教育改善贫困阶层代际传递的效果与机制——来自CLDS微观数据的证据

苏 静， 周振芳， 肖 攀

(1.湖南师范大学 公共管理学院， 长沙 410081；2.湖南医药学院 国际教育学院， 湖南 怀化 418000；3.湖南第一师范学院 商学院， 长沙 410205)

一、引言与综述

随着2020年底脱贫攻坚战的全面收官，我国绝对贫困得到历史性消除，相对贫困治理将成为未来贫困治理的重心。相对贫困更侧重机会缺失、权利剥夺和不平等，具有相对性、多维性、动态性、长期性等特征。近年来，随着我国经济社会的快速发展，“富二代”“穷二代”“官二代”“农二代”乃至“拼爹”“蚁族”等现象层出不穷。大量针对近期中国现实的观察和研究也显示，贫富阶层两极分化以及阶层固化现象愈发明显(张明等，2016)[1]。阶层固化不仅抑制社会生产力，窒息社会活力，而且将加剧社会不平等，刺激公众社会公平焦虑，引发社会矛盾甚至社会冲突。如何促进阶层流动，打破贫困阶层固化，阻隔贫困阶层代际传递是新时期相对贫困治理面临的重大问题。教育作为一种文化资本，向来被认为是推进社会阶层流动、阻隔贫困代际传递的有效工具(Becker &Tomes，1979；Bet-thauser，2017)[2-3]。现代人力资本理论认为，教育是一种生产性投资行为，具有经济价值与成本收益，这为贫困阶层通过教育来实现阶层跨越提供了理论依据。相比于富裕阶层，贫困阶层的子代在教育、健康、职业、社会资本和发展机会等方面都要相对弱势，上述因素进一步影响其未来的收入，并大大提高了贫困阶层代际传递的可能性(张立冬，2013)[4]。来自美国(Corcoran，2001)[5]、芬兰(Airio et al.，2004)[6]、英国(Blanden & Gibbons，2006)[7]、加纳(Sam，2016)[8]以及OECD国家(D’Addio，2007)[9]的研究也证实，成长于贫困家庭的子代成年后贫困的概率远远高于非贫困家庭的子代。一个非常重要的原因就是家庭贫困限制了父母在子女成长时期购买更优质教育资源(如安静的学习环境、丰富的教育资料、多样教育活动参与)的能力，这将对子代更顺利地升学造成影响。而获得高层次的教育是劳动力市场成功的重要决定因素(解垩，2021)[10]。家庭压力模型和投资模型为上述原因提供了良好的理论解释。

教育人力资本通过多种渠道对贫困代际传递产生阻隔作用。经济学层面的研究认为教育主要通过提升贫困群体的收入或职业层级进而改善贫困的代际传递(Blanden & Machin，2004；孙三百，2012)[11-12]。Blanden et al.(2007)基于英国的样本研究发现，教育变量分别解释了父女(父子)样本代际收入弹性变化的40%～50%(30%)[13]。段义德和郭丛斌(2021)研究发现高等教育对于促进农村相对贫困家庭子代通过职业层次跃升进而阻断贫困代际传递的效应非常显著[14]。

社会学层面的研究认为，贫困代际传递的本质是一种社会地位的再生产(刘成军，2018)[15]。而教育主要是通过提升贫困阶层的社会地位(闫东东等，2020)[16]、降低社会排斥(Chantarat & Barrett，2012)[17]、增进社会资本(焦克源和陈晨，2020)[18]进而对贫困代际传递起到阻隔作用。教育改善贫困代际传递的另外一个突出因素就是缓解机会缺失或不平等(朱方明和李敬，2020)[19]，但鲜有相关学者就此展开系统研究。

综上所述，通过教育改善贫困代际传递的可能性已经毋庸置疑。但遗憾的是，鲜有文献在统一框架下对教育影响贫困代际传递的效果与机制进行全面考察，因而无法比较各种影响效应的大小以及影响渠道的相对重要性，从而难以为贫困代际传递问题提供充分指导。同时，减贫实践中接受教育的主体存在父(代)子(代)关系，但是鲜有研究将父代、子代教育同时纳入进行对比分析。本文将经济、社会、健康等因素纳入统一框架，基于职业阶层流动的视角系统研究教育对相对贫困代际传递的影响效果与影响机制，重点回答以下问题：(1)父代教育即使在没有为自身带来显著职业回报的情况下，是否能对子代阶层跨越产生显著影响？如果是，渠道是什么？是否存在异质性？(2)子代教育主要通过哪些机制与渠道促进自身实现阶层跨越，进而阻隔贫困阶层代际传递？

二、数据、模型与变量

(一)数据来源

本文使用数据来自中山大学社会科学调查中心开展的“中国劳动力动态调查”(China Labor-force Dynamic Survey，CLDS)。CLDS 聚焦于中国劳动力的现状与变迁，内容涵盖教育、迁移、工作、健康、社会参与、经济活动、基层组织等众多议题。本文使用2016年CLDS调查数据，样本覆盖了除港澳台、西藏、海南之外的29个省域，涉及401个社区/村居，14 000多个家庭和21 000多名劳动者个体。为了保证个体处于职业市场，本文删除了子代大于60岁的样本和子代小于18岁的样本，同时剔除了关键变量缺失的样本。CLDS问卷提供了父亲、母亲及劳动者个体的职业、工作单位与行业、单位类型等具体信息。根据研究需要，参照孙旭和雷晓璐(2018)[25]、解雨巷和解垩(2019)[26]的研究将CLDS中的个体职业编码转化为国内外学界普遍使用的EGP五分类，即职业阶层从低到高依次为农民、半技术或无技术工人、工头或技术工人、常规非体力工人、专业技术人员或管理人员，并依次赋值为1～5。由于职业反映了个体获得收入的形式和多少，底层职业群体意味着较低的收入水平与较大的劳动强度，我们将1、2职业层级定义为相对贫困阶层(1)根据相对贫困的概念，相对贫困主要指资源、机会、权利的相对剥夺，以及收入、福利、社会地位等的差距或者不平等。在我国，不同劳动者收入与福利水平以及社会地位的相对差距很大程度上取决于劳动者所置身的单位性质与职业类型。本文的研究对象是初始状态处于低职业阶层的群体，并不包括初始状态为中、高职业阶层的群体。据此，低职业层级一定程度上就可以视为一种相对贫困状态。此外，社会学层面的研究认为，贫困代际传递的本质是一种社会地位的再生产(刘成军，2018)[15]，因此，采用低职业阶层来衡量相对贫困阶层具有一定的合理性。。为了保证父代处于相对贫困阶层，我们删除父代职业层级为3～5的样本，最终得到非平衡样本11 560个，具有较好的代表性。

(二)模型设定

为了检验教育对贫困阶层代际传递的影响，构建如下Probit模型进行实证分析：

Yi t=α+βfedui，t+φzedui，t+ηheali，t+ρworki，tγ+θsocii，t+κtetri，t+ϑXi，t+ε

(1)

式(1)中，Y代表因变量，fedu、zedu分别代表父代教育和子代教育两个核心解释变量，heal、work、soci、tetr分别代表健康水平、就业稳定性、社会资本和技术培训变量，X代表其他系列控制变量，ε为随机扰动项。

(三)变量与指标

1.被解释变量：阶层代际传递采用职业阶层代际跨越与职业阶层代际继承两个指标来衡量。基于上述EGP五分类，将父亲与母亲的最高职业层级与子代职业层级进行比较，如果子代职业层级大于父代则定义为代际阶层跨越，子代职业层级等于父代职业层级则定义为代际阶层继承。

2.核心解释变量：教育为本文的核心解释变量，采用父代教育和子代教育两个指标衡量。其中，父代教育采用父亲与母亲的最高受教育程度衡量，两者最高受教育程度为初中及以上设置为1，否则为0。子代教育采用子代个体受教育程度衡量。数据处理上，将子代受教育程度为高中及以上设置为1，否则为0。父代教育和子代教育采取不同的衡量标准，主要原因是“60后”～“90后”子代的父代，大多出生于1940-1970年期间，该时期的个体能够接受初中及以上教育的现象并不多见。因此父代教育采用是否接受初中教育来衡量。

3.控制变量：从先赋性因素和后致性因素两个层面控制可能影响阶层代际流动的其他系列变量。包括性别、年龄、兄弟姐妹个数、健康状态、就业稳定性、社会资本、技术培训、医疗保障、社会保障等。所有指标变量的描述性统计如表1。

例4宜兴窑紫砂梅花鹿原译：This standing beige boccaro (zisha) deer is craning its neck and holding its head up.With the additions of painted fur and white spots,it is a realistic representation.

表1 指标变量的描述性统计

三、实证分析

(一)基准回归

表2给出了教育对相对贫困阶层群体代际阶层流动的影响结果。第(1)(2)列基准回归结果显示，不论是否加入控制变量，子代教育和父代教育对子代跨越贫困阶层均具有显著的正向影响。子代具有高中及以上文化程度或者父代具有初中及以上文化程度都将显著增加子代跨越贫困阶层的概率。就子代自身而言，接受了高中及以上教育的个体更容易跨越职业的代际效应，摆脱父母贫困阶层限制，阻隔贫困代际传递。而没有接受高中及以上教育的个体则很难跨越职业的代际效应。从父代教育的影响来看，相对于没有接受初中及以上教育的父代，接受初中及以上教育的父代，其子代实现阶层跨越的可能性更大。意味着父代接受初中及以上教育即使在没有给自身带来良好职业回报的情况下，也能够显著促进子代跨越阶层代际效应，摆脱相对贫困。而进一步计算第(2)列子代教育和父代教育回归系数的OR值发现，自身学历在高中及以上的子代，其跨越贫困阶层代际效应的可能性要高出自身学历为高中以下的子代44.56%。具有初中及以上学历的父代，其促进子代跨越贫困阶层的概率要高出文化程度在初中以下父代41.51%。子代自身教育对跨越贫困阶层代际效应的影响显著大于来自父代教育的影响。

为了检验第(1)(2)列结果的稳健性，第(3)(4)列进一步报告了教育对贫困阶层代际继承的影响结果。结果显示，子代教育和父代教育对贫困阶层代际继承具有显著的负向影响。子代具有高中及以上文化程度或者父代具有初中及以上文化程度都将显著降低子代贫困阶层继承的概率，一定程度上缓解贫困阶层固化现象。从控制变量来看，身体健康、参与技术培训、社会资本良好、工作稳定和享受医疗保障都显著增加了子代阶层跨越的概率，显著降低了子代贫困阶层继承的概率。兄弟姐妹数增加显著降低了子代阶层跨越的概率，加剧了其贫困阶层继承的概率。表明生养子女多也是致使相对贫困阶层代际传递的一个重要因素。年龄的一次项、二次项对阶层跨越的影响分别为正向、负向显著，对阶层继承的影响正好与此相反。表明子代实现阶层跨越的概率随着年龄的增长呈现先升后降的倒“U”形特征，阶层继承的概率随着年龄的增长先降后升。此外，在其他条件不变的情况下，相对贫困阶层中男性子代实现阶层跨越的概率总体上大于女性，阶层继承的概率总体上小于女性。

表2 基准回归结果

(二)异质性分析

考虑到教育对不同类型个体阶层代际流动的影响可能存在差异，从个体出生年代、城乡和性别三个方面探讨教育对贫困阶层代际传递影响的异质性。

1. 子代个体异质性

依据子代出生年份为“1960-1969年”“1970-1979年”“1980-1999年”，将样本划分为“60后”“70后”“80和90后”三组，以考察教育对不同年代贫困阶层个体代际跨越和代际继承的影响。表3结果显示(2)限于篇幅，仅给出后续需要进一步探讨的相关变量的估计结果，下同。，不论是“60后”“70后”还是“80后”“90后”，子代教育阻隔贫困阶层代际传递的效应没有表现出显著差异性。个体具有高中及以上学历都将显著提升自身阶层跨越的概率，显著降低自身贫困阶层继承的概率。进一步比较可以发现，子代教育对阶层跨越和阶层继承影响的回归系数的绝对值“70后”要分别大于“60后”个体以及“80后”“90后”个体，表明高中及以上教育对“70后”个体贫困阶层代际传递的阻隔效应要大于“80后”“90后”个体和“60后”个体。可能的原因是：“60后”个体青少年时期普遍经历“文化大革命”十年内乱。“文革”期间，“读书无用论”与“上山下乡”盛行，广大知识分子受到苛刻压制甚至严厉打击，大部分年轻人学业荒废。这一定程度上影响教育改善贫困代际传递的效果，使得“60后”个体通过自身教育阻隔贫困阶层代际传递的效果不及“70后”。另一方面，教育阻隔贫困阶层代际传递的效应“80和90后”小于“70后”。这一结果可能与1986年国家义务教育法颁布实施以及1999年高等教育扩张政策有关。义务教育的普及以及大规模的教育扩张使得“80后”“90后”个体的教育回报率出现下降，缓解贫困的边际效应也出现下降。从父代教育的影响来看，父代具有初中及以上学历对“60后”以及“80后”“90后”子代阶层跨越的促进效应明显，对其贫困阶层继承的抑制效应也相当显著；但对“70后”子代阶层跨越和阶层继承的影响均不显著。表明父代教育对阻隔“60后”以及“80后”“90后”子代贫困阶层代际传递发挥了积极作用，对“70后”子代贫困代际传递的阻隔效应不显著。原因可能是：“70后”个体的父代大多在1950-1959年出生，这个时期出生的个体在青少年时期大都经历“文革”这一特殊历史事件。导致父代教育对“70后”子代贫困阶层代际传递的影响表现出特殊性。

表3 子代个体异质性影响

2. 城乡异质性

教育对相对贫困代际传递的影响可能因我国城乡二元结构差异而存在差异。表4给出了农村和城市地区子代教育和父代教育对贫困阶层代际传递的影响结果。从子代教育的影响来看，农村家庭和城市家庭子代接受高中及以上教育将显著提升代际阶层跨越的概率，显著降低贫困代际继承的概率。意味着不论是城市还是农村，子代通过自身教育摆脱贫困阶层代际传递的效应都非常显著。进一步比较城乡子代教育的回归系数可以发现，城市地区子代教育回归系数的绝对值要大于农村地区，表明相对农村而言，城市地区的子代更容易通过自身教育跨越阶层的代际效应，阻隔贫困阶层代际传递。从父代教育的影响来看，父代教育对贫困代际传递的影响表现出显著的城乡差异。城市地区父代接受初中及以上教育对促进子代实现阶层跨越具有显著作用，有利于缓解城市相对贫困。农村地区父代教育对子代阶层跨越的作用不显著。事实上，如果不是通过自身教育改变命运，农村地区相对贫困家庭的子代在初始职业选择时并不占有优势，职业阶层向上流动的可能性较小。父代教育对子代职业阶层代际传递的改善效应不明显。这也一定程度上表明农村地区贫困阶层代际传递相对城市地区而言更加严重，农村地区贫困阶层代际传递现象更为普遍。

3. 性别异质性

进一步考察教育影响贫困阶层代际传递的性别差异。表5显示，不论是男性还是女性，子代接受高中及以上教育都将显著提升阶层跨越的概率，显著降低贫困阶层继承的概率，有利于改善贫困阶层代际传递。进一步比较回归系数的绝对值可以发现，女性子代教育的系数均显著大于男性。表明相对而言，女性个体通过自身教育摆脱贫困阶层代际传递的效应要显著大于男性。从父代教育的影响来看，父代教育对男性子代阶层跨越以及阶层继承的影响不显著，对女性子代的影响均在1%的统计水平上显著。表明父代接受初中及以上教育将显著提升女性子代实现阶层跨越的概率，降低女性子代贫困继承的概率。但是父代教育对男性子代跨越阶层的代际效应并不显著。可能的原因是，在其他因素不变的情况下，底层职业的相对贫困群体中男女两性工作行业存在明显差异，男性大多务农或者从事繁重的体力劳动，而女性更多的是进入第三产业，这一定程度上提升了女性的职业地位。

表4 城乡异质性影响

表5 性别异质性影响

(三)内生性检验

上文的实证分析表明，父代教育、子代教育显著改善了贫困阶层代际传递。然而，这一结论仍面临着挑战。在探究教育与贫困阶层代际传递的关系时，无法回避可能存在的内生性问题。解决上述问题的常规方法是工具变量法。为此，我们进一步进行工具变量Probit(IV-Probit)回归估计。按照未上过学、小学/私塾、初中、技校/中专、普通高中/职业高中、大专、本科、硕士、博士依次赋值为1～9，代表不同的受教育程度。采用排除个体自身的社区/村庄个体平均受教育程度作为教育的有效工具变量(杨克文等，2019)[27]。工具变量检验结果显示，两个工具变量对子代受教育水平和父代受教育水平的影响在5%的统计水平上显著，满足“相关性”条件；且两个工具变量与方程误差项均不相关，满足“外生性”条件。限于篇幅，IV Probit估计仅给出教育对贫困阶层跨越的影响结果(表6、表7)。表6第(1)列基准回归的IV估计结果显示，引入工具变量后，父代教育、子代教育对贫困阶层跨越的影响均为正，且都通过了1%的显著性水平检验，与表2第(2)列的估计结果一致。表明教育确实显著增加了子代实现阶层跨越的概率。表6第(2)～(4)列IV估计结果显示，父代教育的估计系数除“70后”不显著外，其余都正向显著；子代教育的估计系数都正向显著。与表3第(1)(3)(5)列的估计结果具有一致性。进一步验证了表3结果的稳健性，即“60后”和“80后”“90后”父代教育促进贫困阶层实现代际跨越的效应要显著大于“70后”。而子代教育阻隔贫困阶层代际传递的效应在“60后”“70后”以及“80后”“90后”中没有显著差异。

表6 工具变量检验(一)

表7第(1)(2)列IV估计结果显示，农村地区子代教育对阶层跨越的影响正向显著，父代教育的影响不显著；城市地区父代教育和子代教育的影响均正向显著。与表4第(1)(3)列的估计结果一致。表明父代教育对阶层跨越的影响确实存在显著的城乡差异。表7第(3)(4)列IV估计结果显示，子代教育对不同性别个体阶层跨越的影响都正向显著，父代教育对男性子代阶层跨越的影响正向不显著，对女性子代的影响正向显著。与表5第(1)(3)列估计结果一致。

表7 工具变量检验(二)

(四)稳健性检验

上文模型估计中，我们直接将父代教育、子代教育平行引入一个方程中，可能会因为相互干扰而出现偏误问题。为此，进一步对此进行稳健性检验，将父代教育、子代教育单独纳入模型进行再估计，如表8和表9所示，限于篇幅，仅给出教育对阶层跨越的影响结果。对比可知，表8中核心解释变量子代教育、父代教育的估计系数在方向、显著性以及相对大小方面与表2第(2)列以及表3第(1)(3)(5)列的结果保持一致，验证了表2和表3结果的稳健性。表9中核心解释变量子代教育、父代教育的估计系数在方向、显著性以及相对大小方面与表4第(1)(3)列以及表5第(1)(3)列的结果保持一致，验证了表4和表5结果的稳健性。

表8 稳健性检验(一)

表9 稳健性检验(二)

(五)机制解释

上述分析佐证了教育促进贫困阶层代际跨越、阻隔贫困代际传递的积极作用。那么，教育促进代际阶层跨越可能的作用途径或机制是什么？父代教育、子代教育促进贫困阶层代际跨越的机制与渠道是否存在差异？为此，接下来进一步考察教育影响贫困阶层代际传递的机制与渠道。已有研究指出，教育人力资本具有较好的就业回报(邵敏和武鹏，2019)[28]和社会资本回报(苏静等，2019)[29]，教育能够通过增加就业选择机会和社会资本积累进而缓解贫困已经得到学界的普遍认同(张明等，2016[1]；林相森和李湉湉，2019[30])。但是关于教育是否能够通过健康和技能培训进而影响贫困代际传递的研究还相对薄弱。教育的健康效应还没有达成一致性结论。从技术培训来看，教育水平较高的劳动力参与技能培训的概率更高，即具有“择优效应”(单婧和江达明，2020)[31]。特别是对处于低职业阶层家庭而言，教育水平相对较高的子代，参加技能培训的可能性越大，进而获得更好职业的概率也越大，即实现职业阶层跨越的概率越大。那么，接下来依次检验教育是否能够通过促进子代个体健康水平、就业稳定性、社会资本积累以及技术培训机会获得进而对贫困阶层代际流动产生影响。表2～表5表明，健康、就业稳定性、社会资本、技能培训都有利于显著提升子代阶层跨越的概率。根据机制检验的思路，下一步只需要检验教育是否对个体健康、就业稳定性、社会资本、技能培训具有显著影响。因此，我们分别以健康、就业稳定性、社会资本、技能培训为因变量，以教育为自变量进行回归，结果如表10所示。第1行结果显示，子代教育对自身健康、就业稳定性、社会资本、技术培训的影响均在1%的统计水平上正向显著，表明子代教育显著提升了自身健康水平和就业稳定性，促进了自身社会资本积累、增加了接受技术培训的机会。因此，提升健康水平、增加就业稳定性、积累社会资本、获得技术培训机会获得都是子代教育改善自身贫困阶层代际传递的重要渠道。第2行报告了父代教育的影响结果。可以发现，父代教育对子代健康、子代就业稳定性、子代社会资本和子代教育的影响均正向显著，对技术培训的影响不显著。表明父代教育能够提升子代教育水平和健康水平、增加子代就业稳定性、促进子代社会资本积累。因此，教育代际传递、提升健康水平、增加就业稳定性和社会资本都是父代教育改善子代贫困阶层代际传递的重要机制与渠道。

表10 机制分析结果

四、结论与启示

本文基于职业阶层流动视角，采用CLDS微观数据和Probit模型研究了教育影响贫困阶层代际传递的效果及其异质性，并从健康、就业稳定性、社会资本和技术培训等多重视角对这种影响进行机制性解释。得出如下结论：(1)子代教育和父代教育均有利于显著提升子代阶层跨越的概率，显著降低子代阶层继承的概率。(2)子代教育改善贫困阶层代际传递的效果存在差异。个体通过自身教育实现代际阶层跨越的效应“70后”要显著大于“60后”以及“80后”“90后”；城市个体要显著大于农村个体；女性个体要显著大于男性个体。(3)父代教育对贫困阶层代际传递的影响表现出显著异质性。从个体差异来看，父代教育能够显著促进“60后”以及“80后”“90后”个体实现阶层跨越，但对“70后”个体阶层跨越的影响不显著。从城乡差异看，城市地区贫困阶层中，父代教育将有利于促进子代实现代际阶层跨越，而父代教育促进农村地区子代阶层跨越的效果不显著。从性别差异看，父代教育对于促进女性子代阶层跨越以及抑制阶层继承的作用显著，对男性子代的影响均不显著。(4)子代教育通过增加就业稳定性、提升健康水平、促进社会资本积累和获得非正规教育培训机会等渠道促进自身实现代际阶层跨越，改善贫困阶层代际传递。父代教育主要通过教育代际传递、提升子代健康水平和社会资本进而促进子代实现阶层跨越，降低贫困阶层代际传递。因此，健康、就业稳定性、社会资本、技术培训机会都是教育改善相对贫困代际传递的重要机制与渠道。

上述结论具有重要的政策启示。为了充分发挥教育改善贫困阶层代际传递的积极效应，宏观层面应根据新发展阶段反贫困面临的新形势尽快出台以解决相对贫困为重点的教育扶贫顶层设计和行动规划。微观层面的教育扶贫应以扶志、扶智、扶技为核心，加快形成相对贫困人口自主发展的动机激发、能力提升机制。具体而言，应促进相对贫困家庭未成年子女教育的发展，多维度、多渠道地帮助相对贫困家庭采取针对子女教育投资与教育发展的风险应对行动，加强教育贫困的源头治理，探索设立专门针对相对贫困家庭的助学计划项目，为此类家庭未成年子女提供必要的教育投资保障、健康营养和心理疏导服务，提高其子女教育文化水平，缩小不同阶层家庭子代教育机会和教育获得差异，缓解贫困阶层的代际传递。有必要继续探索减轻相对贫困家庭子女教育负担的政府成本分担模式和分担比例，实现对相对贫困家庭学生财政资助的深度识贫、精准帮贫。鉴于相对贫困家庭子女接受高中及以上教育对其阻断贫困阶层代际传递发挥了显著的积极作用，这为进一步普及高中教育提供了积极证据。政府层面需要进一步加大对相对贫困群体的教育公共投入，可以尝试免费普及高中教育，将我国义务教育年限由9年提高至12年。个体层面，提高相对贫困群体对教育的认识，克服贫困家庭个体自身意识、精神状态、人生态度、文化“软环境”等方面主观因素制约，增强教育减贫的主观能动性，也是教育扶贫的重要一环。社会层面，从扩大相对贫困家庭继续教育培训面、增加就业机会、加强健康干预、促进赋权、培育社会资本、降低社会排斥等方面来形成持续性的减贫内生动力，形成相对贫困群体的社会保护，都是改善贫困代际传递的重要举措。鉴于教育对不同群体贫困代际传递的影响存在异质性，因此，要针对不同年龄阶段、不同地区、不同性别贫困群体的特点，制定针对性的教育扶贫措施，构建多层次的教育扶贫体系，切断相对贫困产生的链条，从根本上阻断贫困代际传递，促进社会公平。