精准扶贫视野下核心家庭结构与贫困大学生学业能力——基于MMWS模型的多截面分析

李 洁，欧 蒙

(昆明理工大学 质量发展研究院,云南 昆明 650093)

一、引 言

党的十八大以来，在精准扶贫思想的指导下，中国开始由粗放式教育扶贫转向精准教育扶贫。教育精准扶贫作为扶贫开发总体战略的重要组成部分，是阻断贫困代际传递的关键举措[1]。高校贫困生是国家教育扶贫的重点对象，国家为帮助经济困难大学生提升人力资本积累出台一系列完备的资助政策。但大学贫困生学业能力水平差异依旧明显，部分贫困生学习参与度不高，自信心不足，综合素质欠佳，缺乏就业竞争力[2]。教育扶贫目的在于促进学生学业、综合技能水平的提高，而想要实现高校贫困生真正的脱贫，不能只是经济至上的一元发展理论，还要以“多元发展理论”为指导，从影响贫困生的学习能力和素质的具体因素入手解决问题，提升贫困学生的硬实力，打破因“学业贫困”“能力贫困”带来的贫困循环[3]。经典的贫困代际传递理论，把研究者的“脱贫问题研究”视角引入与贫困生学习、生活息息相关的家庭内部。家庭是培养学生能力的主要场所，也是代际文化资本传递的主要媒介，核心家庭结构的稳定对于学生心理、素质、能力的养成和发展至关重要。

当前中国正处于改革开放快速发展时期，受西方社会和文化观念影响，中国传统婚姻家庭观念发生改变，国内家庭婚姻稳定性开始下降，粗离婚率由1979年的0.33‰上升到2016年的2.8‰，增加了7倍多。同时，这种趋势也波及到了众多贫困家庭，导致高校中贫困单亲大学生的比例不断扩大。以本研究所调查高校为例，贫困单亲大学生占总体贫困大学生比例已达到12%，并且这一数字未来可能还会增加。贫困生是大学校园中不容忽视的群体，贫困生家庭环境是其赖以生活、学习的根基。那么在新环境背景下，核心家庭内部结构变动对贫困大学生学业能力影响究竟有多大？面对影响，该如何制定具有针对性的措施来达到教育扶贫的精准性要求？这是本文要研究的问题。

二、文献回顾

早在20世纪，科尔曼在向美国国会递交的报告中就表述了其研究发现，造成不同人种间学业成绩差异的原因，主要不是学校因素，而是学生的家庭环境，这一结论也激起了之后学者对此问题的研究热情。关于本文讨论的家庭结构因素对学生学业的影响研究，目前学术界尚存在争议，大致分为两类观点。支持“严重影响说”的学者观点，认为父母离婚会对青少年学业造成深远、恶劣的影响。例如，已有研究者基于“压力理论”认为离婚所引发的家庭环境短期集中变化(如父母的离开、住所学校的迁移等)，会形成一种累积的负面效应，增加青少年出现其他各种问题的风险，降低其对未来的自我期望，造成较差的学业表现[4]；也有学者基于“结构功能论”认为家庭作为一个完整的结构单元，每位成员在家中都有其特定功能(包括经济支持、生活照顾等)，父母中任何一方的缺失，都会造成另一方被迫同时肩负两种角色功能，无形中占用其大量本应监督、教育孩子时间，影响子女总体成长发展[5]；还有学者基于“资源理论”认为，家庭中父亲是经济资源的主要提供者，母亲是社会资源主要提供者。高经济资源代表更高的经济地位、更多的受教育机会，高社会资源则代表更多的父母参与和更广的人际交往，一旦两种资源出现缺失或减少，子女的学业能力和素质发展都会受到影响[6]。虽然国内此类研究开始时间相对较晚，但基本比较支持严重影响说，多从心理、行为、道德角度分析核心家庭结构变化对学生的负面影响[7]。

另一部分支持“有限影响说”的学者则认为离婚对青少年学业发展只会产生部分影响，多数孩子都能从离婚阴影中走出来。有学者从事物发生的两面性切入，认为家庭关系破裂对学生的负面影响是各种危险因素(家庭社会经济地位的降低、生活环境的改变、父母照顾的缺失、家庭结构的重组等)和保护性因素(如家庭原始收入、子女智商、父母应对婚变能力、积极亲子关系等)共同作用的结果，而影响的大小和持久度取决于两种因素的正负强弱[8]。也有学者从压力释放角度分析，认为对于一直处在父母频繁冲突、暴力、争吵环境下的学生，父母离婚反倒有助于他们摆脱恶劣家庭环境，获得更佳的生活和学习氛围[9]。与“严重影响说”学者的研究相比，“有限影响说”学者的研究更加注重研究方法的选取，且变量更加丰富，多采用追踪调查手法，所调查研究的时间跨度更长。

可以看出国内外学者就家庭结构对学生学业发展影响的问题进行广泛深入研究，但在问题分析过程中以下三点值得关注：第一，以往学者更多关注家庭结构对一般学生群体学业能力的影响，对贫困大学生这一更为特殊群体的关注相对不足。第二，不同家庭的环境和成员个体特征不尽相同，家庭成员在做出离婚决策时并不是随机的，是在考虑家庭自身诸方面因素后做出的决策，因而具有一定的自选择性。学者们在研究时往往忽略了对变量自选择性问题的处理，直接利用数据进行研究分析，会对变量间正确关系的估计产生影响。第三，已有文献的研究角度，理论分析居多，实证定量研究较少。本文从实证角度出发，从各贫困家庭具体特征入手，研究核心家庭结构变化对贫困大学生学业能力的影响，是对已知理论的验证和补充，也是对教育扶贫研究实践的新探索。

三、数据与主要变量说明

本文实证分析所使用的数据来自于昆明某高校组织的贫困生统计调查，以及本科生考试信息数据库，时间跨度为2015—2017年。该调查采用整群分层调查方式，按学科类型(文、理、工、艺术、经管)和班级发放问卷，问卷信息包括学生个人基本情况、家庭成员情况、家庭经济情况，学业成绩数据包含学生在2015—2016年、2016—2017年两个学年的学科加权平均成绩。调查共回收学生数据1 220份，回收率为96.7%。由SPSS24.0软件进行描述统计分析(详见表1)。

(一)因变量

本研究的因变量是学生2015—2016年和2016—2017年两个学年的智育综合测评成绩。考察范围主要包括公共基础课(除课外课程)、专业通用基础课、职业技能课以及实践性教学环节课程，由各课程的考核成绩乘以学分加总后再除以学分总分所得，具体公式为：成绩=(课程成绩*已修课程学分)加总/已选课题学分加总，补考者课程成绩均按补考前的实际分数计算。智育测评成绩可以很好地反映学生当期学业能力。

(二)个体特征变量

个体特征变量主要包括：学生的专业、性别、民族以及受资助情况。考虑到云南是少数民族大省，有必要将民族因素也纳入到匹配协变量中。同时，高校、国家对贫困生的奖助政策也会对其学业水平的提高起到一定的促进作用，所以本文也把获奖资助这一变量也纳入到个人因素的匹配变量中。

(三)家庭特征变量

家庭特征变量主要包括：家庭的经济总体状况、负债状况、家庭人口数以及家庭位置变量。在本文中，把家庭总人口数纳入协变量，考虑到在云南地区家庭结构特征为多人口聚集，过多的家庭人口会占用家庭有限的经济资源，造成家庭内个体学习资源的减少。同时，由于本研究的对象为贫困家庭，举债过高时有发生，过高的家庭债务，是家庭成员间各种负面情绪和压力的来源，对核心家庭结构的稳定、家庭成员的关系以及学生的学业发展造成影响，也应被考虑。

表1 家庭数据变量描述

四、模型构建

利用多元线性回归模型进行因果推断时，简单采用最小二乘估计，不能解决自选估计偏误。处理这种自选性偏误比较成熟的方法是倾向匹配得分法，它是一种基于控制变量的研究策略，通过计算处理组和控制组的平均差异，然后加权平均求得总的因果效应差异。但此方法几乎被限制于处理组变量是二值变量的情形。虽然反向处理概率加权法(inverse probability of treatment weighting，IPTW)可以解决处理变量为多组变量情况，但由于其对自选变量的有偏和不精确，也存在一定限制。Hong提出的边际均值分层加权法(MMWS)，较好地结合了以上两种方法的优点[10]159-179。通过对处理组的组成成分等效分层加权，可有效减少自选估计偏误并使多处理组的效应差异分析在近似随机区组设计的环境下进行。

假设核心家庭结构的组成集合为：D={U,R,C}。T表示处理组变量，T有3个取值：T=U代表双亲健在的核心家庭，T=R表示单亲母亲家庭，T=C表示单亲父亲家庭。贫困大学生的学业成绩用Y表示，与核心家庭结构相对应，学业成绩也有3种情形，记为：{YU,YR,YC}={Yt:t∈D}，分别表示双亲、单亲母亲、单亲父亲家庭贫困大学生学业成绩。对于每一位贫困生，其学业成绩的实际值yi可表示为：

(1)

式(1)中，I(·)为示性函数，满足设定条件时等于1，其他情况下等于0。任意两种不同家庭结构(m,l∈D,m≠l)对贫困生学业成绩影响差异可表示为：

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

(2)

θti=P(Ti=t|Xi)

(3)

(4)

在根据倾向得分确立的共同支撑区域下，对全部样本进行分层，并利用式(5)求得各层级变量下分组权重值(即MMWS值)。

(5)

式(5)中s为层数，ns为每个层级下的变量总数，nt,s为每个分层s下被分配到处理组T下的变量数，pr(T=t)为处理组T的样本量占总体样本量的比例。通过各处理组与整体样本θti分布的比较确立分层权重MMWS，如果变量决策的θti得分低，被赋予的权重值就会大。反之，被赋予的权重值就会小。当实验的各处理组变量是完全随机实验时，各变量被赋予的权重就是1。但事实上，每种家庭结构的变化并不是随机的，会受多方面因素(例如家庭成员间关系、家庭经济状况等)影响，因而具有一定的自选择性。通过附权重这种方式，可使研究达到类似随机试验的效果，提升变量平均效应估计的精准性。根据计算的权重值，通过式(6)可以得出各处理变量T的平均效应。

E{Y(t)}=E[E{Y|T=t,θi}]

(6)

式(6)中E{Y(t)}式为每种核心家庭结构的边际加权均值。其中ns为每个层级下的变量总数，nt,s为每个分层下处理组的数量，pr(S=s)为s层占总体分层数的比例，s为分层数量由1到H。最后，通过式(7)求得加权后决策m相对于决策l的平均处理效应ATEm,l：

ATEm,l≡E{Y(m)}-E{Y(l)}

(7)

综合上述讨论，利用MMWS方法估计核心家庭结构对贫困大学生学业能力影响的分析过程可分为以下步骤：

(1)确立与处理组相对应的预处理协变量，利用最大似然估计剔除缺失变量。

(2)利用回归模型估计各处理组倾向匹配得分，根据倾向匹配得分筛选变量，确立匹配变量共同支撑区域。

(3)依据倾向匹配得分对变量分层，并求得各处理组MMWS值，对各处理组加权，检验加权后样本组间平衡性。

(4)求得平均处理效应ATEm,l

此外，为了与MMWS方法所得结果进行比较，本文还进行了多元线性回归分析。以贫困大学生学业成绩为因变量，“正常家庭”为基准组，建立多元线性回归模型如下：

Y=C+θ1RM+θ2CM+Zα+ε

(8)

其中，RM为单亲母亲家庭的虚拟变量(值为0或1)，CM为单亲父亲家庭的虚拟变量，θi(i=1，2)为其系数；Z表示影响贫困大学生学业成绩的外生自变量，α为其系数；ε表示随机误差项。在采用OLS方法回归后，便可估计出相对于正常家庭，单亲父亲和单亲母亲家庭对贫困大学生学业成绩影响的程度和差异。

五、结果分析与检验

(一)结果分析

图1 倾向匹配得分共同支撑取值范围图

首先，分析2015—2016年不同核心家庭结构对贫困大学生学业成绩影响。由表4可知，单亲母亲家庭的贫困大学生的学业成绩比正常家庭平均高1.91分，但在统计中不显著。与正常家庭相比，单亲父亲家庭的贫困大学生学业成绩平均显著降低3.05分。与单亲母亲家庭相比，单亲父亲家庭的贫困大学生学业成绩在统计学上显著降低4.96分。三种家庭结构中，单亲父亲家庭中的大学生学业表现最差，表现最好的是单亲母亲家庭结构下的贫困大学生，虽然在统计上不显著，但是可以看出单亲母亲家庭结构下的贫困大学生相对更加努力，有赶超正常家庭的趋势，这也是社会、学校对贫困大学生帮扶作用的间接体现。

表2 总体样本分层结构(单位：人)

表3 总体样本MMWS值

其次，分析2016—2017年不同核心家庭结构对贫困大学生学业成绩影响。与2015—2016年学生学业成绩所表现出的趋势基本一致，单亲母亲家庭的贫困大学生在三种家庭结构中，学业成绩相对较好，比正常家庭高0.53分，但不显著，比单亲父亲家庭学生高5.71分，并且在统计上1%显著。同时，单亲父亲家庭结构下贫困大学生的学业成绩还比正常家庭显著低4.27分，表现最差。综合两年的学校测评结果可以看出，在所研究样本里，单亲母亲家庭的贫困大学生学业水平最高，正常家庭的贫困大学生学业成绩居中，单亲父亲家庭的贫困大学生学业成绩相对较差。通过横向对比，可以发现，母亲在个体学业发展中的影响作用十分显著，这与国内学者曹谦利用PISA2000年数据研究的结论是一致的[13]。可以认为，母亲缺失所造成的家庭社会资源减少对贫困大学生学业的影响作用比因父亲缺失所造成的经济资源缺失之于学生学业的影响作用更大。也正是如此，单亲父亲家庭中的贫困大学生学业发展状况，更应受到社会、学校的广泛重视。

最后，对比MMWS方法与OLS方法的估计结果。从表4中可以看出，两种方法所呈现的变量间正、负影响关系基本一致。但在同组变量比较下，采用MMWS方法得到的变量估计系数更大更显著。普通OLS方法由于无法处理变量间因自选性造成的偏差，在结果分析上可能会隐藏某些变量间的显著影响关系。同比之下，MMWS方法则是很好地控制了变量间的内生性问题，还原了变量间的真实关系，消除或极大削弱因主体自选性所致的估计偏误。

表4 不同家庭结构对贫困生学业成绩影响

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，下同。

表5 匹配、加权前后特征变量组间差异对比

(二)平衡性检验

(三)稳健性检验

1.稳健性检验一：不同核心家庭结构对贫困大学生标准化学业成绩影响差异。由于智育综合测评成绩包括三部分内容，不同专业和不同年级的学生在考试的试卷上会略有不同。为增加可比性，我们将原始总分数按学生的专业、年级进行标准化，以计算样本大学生的标准化成绩，再对标准化成绩进行比较，该种处理方式已在一些相关研究中得到广泛应用[13-14]。标准化的学业成绩估计结果如表6所示，可以看出，核心家庭结构模式对贫困大学生标准化学业成绩的影响方向及其显著性水平与表4结果基本相似，表明之前的估计结果稳健可信。

表6 家庭结构对贫困大学生标准化成绩影响

2.稳健性检验二：不同家庭结构对不同性别贫困大学生学业成绩影响差异。本文将全部样本贫困大学生按性别分组后分别进行MMWS分析，估计结果参见表7。结果显示，所有家庭结构类型的变化对男贫困大学生学业成绩所造成的负面影响大于对女贫困大学生的影响。其原因可能是青春期过程女生身心发展比男生更成熟一些，女生成长过程中的这一早期优势显著增强了大学阶段女生的自理能力、自控能力和抗压能力；而男生发育稍晚，自理能力、自控能力和抗压能力较弱，由此导致家庭结构变化对女贫困大生学业成绩所造成的负面影响比对男贫困大学生的影响更小一些。

表7 家庭结构对贫困大学生学业影响之性别差异

六、研究结论和启示

本文采用2016、2017两年云南某高校贫困大学生的微观调查数据，结合MMWS方法，分析了不同贫困家庭构成对大学生学业能力影响差异。本文与已有研究相比，一是从实证计量经济学角度分析了核心家庭结构对贫困大学生学业成绩的影响力差异，为精准扶贫的“多元发展理论”提供更多现实依据；二是MMWS方法的引入，有效降低自选偏误，提高研究结果的准确性。

研究发现：第一，贫困家庭结构的单亲构成会对贫困大学生的学业能力造成影响，但在具体结构上存在细微差异。在采用MMWS方法控制了样本自选择带来的内生性问题后，单亲母亲家庭贫困大学生的学业成绩比正常家庭平均高0.5～2分，在统计上不显著，单亲父亲家庭贫困大学生则是比正常家庭平均显著低3分左右。让人欣慰的是，单亲母亲家庭贫困生与正常家庭贫困生差距不显著(甚至有反超的趋势)，也从侧面反映出学生个人的努力以及社会、学校对单亲母亲家庭贫困大学生的帮扶正在发挥效果。下一步要重点对单亲父亲家庭贫困大学生提供更多帮助和扶持，使其更快缩小与其他家庭贫困生在学业方面差距，用知识来改变人生命运。第二，在贫困家庭的单亲构成中，单亲父亲家庭贫困大学生学业能力受到单亲的消极影响显著大于单亲母亲家庭贫困生。采用MMWS方法的估计结果显示，单亲父亲家庭贫困大学生的学业成绩比单亲母亲家庭的贫困学生显著低3分左右。这说明在影响贫困大学生学业能力的各种家庭资本构成中，以母亲为代表的社会资本(情感支持、家长参与、亲子互动等)的影响力已经超过了以父亲为代表的经济资本的影响力。由此可以认为，在其他条件相似的情况下，贫困大学生对人与人间温情关怀的需求更多一些，而对经济方面的物质需求相对会少些，这与国内学者曹谦和张春泥的研究结论基本一致[13，15]。第三，贫困大学生男生学业能力受家庭单亲状况的负面影响大于女生。

为了达到教育扶贫的精准性，政策制定者应根据被帮扶对象的特征，制定具有针对性的帮扶政策。参照上述研究结果，本文得到以下启示：第一，单亲会在某种程度上影响贫困家庭子代学业能力，间接影响未来就业发展，造成因“学业贫困”而引发的贫困循环现象。国家在扶贫过程中，应给予贫困家庭的单亲大学生给予更多的帮助，帮助提升其就业能力，协调各利益群体之间关系。鼓励企业接纳贫困单亲家庭大学生，为贫困单亲家庭大学生创造更加良好的就业环境，从源头上帮助其脱贫。第二，贫困单亲家庭中，子代学业不佳，更为主要的原因是家庭中社会资源的缺失(以母亲为主导)，其次才是经济资源的不足(以父亲为主导)。社会和政府应积极发动各级社区、村委力量，联系区域内各户贫困单亲家庭，形成贫困单亲家庭的互助支援机制。定期开展社区人文和心理帮扶活动，为社区内贫困单亲家庭提供温情关怀，帮助家庭成员重塑信心，用社区、村委的社会资源来弥补家庭社会资源的不足。同时，进一步完善社会扶贫体制，为贫困单亲家庭单独建档立卡，提供有别于贫困救助的特殊经济扶助。重点关注单亲父亲家庭贫困生，为其提供更多的情感帮扶。第三，考虑到男生受家庭结构变化影响较大，学校在进行精准帮扶时，在以家庭结构为基础进行纵向倾斜的基础上，适当向男贫困大学生进行横向倾斜。为贫困单亲家庭学生特别是男学生定期开设心理和学业辅导专题讲座，提升其综合竞争力，加速单亲贫困大学生的个体社会化。只有“对症下药”，才能最大化帮扶效果，减少过多的资金、人力浪费，真正实现教育扶贫的精准化。