內卷背景下教育期望對生育行為的影響和機制分析

邊恕,熊禹淇

(遼寧大學 公共管理學院,遼寧 沈陽 110136)

1 引言

近年來,我國的生育制度已由約束型轉向激勵型,人口生育政策逐漸放開,但是人口出生率卻并未如預期般快速提升,反而生育率不斷降低。我國出生人口自2016年達到1786萬人后,連續六年下跌,2021年出生人口下降為1062萬人,總和生育率為1.15,低于世界上大多數國家(1)數據來源:國家統計局(http://www.stats.gov.cn/sj/zxfb/202302/t20230203_1901393.html);2022年人口出生率出現新低,我國開始進入了人口負增長階段。

據學者研究,在影響家庭生育決策的眾多因素中,高昂的撫育成本是令大多數家庭望而卻步的重要原因(胡畔、王麗娟,2021),其中又以教育成本尤為突出(張孝棟等,2021)。事實上,教育成本不僅包括經濟上的高額支出,也包括時間精力上的占用(穆光宗,2020)。家庭與工作的沖突、父輩照料和子輩撫養之間的抉擇都易使青年一代陷入“不想生”“不敢生”的局面。國家和社會對教育成本問題給予了普遍關注,伴隨著“雙減”政策的落地,我國基礎教育生態正在重構,其目標在于分擔家庭的教育壓力、釋放家庭的生育潛能。

但是,既有研究大多僅從教育成本的角度討論教育和生育的關系,提倡從“制度”層面進行干預調節,而對存在于“態度”層面的教育期望的影響關注不足。事實上,教育期望作為父輩對子女教育成就在心理上的期待,是家庭進行教育投入的內在動力(劉保中,2017)。教育期望不僅會決定家庭對教育的投入模式和培育效果,還可能會對家庭的生育行為帶來影響,因此,思考家庭教育期望對于生育行為的影響或許更接近事實本質。

合理閾值范圍內的教育期望具有“羅森塔爾效應”(2)“羅森塔爾效應”指一種期望效應,即教師對于學生的期望會在學生的學習成績等方面產生效應,表現為教師寄予很大期望的學生的學習成績會明顯高于其他學生。這一效應同樣適用于家長對于孩子的期望。,有助于促進子女發展、提高孩子質量(Elliott and Beverly,2011;蔡慶豐、吳冠琛、陳武元,2022),具有正向的外部效應。隨著我國經濟增速的放緩,優質教育資源緊缺,出現了需求欲望增速超越資源增速的矛盾(曹云鶴、陳友華 2023),“教育內卷”的社會現象于近年來越演越烈?！熬禄囵B”模式也在極大程度上提高了家庭的教育期望,社會中呈現出廣泛的“教育焦慮”(周廣肅、夏宇鋒,2021)。與適度的教育期望不同,內卷式的教育期望可能存在與孩子稟賦、家長能力之間的不匹配,致使教育有增長而無發展,教育資源過度甚至無效損耗(李星云,2022),不僅會讓教育效果適得其反,而且對孩子質量的過分追求、不遺余力的教育投入甚至可能嚴重抑制個體的生育行為。在一定程度上,當前生育率的不斷下降,正是對于教育期望深陷“內卷漩渦”的一種“預警”。

教育期望回歸理性是否有助于破解我國的低生育率困境?是本文關注的核心問題?；诖?本文利用2020年中國家庭追蹤調查數據(CFPS),分析教育期望對于生育行為的影響效果,并從以下方面做出可能的邊際貢獻。首先,本研究拓展了分析空間,立足于內卷背景下普遍存在的高教育期望,從“態度”視角檢驗教育期望與生育行為的關系,既是對現有研究的補充,也為當前低生育率的產生原因提供一種新的解釋。其次,本文詳細討論教育期望影響生育行為的機制以及異質性,為提高我國生育率提供理論支持和解決思路。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 文獻綜述

現有研究將我國生育率的持續下降歸因為以下五方面,分別為是經濟因素、社會因素、家庭因素、制度因素以及文化因素,其中,以教育成本為代表的經濟因素在國內外均被視作導致低生育問題的直接原因(張孝棟等,2021;Sobotka,2017;Jones,2019)。我國學者就教育成本對于生育意愿及生育行為的影響展開了廣泛討論,一方面,在成本約束型生育文化下,學者們普遍認為私人教育支出的持續增加將會降低個體生育意愿(孫小蒙、黃鎮、周春光,2022)、抑制個體生育行為(劉璐嬋、張瑞利 2022)。此外,還有學者提出公共教育投入的增加有助于緩解家庭的撫育壓力,進而釋放生育潛能(賈俊雪、龍學文、孫偉,2021;楊華磊等,2020),以上研究都說明了家庭教育成本對生育行為所產生的約束作用。

學術界給予了教育成本問題以足夠的關注,并主張通過“政策”方面的努力來優化教育成本分擔機制(Omori,2009;楊華磊等,2020;孫小蒙、黃鎮、周春光,2022),并且,以“雙減”為代表的政策出臺的確取得了一定成效。但是對教育成本的研究仍存在不足:一方面,以上研究缺乏對于居民主觀“態度”的關注,而“態度”和“制度”共同形塑了我國的低生育現象,這二者正如繆爾達爾(1968)所說:在分析社會問題時應該一并納入考察范疇;另一方面,當前鼓勵生育政策的效果不明顯,也讓我們重新思考可能影響家庭生育行為的更多可能性。

我國具有孕育“高教育期望”的文化土壤、“反哺式”的教育期待(費孝通,1983),以及“學而優則仕”的文化傳統(曹云鶴、陳友華,2023),這些前提催生了家長高教育期望的形成?，F實條件又使得高教育期望進一步陷入“內卷漩渦”,衍生出教育焦慮。收入差距擴大、向上流動機會減少(曹云鶴、陳友華,2023)以及改革開放后高等教育回報率的持續上升(劉澤云,2015)等現象,導致家長主動或被動地加入了“精致化培養”的學業錦標賽。目前,尚無學者就教育期望與生育行為的關系展開討論,但學界基本就教育預期對于家長教育投資程度的正向影響達成了共識。國內外學者均指出,隨著教育期望的提高,家庭會相應增加孩子的培養成本(楊真,2019;Kim et al.,2017)。但在有限的資源條件下,虛高的教育期望及不斷增長的教育投入并不能讓更多人得償所愿,相反,高期望下的高培養成本大部分成為了“沉沒成本”,極可能造成資源的無端浪費和對生育行為的無謂擠出。

綜上,內卷式的教育期待可能通過影響家庭教育投資水平進而約束生育行為,這一問題既是挑戰亦是機遇,與大刀闊斧的教育體系改革、教育成本負擔主體的重新定位不同,引導民眾建立科學客觀的教育預期,或許能夠為釋放我國生育潛能提供另一種可能性。

2.2 研究假設

貝克爾的孩子數量質量替代模型指出,現代社會中,在家庭可支配時間有限、收入既定的前提下,家長基于家庭效用最大化的基本原則,在生育行為中將會更多地注重孩子質量而不是數量(Becker and Lewis,1973)。

結合實際情況來看,孩子數量質量替代模型在我國具有適用性。一方面,我國居民生育行為的“數量偏好”逐漸弱化。隨著我國經濟與社會現代化進程的不斷加速,勞動生產單位相應地從家庭發展為行業分工合作式的網格化集體,生育行為的主要受益方發生轉變,家庭的受益份額大幅縮減。在傳統觀念中“多子多?！蓖韧诩彝ドa能力的提升,但現代社會中勞動所創造的價值則大多流向社會而非家庭。另一方面,我國居民育兒的“質量偏好”逐漸強化。低質量孩子的投資收益比較低,并且很可能會因孩子自身能力不足,而在未來增加父輩的養育成本。對此,家長多采取集中有限資源主要投資于單個兒童的做法,即“竭盡所能,將所有雞蛋放在一個籃子里”。綜上所述,基于家庭效用最大化的理性判斷,我國家庭大多存在著以孩子質量替代數量的偏好,即縮小生育規模,追求養育質的提升。以上分析表明,教育期望與生育行為之間可能存在互動關系,一方面,高教育期望從“態度”層面看本身就具有“質量”偏好的意味;另一方面,教育期望往往決定著家庭的教育投入程度,因此在資源有限的前提下,教育期望的提高會產生對于生育行為的抑制作用。

基于上述分析,本文提出假說1。

假說1:家長教育期望的提高將會抑制家庭的生育行為。

一般來說,家庭教育期望的提高會增加父母對子女學業的貨幣投資以及時間精力投入(蔡慶豐、吳冠琛、陳武元,2022)。因此,教育期望將通過兩種不同的效應影響個體生育行為:一是財富擠出效應,當期高昂的教育支出由于占用了較大份額的家庭財富,會造成對家庭其他消費的擠出(楊真、張倩,2019),較重的教育負擔使得家庭沒有多少余力承擔進一步的生育壓力。二是精力占用效應。高教育期望不僅會增加家庭的金錢投入,也會更多地占用家庭時間精力。教育期望的水平會左右家長在工作和家庭間的時間精力分配,此時可以將個人精力作為一種資源進行考量,當精力更加稀缺的情況下,教育期望影響生育行為的精力占用效應將會更加明顯。

基于上述分析,本文提出假說2和假說3。

假說2:教育期望存在財富擠出效應,教育期望的提高將增加家庭教育投資的貨幣性支出,進而抑制家庭生育行為。

假說3:教育期望存在精力占用效應,且對精力資源稀缺個體的生育行為的抑制作用更加突出。

3 數據、變量與模型

3.1 數據來源

本文使用中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies,CFPS)進行研究。該調查由北京大學中國社會科學調查中心發起,反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷,是一項具有全國代表性的大型微觀入戶調查,契合本文的研究主題。該數據包含家庭庫、成人庫、兒童庫三個子庫,本文以個人庫為基礎,根據個人編碼、家庭編碼對三個子庫數據進行匹配和匯總。結合研究需要,文章使用2020年的數據進行實證分析。鑒于是對生育行為的討論,本文根據陳滔、胡安寧(2020)的前期研究,考慮到年輕個體可能尚未完成生育行為,因此將研究對象限定為30歲以上的已婚樣本。進一步刪除關鍵變量數值缺失的樣本后,最終樣本規模為3143個。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

本文的因變量為家庭生育行為,本文主要通過夫妻實際生育子女數量進行衡量,此外,為了進一步討論教育期望對于二孩生育行為的影響,本文還進一步構造了二分類變量“是否有二孩生育行為”,當實際生育數量大于等于2時,二孩生育行為變量則賦值為1,否則為0。

3.2.2 核心解釋變量

本文的核心解釋變量為家庭教育期望。參考學界的普遍做法(蔡慶豐、吳冠琛、陳武元,2022;周廣肅、夏宇鋒,2021),本文根據兒童問卷中的問題“您希望您的孩子最少念完哪一個程度”進行設計。根據選項,我們將初始取值(小學、初中、高中/中專/技校/職高、大專、大學本科、碩士、博士和不必念書)按通用學制標準轉化為期望受教育年限,取值在0～22年之間,其中“不必念書”賦值為0,“小學”賦值為6,“初中”賦值為9,“高中/中專/技校/職高”賦值為12,“大?！辟x值為14,“大學本科”賦值為16,“碩士”賦值為19,“博士”賦值為22。

3.2.3 控制變量

本文還從人口學特征以及社會經濟地位特征兩個層面對可能影響家庭生育行為的因素進行了控制。其中,人口學特征變量包括受教育水平、性別、一孩性別、戶籍、年齡、宗教信仰;社會經濟地位變量包括家庭人均收入、工作狀態;此外,加入省份虛擬變量。其中,家長的受教育水平使用受教育年限進行描述;性別為男性賦值為1,女性為0;工作狀態為在業賦值為1,其余為0;戶籍為農業戶籍賦值為1,非農業戶籍賦值為0;具有宗教信仰賦值為1,其余為0;一孩性別為男性賦值為1,女性賦值為0。變量描述性統計結果如表1所示。

表1 描述性統計結果(N=3143)

結合表1統計結果可知,我國家長對于孩子的教育期望平均值為16.2年,也即希望孩子能夠達到本科以上的學歷水平。一方面,這一結果明顯高于我國國民的平均受教育年限。2020年我國勞動年齡人口平均受教育年限為10.8年,其中,受過大專及以上文化程度教育的人口占比僅為15.5%(3)數據來源:國家統計局( http://www.stats.gov.cn/sj/sjjd/202302/t20230202_1896695.html)。另一方面,這一結果顯然也高于家長的平均受教育年限10.73年。由此可見,教育期望的確存在與孩子稟賦、家長能力不匹配的虛高情況。

3.3 模型設定

考慮到被解釋變量實際生育子女數量和二孩生育行為分別是有序多分類變量和二分類變量,本文分別采用ordered logistic和logistic模型進行回歸。

fertilityi=α+β1Edui+∑iγiXi+εi

(1)

其中,fertilityi代表家庭的生育行為,在本文中分別為實際生育子女數和二孩生育行為,Edui代表個體對于子女的教育期望,為本文的核心解釋變量,β1即為其教育期望系數,應特別予以關注。Xi為一系列控制變量,εi為隨機誤差項。

4 實證分析

4.1 基準回歸

表2顯示了教育期望對于個體生育行為影響的基準回歸結果,模型1～2和模型3～4分別從個體生育數量以及二孩生育行為進行了考察。模型1和模型3僅就教育預期對生育行為的影響進行簡單回歸,模型2和模型4分別在其基礎上將控制變量納入回歸模型。

表2 教育預期對生育行為的影響效應分析

如表2所示,教育期望水平對家庭生育行為的影響在99%的置信水平上顯著為負,控制個體特征以及家庭特征等變量可能帶來的干擾后,該結論仍舊成立。具體來看,家庭的教育期望每提升一個單位,家庭的子女生育數量將顯著減少0.0572個單位、生育二孩的概率將顯著降低0.0697個單位,假設1得到驗證。這一結果也與我國面臨的現實情況吻合,低生育水平與高教育期望水平相伴而生,存在生育行為中質量偏好對于數量偏好的替代。

控制變量的回歸結果與預期基本相符,家長年齡和生育行為之間具有顯著的倒U型的關系,用子女數量和二孩生育行為描述生育行為時,拐點分別為42歲和43歲;此外,家長學歷和家庭人均收入越高,個體的生育數量將顯著減少,二孩生育概率也顯著降低,這可能是由于此類個體起點更高,相應地具有更強烈的質量偏好傾向,降低了對于生育數量的追求;同時,一孩性別為男性的個體的后續生育數量更少,這可能源于仍存在于部分家庭中的“男孩偏好”;最后,農業戶籍、有宗教信仰的個體更傾向于積極的生育行為。

4.2 異質性分析

家長教育預期對于其生育行為的影響可能在不同戶籍類型、受教育水平和收入水平的樣本之間存在差異。首先,不同戶籍的個體可能由于自身成長經歷的不同,進而在下一代的教育觀念和生育行為上呈現出差別;其次,不同學歷水平的家長可能存在能力和眼界上的不同,或將作用于家長的教育預期上,并對生育水平產生影響;最后,不同收入水平的家庭在培養觀念和撫育能力上也可能存在區別?；诖?本文進一步從以上三方面著手考察教育期望對于生育行為影響的異質性。

4.2.1 戶籍異質性分析

本文將樣本按戶籍劃分為農村戶籍和城市戶籍分別進行估計,結果如表3所示?？梢园l現,農村戶籍個體的教育預期對其生育行為并無顯著影響;而在城市戶籍樣本中,教育預期每提高1個單位,樣本的生育數量將顯著減少0.0762個單位,二孩生育概率會顯著降低0.099個單位。兩類樣本之間的差異可能源于兩方面因素:首先,農村個體的教育預期往往更低,進一步統計發現,城市戶籍樣本的教育預期均值為16.6年,高于農村戶籍樣本的16年,較低預期下的農村家庭的教育投入可能更低。其次,部分農村戶籍家長仍然保留了“粗放式”的培養習慣,客觀上減少了“質”對于“量”的擠出。

表3 異質性分析:戶籍分組

4.2.2 受教育水平異質性分析

本文將家長的受教育水平以“大學本科”為界,受教育水平在大學本科以上的劃分為高學歷組,不足大學本科的為中低學歷組,并對此進行異質性分析,結果如表4所示。

表4 異質性分析:家長學歷水平分組

不難發現,教育預期對于生育行為的顯著負向影響均僅存在于中低學歷樣本中,此時,樣本的教育期望每提高一個單位,生育數量將顯著減少0.0585個單位,二孩生育概率則會相應降低0.0760個單位;但在高學歷樣本中,教育預期的負向效應不存在。這一結果可能由以下原因導致:高學歷家長往往有更豐富的經驗和更強的能力應對育兒壓力、實現培養目標;而低學歷家長在代際補償效應的影響下(劉愿,2016),難以持理性態度對待子代教育,為了“購買希望”,更易設定超出能力范圍的教育預期(林曉珊,2018)。因此,學歷相對較低的家長在高期望下難有余力負擔多子女的教育撫育行為。由此可見,家長在進行教育規劃和育兒培養的過程中,不僅要充分考量孩子的稟賦,也要將自身的培養能力納入考慮范疇,對孩子“拔苗助長”式的培養模式只會適得其反。

4.2.3 收入水平異質性分析

本文參考李金昌、任志遠(2023)提出的中等收入群體劃分方法,以居民收入的上下四分位數為界限,將中間50%的居民定義為中等收入群體,收入水平最高的25%的居民界定為高收入者,最低的25%界定為低收入者。據此進行異質性分析,結果如表5所示。

表5 異質性分析:收入水平分組

考察教育期望對于實際生育數量的影響時,可以發現在低收入和高收入樣本中,家庭的教育期望對其生育行為存在99%的置信水平上的負向影響,這一影響在中等收入群體中不明顯。具體來看,當教育期望提高一個單位,低收入家庭和高收入家庭的實際生育子女數將分別減少0.092和0.1302個單位。將二孩生育行為作為被解釋變量時,提高教育期望則會顯著降低中等收入和高收入家庭生育二孩的概率,且回歸系數在高收入樣本中更大,為-0.1354?？偟膩碚f,教育期望對于高收入家庭的生育行為抑制作用更加明顯,這可能是由于高收入家庭的起點較高,而人才的向上流動并非“直筒型”而是“金字塔型”(薛寶貴、何煉成,2015),個體的初始起點越高可能也意味著更激烈的競爭,因此高收入家庭更傾向于“精致化培養”,最終呈現出對于生育數量的明顯擠出。

4.3 穩健性檢驗

為保證上述回歸結果的可靠性,本文采用以下兩種方式進行穩健性檢驗。

4.3.1 重新編碼解釋變量

首先,本文對核心解釋變量進行重新編碼,此處將被解釋變量“教育期望”重新賦值為0～7。其中,“不必念書”賦值為0,“小學”賦值為1,“初中”賦值2,“高中/中專/技校/職高”賦值為3,“大?！辟x值為4,“大學本科”賦值為5,“碩士”賦值為6,“博士”賦值為7。將重新編碼后的教育期望水平加入模型后,回歸結果如表6中模型1和模型2所示。結果表明,教育期望仍在99%的置信水平上與生育行為具有顯著負相關關系。

表6 穩健性檢驗:重新編碼解釋變量和更換回歸模型

4.3.2 變更回歸方法

此外,本文變更回歸方法以排除模型選擇可能對回歸結果造成的影響。被解釋變量為生育數量時,本文參考陳衛民、李曉晴(2021),王維國等(2022)的研究方法,使用Poisson 回歸進行參數估計;被解釋變量為是否有二孩生育行為時,本文參考陳鈺曉、周魅(2023)的研究方法,采用線性概率模型(Linear Probability Model,LPM)進行回歸。結果如表6中模型3和模型4所示,回歸結果的系數方向和顯著度水平均與基準回歸一致,再次印證了回歸結果的穩健性,驗證了研究假說1。

4.4 機制分析

隨著家庭教育期望的提高,生育水平不斷走低,這一現象的內在機制是什么?結合前文分析可知,伴隨著較高的教育期望,家庭方將會投入更多的貨幣資本和時間精力培育孩子,以期提高孩子質量滿足內心預期,但在資源有限的前提下,經濟和精力層面的大量育兒投入無疑是對既有資源的擠出和占用,進而抑制個體的后續生育行為,體現為“財富擠出效應”和“精力占用效應”。

4.4.1 財富擠出效應

為了驗證教育期望通過增加家長的育兒貨幣投入影響生育行為,本文參考江艇(2022)的研究方法,使用中介效應模型對“財富擠出機制”進行初步驗證,中介效應的分步回歸模型如下所示:

Mediai=α0+α1Edui+∑iγiXi+εi

(2)

fertilityi=β0+β1Mediai+β2Edui+∑iγiXi+εi

(3)

其中,Mediai為中介變量教育支出,使用CFPS數據庫中成人庫中“過去12個月教育支出總費用”的對數進行描述,式(2)中其他符號含義同模型(1)設定部分。模型(2)和(3)的回歸結果見表7所示。

表7 機制檢驗:家庭教育支出水平檢驗

表7中模型1表明,教育期望對教育支出的回歸系數在99%的置信水平上顯著為正,數值為0.0335,即隨著教育期望的提高,家長會相應地增加教育支出;此外,模型2和模型3將教育支出納入自變量時,教育期望與教育支出的系數均顯著為負,驗證了研究假說中的教育期望的提高將通過增加家長的教育支出抑制家庭的生育行為,假說2得證。

4.4.2 精力占用效應

由于問卷中能夠代表家長育兒時間精力投入程度的“照顧孩子時長”變量的缺失值太多,難以直接使用,因此本文再次參考江艇(2022)的研究方法,對教育期望的“精力占用效應”機制進行驗證。本文將通過家長工作情況的異質性間接地檢驗教育期望的精力占用效應。此處的邏輯在于,如果提高教育期望將會增加育兒精力占用的效應存在,則在業狀態的個體中教育期望抑制生育行為的作用將會更加顯著,因為在業者相對于非在業者而言其精力更加有限,個人精力就此成為更加稀缺的資源,此時精力占用的成本更高,對于生育行為的負向影響更加顯著。因此本文采用分組回歸的方式,借用家長的工作狀態側面度量精力水平,估計結果在表8中報告。

表8 機制檢驗:教育期望的精力占用效應檢驗

結果表明,相對于非在業的個體,在業樣本中的教育期望系數顯著為負,佐證了教育期望將通過增加個體精力的占用來影響其生育行為。具體來看,在精力資源更加稀缺的個體中,教育期望每提高1個單位,實際生育數量以及二孩生育概率將分別減少0.0575和0.0753個單位。此外,組間系數差異chow檢驗P值均大于0.1,說明不存在組間樣本結構性差異。至此,假說3得證。

5 結論與建議

我國生育水平持續走低,生育支持政策效果不明顯,因此需要思考可能影響家庭生育行為的更多可能性。據此,本文使用2020年中國家庭追蹤調查數據(CFPS)討論了教育期望對家庭生育行為帶來的影響,主要得出以下幾點結論:第一,教育期望水平的提高將顯著減少家庭的實際生育子女數以及二孩生育行為,這一結論進行重新編碼解釋變量以及變更回歸方法后依舊成立。第二,教育期望對于生育行為的抑制作用存在戶籍、受教育水平和收入水平層面的異質性,在教育預期更高的城市戶籍者、個人能力相對較低的中低學歷樣本以及更加偏好“精致化培養”的高收入樣本中,教育期望對于生育行為的抑制作用更加顯著。第三,家長的教育預期主要通過財富擠出效應和精力占用效應來影響家庭的生育行為。

基于上述研究結論,本文提出以下政策建議。第一,明確多元主體責任,進一步降低家庭教育成本。國家要增加財政對教育的投入,完善“雙減”政策,強化基礎教育的公共物品屬性;校方要提高課堂教學效率,遏制校外培訓引發的教育資源無效損耗,民辦學校還應自覺規范收費行為;教育類社會公益組織應積極開設向多子女家庭傾斜的獎助學金項目。第二,加強教育公平建設,緩解社會的教育焦慮。政府要拓展優質網絡教育資源,鼓勵名校建立教育教學聯盟,縮小原生家庭差距對教育公平的影響,實現優質教育資源在群體間和地區間的均衡。第三,促進生育撫育和就業平衡發展,弱化二者之間的精力分配沖突。一方面,加強靈活就業平臺建設、完善彈性工作制,為家長提供靈活的就業機會和豐富的副業選擇,提升其時間支配的主導性;另一方面,建設和完善寄宿制度,鼓勵中高年級孩子住校學習,緩解家長的照料壓力。第四,提高國家對于家庭教育期望水平的重視程度。通過引導思想觀念和社會輿論,對家庭教育預期進行合理糾偏,引導教育支出向合理化、教育理念向差異化方向的發展,讓思想觀念上的調整成為生育支持政策發揮效力的有力補充。第五,塑造正確的社會職業價值觀,防止“唯學歷”論。促進職業地位去差別化的改革,提高國民對于職業教育的接受程度和參與度。提升職業教育質量、提高藍領人才的薪酬待遇。第六,家長科學理性地把握好教育期望的“度”。應該綜合考量孩子興趣稟賦、家庭培養能力以及家庭財富水平等眾多因素,正確看待社會的發展階段和競爭環境,重新審視自身的教育目標和培養模式。