吳易雄 王虎邦 賈昆蕙

摘要：教育扶貧肩負著阻斷貧困代際傳遞的歷史使命，是決勝脫貧攻堅的有效路徑和必然選擇。通過問卷調查及個案深度訪談獲取數據，運用有序Logit模型對教育扶貧政策展開績效評估，探究人力資本和社會資本變量對政策實施質量的作用機制。研究發(fā)現，義務教育階段、父母受教育水平等人力資本特征對政策滿意度有顯著正影響，而家庭就業(yè)能力則存在負向作用，學校重視程度、學校落實情況、政策宣傳、審核實施過程等社會資本特征對滿意度有正向影響，性別特征、戶籍性質、是否建檔立卡等因素對政策滿意度有顯著異質性效應?；诖?，形成教育扶貧“五位一體”多元主體協同治理格局，構建教育扶貧與鄉(xiāng)村振興有機銜接機制，保障城鄉(xiāng)教育服務一體化政策有效供給，最終實現教育扶貧政策效能優(yōu)化。

關鍵詞：教育扶貧政策;人力資本理論;社會資本理論;多元協同治理

中圖分類號：G434

文獻標識碼：A

一、引言

貧困是世界各國在發(fā)展過程中必然面臨的社會問題。新中國成立以來，扶貧開發(fā)一直都是中國政府改善民生工作的重要領域[1]?！胺鲐毐胤鲋牵呜毾戎斡蕖?，教育扶貧是中國特色扶貧開發(fā)的重要構成部分，是擺脫貧困代際傳遞的有效路徑。特別是黨的十八大以來，以習近平同志為核心的黨中央高度重視教育扶貧，明確了新時代教育扶貧的戰(zhàn)略方向與路徑指引。2020年是全面建成小康社會，高質量決勝脫貧攻堅之年。全國各地落實脫貧攻堅目標任務，采取多種不同措施取得顯著成效，截至2020年3月，全國10.8萬所義務教育薄弱學校辦學條件得到明顯改善，貧困群眾“兩不愁”水平顯著提升， “三保障”突出問題總體解決。以J省為例，自2016年以來，投入2.77億元推進農村義務教育學生營養(yǎng)改善計劃，2017-2019年，投入1.5億元大力支持貧困地區(qū)教育事業(yè)發(fā)展，實施中小學取暖改造工程，投入21.4億元實施義務教育薄弱環(huán)節(jié)改善與能力提升項目，建立學生資助政策體系等，教育扶貧成效穩(wěn)步顯現。截止2020年5月29日，貧困人口已經從70萬人減至10063人，貧困發(fā)生率也由4.9%進一步降低至0.07%。J省將持續(xù)鞏固貧攻堅工作成果，實現全部1489個貧困村、15個貧困縣、剩余5001戶、10063名貧困人口高質量脫貧，確保脫貧攻堅目標任務如期完成。

然而，從總體上看，我國在教育扶貧過程中仍然面臨諸多困境，主要表現在三個方面。一是教育扶貧可持續(xù)性問題。政府大規(guī)模資金投放、高額度轉移支付以及資金傾斜等政府主導模式給扶貧工作帶來新的挑戰(zhàn)。二是貧困群體政策參與意愿不足問題。貧困地區(qū)存在連片性、區(qū)域性特征，政府發(fā)揮主導作用，貧困群體專業(yè)技能缺乏導致就業(yè)能力不高。三是相對貧困長效治理問題。政策供給主體單一，社會力量參與不足，行業(yè)扶貧風險防范能力較弱。

那么，我國教育扶貧政策的直接受益者——貧困人口的真實感受怎樣？教育扶貧的作用機制是什么？教育扶貧政策實施的質量和效果如何？對于這些問題的深度回答，有助于了解教育扶貧脫貧現狀，總結政策供需經驗，有效評估政策實施效果，精準把握扶貧政策取向，無疑對全面建成小康社會后探索構建教育解決相對貧困的長效機制，完成教育服務鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略使命任務具有重要意義。鑒于此，學者們已從教育扶貧的理論淵源、運作模式、路徑機制、績效評價、困境治理等層面展開研究。

（一）教育扶貧的理論淵源

伴隨著國家各層級機關組織對教育扶貧工作的重視，教育扶貧理論深入人心，其中比較熟知的理論包括人力資本理論和教育公平理論。人力資本理論最早由美國經濟學家舒爾茨和貝克爾提出來[2]，體現著凝結在人身上知識、技能、健康等素質的資本存量。教育扶貧工作的本源，就是要從人力資本的投入、應用等方面提升貧困人群的教學質量，提高“寒門才子”的機率[3]，進而提升人力資本的投資建設能力[4]。教育公平理論是建立在事物公平發(fā)展的基礎上，體現在教育面前人人平等。但由于貧困群體和非貧困群體長期以來在接受教育方面存在的差距，所以從政策體系等方面出發(fā)探求教育的公平性就是實現教育扶貧的重要路徑[5]。努力實現教育扶貧過程中的權利平等，實現教育精準化扶貧的公平正義[6]。對于義務教育，則更應該注重其均衡性，全力統籌城鄉(xiāng)教育發(fā)展一體化[7]。

（二）教育扶貧的運作模式

隨著全社會對教育扶貧工作的密切關注，教育扶貧的運作模式也越來越多樣化，形成了資源型教育扶貧模式、功能型教育扶貧模式、協同型教育扶貧模式，這些模式回答了“如何扶”的問題，更體現著教育扶貧的精準化和信息化的最新動向。同時，還應貫徹新發(fā)展理念，從教育扶貧目標模式、主體模式、運行模式等方面著手，構建“三位一體”的教育扶貧精準化模型和教育一體化信息平臺，實現教育扶貧模式信息化全覆蓋，從源頭上建立起阻斷貧困代際傳遞的長效機制[8]。

（三）教育扶貧的路徑機制

由于教育扶貧政策的實踐存在諸多客觀因素制約，實踐成效并不理想，這與我國教育扶貧機制老舊，扶貧路徑單一存在著密切關系。因此，創(chuàng)新教育扶貧的新路徑就是脫貧攻堅工作中不可少的重要一環(huán)，可以從優(yōu)化戰(zhàn)略定位、有依據地制定教育減貧政策[9]等方面構建教育扶貧發(fā)展機制的新路徑[10]。同時應鼓勵貧困人口就業(yè)，以卓越的就業(yè)幫扶推動貧困人群脫貧工作的可持續(xù)發(fā)展[11]。

（四）教育扶貧的績效評估

滿意度指數（CSI）最早出現在上世紀八十年代[12]。隨著評價方法的推廣，該指數在政府政策的績效評價中得到應用，且相關學者探討了精準扶貧政策的滿意度[13]。在政策路徑機制優(yōu)化后，探索教育扶貧政策成效的評價體系，有助于教育扶貧開發(fā)工作更好地實施。教育扶貧政策執(zhí)行績效會受到貧困戶的個體特征等方面的影響。貧困戶的受教育水平越高，教育扶貧的績效評價也就越高[14]。在精準扶貧整體視域下，從扶貧對象的精準識別等方面著手構建績效評價體系，以實現對教育扶貧工作的有效監(jiān)督和評價[15]。

首先，試抽樣調查。在正式調查之前，我們首先進行測試樣本調查，從科學性和合理性等方面，檢查問卷設計可能存在的不足之處并進一步完善。50份調查問卷通過網絡形式發(fā)放，50份問卷全部回收，其中有效問卷是38份。

其次，樣本容量的確定。本次總計發(fā)放816份問卷，回收問卷816份，其中，有效問卷為598份，這些調查對象都受過扶貧救助。建檔立卡的貧困學生153人，基本覆蓋到了J省重點貧困地區(qū)縣市。有效回收率73.28%，有效問卷的回收比例符合之前所做出的無效比例假設。對填寫問卷的建檔立卡貧困生進一步采用配額抽樣的方式，抽取15名建檔立卡貧困生，進行深度訪談。

（三）信度檢驗及效度檢驗

為排除系統性誤差和隨機誤差的干擾，確保調查問卷數據的可靠性和一致性，需要對問卷調查數據進行信度檢驗和效度檢驗。經統計，信度系數值為0.732，因而能通過信度檢驗。使用KMO和Bartlett檢驗進行效度驗證，KMO值為0.809，KMO值大于0.8，研究數據效度非常好。上述結果表明，所調查數據的信度和效度非常好，可以進一步進行分析。

（四）調查問卷描述性統計分析

為更好地了解學生對教育扶貧政策的滿意度情況，對調查問卷進行描述性統計分析，得到的基本信息如表2和下頁表3所示。

由表2可知，從總體看，Y教育扶貧政策績效平均值為3.957，說明受訪者對政策認可的平均程度較高，為“比較滿意”。從人力資本變量看，受訪者學歷平均為大學（高職），父母受教育水平偏低，平均為初中。受訪者家庭勞動力人數為2人的占大多數。從社會資本變量看，家庭人均年收入平均在2300-4000元水平。學校重視程度、落實情況、覆蓋程度、社會政策宣傳、審核實施過程等平均分值在4以上，說明受訪者對教育扶貧政策滿意度總體水平較高。調查數據總體分布形態(tài)顯示，人力資本變量、社會資本變量以及政策實施績效變量呈略微左偏分布，表明目前教育扶貧政策實施的質量和效果仍有提升空間。

為深度描述基于人力資本和社會資本雙重理論下的受訪者特征，有必要了解數據內部結構特征，具體如表3所示。

1.基本信息

（1）從性別比例看，參與調查的受訪者男女人數及占比情況為，男性人數321，占比53.68%，女性人數為277，占比為46.32%，經數據初步統計，發(fā)現女性對于教育扶貧政策滿意度普遍比男性高。

（2）從建檔立卡情況看，沒有建檔立卡的人數是多于建檔立卡的人數。其中是建檔立卡的153人，而非建檔立卡的445人，分別占25.6%、74.4%，其主要原因是接受建檔立卡的人還是少數，認知度低。

（3）從戶籍性質看，被調查者中有59.01%的受訪者為城鎮(zhèn)戶口，40.99%的受訪者為農村戶口，說明教育扶貧政策在各個地區(qū)都進行了一定的推廣。

2.人力資本

（1）從學歷分布看，被調查者學歷基本是大學（高職），其他學歷學生人數相對較少。學齡前有1人，小學學歷有26人，初中學歷有91人，高中（中職）學歷有102人，大學（高職）學歷有328人，研究生以上有50人，分別占總受訪者的0.2%、4.3%、15.2%、17.1%、54.8%、8.4%.

（2）從父母受教育水平看，被調查者父母學歷為初中的人數最多，為220人，占比達36.8%，學歷為文盲的人數最少，為35人，占比為5.9%。學歷為高中的153人，學歷為小學的112人，學歷為大專及以上的78人，占比分別為25.6%、18.7%、13%。調查發(fā)現，父母學歷在初中及以下的家庭較為貧困。

（3）從家庭就業(yè)能力看，家庭勞動力人數為0人的有4人，1人的有149人，2人的有367人，3人的有80人，說明家庭勞動力人數為2人的家庭占大多數，占比為24.9%。

3.社會資本

（1）從家庭收入看，家庭人均年收入為2300元以下的占總人數的18.6%，2300-4000元的占總人數的42.5%，4000-6000元的占總人數的18.2%，6000元以上的占總人數的20.7%，說明受幫扶學生家庭人均年收入主要為2300-4000元。家庭經濟主要來源為打工的占總調查人數的47%，個體占總人數的21.83%，職工占總人數的15%，務農人員占總人數的14.83%，其他為1.33%，說明打工是大多數家庭經濟來源的主要方式。

（2）從學校層面看，有499名學生認為學校重視程度較高，約占83.5%，仍有16.5%的學生認為學校重視程度不夠。有50 1名學生認為學校教育扶貧政策落實情況較好，約占83.8%，約有97名受訪者評價學校落實情況為“非常不好”“比較不好”“一般”，約占16.2%，有484名學生認為政策覆蓋程度“還可以”或“非常好”，而約有114名學生覺得教育扶貧政策覆蓋程度不夠好，約占19%。

（3）從社會政策宣傳層面看，有510名受訪者認為教育扶貧政策宣傳到位，約占85.3%，但仍有89名受訪者認為教育扶貧政策宣傳力度不夠，約占14.7%，有432名受訪者認為教育扶貧政策審核實施過程的公平性較高，約占72.3%，而166名受訪者認為教育扶貧政策審核實施過程公平性較差，這一比例高達27.7%，說明教育扶貧政策宣傳力度和審核實施過程公平性亟待加強。

（五）基于人力資本和社會資本有序Logit回歸估計

基于人力資本和社會資本理論的教育扶貧政策評價模型，通過平行性檢驗，滿足比例優(yōu)勢假設，因而可以對有序Logit回歸結果展開深入分析。

1.人力資本和社會資本有序Logit模型回歸估計

人力資本和社會資本有序Logit模型回歸估計結果如表4所示。

從表4可以看出，人力資本和社會資本變量的方差膨脹因子（VIF）均小于10，容忍度（Tolerance）遠遠大于0.1，表明由人力資本變量、社會資本變量、教育扶貧政策滿意度等各變量之間不存在多重共線性，模型構建有意義。

（1）人力資本特征對教育扶貧政策滿意度影響。Hl處于義務教育階段的學生和H2父母受教育水平對教育扶貧政策滿意度有顯著性影響。H3家庭就業(yè)能力對教育扶貧政策滿意度產生負向影響。而收入較低的家庭多是因為勞動力較少，從而整個家庭抵御風險的能力就會薄弱，亟待接受教育扶貧政策的傾斜和扶持，增強其內生動力。當沒有獲得更多更好的幫助時，他們對于政策滿意度就會降低。父母受教育水平為初中及以下的家庭，勞動人數比例在30%-60%的家庭，以打工為家庭收入來源的家庭，家庭年人均收人為2300-4000元的家庭，符合上述情況的被調查者滿意度較高。家庭收入越低，勞動力越少，父母文化水平越低，滿意度反而越高。在各種主要影響因素中，父母文化程度，家庭就業(yè)能力，家庭收入來源，家庭年人均收入是滿意度的驅動因素。由此可見，因為家庭收入低，勞動力少，家庭越貧困，難以承擔學生上學所需的費用，所以才申請貧困家庭的扶持救助，才使得貧困家庭生活發(fā)生改善，學生才能上得起學。因此，需要加強職業(yè)教育和技術技能培訓，幫助貧困家庭掌握一技之長，實現學歷提升和技術技能脫貧。

（2）社會資本特征對教育扶貧政策滿意度的影響。Sl家庭收入：家庭人均年平均收入對滿意度為顯著正向影響，即家庭人均年平均收入越高，那么他們對政策滿意度也越高。產生這樣的結果可以認為是收入高的家庭對教育扶貧的需求較小，不會過于在乎政策的實際情況。S2學校重視程度：如果學校重視程度高，那么學校對于教育扶貧政策的宣傳工作、審核實施過程、學生幫扶等方面就會積極到位，從而使得學生對教育扶貧政策知曉程度就高，滿意度就會提高。S3學校落實情況：學校教育扶貧政策落實情況對政策滿意度會產生正向影響。學校落實情況越好，學生對于政策滿意度也越高，因為政策落實情況變好，需要幫助的同學得到了相應的幫助，滿意度越高。S4學校覆蓋程度：學校教育扶貧政策覆蓋程度同樣與滿意度之間是正向關系，當政策覆蓋程度越高，就會覆蓋到更多需要幫助的同學，滿意度也會變高。S5社會政策宣傳：教育扶貧政策宣傳的及時性和精準性特征將對滿意度產生正向影響。如果學生對政策的認知度越高，對政策滿意度也會非常高。S6審核實施過程：如果學生覺得審核過程很公平，那么他們對政策滿意度也會越高。由此可以看出，在對于教育扶貧政策存在的問題中，宣傳力度不足、公示不及時問題突出。

（3）個體特征對教育扶貧政策滿意度影響。Cl性別：學生性別對政策滿意度產生顯著影響，從結果看，女性對政策滿意度普遍較高，相反，男性對政策的滿意度則較低。其原因可能是，女性對于事情的細心程度相較于男性要高，注意細節(jié)，因而她們的滿意度會高。C2戶籍：農村學生相比城市學生對教育扶貧政策具有更高的滿意程度。C3建檔立卡：學生接受了建檔立卡相比未建檔立卡對教育扶貧政策具有高滿意度。由此可見，政策推廣和落實程度是影響滿意度的障礙因素，現階段教育扶貧政策存在的問題，主要體現為宣傳力度不夠、政策不完善、監(jiān)管力度不夠等。這就表明，教育扶貧政策推廣和落實不到位，政府還需加大監(jiān)管和宣傳力度，加強貧困地區(qū)學校標準化、現代化建設，改善辦學條件，對處于義務教育階段且在貧困地區(qū)的學生提供優(yōu)質就讀條件。

2.人力資本和社會資本變量對教育扶貧政策滿意度的邊際效應

人力資本和社會資本變量對教育扶貧政策滿意度不同取值下概率的影響，具體結果如表5所示。

（1）人力資本變量：在教育扶貧政策滿意度取值為“Y=l非常不滿意” “Y=2不太滿意” “Y=3一般”時，義務教育、父母受教育水平的邊際效應分別為（-0.001、-0.004、-0.023），（-0.003、一0.002、-0.008），表明義務教育階段相比非義務教育階段學生，教育扶貧政策不滿意的可能性在降低。隨著父母受教育水平的增加，教育扶貧接受者對政策不滿意的可能性在降低。當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=5非常滿意”時，邊際效應值為0.033和0.012，說明隨著變量取值的增加，教育扶貧政策滿意的可能性在提高。然而，家庭就業(yè)能力人力資本變量的邊際效應取值相反。家庭就業(yè)能力越強的學生，對教育扶貧所帶來的感受和影響往往會減弱。

f2）社會資本變量：當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=l非常不滿意” “Y=2不太滿意” “Y=3-般”時，家庭年收入、學校重視程度、學校落實情況、學校覆蓋程度、社會宣傳政策、審核實施過程等社會資本變量，邊際效應顯著且為負值，表明隨著這些社會資本變量取值的增加，教育扶貧接受者對政策不滿意的可能性在降低。當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=5非常滿意”時，邊際效應顯著且都為正值，意味著隨著這些社會資本變量取值的增加，教育扶貧政策滿意的可能性在顯著提高。

（3）控制變量：當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=l非常不滿意” “Y=2不太滿意” “Y=3-般”時，女性呈現出顯著的負效應。當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=5非常滿意”時，邊際效應顯著為正。由此可見，女性相比男性而言對教育扶貧政策不滿意的可能性在降低，同時滿意度在提高。當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=l非常不滿意” “Y=2不太滿意” “Y=3-般”時，農村戶口學生呈現出負效應。當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=5非常滿意”時，邊際效應值為正。由此可見，農村戶口學生相比城鎮(zhèn)而言對教育扶貧政策不滿意的可能性在降低，同時滿意度在提高。當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=l非常不滿意”“Y=2不太滿意”“Y=3-般”時，接受建檔立卡的學生呈現出顯著的負效應。當教育扶貧政策滿意度取值為“Y=5非常滿意”時，邊際效應顯著為正。由此可見，接受建檔立卡的學生相比非建檔立卡而言對教育扶貧政策不滿意的可能性在降低，同時滿意度在提高。

3.有序Logit回歸模型預測準確率穩(wěn)健性檢驗

為檢驗模型的擬合質量，有必要進行準確率的穩(wěn)健性檢驗，結果顯示，研究模型的整體預測準確率為75.73%，模型擬合情況良好。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本研究通過問卷調查及個案深度訪談收集數據，以人力資本和社會資本雙重理論為支撐，運用有序Logit模型對教育扶貧展開政策評估，得出如下研究結論。

1.對教育扶貧政策滿意度的整體情況

大多數被調查者對教育扶貧政策的滿意程度較高，約占82%。對教育扶貧政策滿意度評價最多為“比較滿意”，說明受訪者對政策平均認可程度較高，教育扶貧政策整體已取得顯著成效。但是，受人力資本、社會資本及個體特征等綜合因素影響，有18%左右被調查者對政策滿意度較低，仍需不斷完善當前教育扶貧相關政策。此外，人力資本特征、社會資本特征、個體特征等因素對教育扶貧政策滿意度的影響，存在著顯著異質性效應，當前教育扶貧政策實施的質量和效果仍有提升空間。

2.人力資本特征對教育扶貧政策滿意度影響

義務教育階段、父母受教育水平等人力資本特征對政策滿意度有顯著正影響，義務教育階段相比非義務教育階段學生，教育扶貧政策不滿意的可能性在降低。隨著父母受教育水平的增加，教育扶貧接受者對政策不滿意的可能性在降低。而家庭就業(yè)能力則存在負向作用。在各種主要影響因素中，父母文化程度、家庭就業(yè)能力、家庭收入來源、家庭年人均收入是教育扶貧政策滿意度的驅動因素。

3.社會資本特征對教育扶貧政策滿意度的影響

學校重視程度、學校落實情況、政策宣傳、審核實施過程等社會資本特征對滿意度有正向影響。政策推廣和落實程度是影響滿意度的障礙因素，主要體現為宣傳力度不夠、政策不完善、監(jiān)管力度不夠等。這就表明，教育扶貧政策推廣和落實不到位，政府還需加大監(jiān)管和宣傳力度，加強貧困地區(qū)學校標準化、現代化建設，改善辦學條件，對處于義務教育階段且在貧困地區(qū)的學生提供優(yōu)質就讀條件。

4.個體特征對教育扶貧政策滿意度影響

性別特征、戶籍性質、建檔立卡等因素對政策滿意度有顯著異質性影響效應。女性相比男性而言對教育扶貧政策不滿意的可能性在降低，同時滿意度在提高。農村戶口學生相比城鎮(zhèn)而言對教育扶貧政策不滿意的可能性在降低，同時滿意度在提高。接受建檔立卡的學生相比非建檔立卡而言對教育扶貧政策不滿意的可能性在降低，同時滿意度在提高。

（二）政策建議

通過對我國教育扶貧政策的滿意度情況進行調查分析，為補齊我國教育扶貧政策的短板，特提供如下政策啟示。

第一，形成教育扶貧多元主體協同治理格局。構建形成“政府一學校一家庭一企業(yè)一社會”五位一體的多元主體協同治理機制，真正提升教育服務供給能力。學校和家庭的教育是其中重要的一環(huán)，家庭教育可以避免學生因為貧困而產生厭學情緒，甚至輟學。要通過社會組織和龍頭企業(yè)等其他機構的大力支持，以獲得更多的教育扶貧資金。完善與貧困群眾互惠互利的模式和機制，采取政府購買服務的方式，委托第三方機構，開展教育扶貧資金及其效果的督查、考核和評估，進而提升全面建成小康社會后教育扶持相對貧困有效治理能力，形成多元主體共治的教育大扶貧新格局。

第二，構建教育扶貧與鄉(xiāng)村振興有效銜接機制。做好教育脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興相關工作的有效銜接，建立教育解決相對貧困的長效機制。一是在內生動力上，一方面，政府要對貧困家庭中的初中畢業(yè)后、高中畢業(yè)后、大學畢業(yè)后的“三后生”及貧困戶加強職業(yè)教育和技術技能培訓，幫助貧困家庭掌握一技之長，著力激發(fā)貧困群體內生動力，實現學歷提升和技術技能脫貧;另一方面，政府要從幼兒教育到高等教育整個學校教育階段對品學兼優(yōu)的貧困家庭學生實行全免費扶持，為這些學生消除心理和精神上的負擔和壓力。二是在外源動力上，一方面，政府要加大資金投入，完善貧困地區(qū)教師職稱評審、福利待遇、社會保障及貧困地區(qū)學校條件建設和公共服務政策，適當提高貧困生補助金額。根據相對貧困程度大小，將相對貧困等級劃分為一等、二等、三等三個等級，實行差別化金額補助;另一方面，政府要加大宣講力度，動員各村社區(qū)給貧困家庭建檔立卡，定時發(fā)布和講授教育扶貧政策，引導和支持貧困家庭發(fā)展產業(yè)和就地就業(yè)，實現常態(tài)化教育扶貧與鄉(xiāng)村振興有效銜接。

第三，保障城鄉(xiāng)教育服務一體化政策有效供給。政府要整合和調整優(yōu)質教育資源，建立城鄉(xiāng)結對幫扶制度，秉持公開、公平、公正原則，堅持個體瞄準與社區(qū)瞄準的靶向精準路徑，真正做到精準識別和幫扶，將12年義務教育、“互聯網+”教育、大數據、數字化技術（如虛擬課堂、虛擬實驗室、虛擬學習社區(qū)等）與推動教育公平發(fā)展、提升教育質量理念有機融合，使優(yōu)質教育資源惠及所有家庭和孩子，以營造良好的教育扶貧支持環(huán)境，確保教育扶貧政策實施的透明性和公平性。同時，關注進城務工隨遷子女、留守兒童教育問題，保障城鄉(xiāng)教育服務一體化政策有效供給。

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作者簡介：

吳易雄：教授，博士，研究方向為公共管理與公共政策（1203440189@qq.com）.

王虎邦：講師，博士，研究方向為農村經濟學（103072@jlufe.edu.cn）.

賈昆蕙：在讀碩士，研究方向為農村經濟學（1357730344@qq.co m）。

*本文系教育部教育“十四五”規(guī)劃研究課題“全面建成小康社會后教育扶貧戰(zhàn)略研究”（項目編號：SSW202015）研究成果。①王虎邦為本文通訊作者。