专论 | 胡德鑫，田云红：教育能阻断相对贫困的代际传递吗？——来自中国家庭追踪调查的经验证据
摘要
在我国扶贫工作实现从消除绝对贫困转向缓解相对贫困的历史性跨越背景下，相对贫困的代际传递成为制约社会公平和经济稳定的重要因素，深度解析教育在其中的阻断作用可为新时期扶贫工作提供有益参考。本文基于中国家庭追踪调查（CFPS）2018年微观数据，首先采用代际收入转移矩阵考察我国相对贫困代际传递现状，其次运用Probit模型检验不同受教育程度对子代摆脱相对贫困的影响，最后对教育的阻断效应进行异质性分析。研究结果显示：（1）我国有接近五分之二的相对贫困由父代传递给子代。（2）不同受教育程度阻断相对贫困代际传递存在显著差异，受教育程度在高中及以上才可以促进子代摆脱相对贫困，高等教育阻断相对贫困代际传递的作用效果最为明显。（3）在地区异质性方面，高等教育对西部地区相对贫困代际传递的阻断效应最大，东北部和中部次之，东部最小。高中教育仅对西部地区子代摆脱相对贫困作用显著。在城乡异质性方面，高等教育对农村子代相对贫困代际传递的阻断效应高于城镇，高中教育促进农村子代摆脱相对贫困的效果不显著。因此，在相对贫困治理中，要高度重视教育在阻断相对贫困代际传递中的重要作用，充分发挥教育的“靶向扶贫”功能。
关键词
相对贫困 代际传递 教育程度 阻断效应
基金项目
国家社科基金2022年度教育学重大课题“新发展阶段教育促进共同富裕研究”（VFA220003）
作者简介
胡德鑫，天津大学教育学院副教授
田云红，天津大学教育学院硕士研究生
引用本文
胡德鑫,田云红.教育能阻断相对贫困的代际传递吗？——来自中国家庭追踪调查的经验证据[J].复旦教育论坛,2023,21(02):55-63
摆脱贫困是对贫困发生机制、作用机理与实践消解进行的价值判断与理性抉择[1]。自改革开放以来，党和政府始终坚持把脱贫攻坚摆在治国理政的核心位置，先后采取诸多具有原创性和独特性的重大减贫举措，扶贫范式呈现出从“单维”到“多维”，从“外嵌输血式”到“内生造血式”，从“大水漫灌式”到“精准滴灌式”演变的基本态势[2]。2020年底决胜脱贫战略目标任务完美收官，贫困治理工作重心将由消除绝对贫困转向缓解相对贫困，扶贫目标将从精准帮扶到推动共同富裕。然而，贫困代际传递作为长期相对贫困的极端表征，会加剧社会收入不平等和阶层固化程度，阻碍共同富裕目标实现。在贫困概念从绝对贫困转向相对贫困的现实背景下，如何切断相对贫困的恶性循环链条，避免贫富差距的世代交替俨然成为社会各界高度关注的热点议题。
扶贫先扶智，治贫先治愚。教育作为贫困治理的关键利器和重要牵引，在我国扶贫开发总体战略中发挥基础性、先导性、根本性和延续性作用。2015年，“发展教育”被纳入“五个一批”重要脱贫举措中。2019年，“教育是阻断贫困代际传递的治本之策”被明确写入政府工作报告。教育扶贫是后扶贫时代缓解相对贫困的基本方略与行动遵循，其内在的价值理性有助于激发贫困群体内生动力，打破精神文化藩篱，为扶贫工作可持续发展提供理念向导。面对新时期提出的缩小贫富差距，消解相对贫困的时代诉求，必须充分重视教育的中坚力量。因此，深入剖析教育在阻断相对贫困代际中的作用效果与内在机制，对巩固脱贫攻坚成果，制定教育扶贫政策，防止代际返贫具有一定的实践指导意义。
教育扶贫属于教育学、社会学和经济学的交叉研究课题，从多维学科视角展开分析利于扩展研究的广度与深度。本文试图在教育经济学框架内，对贫困代际传递的相关理论和文献进行梳理，并在此基础上凝练现有研究的不足之处，进而归纳本文的边际研究设计。
（一）收入代际传递理论。代际传递衡量的是父母一代传递给子代的各种特征，如教育、职业和收入等。贝克尔（Becker）和托姆斯（Tomes）[3]最早将人力资本理论引入对经济不平等的分析中并建立收入代际传递模型，理论上认为子女的经济地位取决于其先天禀赋以及父母对于其人力资本的投资。即收入的代际传递机制包含先天禀赋和人力资本投资双层因素。先天禀赋由子女所继承到的父母遗传基因决定，人力资本投资涉及父母后天对子女教育、健康等方面的投入。随后劳瑞（Loury）[4]将信贷约束引入收入代际传递理论模型中，阐释在家庭融资受限的条件下，低收入父母对子女人力资本投资不足导致收入代际传递弹性较高的作用机制。
（二）贫困代际传递的影响因素与阻断路径。在影响因素方面，国际持续性贫困研究中心（CPRC）对贫困代际传递的影响因素概括为：教育因素、人口与健康因素、社会网络关系因素和生活环境因素。陈杰等[5]研究发现，教育因素在贫困代际传递中的作用最为重要，健康因素次之。布劳（Blau）和邓肯（Duncan）[6]基于地位获得模型认为，如果贫困者受教育程度和职业地位较低，贫困代际传递的可能性则更大。刘欢和胡天天[7]研究发现，当家庭拥有丰富的社交网络时，子代陷入贫困的概率越小。杨帆和庄天慧[8]研究发现，父母双方的禀赋状况均不对新生代农民工的经济相对贫困产生影响，自身的人力资本因素会对其经济相对贫困与否产生显著影响。刘成军[9]认为贫困地区经济基础落后、生产资料匮乏，外部生活环境限制子代向上流动。在阻断路径方面，贫困代际传递的阻断途径主要包括教育投资、财政支出、城镇化等。段义德[10]对农村样本群体考察发现，子代教育可显著降低父代对子代收入的影响，子代每增加一年正规教育，相对贫困代际传递的概率将降低约15%。潘星宇和卢盛峰[11]认为公共财政支出既可以通过补充子女的人力资本投资直接阻断贫困的代际传递，又能通过提高父代收入来间接缓解贫困的代际传递。谢雨巷等[12]的研究从财政教育政策角度出发同样印证了此结论。葛林芳和吴云勇[13]认为城镇化可以有效阻断贫困的代际传递。
（三）贫困代际传递的定量测度。自20世纪70年代以来，经济学家们开始对贫困代际传递展开定量测度，其中代际收入弹性系数法和代际收入转移矩阵是两种较为传统和常用的方法，并被广泛地应用于各国社会阶层流动的量化分析中。代际收入弹性系数是通过构建父代与子代的双对数收入模型，来测算收入的代际流动情况，代际收入弹性系数越高，说明收入的代际流动性较差，子代收入与父代收入的关联性越高。艾里奥（Airio）[14]等使用荷兰人口普查数据发现，贫困家庭的代际收入弹性系数明显高于非贫困家庭，前者的子代在成年以后陷入贫困的概率是后者的两倍。南宰贤（Jaehyun Nam）[15]在研究韩国收入流动与社会不平等的关系时发现，韩国的代际收入弹性系数约为0.2，社会整体的收入流动性比较高。龙翠红和王潇[16]利用CHNS数据测得中国整体的代际收入弹性系数约为0.6，远高于福利保障体系较为发达的北欧国家。代际收入转移矩阵是通过观测父代与子代收入所在的相对位置来判断收入阶层的代际变动情况。切蒂（Chetty）等[17]在对美国居民收入进行考察时发现，父代收入所在的相对位序与子代收入所处的相对位序存在稳健的线性关系，收入阶层的代际流动性较弱。卢盛峰等[18]使用转移矩阵方法，发现中国的贫困代际传递概率在时间上有降低的趋势。
（四）文献述评。综上所述，国内外学者在贫困代际传递影响因素、贫困代际传递阻断和贫困代际传递测量等方面已经取得丰硕成果，但是仍存在以下局限：首先，在研究视角上，以往关于贫困代际传递的研究多是基于绝对贫困视角，鲜有研究以相对贫困为基准进行实证分析；其次，在研究对象上，多数研究集中探讨农村贫困问题，忽视我国经济发展的路径依赖和二元结构特征，没有全面揭示贫困问题的地区差异和城乡差异；最后，在研究内容上，多数研究主要是通过代际收入弹性系数从侧面反映贫困的代际传递，较少研究直接使用贫困变量，这将影响研究结论的科学性和严谨性。鉴于此，本文从相对贫困视角出发，将个人特征、家庭背景和地区因素纳入统一分析框架，基于中国家庭追踪调查（CFPS）2018年数据，利用代际收入转移矩阵分析我国相对贫困代际传递特征，采用Probit模型探讨教育是否可以阻断相对贫困的代际传递，并进一步分地区和城乡检验阻断效果的异质性差异，最后提出相关政策建议，为后扶贫时代教育贫困治理提供实证支持。
（一）数据来源
本文数据来源于中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，简称CFPS）的微观数据。CFPS由北京大学中国社会科学中心发起，是一项全国性、大规模的社会追踪调查项目，该项调查采用分层次、多阶段、按比例的概率抽样方法，样本覆盖全国25个省/市/自治区，覆盖范围大，可视为全国代表性样本。CFPS问卷涉及个人性别、年龄、收入、教育、父母信息等诸多信息，包含本研究的关键变量。此外，CFPS分别设置个人数据库和家庭成员数据库，通过个人ID进行索引，即可找到对应的父代信息，利于父子两代数据的匹配。2008年，CFPS在北京、上海、广东三地开展小规模的预调查，于2010年在全国范围内正式调查，此后每两年对基线成员追踪访问，现在已经公布了2010年、2014年、2016年和2018年的数据，为了解教育在相对贫困代际传递中的最新作用情况，本文选用的是2018年的相关数据。
（二）样本处理与变量选取
1. 样本处理。本文是基于收入维度测算相对贫困的代际传递水平，因此需要掌握父代与子代的收入状况。在样本处理上，首先，在个人信息数据库中，剔除正在上学和已经退休的个体，再剔除收入有缺失值的个体。其次，在家庭数据库中，保留个人编号和与之对应的父代编号。父代仅为父亲，因为在大部分家庭中，经济收入来源主要依靠父亲并且父亲在家庭决策方面更具话语权[19]，子代包括儿子和女儿。在同一个家庭内部，多个子代对应同一个父亲的情况下，参照前人的处理方法，视为不同的父子两代匹配样本，不做剔除处理，以增加样本量。最后，再根据个人编号以及父代编号，在个人数据库中查找包括个体收入在内的核心变量信息，利用Stata 15.0和Excel对父代数据和子代数据进行匹配，最终得到有效样本量822对。
2.变量选取。（1）被解释变量：子代相对贫困。本文从收入维度出发，对2018年的个体月收入值取对数，利用相对贫困线识别个体是否处于贫困状态，具体做法是将总样本收入划分为五个区间，收入在最低区间的样本定义为相对贫困群体并赋值1，否则为0。（2）解释变量：子代受教育程度。按照教育阶段，将CFPS数据中的学历类别重新划分为文盲、小学、初中、高中、大学及以上，设定虚拟变量，以小学为参照组。（3）控制变量包括个体特征、家庭背景和地区特征三个方面。个体特征包括：子代年龄及其平方；子代性别，男性赋值为1，女性赋值为0；子代户籍，城镇赋值为1，农村赋值为0；子代政治面貌，党员赋值为1，非党员赋值为0；子代健康状况，健康包括很健康、比较健康和一般健康三种状态，赋值为1，不健康包括比较不健康和很不健康两种状态，赋值为0。家庭背景包括：父代相对贫困，相对贫困赋值为1，非相对贫困赋值为0；父代年龄及其平方；父代受教育年限，文盲=0，小学=6，初中=9，高中=12，大学及以上=16；父代婚姻，已婚（有配偶和丧偶）赋值为1，未婚（未婚、同居和离婚）赋值为0。地区特征中，本文将样本省份按照经济发展划分为东北部、东部、中部和西部四大区域，设定虚拟变量，以东部为参照组。样本的描述性统计情况见表1。
描述性统计显示：在受教育程度中，子代为文盲的样本数量为0，超过一半的子代完成初中和高中阶段教育，大学及以上的样本占31.02%。与子代相比，父代的整体受教育程度呈现出向下位移的组成结构，具备大学及以上学历的样本仅占2.68%，不到半数的人群完成中等教育，文盲占比达到24.09%。父子两代教育结构的转变与我国教育扩张政策密不可分，自新中国成立以来，我国先后实施的九年义务教育普及政策和高校扩招政策，为提高我国劳动力受教育水平奠定磐石之基。相关统计数据显示，在采取后发外生型教育扩张政策以后，我国高校规模扩张速度空前高涨，高等教育毛入学率由1998年的9.8%迅速攀升至2021年的57.8%，九年义务教育巩固率达到95.4%，高中阶段教育毛入学率达到91.4%。因为教育扩张政策主要发生在子代人群，所以子代受教育程度要明显高于父代。
（三）模型与方法
1.代际收入转移矩阵
在研究贫困代际传递的问题时，多数学者普遍采用代际收入转移矩阵方法来探究父代收入对子代收入的影响。该方法对代际收入的流动性做出了量化解释，并且可以直观地观测到当父代收入处于某一层级时，子代处于不同收入层级的概率。在矩阵中，行信息和列信息分别代表父子两代收入所处的不同层级，矩阵中的所有元素都是条件概率，所以取值在0至1之间。本文将收入划分为五等份，收入在最低区间属于第一层级（相对贫困），收入在最高区间属于第五层级，具体表现形式如下：
其中，[0≤pij≤1]，[j=15pij]=1，（i=1，2，3，4，5），pij代表当父代收入处于第i阶层时子代收入位于第j阶层的概率，每行元素之和均为1。在矩阵中，主对角线上的概率值越大意味着父子两代处于同一收入层级的可能性越大，换言之收入的流动性越小。当主对角线上的所有元素的概率值都为1时，表明阶层完全固化，即父代收入位于某一层级时，子代也必然处于对应的收入层级。
2. Probit模型
因本文将相对贫困代际传递设置成取1和0的二分变量，故采用Probit二值选择模型，定量估计教育对子代摆脱相对贫困的概率影响。模型表达式如下：
qij为一个二值选择变量，当子代处于相对贫困状态时，即qij=1，反之qij=0。回归系数β1表示教育对子代相对贫困状态的影响程度，可以通过它的数值大小和显著性判断教育阻断相对贫困代际传递的实际效应。Xn为其他变量：性别、年龄、健康状况等。μi为残差项。
（一）我国相对贫困代际传递现状
表2是基于代际收入转移矩阵测算的我国相对贫困代际传递结果。总体来看，子代收入和父代收入处于同一收入组的概率均比流动到其他收入组的概率高。其中，父代处于低收入组和高收入组的家庭，子代具有更大的概率与父代处于同一收入组内。父代处于低收入组时，子代位于低收入组的概率为38.26%；父代处于高收入组时，子代位于高收入组的概率为29.03%。这说明我国低收入组和高收入组的阶层固化现象较为严重，低收入家庭的父代更容易将不利的收入地位传递给子代，而高收入家庭的父代更倾向于凭借其优势的阶层经济条件帮助子代获得更高的收入，由此引发“贫者愈贫，富者恒富”的马太效应。如果将低收入组视为相对贫困组，我国有接近五分之二的相对贫困发生了代际传递，略高于段义德的研究结果[10]，因此在后扶贫时代我国所面临的扶贫形势依然严峻。
（二）教育对相对贫困代际传递的影响
本部分基于Probit模型采用逐步加入变量法检验不同受教育程度是否对子代摆脱相对贫困具有显著影响，回归结果如表3所示。从模型1至模型5的结果可以看出，无论是否控制家庭背景、个体特征和地区特征，父代相对贫困的回归系数均显著为正，即父代处于相对贫困状态时会显著增加子代陷入相对贫困的概率。在加入子代受教育程度变量以后，Pseudo R2由模型4的0.155增加至模型5的0.201，父代相对贫困的回归系数由模型4的0.496下降至模型5的0.401，说明受教育程度对于子代是否陷入相对贫困具有较强的解释力度，并且子代接受教育可以在一定程度上降低父代相对贫困对自身的影响。在不同受教育程度的影响方面，子代的教育水平在高中和大学及以上的回归系数均显著为正，初中教育程度对子代摆脱相对贫困无显著影响，即对子代进行高中及以上阶段的教育投资可以显著降低其陷入相对贫困的概率。由于Probit模型的回归系数不具备直接经济学意义，为了准确分析不同受教育程度对子代摆脱相对贫困的概率差异，进一步计算平均边际效应。表4显示，受教育程度在大学及以上对子代摆脱相对贫困的影响效应最大，其次是高中。具体来说，如果子代的受教育程度从小学变为高中，个人摆脱相对贫困的概率将增加11%，而从小学变为大学及以上的教育水平，摆脱相对贫困的概率则增加22.4%。由此可见，相对其他受教育程度而言，高等教育对促进收入阶层流动，阻断相对贫困代际传递的作用效果更为明显。
从家庭背景变量来看，父代婚姻显著负向影响子代相对贫困状态，从以往的研究经验可知，父代婚姻的破裂会对子代的身心健康和生活福利产生消极影响，进而抑制子代收入的提升，完整的家庭结构可以给子代提供精神支持和经济资源，有利于子代资本积累。父代受教育年限的回归系数显著且为负，即父代受教育年限与子代相对贫困呈负向关系，一般而言，父代受教育程度是家庭文化资本的重要体现，家庭占有的文化资本越多，亦是教育场域的优胜者，并且父代的受教育程度可以通过文化再生产的方式进行代际转移。一方面，父代的受教育程度越高，对子女的教育期望也越高，更愿意鼓励子女接受更高层次的教育；另一方面，父代的教育背景越好，更熟悉科学的家庭教育方式，能够正确培育子女未来进入社会所需要的能力，并且通过自身文化资本的辐射和熏陶影响子代职业选择。
从个体特征变量来看，性别的回归系数显著为负，说明女性群体比男性群体更容易处于相对贫困状态。原因可能是，与男性相比而言，女性薪酬回报、职位晋升以及技能培训等领域处于劣势地位，造成这种现象的原因是多方面的，诸如：两性在社会角色构建中的不同期待（如男主外、女主内）、雇主追求边际利润最大化的内在动机等[20]。户籍状况对子代相对贫困有显著影响。政治面貌对子代贫困无显著性作用。健康状况显著影响子代相对贫困，在人力资本理论中，健康作为重要的人力资本同样会对个体收入产生积极作用。
从地区特征变量来看，和东部相比，东北部、中部和西部地区与子代相对贫困有显著正向关系，长期以来我国资源分布存在一定程度的空间锁定和路径依赖，东部地区聚集丰富的物质资本和人力资本，为个体收入向上流动提供更多的平台与通道，有助于子代摆脱相对贫困。
（三）异质性分析
由于教育对相对贫困代际传递的阻断存在群体差异，本文从地区和城乡两个维度分析教育阻断相对贫困代际传递的异质性影响。考虑到前文的分析结果显示只有高中及以上的教育显著影响子代的相对贫困状态，所以本部分将高中以下的子代受教育程度设定为参照组。
1. 地区异质性。表5汇报出东北部、东部、中部和西部四个地区子代接受高中及以上教育对子代摆脱相对贫困的影响结果。从受教育程度的纵向对比来看，高等教育相比高中教育对子代摆脱相对贫更具备显著性影响。具体来看，四个地区的大学及以上变量回归系数均显著且为负，而高中变量回归系数只在西部地区具备显著性。这一结果的出现与我国的经济结构密切相关：随着我国产业结构的升级，经济发展目标逐步实现由追求速度到注重质量的转变过渡，信息技术、智能制造、生物工程等新兴产业的迅速发展对劳动力市场提出崭新要求，这些产业需要劳动者具备相应的技术水平和综合实力，与高等教育相比，高中教育并不具备显著的竞争优势和经济动能[21]。在这一背景下，高等教育主要通过促进人才流动、职业地位跃迁等多种路径削弱父代收入禀赋对个人收入提升产生的挤压效应[22]。从地区维度的横向对比来看，将子代受教育程度中的大学及以上回归系数绝对值进行比较，结果显示：西部最高（1.243），东北部（1.150）和中部次之（0.636），东部最低（0.409），表明高等教育对西部地区相对贫困代际传递的阻断效应最大。文凭信号筛选理论和工作竞争理论可以对这一实证结果进行合理阐释，受教育水平（文凭）是雇主评判求职者能力高低的重要信号，在劳动力市场上，对于求职者而言，个体收入的高低并不是由绝对教育水平决定的，而是取决于相对教育水平。在经济社会和教育事业发展的虹吸作用下，东部地区聚集大量高学历人才，数量的剧增致使在同一文凭区段的劳动力排序动态后移，相对贫困个体收入向上流动存在一定难度。而西部、东北部地区的高层次人才较为稀缺，学历红利尚存，例如诸多省份采取住房优惠保障和科研创新补贴等人才奖励政策，以优良的工作环境和职业前景“筑巢引凤”。
2. 城乡异质性。进一步考察教育阻断相对贫困代际传递的城乡差异。表6显示，在城镇和农村中，子代接受大学及以上的教育均将显著增加相对贫困代际传递阻断的概率。换言之，无论是在城镇还是农村，高等教育都是子代摆脱相对贫困，缩小社会贫富差距，实现“寒门有望出贵子”的关键路径。比较城乡子代接受大学及以上教育的回归系数可以发现，农村的回归系数（0.459）高于城镇（0.396），表明与城镇相比而言，高等教育对农村子代相对贫困代际传递的阻断效应更大。接受高中教育仅对城镇子代摆脱相对贫困有显著影响，对农村的相对贫困代际阻断没有统计学上的显著意义。从本质上来看，如果不接受高等教育，来自家庭禀赋和学历劣势的双重裹挟不利于农村个体在劳动力市场上的长期发展，仅接受高中教育对农村子代收入的改善空间较小。
伴随绝对贫困问题的解决，相对贫困治理将逐渐成为新的时代议题，对于相对贫困代际传递的研究具有重要的实践价值。本文基于中国家庭追踪调查（CFPS）2018年的微观数据，定量分析我国相对贫困代际传递现状，并聚焦教育在其中的阻断作用。第一，将个体收入划分为五等份，以低于和等于收入20%的标准识别相对贫困群体，在此标准下构建代际收入转移矩阵，研究结果显示我国有接近五分之二的相对贫困由父代传递给子代。第二，教育可有效阻断相对贫困的代际传递，是遏制收入差距在子代群体中“复刻”的重要机制。但是不同受教育程度对阻断相对贫困代际传递存在显著差异，受教育程度在高中及以上才可以促进子代摆脱相对贫困，随着受教育程度的提高，“子继父贫”现象发生的概率则越低，高等教育对阻断相对贫困代际传递的作用效果最为明显。从深层原因来看，周加仙[23]、谢治菊[24]等学者认为教育在受教对象的神经认知水平、思维认知水平与文化认知水平等方面的提升上发挥着显著正向作用，其通过认知干预机制有效阻断贫困代际传递现象的持续发生。第三，教育对相对贫困代际传递的阻断存在地区和城乡维度的异质性。从地区差异来看，高等教育对西部地区相对贫困代际传递的阻断效应最大，东北部和中部次之，东部最小。高中教育仅对西部地区子代摆脱相对贫困作用显著。从城乡差异来看，高等教育对农村子代相对贫困代际传递的阻断效应高于城镇，高中教育促进农村子代摆脱相对贫困的效果不显著。
根据以上研究结论，我们有充足的理由相信“读书改变命运”仍然是我国相对贫困家庭的子代摆脱家庭负面出身影响的重要途径。尤其是接受高层次的教育有助于削弱家庭背景的不利影响，阻隔父代相对贫困的代际传递。纵观以往关于教育与贫困关系的理论研究，从舒尔茨到阿玛蒂亚·森再到布迪厄，都提出教育对于消除贫困、缓解贫富差距、促进社会公平正义的显性作用。一方面，教育可以提供劳动者所必需的知识和技能，使相对贫困群体具备适应社会变革和经济发展的综合素养，得到与能力相匹配的工资回报，从职业路径上阻断相对贫困的代际传递；另一方面，教育借助知识的隐性力量激发相对贫困群体的内生动力，增强其摆脱相对贫困的信心，构筑积极、乐观的心态，从思想上帮助子代脱离家庭文化环境的消极影响。无论物质层面还是精神层面，教育对相对贫困群体的影响不言而喻。2020年底我国脱贫攻坚工作圆满收官，实现了绝对贫困人口的全部脱贫。在后扶贫时代，如何缩小贫富差距，如何打破相对贫困的世代固化成为新的历史使命。为了降低相对贫困代际传递的可能性，避免贫富差距的世代交替，应该充分重视教育这一人力资本在阻断过程中的重要作用，发挥教育的“靶向扶贫”功能。然而，相对贫困群体囿于物质资源、文化资源、环境资源等条件的限制，无法为子代提供良好的教育保障，较低的人力资本投资容易导致子代陷入相对贫困陷阱。对此，政府应当利用好宏观调控职能，加大对相对贫困群体的教育帮扶，实现优质教育资源向农村地区和西部、东北部落后地区输送，加强关于教育的宣传力度，从观念上激励相对贫困群体向上流动的信心，杜绝“读书无用论”的思潮在群体内的形成，构建“外生推力+内生动力”的教育扶贫长效机制。
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