楊志慧，肖含，張紫薇

（喀什大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，新疆 喀什 844000）

一、問題的提出

父母從孩子出生后就陪伴在孩子左右，擔(dān)當著孩子第一任教師的重要角色。與系統(tǒng)且明確的學(xué)校教育不同，家庭中父母對于孩子的教育潤物無聲，會通過長期的影響浸刻在孩子的方方面面，淺到學(xué)習(xí)成績、待人接物，深至習(xí)慣養(yǎng)成、性格塑造、人生觀價值觀的建立。

目前，父母對個體成長的重要影響不僅在生活中被大眾認同，而且在大量科學(xué)研究上被證實。子女學(xué)習(xí)成績并非隨家長的學(xué)習(xí)參與頻率而線性增長，兩者之間實則為“倒U”型關(guān)系[1]。父母參與對孩子的學(xué)習(xí)成績以及非認知能力都具有正向作用[2]。學(xué)習(xí)成績可以通過教養(yǎng)方式和學(xué)習(xí)投入進行預(yù)測[3]。父母教育期望不僅直接影響個體的學(xué)習(xí)投入,還以父母教育投入為中介變量間接地影響個體的學(xué)習(xí)投入[4]。父母的拒絕、懲罰和控制三類教養(yǎng)方式正向影響小學(xué)生問題行為，父母的溫暖教養(yǎng)方式負向影響小學(xué)生問題行為[5]。父母的婚姻狀態(tài)對不同性別的學(xué)生的社會適應(yīng)性影響不同，其中擁有完整家庭的學(xué)生相對于離異家庭的學(xué)生而言，其社會適應(yīng)性明顯較強。相對離異家庭中的女生而言，男生在心理彈性、心理能量及心理優(yōu)勢感三方面均較高，在人際適應(yīng)方面，八年級學(xué)生優(yōu)于其他年級[6]。

以往的研究主要集中于家庭或父母對個體學(xué)習(xí)成績、認知能力、社會適應(yīng)、問題行為等外在表現(xiàn)方面產(chǎn)生的作用和影響，對于自我教育期望這一內(nèi)在感知的影響研究較少。自我教育期望對于初中生未來的發(fā)展相當重要。個體對自身未來學(xué)歷水平的預(yù)期，不僅反映了對自我能力的長期評估，更表現(xiàn)出投資自身人力資本的主觀意愿[7]。威斯康星學(xué)派對地位獲得做了大量研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)教育期望能夠有效并穩(wěn)定地對個體教育獲得和社會經(jīng)濟地位進行預(yù)測[8]，尤其在對處境不利族群的教育進行預(yù)測時，其作用更顯著[9]。本研究從親子互動入手，重點探討親子間討論交流、日?；顒印⑷粘９芙?、學(xué)習(xí)監(jiān)督四個方面對初中生自我教育期望的影響效應(yīng)，并深入研究該影響的戶籍差異和性別差異，為家庭教育對個體發(fā)展的影響研究進行補充，為縮小城鄉(xiāng)差異、推進鄉(xiāng)村人才振興提供參考。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）家庭因素對自我教育期望的影響研究

迄今為止，國內(nèi)外大致從兩條路徑對教育期望進行了大量研究，家庭視角分析便是其一，該視角分析始于威斯康辛學(xué)派。已有研究集中于父母職業(yè)、受教育年限、教育期望、家庭經(jīng)濟收入、庭藏書量等各種經(jīng)濟和文化資本對學(xué)生教育期望的影響，鮮少有研究親子互動這一類社會資本對教育期望的影響。

楊習(xí)超、姚遠和張順共同研究表明，父母和子女的教育期望兼受家庭經(jīng)濟狀況和文化資本影響，但家庭經(jīng)濟和文化資本作用效果不同，前者為負，后者為正。子女性別不同，其作用強度也不一[10]。周皓的研究發(fā)現(xiàn)，教育期望和親子交流在家庭社會經(jīng)濟地位和兒童發(fā)展之間作為中介變量起作用[11]。劉保中和張月云等人的研究認為，父母受教育水平和家庭收入都以父母參與為中介，間接影響子女的自我教育期望[12]。張云亮認為，父母與孩子在親子互動的過程中憑借活動和語言建構(gòu)親子互動行為，將文化價值觀念傳遞給孩子，從而影響個體教育期望[13]。

（二）教育期望的戶籍及性別差異研究

侯玉娜和李馥麗的研究發(fā)現(xiàn)，城市初中生的高等教育期望顯著高于農(nóng)村和流動初中生[15]。丁百仁和王毅杰的研究依據(jù)戶籍登記地和戶口性質(zhì)，將初中生分為四類，發(fā)現(xiàn)戶籍對兒童教育期望的主要影響并不是內(nèi)外之別，而是城鄉(xiāng)差異[16]。梁玉成的研究發(fā)現(xiàn)，戶籍隔離以心理健康為中介影響正常認知能力學(xué)生的教育期望[17]。黃超的研究表明，在我國，城市戶口初中生的教育期望高于農(nóng)村戶口初中生。這種差異源于家長期望、家庭社會經(jīng)濟地位等家庭背景的差異以及學(xué)校質(zhì)量、學(xué)校城鄉(xiāng)區(qū)位等學(xué)校環(huán)境的不同[18]。

性別差異在諸多領(lǐng)域中存在，教育領(lǐng)域也不例外。已有研究表明，性別差異不僅體現(xiàn)在學(xué)生個體的認知能力、學(xué)習(xí)策略、學(xué)習(xí)壓力、學(xué)習(xí)成績、學(xué)習(xí)努力程度、成敗歸因、父母和教師的教育期望等方面，而且還表現(xiàn)在自我教育期望上。聶雨薇的研究發(fā)現(xiàn)，我國中學(xué)生中，女生教育期望顯著高于男生[19]。

（三）親子互動對自我教育期望影響的差異研究

關(guān)于親子互動對初中生教育期望影響的戶籍差異的研究較少。張云亮將親子互動分為傳統(tǒng)型親子互動和消費型親子互動兩類，他的研究發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)型親子互動在0.01水平下顯著影響學(xué)生的教育期望且該影響在戶籍方面存在異質(zhì)性，而消費型親子互動對學(xué)生教育期望并沒有顯著影響且該影響無差異[20]。

關(guān)于親子互動對初中生自我教育期望影響的性別差異的研究較少。趙雨紅和楊釙的研究發(fā)現(xiàn)，父母的數(shù)學(xué)-性別刻板印象對男生教育期望起正向作用,對女生教育期望起負向作用[21]。周菲和程天君的研究表明，不同程度的父母教育卷入對不同性別個體教育期望的作用不同，教育卷入程度較高，則正向影響教育期望，且無性別差異；程度較低，則負向影響教育期望，且對男生影響更大[22]。黃超等人的研究發(fā)現(xiàn)，老師鼓勵程度、同輩上進程度及家長監(jiān)督都顯著正向影響教育期望,且存在顯著性別差異[23]?；谏鲜龇治鲎龀鲆韵卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)1:初中生的自我教育期望存在戶籍差異。農(nóng)業(yè)戶口的教育期望低于非農(nóng)業(yè)戶口。

假設(shè)2：初中生的自我教育期望存在性別差異。男生的教育期望低于女生。

NaCl（常州市海拓化工有限公司）；AgNO3（赫邦化工有限公司）；NaOH（赫邦化工化工有限公司）；K2Cr2O7（南京化學(xué)試劑股份有限公司）；濃HCl（沈陽晟達化工有限公司）；以上試劑均為分析純。

假設(shè)3:親子互動對初中生自我教育期望具有顯著影響。親子互動越多，初中生的教育期望越高。

假設(shè)3a:討論交流對教育期望具有顯著影響。

假設(shè)3b:日常活動對教育期望具有顯著影響。

假設(shè)3c:日常管教對教育期望具有顯著影響。

假設(shè)3d:學(xué)習(xí)督促對教育期望具有顯著影響。

假設(shè)4:親子互動對自我教育期望的影響存在戶籍差異，其對農(nóng)業(yè)戶口的影響更明顯。

假設(shè)5:親子互動對自我教育期望的影響存在性別差異，其對男生的影響更明顯。

三、數(shù)據(jù)來源與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究使用中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）2013-2014基線調(diào)查數(shù)據(jù)，該基線調(diào)查針對7年級和9年級學(xué)生群體，從全國28個縣級單位中隨機抽取112所學(xué)校、438個班級，由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計并實施。本研究使用其中的學(xué)生問卷，該問卷內(nèi)容包含個人情況、家庭情況和學(xué)校情況的相關(guān)信息，共計收回19487個有效學(xué)生樣本，適用于本研究。本研究進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析時使用的軟件為SPSS26.0。

（二）變量說明

1.因變量：自我教育期望

CEPS的學(xué)生問卷設(shè)置“你希望自己讀到什么程度”這一問題和十個選項來調(diào)查初中生的教育期望，去掉“無所謂”這一項，根據(jù)我國現(xiàn)行學(xué)制，將其他九項重新編碼為教育期望年限，并依次賦值為6/8、9、11、12、12、15、16、19、22，得到取值范圍為6-22的連續(xù)變量。數(shù)值越大，代表教育期望水平越高。

2.自變量：親子互動

親子互動程度從討論交流、日常活動、日常管教、學(xué)習(xí)督促四方面進行評價，每一方面又包含多項內(nèi)容。

CEPS設(shè)置“你父母經(jīng)常和你討論校園里的事情、你和朋友的關(guān)系、你和老師的關(guān)系、你的心情以及你的心事或煩惱”5個問題詢問了親子互動的討論交流情況。本研究取父親和母親與孩子討論交流的頻率均值作為答案，并將3選項“從不、偶爾、經(jīng)常”依次賦值1、2、3。將5個問題進行匯總，得到取值范圍為5～15的討論交流值。

CEPS通過6個問題“你和父母一起吃晚餐、閱讀書籍、觀看電視、運動、參觀博物館等、出門看電影等的頻率大概是？”詢問了親子互動中日常活動情況，本研究將6選項依次賦值1、2、3、4、5、6。將6個問題進行匯總，得到取值范圍為6～36的日?；顒又怠?/p>

CEPS通過8個問題“你的父母對你在作業(yè)考試、在校表現(xiàn)、上學(xué)時間、回家時間、上網(wǎng)時間、看電視時間、交友對象、穿衣打扮這些事情上管你嚴不嚴？”詢問了親子互動的日常管教情況。本研究將3選項“不管、管但不嚴、管得很嚴”依次賦值1、2、3。將8個問題進行匯總得到日常管教值，取值范圍為8～24。

CEPS通過2個問題“上個星期，你的父母是否以檢查作業(yè)、指導(dǎo)功課的方式督促過你的學(xué)習(xí)？”詢問了親子互動的學(xué)習(xí)督促情況。本研究將4選項“從未、一到二天、三到四天、幾乎每天”依次賦值1、2、3、4。將2個問題進行匯總，得到取值范圍為2～8的學(xué)習(xí)督促值。將上述四項值加總，得到取值范圍為21～83的親子互動總值。

3.控制變量

本研究去除居民戶口和無戶口選項，將戶籍編碼為“非農(nóng)業(yè)戶口”=0、“農(nóng)業(yè)戶口”=1。參考教育期望相關(guān)研究，我們還控制了包括性別、年級、學(xué)習(xí)成績、家庭經(jīng)濟狀況、父母教育程度、父母教育期望等變量。其中性別編碼為“女”=0、“男”=1；年級編碼為“七年級”=0、“九年級”=1。學(xué)習(xí)成績分為五個水平，分別賦值1、2、3、4、5。家庭經(jīng)濟狀況分為五個水平，分別賦值1、2、3、4、5。父母受教育水平由母親和父親受教育水平的均值表示，編碼方式與個人教育期望相同；父母教育期望的編碼與個人教育期望相同。變量的描述統(tǒng)計見表1。

從總體來看，初中生的自我教育期望均值為16.43年，相當于大學(xué)本科的學(xué)歷，比父母教育期望（15.93）高出0.50年。父母受教育水平（9.79）約為初中文化，其中母親受教育水平（9.40）比父親（10.19）少將近1年。初中生和父母的教育期望兩者都比父母受教育水平高，這顯示出了父母希望一代更比一代強的想法。被調(diào)查學(xué)生的年級比和性別比均接近1∶1，中等家庭經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)戶口者較多，學(xué)生的學(xué)習(xí)成績大多處于中等水平。親子互動四個方面，討論交流和日?；顒宇l率中等，日常管教頻率較高，學(xué)習(xí)督促頻率較低。親子互動整體為中等略偏上水平。那么親子互動會不會影響個體教育期望？該影響存在戶籍差異嗎？接下來將進一步進行驗證。

利用差異檢驗，從表1中可以看到，非農(nóng)業(yè)戶口初中生的教育期望均值是17.34年，而農(nóng)業(yè)戶口初中生的教育期望均值是16.01年，農(nóng)業(yè)戶口初中生的教育期望顯著低于非農(nóng)業(yè)戶口初中生，假設(shè)1得到驗證。

表1 變量的描述統(tǒng)計

非農(nóng)業(yè)戶口初中生的四類親子互動的水平均高于農(nóng)業(yè)戶口初中生。t檢驗的結(jié)果顯示，不同戶籍初中生的討論交流、日?；顒?、學(xué)習(xí)督促三類親子互動在0.001的水平上達到顯著。總體上，農(nóng)業(yè)戶口初中生的親子互動水平為53.55，比非農(nóng)業(yè)戶口初中生低4.39，且在0.001的水平上達到了顯著。

農(nóng)業(yè)戶口初中生中，男生占比51.90%，比非農(nóng)業(yè)戶口初中生中的男生比例高3.7%，這反映出農(nóng)村重男輕女的思想，一方面表現(xiàn)為農(nóng)村的男孩出生率更高，另一方面表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)戶口的男生相比女生擁有優(yōu)先上學(xué)的權(quán)力。農(nóng)業(yè)戶口初中生的學(xué)習(xí)成績、家庭經(jīng)濟狀況、父母受教育水平均顯著低于非農(nóng)業(yè)戶口初中生。

表2顯示，女初中生的教育期望均值是16.72年，男初中生的教育期望均值是16.18年，男初中生的教育期望顯著低于女初中生，與已有研究一致，假設(shè)2得到驗證。除日?；顒油?，不同性別初中生的親子互動存在差異。討論交流和日常管教方面，女生都顯著多于男生；學(xué)習(xí)督促方面，男生顯著多于女生。整體上女生的親子互動比男生要顯著多0.61個單位。在父母教育期望和學(xué)習(xí)成績兩方面，女生高于男生，且達到0.001的顯著水平。在家庭經(jīng)濟狀況和父母受教育水平方面，男生女生無顯著差異。

表2 自我教育期望的性別差異

年級（九年級）學(xué)習(xí)成績家庭經(jīng)濟狀況父母受教育水平父母教育期望性別女男女男女男女男女男均值/百分比48.86%46.27%3.20 2.91 2.82 2.81 9.84 9.78 16.16 15.73標準差0.50 0.50 1.06 1.17 0.59 0.61 2.98 3.01 3.01 3.35均值差0.03 0.28 0.00 0.06 0.42 t值3.483***（0.01）17.112***（0.02）0.442（0.01）1.428（0.05）8.751***（0.05）

四、研究結(jié)果與分析

（一）回歸分析：親子互動對自我教育期望的影響

下面重點分析親子互動四個方面對教育期望的影響。表3中，模型1為基準模型，檢驗所有控制變量對教育期望的影響。九年級學(xué)生教育期望顯著低于七年級。九年級學(xué)生相對成熟，面對的學(xué)業(yè)壓力也更大，對自我的教育期望會依據(jù)現(xiàn)實情況綜合考量；七年級的學(xué)生剛升入中學(xué)，教育期望的設(shè)定更多地是依據(jù)父母的高期待設(shè)定的，自己本身也對未來有較高的憧憬。同時，與已有研究一致，家庭經(jīng)濟狀況、學(xué)習(xí)成績、父母受教育水平及教育期望會顯著影響自我教育期望。而家庭經(jīng)濟顯著負向影響自我教育期望。這表明，或許家庭經(jīng)濟較好的學(xué)生與一般的相比，其獲得直接的物質(zhì)支持更多，他們在選擇成功的十字路口有更多的走向，教育這一途徑并不是唯一渠道。

表3 親子互動對自我教育期望的影響

模型2、模型3、模型4和模型5顯示，在其他條件不變的情況下，討論交流、日常管教對初中生自我教育期望的影響在0.001的水平上顯著為正。討論交流每增加一個單位，自我教育期望便提升0.037年；日常管教每增加一個單位，自我教育期望便提升0.044年。學(xué)習(xí)督促對自我教育期望的影響在0.05的水平上顯著為正，學(xué)習(xí)督促每增加一個單位，自我教育期望便提升0.025年。假設(shè)3a、假設(shè)3c和假設(shè)3d得到驗證。日?；顒硬⒉伙@著影響初中生自我教育期望，因此假設(shè)3b不受支持。模型6顯示，整體上，親子互動在0.01的水平上顯著影響初中生自我教育期望，親子互動每增加一個單位，自我教育期望便提升0.006年，這證實了本研究提出的假設(shè)3。

注：括號內(nèi)是標準誤；*、**、***分別表示系數(shù)在0.05、0.01、0.001的顯著水平上顯著。

（二）異質(zhì)性分析

親子互動對初中生自我教育期望的影響是否存在戶籍差異？表4對此進行了分析。模型1顯示，親子互動對非農(nóng)業(yè)戶口初中生教育期望有顯著正向影響。模型2在加入了其他控制變量后，該影響效應(yīng)減?。ㄓ?.062到0.006）且變得不顯著。模型3顯示親子互動對農(nóng)業(yè)戶口初中生教育期望有顯著正向影響，模型4在加入了其他控制變量后，該影響效應(yīng)雖然減小（由0.055到0.008）但仍然顯著為正。由此說明，相比親子互動對非農(nóng)業(yè)戶口初中生教育期望的影響，其對農(nóng)業(yè)戶口初中生教育期望的影響更為明顯且強烈。

表4 親子互動對自我教育期望影響的戶籍差異

親子互動對初中生自我教育期望的影響是否存在性別差異？表5對此進行了分析。模型1顯示，親子互動顯著正向影響女生教育期望。模型2在加入了其他控制變量后，親子互動對女生教育期望的影響效應(yīng)變小（由0.058到0.001）且變得不顯著。模型3顯示親子互動顯著正向影響男生教育期望，模型4在加入了其他控制變量后，親子互動對男生教育期望的影響效應(yīng)雖然減?。ㄓ?.074到0.012）但仍然顯著為正。由此說明，相比親子互動對女初中生教育期望的影響，其對男初中生教育期望的影響更為明顯且強烈。

表5 親子互動對自我教育期望影響的性別差異

五、結(jié)論與討論

本研究從親子互動入手，通過分析CEPS基線調(diào)查數(shù)據(jù)，探討了討論交流、日?；顒印⑷粘９芙?、學(xué)習(xí)督促對初中生自我教育期望的影響，并進一步研究了該影響是否存在性別和戶籍差異，最終得出以下結(jié)論：第一，高學(xué)歷成為初中生對于自身發(fā)展的普遍要求。與其他學(xué)者的研究一致，我國初中生的自我教育期望既有戶籍差異，又有性別差異，農(nóng)業(yè)戶口初中生的教育期望顯著低于非農(nóng)業(yè)戶口，男生教育期望顯著低于女生。第二，除了父母的教育程度、父母教育期望等家庭背景因素影響自我教育期望外，親子互動也對教育期望有影響。具體來說，討論交流和日常管教對自我教育期望的影響力度大于學(xué)習(xí)督促。第三，親子互動對初中生自我教育期望的影響存在著戶籍和性別差異。親子互動對農(nóng)業(yè)戶口初中生教育期望的正向影響效應(yīng)更明顯，對男生教育期望的正向影響效應(yīng)更明顯。

首先，農(nóng)業(yè)戶口初中生教育期望低于非農(nóng)初中生這一問題需要引起足夠的重視。主觀意愿是被建構(gòu)出來的，并非純粹主觀的。同理，自主選擇并非只依據(jù)了個人的主觀意愿，還考慮了客觀條件限制[24]。相對非農(nóng)業(yè)戶口初中生，農(nóng)業(yè)戶口初中生的低自我教育期望可能是在高自我教育期望的理想追求和家庭經(jīng)濟狀況的現(xiàn)實需要之間追求平衡點的最終結(jié)果。教育分流始于初中畢業(yè)后，較低的自我教育期望首先會影響到農(nóng)業(yè)戶口初中生的升學(xué)概率，進一步影響到后期的職業(yè)選擇和發(fā)展，甚至有可能影響到整個人生軌跡。教育期望的城鄉(xiāng)差異對于推動教育公平發(fā)展和質(zhì)量提升、推進鄉(xiāng)村人才振興計劃、打破城鄉(xiāng)相互分割的壁壘、實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化、解決我國發(fā)展不平衡不充分的矛盾也是一大隱形的阻礙。

教育期望的性別差異問題也值得我們進一步關(guān)注。近幾十年來國內(nèi)和國外均對教育領(lǐng)域中的“女性優(yōu)勢”現(xiàn)象有所覺察，女性在教育方面顯現(xiàn)的優(yōu)勢可能不僅影響勞動力市場和婚姻市場，甚至可對原來的性別政體產(chǎn)生作用。黃超和吳愈曉的研究發(fā)現(xiàn)，家庭環(huán)境和學(xué)校環(huán)境對不同性別個體的教育期望影響效應(yīng)不同，家庭環(huán)境對于提高男生的教育期望更為有利[25]。

其次，本研究發(fā)現(xiàn)，與家庭經(jīng)濟狀況、父母教育程度、父母教育期望相比，親子互動對初中生自我教育期望的影響力度雖小，但它仍然是提升初中生則教育期望的一個有效途徑。初中生處于青春期，面對著新沖突及新要求，在此階段會面臨同一性混亂的發(fā)展危機。要想度過成長危機，必須要學(xué)會了解自己真正的需要、肩負的責(zé)任及未來的理想等。而父母的日常管理和引導(dǎo)、學(xué)業(yè)上的督促與幫助及與父母討論交流自己及身邊的事情和問題，都對初中生的同一性危機的解決有一定的支持作用，進而能夠使得初中生對于未來更有信心，自我教育期望也更明晰。

最后，親子互動對農(nóng)戶初中生教育期望的正影響顯著高于非農(nóng)初中生。農(nóng)業(yè)戶口初中生父母為改善家庭經(jīng)濟狀況，要在工作上投入了大量的時間和精力，閑暇時間所剩無幾，有的甚至背井離鄉(xiāng)拉大了親子互動的空間距離；低學(xué)歷的父母也缺乏對親子互動的敏感性和積極性，較少能夠意識到親子互動對于孩子長遠發(fā)展的間接益處。物以稀為貴，難以實現(xiàn)的良好且適量的親子互動對于農(nóng)業(yè)戶口初中生來說彌足珍貴，影響也更為強烈。語言是溝通的媒介，而男生的語言發(fā)展特征和性格特征一定程度上影響了親子互動的發(fā)生，親子互動對男生也屬于稀貴之物，其教育期望的正向影響效應(yīng)更加明顯。

如何提升初中生自我教育期望及縮小戶籍和性別差異？本研究結(jié)果有如下啟示：首先，學(xué)校應(yīng)定期開展職業(yè)規(guī)劃課程，使學(xué)生能夠了解到有關(guān)教育機會、價值回報和未來職業(yè)發(fā)展的信息；教師要引導(dǎo)農(nóng)業(yè)戶口學(xué)生和男生多與父母進行討論交流，并與家長及時溝通學(xué)生在校情況，共同關(guān)注孩子成長。第二，父母不應(yīng)該僅僅詢問孩子考了多少分，而應(yīng)擠出時間更多地關(guān)心孩子的學(xué)校生活見聞和成長困惑，與孩子進行深入的交流；對孩子日常生活進行管理指導(dǎo)，使其形成良好的習(xí)慣。第三，國家在經(jīng)濟政策上要向農(nóng)村傾斜，加快推進鄉(xiāng)村振興計劃，以便提高農(nóng)村經(jīng)濟狀況，降低農(nóng)村學(xué)生父母的經(jīng)濟壓力，使他們減少掙錢的時間成本，增加與孩子在日常生活中了解與對話的機會；在農(nóng)村加強針對學(xué)生父母的教育宣傳，提高農(nóng)村父母的教育意識。