.422 和0.180，影响效应均在1%的置信水平上显著，但随迁对教师教学变量起到了负向影响，影响系数为-0.108。学校教育中教学资源和关系氛围对农民工子女的学业总成绩产生显著正向影响，影响系数分别为0.286 和0.139。根据中介效应的检验步骤，教学资源和关系氛围变量的中介效应ab 分别为0.121 和0. 025，采用Bootstrap方法进行1 000 次抽样检验中介效应的置信区间，得到的置信区间分别为( 0.091，0.149)和( 0.015，0.039)，均不包含0，说明中介效应显著。

学校教育中的教学资源和关系氛围变量对随迁子女学业总成绩的影响总效应显著为正，就两者对学业总成绩的影响效应而言，学校的教学资源对随迁子女学业总成绩的促进作用高于关系氛围的促进作用。综上分析，随迁直接正向作用于农民工子女学校教育，农民工子女的学校教育正向作用于其学业总成绩，H3得以验证。

（三）家校教育的总效应分析

根据中介效应结果，随迁对农民工子女学业总成绩的直接效应c'不显著，说明家校教育变量在随迁对农民工子女总成绩的影响中起到完全的中介效应。随迁引起农民工子女家庭教育和学校教育的改变，最终促进了随迁子女学业总成绩的提高。随迁对农民工子女学业成绩的影响有5 条路径，中介变量分别为教育期望、教育投入、家庭互动、教学资源和关系氛围，随迁对这5 个变量的影响系数均显著为正，因此随迁改善了农民工子女的家校教育，但这5 个中介变量对总成绩的影响系数存在正负效应，显然家校教育对学业总成绩的正负效应相互抵消，最终使得随迁对农民工学业成绩的影响总效应显著为正。

进一步对家庭教育、学校教育以及家校教育的累计中介效应进行分析，探讨家庭教育和学校教育在“随迁-学业总成绩”这一路径中的中介效应大小及显著性水平。采用Bootstrap 方法进行1 000 次抽样后得到家校教育的累计中介效应结果见表5。根据累计中介效应结果，家校教育的累计中介效应系数为0.185，在5%的置信水平上显著，其中家庭教育累计中介效应系数为0.036，占家校教育累计中介效应的19.46%，学校教育累计中介效应系数为0.149，占家校教育累计中介效应的80.54%。由此可知，在随迁对农民工子女学业成绩的影响路径中，学校教育的中介效应远大于家庭教育的中介效应。

六、结论与建议

学业成绩对农民工子女未来的学业发展以及劳动力市场上的职业选择具有非常重要的影响。本文构建倾向得分匹配模型（PSM），采用最近邻匹配法（n=1）、半径匹配法（r=0.03）和核匹配法分析随迁对农民工子女学业成绩的影响效应，在此基础上进一步探究“随迁-家校教育-学业成绩”影响路径是否存在，并通过多重中介模型考察家校教育的中介效应。研究发现：随迁对农民工子女学业成绩具有显著正向影响，随父母迁移进入城镇学校学习有助于农民工子女三门主课成绩和总成绩的提高。随迁子女的家校教育和学校教育与留守儿童相比具有较大的改变，家校教育在“随迁-学业成绩”这一影响路径中起到显著的中介效应。家庭教育中的教育期望、教育投入、成员互动以及学校教育中的教学资源和关系氛围的中介效应显著。因此随迁所带来的家庭教育和学校教育的变化有助于农民工子女学业成绩的提高，其中学校教育的累计中介效应高于家庭教育的累计中介效应，相较于家庭教育，学校教育在改善农民工子女的学业成绩方面起到更为重要的作用。

结合上述研究结论，从政策保障、学校教学资源建设和家庭教育提升三方面提出相关的建议：首先，各级政府要从政策上切实保障农民工子女能够跟随父母自由迁移，减少农民工子女入学阻碍，保障其在城市的受教育权利，教育资源可适当向这部分群体倾斜，让越来越多的农民工子女能够享受优质的教育资源，帮助其打破困境，弥补自身发展的不足。其次，政府在保障农民工随迁子女受教育权利的基础上，采取有效的财政补贴措施，有针对性地给予特定教师群体适当的补贴，提高教师群体的福利待遇，吸引更多优秀的教师资源，同时注重对教师的培训，切实提高教师队伍水平。最后，政府应提倡农民工家庭关注子女的学业发展，对家庭教育的重要性开展一定的宣传，鼓励农民工家庭的整体迁移，同时完善农民工群体的保障政策，解决其携子女迁移到城市的后顾之忧，社区可以定期组织农民工家庭开展亲子活动，增加父母与子女互动和亲子沟通的频率，形成“学校-家庭-社区”三方联结、协同教育的教育形式，以促进农民工子女的健康、全面发展。