■ 柳建坤 靳慧泉 石一琦

一、問題的提出

學(xué)業(yè)表現(xiàn)是人力資本的重要內(nèi)容。在現(xiàn)代社會，人力資本對個體獲取社會經(jīng)濟(jì)資源發(fā)揮著關(guān)鍵作用，同時也影響著國家整體的勞動力素質(zhì)、創(chuàng)新能力以及經(jīng)濟(jì)增長潛力。我國在40多年的改革開放過程中，通過對內(nèi)改革、對外開放，并憑借巨大人口基數(shù)產(chǎn)生的“人口紅利”，成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，邁入中等收入國家行列。在實現(xiàn)“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)的新征程中，提升國民的人力資本仍將發(fā)揮關(guān)鍵作用。貧困是限制人力資本積累的重要因素，黨的十八大以后精準(zhǔn)扶貧工作的開展改善了人力資本積累的環(huán)境，少年兒童作為國家的未來和民族的希望，貧困對其的影響也不容忽視。那么，貧困對少年兒童人力資本積累有何影響？影響的約束條件和作用機(jī)制又分別是什么？本文著力對上述問題做出回答。

一般而言，高中教育的普及率是評價人力資本水平的重要指標(biāo)?！兜谄叽稳珖丝谄詹楣珗蟆凤@示，我國擁有高中（含中專）文化程度的人口為2.13億人。與2010年相比，每10萬人中擁有高中文化程度的由1.4萬人上升為1.5萬人。高中教育的獲得是以高質(zhì)量的基礎(chǔ)教育作為前提條件的。中國的基礎(chǔ)教育已基本實現(xiàn)對學(xué)齡兒童的全覆蓋?！?020年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，2020年全國小學(xué)學(xué)齡兒童凈入學(xué)率99.96%，初中階段毛入學(xué)率102.5%[1]。但也要注意，教育規(guī)模的擴(kuò)大并不意味著教育質(zhì)量會隨之提高。有研究指出，中國兒童青少年抑郁癥狀的發(fā)生率隨時間的推移而上升[2]。此外，農(nóng)村地區(qū)留守兒童在身體素質(zhì)、學(xué)業(yè)表現(xiàn)、認(rèn)知能力等方面都低于非留守兒童[3]；而在城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)民工隨遷子女的心理健康狀況也低于本地兒童[4]。

由此可見，中國學(xué)齡兒童人力資本的分布存在不均衡現(xiàn)象，這對于“十四五”發(fā)展階段的人力資本積累和健康中國戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)都會產(chǎn)生不利影響。雖然我國于2020年已經(jīng)實現(xiàn)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口全部脫貧，但是評估和審視貧困問題帶來的社會影響，對于政府部門和學(xué)者在防范返貧風(fēng)險階段進(jìn)一步研究如何更好地促進(jìn)兒童發(fā)展具有理論和政策價值。由于家庭是兒童人力資本投資的最主要來源，因而國內(nèi)大量的實證研究考察了家庭經(jīng)濟(jì)狀況對兒童人力資本的影響。本文同樣強(qiáng)調(diào)家庭資源對兒童人力資本積累的重要性，但采取的是貧困視角來分析中國少年兒童人力資本差異形成的理論邏輯、約束條件和現(xiàn)實路徑，并采用具有全國代表性的中國教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey,以下簡稱CEPS）數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證①需要說明的是，我國脫貧攻堅戰(zhàn)取得了全面勝利，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口全部脫貧，本文的研究對象是基于自評家庭貧困但實際為相對貧困狀態(tài)的家庭。。通過準(zhǔn)確評估家庭貧困對少年兒童人力資本的影響，本文不僅有助于豐富對有關(guān)貧困影響少年兒童發(fā)展的認(rèn)識，而且對進(jìn)一步優(yōu)化少年兒童人力資本投資的政策設(shè)計、鞏固脫貧成果和化解返貧風(fēng)險具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)綜述

人力資本是提升個體社會經(jīng)濟(jì)地位和推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的關(guān)鍵因素。在經(jīng)典的人力資本理論中，教育、技能和工作經(jīng)驗是人力資本的主要組成，其中教育處于核心地位[5]。赫克曼（James J.Heckman）等人提出的新人力資本理論從認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力兩個方面對人力資本加以區(qū)分。認(rèn)知能力通常體現(xiàn)為個體的受教育年限、技能水平以及工作經(jīng)驗等；非認(rèn)知能力則涉及個體的主觀素質(zhì)，比如自律性、對他人的信任、社交能力以及情緒狀態(tài)等。本文討論的學(xué)業(yè)表現(xiàn)屬于認(rèn)知型人力資本。赫克曼等人認(rèn)為，兒童期是個體人力資本形成的關(guān)鍵階段，因而強(qiáng)調(diào)對少年兒童進(jìn)行人力資本投資所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)回報最大，其對于消除貧困和推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的意義尤為重大[6]。

作為凝結(jié)在個體身上的資源形式，人力資本的形成需要物質(zhì)資源的投入作為基本前提。家庭承擔(dān)著對少年兒童進(jìn)行撫養(yǎng)、教育、保護(hù)的主體責(zé)任，因而家庭資源的豐裕度對少年兒童人力資本形成發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。1966年發(fā)布的《科爾曼報告》首次提出家庭、學(xué)校和社區(qū)是塑造學(xué)生教育成就的三大場域，并且認(rèn)為家庭背景特征因素（家庭收入、父母教育程度、親子互動方式和強(qiáng)度等）對少年兒童學(xué)習(xí)成績的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于學(xué)校和社區(qū)[7]。此后開展的一系列實證研究考察了上述三大教育場域?qū)ι倌陜和逃删偷男?yīng)差異，并且多數(shù)的經(jīng)驗證據(jù)支持家庭經(jīng)濟(jì)狀況對少年兒童教育成就的影響更加重要[8]。

在中國，1978年后的市場化改革在使社會資源總量大幅增加的同時，也帶來了資源分配不平等擴(kuò)大化的問題，造成社會階層結(jié)構(gòu)的快速分化。一方面，社會經(jīng)濟(jì)地位優(yōu)勢階層通過文化資本再生產(chǎn)過程獲得優(yōu)質(zhì)的教育資源，弱勢群體由于自身可行能力的不足而被排斥在優(yōu)質(zhì)教育資源之外，這使得教育不公平問題在改革開放之后逐漸凸顯出來。國內(nèi)學(xué)者無論是基于全國層面的數(shù)據(jù)，還是基于特定省市的調(diào)查數(shù)據(jù)，均發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)條件的變化不僅與少年兒童教育機(jī)會獲得之間存在顯著相關(guān)關(guān)系，而且也會對少年兒童的學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生影響[9]。張文宏和韓鈺對國際學(xué)生評估項目（PISA2015）中的北京、上海、江蘇和廣東4省份的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟(jì)狀況對子女在15周歲時的知識素養(yǎng)有顯著的正向影響[10]。基于全國性調(diào)查數(shù)據(jù)的研究也證實了上述結(jié)論。柳建坤和賀光燁在對同一數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭失去土地對少年兒童的學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生明顯的負(fù)向影響[11]。

家庭經(jīng)濟(jì)狀況不斷惡化會變?yōu)樨毨栴}。貧困不單單表現(xiàn)為物質(zhì)資源的匱乏，更表現(xiàn)為一種系統(tǒng)性風(fēng)險，會形成一種特定的文化和生活方式，從而使承受該風(fēng)險的個體落入難以擺脫的貧困陷阱。雖然歐美發(fā)達(dá)國家的人均收入水平較高，但是不同群體之間的收入不平等問題卻長期存在并且日趨嚴(yán)重，造成貧困人口的數(shù)量逐漸增加[12]。在這一背景下，來自貧困家庭的學(xué)生占學(xué)生總數(shù)的比例越來越大，而且該群體的教育成就并不理想。美國聯(lián)邦政府教育部門在21世紀(jì)初對71所高中的貧困學(xué)生的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，所有年級學(xué)生的得分都低于標(biāo)準(zhǔn)測試的得分，并且家庭貧困學(xué)生的得分顯著低于家庭非貧困學(xué)生的得分[13]。另一項研究比較了美國的非洲裔學(xué)生和白人學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)差異，發(fā)現(xiàn)家庭貧困是兩類學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)出現(xiàn)差距的主要原因[14]。

貧困會阻礙經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展。消除貧困、改善民生、實現(xiàn)共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求。2022年3月，中國財政部、國務(wù)院發(fā)展研究中心與世界銀行聯(lián)合發(fā)布的《中國減貧四十年：驅(qū)動力量、借鑒意義和未來政策方向》指出，改革開放40多年來，中國政府在減貧工作上取得了舉世矚目的成就，累計減貧近8億人。在這一背景下，貧困問題受到國內(nèi)學(xué)者的廣泛討論，具體的議題包括估算貧困人口規(guī)模、描繪貧困人口特征、考察引發(fā)貧困的因素、對多維貧困指標(biāo)的測算等方面[15]。目前，僅有的一些研究大多圍繞貧困大學(xué)生展開，關(guān)于貧困對少年兒童人力資本影響的研究相對較少。熊靜和楊頡對某“雙一流”建設(shè)高校調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村貧困專項計劃生在入校后存在學(xué)業(yè)適應(yīng)差的情況，其在課程設(shè)置、目標(biāo)規(guī)劃、時間安排、學(xué)習(xí)策略和教學(xué)模式5個維度上與非專項計劃生存在較大的適應(yīng)差距[16]。崔盛等人對8所重點高校調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村和貧困地區(qū)專項招生計劃的學(xué)生具有明顯的寒門背景，生活拮據(jù)，在學(xué)業(yè)方面存在困難與問題[17]?？梢钥闯觯彝ヘ毨W(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生抑制效應(yīng)。不過，這一結(jié)論是否在全國范圍內(nèi)同樣適用，還需要使用更大規(guī)模且代表性更好的數(shù)據(jù)加以驗證。

通過梳理既有文獻(xiàn)可以看到，國內(nèi)關(guān)于貧困與人力資本關(guān)系的研究尚有很大的改進(jìn)空間：第一，在研究對象上，未考慮受貧困影響更大的少年兒童群體，這使得貧困對少年兒童教育成就的影響尚不清楚；第二，在分析框架上，此前的研究大多數(shù)直接考察貧困對個體學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響，但對這一關(guān)系的作用機(jī)制討論較少，對外在社會支持的關(guān)注也不夠充分，這就造成貧困變量所具有的特殊意義被忽略了；第三，在研究方法上，已有文獻(xiàn)大多采用單一或少數(shù)城市的學(xué)生樣本，樣本量較小且缺乏全國代表性。此外，這些研究僅使用簡單的統(tǒng)計模型進(jìn)行實證檢驗，并未對貧困與人力資本關(guān)系存在的內(nèi)生性問題以及樣本選擇偏差進(jìn)行處理，造成研究結(jié)論的可靠性受損。

鑒于此，本文首先考察貧困對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響及其約束條件和作用機(jī)制，并使用CEPS數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗。然后，本文將從外在社會支持角度分析貧困影響少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的約束條件，以及從家庭教育投資、認(rèn)知能力和心理健康三個角度分析貧困影響少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的邏輯。

三、理論分析及研究假設(shè)

經(jīng)典的教育產(chǎn)出模型認(rèn)為，家庭、學(xué)校、政府與同伴效應(yīng)是影響教育產(chǎn)出的四大因素，但家庭是教育資源最主要的供給者[18]。因此，父母在子女教育方面的投資力度不同會使少年兒童所接受的教育資源拉開差距，這將最終反映為少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)上的好壞。具體到中國，在義務(wù)教育迅速普及以及重視教育的傳統(tǒng)觀念等多種因素的共同作用下，家長對子女的教育活動投入了大量經(jīng)濟(jì)資源。針對少年兒童教育的投入帶來了非常明顯的教育產(chǎn)出。祁翔和鄭磊利用國際學(xué)生評估項目（PISA2015）的數(shù)據(jù)考察北京、上海、江蘇、廣東四省份城鄉(xiāng)學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)差距，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭對子女教育投資的差距是農(nóng)村學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)差于城鎮(zhèn)學(xué)生的主要原因[19]。當(dāng)家庭陷入貧困狀態(tài)后，收入水平會大幅下降，這使得家庭消費決策趨向謹(jǐn)慎，表現(xiàn)之一就是會大幅削減非食品性支出[20]。這樣，在貧困家庭中，父母難以對子女教育進(jìn)行有力的投資，而子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)也會相應(yīng)地變差。因此，本文認(rèn)為教育投資下降是家庭貧困抑制兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的作用機(jī)制之一，即家庭貧困會使家長難以向子女的教育活動投入足夠資源，進(jìn)而導(dǎo)致子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)變差。故本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：家庭貧困會降低教育投資，進(jìn)而抑制兒童的學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

學(xué)習(xí)本身是一項需要個體獨立執(zhí)行的活動，因而少年兒童自身的特征也對其在學(xué)習(xí)活動中取得良好表現(xiàn)發(fā)揮著重要作用。其中，認(rèn)知能力和心理狀態(tài)是兩個重要的主觀因素。教育心理學(xué)認(rèn)為，個體運(yùn)用各種學(xué)習(xí)器官來獲取來自外部的各種信息，因而認(rèn)知能力強(qiáng)的人能夠獲得更多的信息，并且從中識別出對自己有價值的信息，進(jìn)而將其轉(zhuǎn)化為由自己掌握和運(yùn)用的知識[21]。認(rèn)知能力可以通過后天訓(xùn)練加以培養(yǎng)，但培養(yǎng)質(zhì)量取決于物質(zhì)資源的投入力度。因此，家庭經(jīng)濟(jì)狀況與少年兒童認(rèn)知能力存在密切聯(lián)系[22]。不過當(dāng)少年兒童所在的家庭處于貧困狀態(tài)時，其認(rèn)知能力也會受到負(fù)面影響。這一發(fā)現(xiàn)在針對中國少年兒童的研究中得到了證實。李云森和羅良基于北京師范大學(xué)認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)與學(xué)習(xí)國家重點實驗室“中國兒童青少年心理發(fā)育特征調(diào)查數(shù)據(jù)庫”研究發(fā)現(xiàn)，貧困會使孩子認(rèn)知能力水平比同齡孩子低2%以上[23]。

擁有良好的心理狀態(tài)可以顯著提升個體的注意力和工作效率[24]。因此，心理健康水平的高低對于需要投入大量精力的學(xué)習(xí)活動顯得尤為重要。不過，少年兒童的心理健康會因家庭經(jīng)濟(jì)地位的變化而發(fā)生改變。在中國，留守兒童是缺乏經(jīng)濟(jì)和社會支持的典型弱勢群體。因此，國內(nèi)學(xué)者將研究重點聚焦于分析貧困與留守兒童心理健康的關(guān)系上。李春凱和彭華民對江西省修水縣625名留守兒童的研究發(fā)現(xiàn)，貧困對留守兒童的心理健康具有顯著的削弱作用，并且這一效應(yīng)存在明顯的年級差異，即高年級兒童的心理健康水平更差[25]。

綜上所述，生活在貧困家庭的少年兒童往往存在認(rèn)知能力較弱和心理健康水平較低的問題，這會使該群體在參與學(xué)習(xí)活動時，難以高效和準(zhǔn)確地吸收與理解知識，也無法集中注意力，從而很難表現(xiàn)優(yōu)異。換言之，家庭貧困可以通過弱化認(rèn)知能力和降低心理健康水平這兩個主觀機(jī)制來抑制少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn),故本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)2a：家庭貧困會弱化少年兒童的認(rèn)知能力，進(jìn)而抑制其學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

假設(shè)2b：家庭貧困會降低少年兒童的心理健康水平，進(jìn)而抑制其學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

四、數(shù)據(jù)、變量、模型介紹

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自CEPS數(shù)據(jù)。CEPS由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計和實施，收集了涵蓋學(xué)生個體、家庭、學(xué)校、社區(qū)等多層次的信息，是具有全國代表性的大型追蹤調(diào)查項目。CEPS于2013年開始在全國范圍內(nèi)實施抽樣調(diào)查，以初中一年級（七年級）和初中三年級（九年級）兩個同期群作為調(diào)查起點，以人口平均受教育水平和流動人口比例作為分層變量，從全國隨機(jī)抽取了28個縣級單位作為調(diào)查點。該調(diào)查的執(zhí)行以學(xué)校作為基礎(chǔ)，在入選的縣級單位隨機(jī)抽取了112所學(xué)校、438個班級進(jìn)行調(diào)查，被抽中班級的學(xué)生全體入樣。基線調(diào)查共調(diào)查了19487名學(xué)生。CEPS項目組在2014—2015學(xué)年開展實施的調(diào)查以2013年的全國調(diào)查為基礎(chǔ)，共調(diào)查了10750名學(xué)生，成功追訪七年級學(xué)生9449人。本文使用已公布的2014—2015學(xué)年數(shù)據(jù)，在剔除了變量含有異常值的樣本后，最終獲得8463個有效樣本。

（二）變量說明

1.被解釋變量

被解釋變量為少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)。本文以學(xué)生在2014年期中考試成績來測量學(xué)業(yè)表現(xiàn)，包括語文成績、數(shù)學(xué)成績、英語成績和3科平均成績，3科成績滿分均為150分。這4種成績越高，表示學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)越好。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量是少年兒童自評家庭貧困。本文使用少年兒童受訪者對家庭經(jīng)濟(jì)狀況的評價來判斷家庭貧困狀態(tài)，對應(yīng)問卷中“你覺得目前你家的經(jīng)濟(jì)條件如何?”的題項，選項包括“非常困難”“比較困難”“中等”“比較富?！薄昂芨辉！?類，分別賦予1～5分。本文將選擇前2個選項的歸為“少年兒童自評家庭貧困”，賦值為1，將選擇后3個選項的歸為“少年兒童自評家庭非貧困”，賦值為0，從而構(gòu)造“少年兒童自評家庭貧困”的虛擬變量。

在穩(wěn)健性檢驗部分，本文還構(gòu)造了另外兩個測度“少年兒童自評家庭貧困”的變量：一是家長對家庭經(jīng)濟(jì)狀況的評價來判斷家庭貧困狀態(tài)，問卷中的題項和選項與針對少年兒童構(gòu)造的指標(biāo)相一致，因而該指標(biāo)也為虛擬變量（自評家庭非貧困=0，自評家庭貧困=1）；二是根據(jù)家庭是否領(lǐng)取低保來判斷家庭貧困狀態(tài)，進(jìn)而構(gòu)造“低保家庭”這一虛擬變量（否=0，是=1）。

3.中介變量

一是家庭教育投資。本文根據(jù)在2014—2015年學(xué)期受訪家庭對子女教育活動的支出金額來測量教育投資水平。該變量為連續(xù)變量，數(shù)值越大，表示教育投資水平越高。為了消除變量偏態(tài)分布的影響，本文對該變量取自然對數(shù)后納入統(tǒng)計模型。

二是少年兒童認(rèn)知能力。本文以CEPS提供的學(xué)生認(rèn)知能力測試標(biāo)準(zhǔn)化得分作為認(rèn)知能力的測度。該測試采用3PL模型進(jìn)行，由3個維度涉及11個概念的試題構(gòu)成：維度1是語言維度，由詞組類比與語言文字推理概念構(gòu)成；維度2是圖形維度，由圖形規(guī)律分析、折紙類題目及幾何圖形應(yīng)用概念構(gòu)成；維度3是計算與邏輯維度，由數(shù)學(xué)應(yīng)用、自定義運(yùn)算規(guī)則、數(shù)列運(yùn)用、抽象規(guī)律分析、概率及數(shù)值大小逆向思維概念構(gòu)成。該變量的數(shù)值越大，表示學(xué)生的認(rèn)知能力越強(qiáng)。

三是少年兒童心理健康。CEPS設(shè)置了標(biāo)準(zhǔn)抑郁自評量表（Self-rating Depression Scale）來測量兒童的心理健康狀態(tài)。CEPS調(diào)查詢問了兒童在過去7天內(nèi)是否有“沮喪”“不快樂”“生活沒有意思”“悲傷”等4種感覺。原始的答案賦值方式是“從不=1，很少=2，有時=3，經(jīng)常=4，總是=5”。本文在進(jìn)行正向賦值的基礎(chǔ)上，將這些定序變量調(diào)整為取值范圍是[0,1]的定距變量，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建兩個綜合性指標(biāo)。首先，參考姚遠(yuǎn)和張順的方法[26]，將這4個題加總求平均值，再乘以100，最終獲得一個取值為[0，100]的連續(xù)變量。

4.控制變量

控制變量涵蓋了少年兒童、家庭、教師、學(xué)校4個層次。

少年兒童特征變量包括年齡、性別、是否為獨生子女、戶籍性質(zhì)、是否留級。其中，年齡為連續(xù)變量，取值為調(diào)查年份減去少年兒童的出生年份；性別賦值，女性=0，男性=1；是否為獨生子女賦值，否=0，是=1；戶籍性質(zhì)賦值，農(nóng)業(yè)戶口=0，非農(nóng)業(yè)戶口=1；是否留級賦值，沒有留級=0，留過級=1。

家庭特征變量包括家長受教育程度、家庭社會經(jīng)濟(jì)地位。家長受教育程度以父親和母親兩人中的最高受教育程度來設(shè)置，賦值方式為：沒受過任何教育=0，小學(xué)=6，初中=9，中專/技校/職業(yè)高中/高中=12，大學(xué)專科=15，大學(xué)本科=16，研究生=19。家庭社會經(jīng)濟(jì)地位由家長的職業(yè)地位來測量。在已有文獻(xiàn)中，管理者和專業(yè)技術(shù)人員通常被視為職業(yè)地位高的群體[27]，其在CEPS中對應(yīng)的職業(yè)類別如下：一是政府機(jī)關(guān)領(lǐng)導(dǎo)/干部，二是事業(yè)單位、公司（企業(yè)）領(lǐng)導(dǎo)/干部，三是科學(xué)家、工程師和大學(xué)教師等專業(yè)技術(shù)人員，四是醫(yī)生、律師和中小學(xué)教師。因此，如果家長從事以上4種職業(yè)中的任意一種，即被視為高職業(yè)地位人群（家庭社會經(jīng)濟(jì)地位賦值為1）；反之則視為低職業(yè)地位人群（家庭社會經(jīng)濟(jì)地位賦值為0）。

教師特征變量包括教師受教育程度和教師職稱。教師受教育程度賦值：大學(xué)?？?1，大學(xué)本科（非全日制高等教育）=2，大學(xué)本科（全日制高等教育）=3，研究生=4。教師職稱賦值：無職稱=0，三級教師=1，二級教師=2，一級教師=3，高級教師=4，正高級教師=5。學(xué)校特征變量包括學(xué)校性質(zhì)、學(xué)校本地排名、學(xué)校所在城鄉(xiāng)類型和學(xué)校所在地區(qū)等。學(xué)校性質(zhì)賦值：民辦（民辦公助、普通民辦學(xué)校、民辦打工子弟學(xué)校）=0，公立=1。學(xué)校本地排名賦值：最差=0，中下=1，中間=2，中上=3，最好=4。學(xué)校所在城鄉(xiāng)類型賦值：農(nóng)村=0，城鎮(zhèn)=1。學(xué)校所在地區(qū)賦值：東部=0，中部=1，西部=2。變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

在進(jìn)行統(tǒng)計分析之前，本文對自評家庭貧困少年兒童和自評家庭非貧困少年兒童的語文成績、數(shù)學(xué)成績、英語成績、心理健康得分和認(rèn)知能力等指標(biāo)的均值進(jìn)行T檢驗。如表2所示，自評家庭貧困的少年兒童在語文成績等5項指標(biāo)上均顯著低于自評家庭非貧困的少年兒童，且英語成績的差距最大。表2的檢驗結(jié)果為后文實證分析提供了數(shù)據(jù)支持。

表2 變量均值檢驗

（三）模型介紹

本文的實證環(huán)節(jié)主要分為兩個部分。

第一，由于少年兒童學(xué)業(yè)成績是連續(xù)變量，因此本文基準(zhǔn)回歸部分采用最小二乘回歸模型。模型設(shè)定見式（1）。

式（1）中，scorei是兒童i的文化課成績，povi是兒童i自評家庭貧困等貧困變量，X是個人層面、家庭層面等不同層面的控制變量，u是隨機(jī)擾動項。

第二，本文進(jìn)一步分析家庭貧困是通過哪些渠道影響少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的。按照前文的理論分析，本文把少年兒童認(rèn)知能力、家庭教育投資和少年兒童心理健康作為中介變量，使用逐步回歸法和KHB法來識別中介效應(yīng)。逐步回歸法的模型見式（2）、式（3）。

其中，式（2）表示家庭貧困對少年兒童的家庭教育投資、認(rèn)知能力和心理健康的影響，Mechanism代表上述三個中介變量。在中介效應(yīng)識別方程（3）中，β＇1代表在控制中介效應(yīng)的前提下家庭貧困對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響，β2代表中介變量對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響。

五、實證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

少年兒童自評家庭貧困對其學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響結(jié)果見表3。模型1～4的被解釋變量分別為英語成績、數(shù)學(xué)成績、語文成績和3科平均成績，模型納入少年兒童個人、家庭和學(xué)校層面的控制變量，估計方法采用最小二乘估計。

表3 自評家庭貧困對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響結(jié)果

表3估計結(jié)果表明，相比于自評家庭非貧困，少年兒童自評家庭為貧困的對其學(xué)業(yè)表現(xiàn)在1%的統(tǒng)計水平上產(chǎn)生顯著的消極影響。換言之，自評家庭貧困少年兒童的英語成績、數(shù)學(xué)成績、語文成績和3科平均成績比自評家庭非貧困少年兒童分別低5.275分、5.651分、4.755分和5.217分。以模型4的估計結(jié)果為例，第一，在少年兒童特征方面，在所有七年級學(xué)生中，少年兒童年齡越大，其平均學(xué)習(xí)成績則越低；相比于女生，男生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)更差；獨生子女的學(xué)業(yè)表現(xiàn)好于非獨生子女，根據(jù)資源稀釋理論，家庭的子女?dāng)?shù)量越多，家庭投放在每個子女發(fā)展上的資源則更少，獨生子女享有的家庭教育資源投入高于非獨生子女，這直接影響了其學(xué)業(yè)表現(xiàn)；非農(nóng)戶口少年兒童的學(xué)業(yè)表現(xiàn)在5%的顯著水平上比農(nóng)業(yè)戶口少年兒童的學(xué)業(yè)表現(xiàn)更好；留級少年兒童的平均成績在1%的顯著水平上比沒有留過級的少年兒童低5.394分。第二，在家庭特征方面，家長處于高職業(yè)地位對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)有顯著正向影響。第三，在學(xué)校特征方面，學(xué)校在本地的排名越高對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的積極效應(yīng)越強(qiáng)。家長受教育程度、教師職稱、教師受教育程度、學(xué)校性質(zhì)、學(xué)校所在城鄉(xiāng)類型等變量在統(tǒng)計上不顯著。

（二）中介效應(yīng)檢驗

在證實家庭貧困對學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)存在消極影響的基礎(chǔ)上，本文需要進(jìn)一步思考家庭貧困的機(jī)制問題即家庭貧困是通過哪些機(jī)制影響少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的？根據(jù)前文的理論分析，本文選擇家庭教育投資、少年兒童心理健康、少年兒童認(rèn)知能力作為機(jī)制解釋變量。為此，我們首先采用逐步回歸法來檢驗中介效應(yīng)，它的基本原理是：以解釋變量X對被解釋變量Y具有統(tǒng)計上的顯著作用為前提，機(jī)制變量Z的變化一方面顯著受到變量X的影響，同時又對變量Y的變化具有明顯作用。

逐步回歸法中介效應(yīng)的估計結(jié)果如表4所示。模型1是自變量對因變量的回歸估計，模型2、模型4、模型6是自變量對中介變量的回歸估計，可以看出，家庭貧困顯著降低了家庭教育投資、少年兒童心理健康水平和少年兒童認(rèn)知能力；模型3、模型5、模型7是自變量和中介變量對因變量的估計，結(jié)果顯示，3個中介變量都顯著為正，表明增加教育投資、提高少年兒童心理健康水平和認(rèn)知能力對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)有積極影響。更重要的是，與模型1相比，少年兒童自評家庭貧困變量在模型3、模型5、模型7中的估計系數(shù)有所降低，且模型7中的估計系數(shù)降幅最大。因此，本文可以初步判定，家庭貧困抑制了家庭教育投資，降低了少年兒童心理健康水平和少年兒童認(rèn)知能力，從而進(jìn)一步對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生消極影響。研究假設(shè)1、假設(shè)2a和假設(shè)2b均得到驗證。

表4 基于逐步回歸法的中介效應(yīng)估計結(jié)果

在證實了教育投資、少年兒童心理健康和少年兒童認(rèn)知能力存在部分中介效應(yīng)的基礎(chǔ)上，本文采用KHB方法來識別整體意義上的中介效應(yīng)，并對中介效應(yīng)進(jìn)行分解。使用KHB方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗的優(yōu)點在于驗證中介效應(yīng)存在性的同時還能夠測算所有中介變量的貢獻(xiàn)率。從估計結(jié)果來看（見表5），在家庭貧困對少年兒童文化課平均成績的影響路徑中，3個中介變量的貢獻(xiàn)率合計為76.67%，并且在1%統(tǒng)計水平上顯著。另外，在全部中介效應(yīng)中，認(rèn)知能力的作用最大（80.93%），教育投資因素次之（11.07%），最后是心理健康因素（8.00%）。

表5 KHB中介效應(yīng)檢驗

總的來說，家庭貧困對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生顯著的消極影響，少年兒童認(rèn)知能力、家庭教育投資、少年兒童的心理健康是重要的作用機(jī)制，即家庭貧困降低了少年兒童認(rèn)知能力的發(fā)展、對少年兒童心理健康帶來消極影響，也抑制了家庭教育投資，從而最終影響少年兒童的學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

六、結(jié)論和討論

2020年，經(jīng)過全黨全國各族人民共同努力，我國脫貧攻堅戰(zhàn)取得了全面勝利，完成了消除絕對貧困的艱巨任務(wù)。鞏固拓展脫貧成果是“十四五”時期的一項重要任務(wù)。本文使用CEPS項目組調(diào)查2014—2015學(xué)年的數(shù)據(jù)，在當(dāng)前延續(xù)教育扶貧政策的時代背景之下，實證檢驗了自評家庭貧困對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影響、約束條件和形成機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)如下：第一，家庭貧困對少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)有顯著的消極影響，表現(xiàn)為少年兒童若自評為家庭貧困，則對其語文、數(shù)學(xué)、英語等學(xué)科成績均產(chǎn)生削弱效應(yīng)；第二，在影響機(jī)制方面，少年兒童認(rèn)知能力、家庭教育投資、少年兒童心理健康是家庭貧困抑制少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)的重要因素。根據(jù)模型估計結(jié)果，中介效應(yīng)中，少年兒童認(rèn)知能力貢獻(xiàn)率最大，其次是家庭的教育投資貢獻(xiàn)率，最后是少年兒童的心理健康貢獻(xiàn)率。因此，可以認(rèn)為家庭貧困所引發(fā)的少年兒童發(fā)展能力不足和家庭教育投資不足嚴(yán)重影響了少年兒童學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

基于上述研究結(jié)論可知，關(guān)注貧困對人力資本的消極影響對于促進(jìn)學(xué)生教育獲得、推進(jìn)教育扶貧、完善“十四五”期間教育發(fā)展政策是有意義的。長期以來，貧困問題一直是人民群眾持續(xù)關(guān)注的重要發(fā)展問題。物質(zhì)貧困不僅會引發(fā)家庭成員的健康風(fēng)險、抑制人力資本的積累，也對地區(qū)的長期可持續(xù)發(fā)展形成阻礙。黨的十八大以來，黨中央、國務(wù)院和各級政府高度重視扶貧工作的開展和成效，教育扶貧、產(chǎn)業(yè)扶貧、健康扶貧等一整套扶貧政策體系在貧困地區(qū)得到落實，大量貧困戶得以脫貧。人力資本理論認(rèn)為，教育是社會成員提升社會經(jīng)濟(jì)地位最為主要的條件，開展教育扶貧、增強(qiáng)貧困人口可行能力是防止返貧和致貧的重要手段。從長遠(yuǎn)發(fā)展來看，少年兒童是祖國的希望和民族的未來，實現(xiàn)第二個百年奮斗目標(biāo)有賴于當(dāng)前少年兒童的人力資本積累，新時代的少年兒童正茁壯成長為社會主義建設(shè)者和接班人。

依據(jù)上述研究，本文提出以下建議：第一，學(xué)校財政政策方面，在消除絕對貧困之后，政府應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)對脫貧地區(qū)學(xué)校發(fā)展的財政補(bǔ)貼，特別是適當(dāng)提高學(xué)生人均財政經(jīng)費標(biāo)準(zhǔn)，以及少年兒童發(fā)展所需要的教育補(bǔ)貼、營養(yǎng)補(bǔ)貼等，做到精準(zhǔn)投放和政策的適當(dāng)傾斜，及時做好脫貧戶未成年子女的教育幫扶工作；第二，在學(xué)校教學(xué)政策方面，脫貧地區(qū)的學(xué)校要關(guān)注少年兒童認(rèn)知能力和心理健康的發(fā)展，避免家庭收入水平低帶來的心理沮喪效應(yīng)，努力創(chuàng)造良好的教育環(huán)境；第三，在家庭發(fā)展政策方面，針對缺乏風(fēng)險抵御能力的家庭提供相應(yīng)的教育政策，針對脫貧家庭實行差異化的補(bǔ)助，防止因教育支出而再次返貧，重點幫助相對貧困家庭子女接受教育，確保教育扶貧政策的長期性、穩(wěn)定性和有效性；第四，在多方辦學(xué)政策方面，鼓勵引導(dǎo)社會資本參與脫貧地區(qū)教育辦學(xué)，改善辦學(xué)條件，優(yōu)化教育師資隊伍，通過稅收等政策給予參加合作辦學(xué)的不同社會主體以政策優(yōu)惠，逐步形成“政府—社會—公眾”共同參與教育脫貧治理的新發(fā)展局面和“家庭—學(xué)校—社會”聯(lián)動培養(yǎng)機(jī)制，真正破解相對貧困家庭教育難、教育貴的現(xiàn)實困境。