李 潔，歐 蒙

(昆明理工大學(xué) 質(zhì)量發(fā)展研究院,云南 昆明 650093)

一、引 言

黨的十八大以來，在精準(zhǔn)扶貧思想的指導(dǎo)下，中國開始由粗放式教育扶貧轉(zhuǎn)向精準(zhǔn)教育扶貧。教育精準(zhǔn)扶貧作為扶貧開發(fā)總體戰(zhàn)略的重要組成部分，是阻斷貧困代際傳遞的關(guān)鍵舉措[1]。高校貧困生是國家教育扶貧的重點對象，國家為幫助經(jīng)濟困難大學(xué)生提升人力資本積累出臺一系列完備的資助政策。但大學(xué)貧困生學(xué)業(yè)能力水平差異依舊明顯，部分貧困生學(xué)習(xí)參與度不高，自信心不足，綜合素質(zhì)欠佳，缺乏就業(yè)競爭力[2]。教育扶貧目的在于促進學(xué)生學(xué)業(yè)、綜合技能水平的提高，而想要實現(xiàn)高校貧困生真正的脫貧，不能只是經(jīng)濟至上的一元發(fā)展理論，還要以“多元發(fā)展理論”為指導(dǎo)，從影響貧困生的學(xué)習(xí)能力和素質(zhì)的具體因素入手解決問題，提升貧困學(xué)生的硬實力，打破因“學(xué)業(yè)貧困”“能力貧困”帶來的貧困循環(huán)[3]。經(jīng)典的貧困代際傳遞理論，把研究者的“脫貧問題研究”視角引入與貧困生學(xué)習(xí)、生活息息相關(guān)的家庭內(nèi)部。家庭是培養(yǎng)學(xué)生能力的主要場所，也是代際文化資本傳遞的主要媒介，核心家庭結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定對于學(xué)生心理、素質(zhì)、能力的養(yǎng)成和發(fā)展至關(guān)重要。

當(dāng)前中國正處于改革開放快速發(fā)展時期，受西方社會和文化觀念影響，中國傳統(tǒng)婚姻家庭觀念發(fā)生改變，國內(nèi)家庭婚姻穩(wěn)定性開始下降，粗離婚率由1979年的0.33‰上升到2016年的2.8‰，增加了7倍多。同時，這種趨勢也波及到了眾多貧困家庭，導(dǎo)致高校中貧困單親大學(xué)生的比例不斷擴大。以本研究所調(diào)查高校為例，貧困單親大學(xué)生占總體貧困大學(xué)生比例已達到12%，并且這一數(shù)字未來可能還會增加。貧困生是大學(xué)校園中不容忽視的群體，貧困生家庭環(huán)境是其賴以生活、學(xué)習(xí)的根基。那么在新環(huán)境背景下，核心家庭內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)能力影響究竟有多大？面對影響，該如何制定具有針對性的措施來達到教育扶貧的精準(zhǔn)性要求？這是本文要研究的問題。

二、文獻回顧

早在20世紀(jì)，科爾曼在向美國國會遞交的報告中就表述了其研究發(fā)現(xiàn)，造成不同人種間學(xué)業(yè)成績差異的原因，主要不是學(xué)校因素，而是學(xué)生的家庭環(huán)境，這一結(jié)論也激起了之后學(xué)者對此問題的研究熱情。關(guān)于本文討論的家庭結(jié)構(gòu)因素對學(xué)生學(xué)業(yè)的影響研究，目前學(xué)術(shù)界尚存在爭議，大致分為兩類觀點。支持“嚴(yán)重影響說”的學(xué)者觀點，認為父母離婚會對青少年學(xué)業(yè)造成深遠、惡劣的影響。例如，已有研究者基于“壓力理論”認為離婚所引發(fā)的家庭環(huán)境短期集中變化(如父母的離開、住所學(xué)校的遷移等)，會形成一種累積的負面效應(yīng)，增加青少年出現(xiàn)其他各種問題的風(fēng)險，降低其對未來的自我期望，造成較差的學(xué)業(yè)表現(xiàn)[4]；也有學(xué)者基于“結(jié)構(gòu)功能論”認為家庭作為一個完整的結(jié)構(gòu)單元，每位成員在家中都有其特定功能(包括經(jīng)濟支持、生活照顧等)，父母中任何一方的缺失，都會造成另一方被迫同時肩負兩種角色功能，無形中占用其大量本應(yīng)監(jiān)督、教育孩子時間，影響子女總體成長發(fā)展[5]；還有學(xué)者基于“資源理論”認為，家庭中父親是經(jīng)濟資源的主要提供者，母親是社會資源主要提供者。高經(jīng)濟資源代表更高的經(jīng)濟地位、更多的受教育機會，高社會資源則代表更多的父母參與和更廣的人際交往，一旦兩種資源出現(xiàn)缺失或減少，子女的學(xué)業(yè)能力和素質(zhì)發(fā)展都會受到影響[6]。雖然國內(nèi)此類研究開始時間相對較晚，但基本比較支持嚴(yán)重影響說，多從心理、行為、道德角度分析核心家庭結(jié)構(gòu)變化對學(xué)生的負面影響[7]。

另一部分支持“有限影響說”的學(xué)者則認為離婚對青少年學(xué)業(yè)發(fā)展只會產(chǎn)生部分影響，多數(shù)孩子都能從離婚陰影中走出來。有學(xué)者從事物發(fā)生的兩面性切入，認為家庭關(guān)系破裂對學(xué)生的負面影響是各種危險因素(家庭社會經(jīng)濟地位的降低、生活環(huán)境的改變、父母照顧的缺失、家庭結(jié)構(gòu)的重組等)和保護性因素(如家庭原始收入、子女智商、父母應(yīng)對婚變能力、積極親子關(guān)系等)共同作用的結(jié)果，而影響的大小和持久度取決于兩種因素的正負強弱[8]。也有學(xué)者從壓力釋放角度分析，認為對于一直處在父母頻繁沖突、暴力、爭吵環(huán)境下的學(xué)生，父母離婚反倒有助于他們擺脫惡劣家庭環(huán)境，獲得更佳的生活和學(xué)習(xí)氛圍[9]。與“嚴(yán)重影響說”學(xué)者的研究相比，“有限影響說”學(xué)者的研究更加注重研究方法的選取，且變量更加豐富，多采用追蹤調(diào)查手法，所調(diào)查研究的時間跨度更長。

可以看出國內(nèi)外學(xué)者就家庭結(jié)構(gòu)對學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展影響的問題進行廣泛深入研究，但在問題分析過程中以下三點值得關(guān)注：第一，以往學(xué)者更多關(guān)注家庭結(jié)構(gòu)對一般學(xué)生群體學(xué)業(yè)能力的影響，對貧困大學(xué)生這一更為特殊群體的關(guān)注相對不足。第二，不同家庭的環(huán)境和成員個體特征不盡相同，家庭成員在做出離婚決策時并不是隨機的，是在考慮家庭自身諸方面因素后做出的決策，因而具有一定的自選擇性。學(xué)者們在研究時往往忽略了對變量自選擇性問題的處理，直接利用數(shù)據(jù)進行研究分析，會對變量間正確關(guān)系的估計產(chǎn)生影響。第三，已有文獻的研究角度，理論分析居多，實證定量研究較少。本文從實證角度出發(fā)，從各貧困家庭具體特征入手，研究核心家庭結(jié)構(gòu)變化對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)能力的影響，是對已知理論的驗證和補充，也是對教育扶貧研究實踐的新探索。

三、數(shù)據(jù)與主要變量說明

本文實證分析所使用的數(shù)據(jù)來自于昆明某高校組織的貧困生統(tǒng)計調(diào)查，以及本科生考試信息數(shù)據(jù)庫，時間跨度為2015—2017年。該調(diào)查采用整群分層調(diào)查方式，按學(xué)科類型(文、理、工、藝術(shù)、經(jīng)管)和班級發(fā)放問卷，問卷信息包括學(xué)生個人基本情況、家庭成員情況、家庭經(jīng)濟情況，學(xué)業(yè)成績數(shù)據(jù)包含學(xué)生在2015—2016年、2016—2017年兩個學(xué)年的學(xué)科加權(quán)平均成績。調(diào)查共回收學(xué)生數(shù)據(jù)1 220份，回收率為96.7%。由SPSS24.0軟件進行描述統(tǒng)計分析(詳見表1)。

(一)因變量

本研究的因變量是學(xué)生2015—2016年和2016—2017年兩個學(xué)年的智育綜合測評成績?？疾旆秶饕ü不A(chǔ)課(除課外課程)、專業(yè)通用基礎(chǔ)課、職業(yè)技能課以及實踐性教學(xué)環(huán)節(jié)課程，由各課程的考核成績乘以學(xué)分加總后再除以學(xué)分總分所得，具體公式為：成績=(課程成績*已修課程學(xué)分)加總/已選課題學(xué)分加總，補考者課程成績均按補考前的實際分數(shù)計算。智育測評成績可以很好地反映學(xué)生當(dāng)期學(xué)業(yè)能力。

(二)個體特征變量

個體特征變量主要包括：學(xué)生的專業(yè)、性別、民族以及受資助情況?？紤]到云南是少數(shù)民族大省，有必要將民族因素也納入到匹配協(xié)變量中。同時，高校、國家對貧困生的獎助政策也會對其學(xué)業(yè)水平的提高起到一定的促進作用，所以本文也把獲獎資助這一變量也納入到個人因素的匹配變量中。

(三)家庭特征變量

家庭特征變量主要包括：家庭的經(jīng)濟總體狀況、負債狀況、家庭人口數(shù)以及家庭位置變量。在本文中，把家庭總?cè)丝跀?shù)納入?yún)f(xié)變量，考慮到在云南地區(qū)家庭結(jié)構(gòu)特征為多人口聚集，過多的家庭人口會占用家庭有限的經(jīng)濟資源，造成家庭內(nèi)個體學(xué)習(xí)資源的減少。同時，由于本研究的對象為貧困家庭，舉債過高時有發(fā)生，過高的家庭債務(wù)，是家庭成員間各種負面情緒和壓力的來源，對核心家庭結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定、家庭成員的關(guān)系以及學(xué)生的學(xué)業(yè)發(fā)展造成影響，也應(yīng)被考慮。

表1 家庭數(shù)據(jù)變量描述

四、模型構(gòu)建

利用多元線性回歸模型進行因果推斷時，簡單采用最小二乘估計，不能解決自選估計偏誤。處理這種自選性偏誤比較成熟的方法是傾向匹配得分法，它是一種基于控制變量的研究策略，通過計算處理組和控制組的平均差異，然后加權(quán)平均求得總的因果效應(yīng)差異。但此方法幾乎被限制于處理組變量是二值變量的情形。雖然反向處理概率加權(quán)法(inverse probability of treatment weighting，IPTW)可以解決處理變量為多組變量情況，但由于其對自選變量的有偏和不精確，也存在一定限制。Hong提出的邊際均值分層加權(quán)法(MMWS)，較好地結(jié)合了以上兩種方法的優(yōu)點[10]159-179。通過對處理組的組成成分等效分層加權(quán)，可有效減少自選估計偏誤并使多處理組的效應(yīng)差異分析在近似隨機區(qū)組設(shè)計的環(huán)境下進行。

假設(shè)核心家庭結(jié)構(gòu)的組成集合為：D={U,R,C}。T表示處理組變量，T有3個取值：T=U代表雙親健在的核心家庭，T=R表示單親母親家庭，T=C表示單親父親家庭。貧困大學(xué)生的學(xué)業(yè)成績用Y表示，與核心家庭結(jié)構(gòu)相對應(yīng)，學(xué)業(yè)成績也有3種情形，記為：{YU,YR,YC}={Yt:t∈D}，分別表示雙親、單親母親、單親父親家庭貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績。對于每一位貧困生，其學(xué)業(yè)成績的實際值yi可表示為：

(1)

式(1)中，I(·)為示性函數(shù)，滿足設(shè)定條件時等于1，其他情況下等于0。任意兩種不同家庭結(jié)構(gòu)(m,l∈D,m≠l)對貧困生學(xué)業(yè)成績影響差異可表示為：

ATEm,l=E(Ym)-E(Yl)

(2)

θti=P(Ti=t|Xi)

(3)

(4)

在根據(jù)傾向得分確立的共同支撐區(qū)域下，對全部樣本進行分層，并利用式(5)求得各層級變量下分組權(quán)重值(即MMWS值)。

(5)

式(5)中s為層數(shù)，ns為每個層級下的變量總數(shù)，nt,s為每個分層s下被分配到處理組T下的變量數(shù)，pr(T=t)為處理組T的樣本量占總體樣本量的比例。通過各處理組與整體樣本θti分布的比較確立分層權(quán)重MMWS，如果變量決策的θti得分低，被賦予的權(quán)重值就會大。反之，被賦予的權(quán)重值就會小。當(dāng)實驗的各處理組變量是完全隨機實驗時，各變量被賦予的權(quán)重就是1。但事實上，每種家庭結(jié)構(gòu)的變化并不是隨機的，會受多方面因素(例如家庭成員間關(guān)系、家庭經(jīng)濟狀況等)影響，因而具有一定的自選擇性。通過附權(quán)重這種方式，可使研究達到類似隨機試驗的效果，提升變量平均效應(yīng)估計的精準(zhǔn)性。根據(jù)計算的權(quán)重值，通過式(6)可以得出各處理變量T的平均效應(yīng)。

E{Y(t)}=E[E{Y|T=t,θi}]

(6)

式(6)中E{Y(t)}式為每種核心家庭結(jié)構(gòu)的邊際加權(quán)均值。其中ns為每個層級下的變量總數(shù)，nt,s為每個分層下處理組的數(shù)量，pr(S=s)為s層占總體分層數(shù)的比例，s為分層數(shù)量由1到H。最后，通過式(7)求得加權(quán)后決策m相對于決策l的平均處理效應(yīng)ATEm,l：

ATEm,l≡E{Y(m)}-E{Y(l)}

(7)

綜合上述討論，利用MMWS方法估計核心家庭結(jié)構(gòu)對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)能力影響的分析過程可分為以下步驟：

(1)確立與處理組相對應(yīng)的預(yù)處理協(xié)變量，利用最大似然估計剔除缺失變量。

(2)利用回歸模型估計各處理組傾向匹配得分，根據(jù)傾向匹配得分篩選變量，確立匹配變量共同支撐區(qū)域。

(3)依據(jù)傾向匹配得分對變量分層，并求得各處理組MMWS值，對各處理組加權(quán)，檢驗加權(quán)后樣本組間平衡性。

(4)求得平均處理效應(yīng)ATEm,l

此外，為了與MMWS方法所得結(jié)果進行比較，本文還進行了多元線性回歸分析。以貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績?yōu)橐蜃兞浚罢＜彝ァ睘榛鶞?zhǔn)組，建立多元線性回歸模型如下：

Y=C+θ1RM+θ2CM+Zα+ε

(8)

其中，RM為單親母親家庭的虛擬變量(值為0或1)，CM為單親父親家庭的虛擬變量，θi(i=1，2)為其系數(shù)；Z表示影響貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績的外生自變量，α為其系數(shù)；ε表示隨機誤差項。在采用OLS方法回歸后，便可估計出相對于正常家庭，單親父親和單親母親家庭對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績影響的程度和差異。

五、結(jié)果分析與檢驗

(一)結(jié)果分析

圖1 傾向匹配得分共同支撐取值范圍圖

首先，分析2015—2016年不同核心家庭結(jié)構(gòu)對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績影響。由表4可知，單親母親家庭的貧困大學(xué)生的學(xué)業(yè)成績比正常家庭平均高1.91分，但在統(tǒng)計中不顯著。與正常家庭相比，單親父親家庭的貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績平均顯著降低3.05分。與單親母親家庭相比，單親父親家庭的貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績在統(tǒng)計學(xué)上顯著降低4.96分。三種家庭結(jié)構(gòu)中，單親父親家庭中的大學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)最差，表現(xiàn)最好的是單親母親家庭結(jié)構(gòu)下的貧困大學(xué)生，雖然在統(tǒng)計上不顯著，但是可以看出單親母親家庭結(jié)構(gòu)下的貧困大學(xué)生相對更加努力，有趕超正常家庭的趨勢，這也是社會、學(xué)校對貧困大學(xué)生幫扶作用的間接體現(xiàn)。

表2 總體樣本分層結(jié)構(gòu)(單位：人)

表3 總體樣本MMWS值

其次，分析2016—2017年不同核心家庭結(jié)構(gòu)對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績影響。與2015—2016年學(xué)生學(xué)業(yè)成績所表現(xiàn)出的趨勢基本一致，單親母親家庭的貧困大學(xué)生在三種家庭結(jié)構(gòu)中，學(xué)業(yè)成績相對較好，比正常家庭高0.53分，但不顯著，比單親父親家庭學(xué)生高5.71分，并且在統(tǒng)計上1%顯著。同時，單親父親家庭結(jié)構(gòu)下貧困大學(xué)生的學(xué)業(yè)成績還比正常家庭顯著低4.27分，表現(xiàn)最差。綜合兩年的學(xué)校測評結(jié)果可以看出，在所研究樣本里，單親母親家庭的貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)水平最高，正常家庭的貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績居中，單親父親家庭的貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績相對較差。通過橫向?qū)Ρ?，可以發(fā)現(xiàn)，母親在個體學(xué)業(yè)發(fā)展中的影響作用十分顯著，這與國內(nèi)學(xué)者曹謙利用PISA2000年數(shù)據(jù)研究的結(jié)論是一致的[13]?？梢哉J為，母親缺失所造成的家庭社會資源減少對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)的影響作用比因父親缺失所造成的經(jīng)濟資源缺失之于學(xué)生學(xué)業(yè)的影響作用更大。也正是如此，單親父親家庭中的貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，更應(yīng)受到社會、學(xué)校的廣泛重視。

最后，對比MMWS方法與OLS方法的估計結(jié)果。從表4中可以看出，兩種方法所呈現(xiàn)的變量間正、負影響關(guān)系基本一致。但在同組變量比較下，采用MMWS方法得到的變量估計系數(shù)更大更顯著。普通OLS方法由于無法處理變量間因自選性造成的偏差，在結(jié)果分析上可能會隱藏某些變量間的顯著影響關(guān)系。同比之下，MMWS方法則是很好地控制了變量間的內(nèi)生性問題，還原了變量間的真實關(guān)系，消除或極大削弱因主體自選性所致的估計偏誤。

表4 不同家庭結(jié)構(gòu)對貧困生學(xué)業(yè)成績影響

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，下同。

表5 匹配、加權(quán)前后特征變量組間差異對比

(二)平衡性檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.穩(wěn)健性檢驗一：不同核心家庭結(jié)構(gòu)對貧困大學(xué)生標(biāo)準(zhǔn)化學(xué)業(yè)成績影響差異。由于智育綜合測評成績包括三部分內(nèi)容，不同專業(yè)和不同年級的學(xué)生在考試的試卷上會略有不同。為增加可比性，我們將原始總分數(shù)按學(xué)生的專業(yè)、年級進行標(biāo)準(zhǔn)化，以計算樣本大學(xué)生的標(biāo)準(zhǔn)化成績，再對標(biāo)準(zhǔn)化成績進行比較，該種處理方式已在一些相關(guān)研究中得到廣泛應(yīng)用[13-14]。標(biāo)準(zhǔn)化的學(xué)業(yè)成績估計結(jié)果如表6所示，可以看出，核心家庭結(jié)構(gòu)模式對貧困大學(xué)生標(biāo)準(zhǔn)化學(xué)業(yè)成績的影響方向及其顯著性水平與表4結(jié)果基本相似，表明之前的估計結(jié)果穩(wěn)健可信。

表6 家庭結(jié)構(gòu)對貧困大學(xué)生標(biāo)準(zhǔn)化成績影響

2.穩(wěn)健性檢驗二：不同家庭結(jié)構(gòu)對不同性別貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績影響差異。本文將全部樣本貧困大學(xué)生按性別分組后分別進行MMWS分析，估計結(jié)果參見表7。結(jié)果顯示，所有家庭結(jié)構(gòu)類型的變化對男貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績所造成的負面影響大于對女貧困大學(xué)生的影響。其原因可能是青春期過程女生身心發(fā)展比男生更成熟一些，女生成長過程中的這一早期優(yōu)勢顯著增強了大學(xué)階段女生的自理能力、自控能力和抗壓能力；而男生發(fā)育稍晚，自理能力、自控能力和抗壓能力較弱，由此導(dǎo)致家庭結(jié)構(gòu)變化對女貧困大生學(xué)業(yè)成績所造成的負面影響比對男貧困大學(xué)生的影響更小一些。

表7 家庭結(jié)構(gòu)對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)影響之性別差異

六、研究結(jié)論和啟示

本文采用2016、2017兩年云南某高校貧困大學(xué)生的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合MMWS方法，分析了不同貧困家庭構(gòu)成對大學(xué)生學(xué)業(yè)能力影響差異。本文與已有研究相比，一是從實證計量經(jīng)濟學(xué)角度分析了核心家庭結(jié)構(gòu)對貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響力差異，為精準(zhǔn)扶貧的“多元發(fā)展理論”提供更多現(xiàn)實依據(jù)；二是MMWS方法的引入，有效降低自選偏誤，提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

研究發(fā)現(xiàn)：第一，貧困家庭結(jié)構(gòu)的單親構(gòu)成會對貧困大學(xué)生的學(xué)業(yè)能力造成影響，但在具體結(jié)構(gòu)上存在細微差異。在采用MMWS方法控制了樣本自選擇帶來的內(nèi)生性問題后，單親母親家庭貧困大學(xué)生的學(xué)業(yè)成績比正常家庭平均高0.5～2分，在統(tǒng)計上不顯著，單親父親家庭貧困大學(xué)生則是比正常家庭平均顯著低3分左右。讓人欣慰的是，單親母親家庭貧困生與正常家庭貧困生差距不顯著(甚至有反超的趨勢)，也從側(cè)面反映出學(xué)生個人的努力以及社會、學(xué)校對單親母親家庭貧困大學(xué)生的幫扶正在發(fā)揮效果。下一步要重點對單親父親家庭貧困大學(xué)生提供更多幫助和扶持，使其更快縮小與其他家庭貧困生在學(xué)業(yè)方面差距，用知識來改變?nèi)松\。第二，在貧困家庭的單親構(gòu)成中，單親父親家庭貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)能力受到單親的消極影響顯著大于單親母親家庭貧困生。采用MMWS方法的估計結(jié)果顯示，單親父親家庭貧困大學(xué)生的學(xué)業(yè)成績比單親母親家庭的貧困學(xué)生顯著低3分左右。這說明在影響貧困大學(xué)生學(xué)業(yè)能力的各種家庭資本構(gòu)成中，以母親為代表的社會資本(情感支持、家長參與、親子互動等)的影響力已經(jīng)超過了以父親為代表的經(jīng)濟資本的影響力。由此可以認為，在其他條件相似的情況下，貧困大學(xué)生對人與人間溫情關(guān)懷的需求更多一些，而對經(jīng)濟方面的物質(zhì)需求相對會少些，這與國內(nèi)學(xué)者曹謙和張春泥的研究結(jié)論基本一致[13，15]。第三，貧困大學(xué)生男生學(xué)業(yè)能力受家庭單親狀況的負面影響大于女生。

為了達到教育扶貧的精準(zhǔn)性，政策制定者應(yīng)根據(jù)被幫扶對象的特征，制定具有針對性的幫扶政策。參照上述研究結(jié)果，本文得到以下啟示：第一，單親會在某種程度上影響貧困家庭子代學(xué)業(yè)能力，間接影響未來就業(yè)發(fā)展，造成因“學(xué)業(yè)貧困”而引發(fā)的貧困循環(huán)現(xiàn)象。國家在扶貧過程中，應(yīng)給予貧困家庭的單親大學(xué)生給予更多的幫助，幫助提升其就業(yè)能力，協(xié)調(diào)各利益群體之間關(guān)系。鼓勵企業(yè)接納貧困單親家庭大學(xué)生，為貧困單親家庭大學(xué)生創(chuàng)造更加良好的就業(yè)環(huán)境，從源頭上幫助其脫貧。第二，貧困單親家庭中，子代學(xué)業(yè)不佳，更為主要的原因是家庭中社會資源的缺失(以母親為主導(dǎo))，其次才是經(jīng)濟資源的不足(以父親為主導(dǎo))。社會和政府應(yīng)積極發(fā)動各級社區(qū)、村委力量，聯(lián)系區(qū)域內(nèi)各戶貧困單親家庭，形成貧困單親家庭的互助支援機制。定期開展社區(qū)人文和心理幫扶活動，為社區(qū)內(nèi)貧困單親家庭提供溫情關(guān)懷，幫助家庭成員重塑信心，用社區(qū)、村委的社會資源來彌補家庭社會資源的不足。同時，進一步完善社會扶貧體制，為貧困單親家庭單獨建檔立卡，提供有別于貧困救助的特殊經(jīng)濟扶助。重點關(guān)注單親父親家庭貧困生，為其提供更多的情感幫扶。第三，考慮到男生受家庭結(jié)構(gòu)變化影響較大，學(xué)校在進行精準(zhǔn)幫扶時，在以家庭結(jié)構(gòu)為基礎(chǔ)進行縱向傾斜的基礎(chǔ)上，適當(dāng)向男貧困大學(xué)生進行橫向傾斜。為貧困單親家庭學(xué)生特別是男學(xué)生定期開設(shè)心理和學(xué)業(yè)輔導(dǎo)專題講座，提升其綜合競爭力，加速單親貧困大學(xué)生的個體社會化。只有“對癥下藥”，才能最大化幫扶效果，減少過多的資金、人力浪費，真正實現(xiàn)教育扶貧的精準(zhǔn)化。