家庭貧困對少年兒童學業表現的影響研究

■ 柳建坤 靳慧泉 石一琦

一、問題的提出

學業表現是人力資本的重要內容。在現代社會，人力資本對個體獲取社會經濟資源發揮著關鍵作用，同時也影響著國家整體的勞動力素質、創新能力以及經濟增長潛力。我國在40多年的改革開放過程中，通過對內改革、對外開放，并憑借巨大人口基數產生的“人口紅利”，成為世界第二大經濟體，邁入中等收入國家行列。在實現“十四五”規劃和2035年遠景目標的新征程中，提升國民的人力資本仍將發揮關鍵作用。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扶貧工作的開展改善了人力資本積累的環境，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。《第七次全國人口普查公報》顯示，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量的基礎教育作為前提條件的。中國的基礎教育已基本實現對學齡兒童的全覆蓋?！?020年全國教育事業發展統計公報》顯示，2020年全國小學學齡兒童凈入學率99.96%，初中階段毛入學率102.5%[1]。但也要注意，教育規模的擴大并不意味著教育質量會隨之提高。有研究指出，中國兒童青少年抑郁癥狀的發生率隨時間的推移而上升[2]。此外，農村地區留守兒童在身體素質、學業表現、認知能力等方面都低于非留守兒童[3]；而在城鎮地區，農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，中國學齡兒童人力資本的分布存在不均衡現象，這對于“十四五”發展階段的人力資本積累和健康中國戰略目標的實現都會產生不利影響。雖然我國于2020年已經實現現行標準下農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，對于政府部門和學者在防范返貧風險階段進一步研究如何更好地促進兒童發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，因而國內大量的實證研究考察了家庭經濟狀況對兒童人力資本的影響。本文同樣強調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、約束條件和現實路徑，并采用具有全國代表性的中國教育追蹤調查（China Education Panel Survey,以下簡稱CEPS）數據進行驗證①需要說明的是，我國脫貧攻堅戰取得了全面勝利，現行標準下農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的家庭。。通過準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貧困影響少年兒童發展的認識，而且對進一步優化少年兒童人力資本投資的政策設計、鞏固脫貧成果和化解返貧風險具有重要的現實意義。

二、文獻綜述

人力資本是提升個體社會經濟地位和推動經濟社會發展的關鍵因素。在經典的人力資本理論中，教育、技能和工作經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知能力和非認知能力兩個方面對人力資本加以區分。認知能力通常體現為個體的受教育年限、技能水平以及工作經驗等；非認知能力則涉及個體的主觀素質，比如自律性、對他人的信任、社交能力以及情緒狀態等。本文討論的學業表現屬于認知型人力資本。赫克曼等人認為，兒童期是個體人力資本形成的關鍵階段，因而強調對少年兒童進行人力資本投資所產生的經濟回報最大，其對于消除貧困和推動經濟發展的意義尤為重大[6]。

作為凝結在個體身上的資源形式，人力資本的形成需要物質資源的投入作為基本前提。家庭承擔著對少年兒童進行撫養、教育、保護的主體責任，因而家庭資源的豐裕度對少年兒童人力資本形成發揮著至關重要的作用。1966年發布的《科爾曼報告》首次提出家庭、學校和社區是塑造學生教育成就的三大場域，并且認為家庭背景特征因素（家庭收入、父母教育程度、親子互動方式和強度等）對少年兒童學習成績的影響遠遠大于學校和社區[7]。此后開展的一系列實證研究考察了上述三大教育場域對少年兒童教育成就的效應差異，并且多數的經驗證據支持家庭經濟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大化的問題，造成社會階層結構的快速分化。一方面，社會經濟地位優勢階層通過文化資本再生產過程獲得優質的教育資源，弱勢群體由于自身可行能力的不足而被排斥在優質教育資源之外，這使得教育不公平問題在改革開放之后逐漸凸顯出來。國內學者無論是基于全國層面的數據，還是基于特定省市的調查數據，均發現家庭經濟條件的變化不僅與少年兒童教育機會獲得之間存在顯著相關關系，而且也會對少年兒童的學業表現產生影響[9]。張文宏和韓鈺對國際學生評估項目（PISA2015）中的北京、上海、江蘇和廣東4省份的數據分析發現，家庭經濟狀況對子女在15周歲時的知識素養有顯著的正向影響[10]?；谌珖哉{查數據的研究也證實了上述結論。柳建坤和賀光燁在對同一數據分析后發現，農村家庭失去土地對少年兒童的學習成績產生明顯的負向影響[11]。

家庭經濟狀況不斷惡化會變為貧困問題。貧困不單單表現為物質資源的匱乏，更表現為一種系統性風險，會形成一種特定的文化和生活方式，從而使承受該風險的個體落入難以擺脫的貧困陷阱。雖然歐美發達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重，造成貧困人口的數量逐漸增加[12]。在這一背景下，來自貧困家庭的學生占學生總數的比例越來越大，而且該群體的教育成就并不理想。美國聯邦政府教育部門在21世紀初對71所高中的貧困學生的調查發現，所有年級學生的得分都低于標準測試的得分，并且家庭貧困學生的得分顯著低于家庭非貧困學生的得分[13]。另一項研究比較了美國的非洲裔學生和白人學生的學業表現差異，發現家庭貧困是兩類學生學業表現出現差距的主要原因[14]。

貧困會阻礙經濟社會的發展。消除貧困、改善民生、實現共同富裕是社會主義的本質要求。2022年3月，中國財政部、國務院發展研究中心與世界銀行聯合發布的《中國減貧四十年：驅動力量、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，貧困問題受到國內學者的廣泛討論，具體的議題包括估算貧困人口規模、描繪貧困人口特征、考察引發貧困的因素、對多維貧困指標的測算等方面[15]。目前，僅有的一些研究大多圍繞貧困大學生展開，關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”建設高校調查后發現，農村貧困專項計劃生在入校后存在學業適應差的情況，其在課程設置、目標規劃、時間安排、學習策略和教學模式5個維度上與非專項計劃生存在較大的適應差距[16]。崔盛等人對8所重點高校調查后發現，農村和貧困地區專項招生計劃的學生具有明顯的寒門背景，生活拮據，在學業方面存在困難與問題[17]?？梢钥闯觯彝ヘ毨W生學業表現產生抑制效應。不過，這一結論是否在全國范圍內同樣適用，還需要使用更大規模且代表性更好的數據加以驗證。

通過梳理既有文獻可以看到，國內關于貧困與人力資本關系的研究尚有很大的改進空間：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，此前的研究大多數直接考察貧困對個體學業表現的影響，但對這一關系的作用機制討論較少，對外在社會支持的關注也不夠充分，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，已有文獻大多采用單一或少數城市的學生樣本，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計模型進行實證檢驗，并未對貧困與人力資本關系存在的內生性問題以及樣本選擇偏差進行處理，造成研究結論的可靠性受損。

鑒于此，本文首先考察貧困對少年兒童學業表現的影響及其約束條件和作用機制，并使用CEPS數據進行實證檢驗。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業表現的約束條件，以及從家庭教育投資、認知能力和心理健康三個角度分析貧困影響少年兒童學業表現的邏輯。

三、理論分析及研究假設

經典的教育產出模型認為，家庭、學校、政府與同伴效應是影響教育產出的四大因素，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業表現上的好壞。具體到中國，在義務教育迅速普及以及重視教育的傳統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濟資源。針對少年兒童教育的投入帶來了非常明顯的教育產出。祁翔和鄭磊利用國際學生評估項目（PISA2015）的數據考察北京、上海、江蘇、廣東四省份城鄉學生的學業表現差距，發現農村家庭和城鎮家庭對子女教育投資的差距是農村學生的學業表現差于城鎮學生的主要原因[19]。當家庭陷入貧困狀態后，收入水平會大幅下降，這使得家庭消費決策趨向謹慎，表現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行有力的投資，而子女的學業表現也會相應地變差。因此，本文認為教育投資下降是家庭貧困抑制兒童學業表現的作用機制之一，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，進而導致子女的學業表現變差。故本文提出以下假設。

假設1：家庭貧困會降低教育投資，進而抑制兒童的學業表現。

學習本身是一項需要個體獨立執行的活動，因而少年兒童自身的特征也對其在學習活動中取得良好表現發揮著重要作用。其中，認知能力和心理狀態是兩個重要的主觀因素。教育心理學認為，個體運用各種學習器官來獲取來自外部的各種信息，因而認知能力強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，進而將其轉化為由自己掌握和運用的知識[21]。認知能力可以通過后天訓練加以培養，但培養質量取決于物質資源的投入力度。因此，家庭經濟狀況與少年兒童認知能力存在密切聯系[22]。不過當少年兒童所在的家庭處于貧困狀態時，其認知能力也會受到負面影響。這一發現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認知神經科學與學習國家重點實驗室“中國兒童青少年心理發育特征調查數據庫”研究發現，貧困會使孩子認知能力水平比同齡孩子低2%以上[23]。

擁有良好的心理狀態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習活動顯得尤為重要。不過，少年兒童的心理健康會因家庭經濟地位的變化而發生改變。在中國，留守兒童是缺乏經濟和社會支持的典型弱勢群體。因此，國內學者將研究重點聚焦于分析貧困與留守兒童心理健康的關系上。李春凱和彭華民對江西省修水縣625名留守兒童的研究發現，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習活動時，難以高效和準確地吸收與理解知識，也無法集中注意力，從而很難表現優異。換言之，家庭貧困可以通過弱化認知能力和降低心理健康水平這兩個主觀機制來抑制少年兒童學業表現,故本文提出以下假設。

假設2a：家庭貧困會弱化少年兒童的認知能力，進而抑制其學業表現。

假設2b：家庭貧困會降低少年兒童的心理健康水平，進而抑制其學業表現。

四、數據、變量、模型介紹

（一）數據來源

本文所用數據來自CEPS數據。CEPS由中國人民大學中國調查與數據中心設計和實施，收集了涵蓋學生個體、家庭、學校、社區等多層次的信息，是具有全國代表性的大型追蹤調查項目。CEPS于2013年開始在全國范圍內實施抽樣調查，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，從全國隨機抽取了28個縣級單位作為調查點。該調查的執行以學校作為基礎，在入選的縣級單位隨機抽取了112所學校、438個班級進行調查，被抽中班級的學生全體入樣。基線調查共調查了19487名學生。CEPS項目組在2014—2015學年開展實施的調查以2013年的全國調查為基礎，共調查了10750名學生，成功追訪七年級學生9449人。本文使用已公布的2014—2015學年數據，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業表現。本文以學生在2014年期中考試成績來測量學業表現，包括語文成績、數學成績、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，表示學生的學業表現越好。

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濟狀況的評價來判斷家庭貧困狀態，對應問卷中“你覺得目前你家的經濟條件如何?”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，從而構造“少年兒童自評家庭貧困”的虛擬變量。

在穩健性檢驗部分，本文還構造了另外兩個測度“少年兒童自評家庭貧困”的變量：一是家長對家庭經濟狀況的評價來判斷家庭貧困狀態，問卷中的題項和選項與針對少年兒童構造的指標相一致，因而該指標也為虛擬變量（自評家庭非貧困=0，自評家庭貧困=1）；二是根據家庭是否領取低保來判斷家庭貧困狀態，進而構造“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。本文根據在2014—2015年學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。該變量為連續變量，數值越大，表示教育投資水平越高。為了消除變量偏態分布的影響，本文對該變量取自然對數后納入統計模型。

二是少年兒童認知能力。本文以CEPS提供的學生認知能力測試標準化得分作為認知能力的測度。該測試采用3PL模型進行，由3個維度涉及11個概念的試題構成：維度1是語言維度，由詞組類比與語言文字推理概念構成；維度2是圖形維度，由圖形規律分析、折紙類題目及幾何圖形應用概念構成；維度3是計算與邏輯維度，由數學應用、自定義運算規則、數列運用、抽象規律分析、概率及數值大小逆向思維概念構成。該變量的數值越大，表示學生的認知能力越強。

三是少年兒童心理健康。CEPS設置了標準抑郁自評量表（Self-rating Depression Scale）來測量兒童的心理健康狀態。CEPS調查詢問了兒童在過去7天內是否有“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，經常=4，總是=5”。本文在進行正向賦值的基礎上，將這些定序變量調整為取值范圍是[0,1]的定距變量，并在此基礎上構建兩個綜合性指標。首先，參考姚遠和張順的方法[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]的連續變量。

4.控制變量

控制變量涵蓋了少年兒童、家庭、教師、學校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、是否留級。其中，年齡為連續變量，取值為調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；戶籍性質賦值，農業戶口=0，非農業戶口=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、家庭社會經濟地位。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置，賦值方式為：沒受過任何教育=0，小學=6，初中=9，中專/技校/職業高中/高中=12，大學?？?15，大學本科=16，研究生=19。家庭社會經濟地位由家長的職業地位來測量。在已有文獻中，管理者和專業技術人員通常被視為職業地位高的群體[27]，其在CEPS中對應的職業類別如下：一是政府機關領導/干部，二是事業單位、公司（企業）領導/干部，三是科學家、工程師和大學教師等專業技術人員，四是醫生、律師和中小學教師。因此，如果家長從事以上4種職業中的任意一種，即被視為高職業地位人群（家庭社會經濟地位賦值為1）；反之則視為低職業地位人群（家庭社會經濟地位賦值為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?？?1，大學本科（非全日制高等教育）=2，大學本科（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。學校特征變量包括學校性質、學校本地排名、學校所在城鄉類型和學校所在地區等。學校性質賦值：民辦（民辦公助、普通民辦學校、民辦打工子弟學校）=0，公立=1。學校本地排名賦值：最差=0，中下=1，中間=2，中上=3，最好=4。學校所在城鄉類型賦值：農村=0，城鎮=1。學校所在地區賦值：東部=0，中部=1，西部=2。變量描述性統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

在進行統計分析之前，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、數學成績、英語成績、心理健康得分和認知能力等指標的均值進行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的檢驗結果為后文實證分析提供了數據支持。

表2 變量均值檢驗

（三）模型介紹

本文的實證環節主要分為兩個部分。

第一，由于少年兒童學業成績是連續變量，因此本文基準回歸部分采用最小二乘回歸模型。模型設定見式（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是隨機擾動項。

第二，本文進一步分析家庭貧困是通過哪些渠道影響少年兒童學業表現的。按照前文的理論分析，本文把少年兒童認知能力、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。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。在中介效應識別方程（3）中，β＇1代表在控制中介效應的前提下家庭貧困對少年兒童學業表現的影響，β2代表中介變量對少年兒童學業表現的影響。

五、實證結果

（一）基準回歸

少年兒童自評家庭貧困對其學業表現的影響結果見表3。模型1～4的被解釋變量分別為英語成績、數學成績、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業表現的影響結果

表3估計結果表明，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業表現在1%的統計水平上產生顯著的消極影響。換言之，自評家庭貧困少年兒童的英語成績、數學成績、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的估計結果為例，第一，在少年兒童特征方面，在所有七年級學生中，少年兒童年齡越大，其平均學習成績則越低；相比于女生，男生的學業表現更差；獨生子女的學業表現好于非獨生子女，根據資源稀釋理論，家庭的子女數量越多，家庭投放在每個子女發展上的資源則更少，獨生子女享有的家庭教育資源投入高于非獨生子女，這直接影響了其學業表現；非農戶口少年兒童的學業表現在5%的顯著水平上比農業戶口少年兒童的學業表現更好；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，家長處于高職業地位對少年兒童學業表現有顯著正向影響。第三，在學校特征方面，學校在本地的排名越高對少年兒童學業表現的積極效應越強。家長受教育程度、教師職稱、教師受教育程度、學校性質、學校所在城鄉類型等變量在統計上不顯著。

（二）中介效應檢驗

在證實家庭貧困對學生學業表現存在消極影響的基礎上，本文需要進一步思考家庭貧困的機制問題即家庭貧困是通過哪些機制影響少年兒童學業表現的？根據前文的理論分析，本文選擇家庭教育投資、少年兒童心理健康、少年兒童認知能力作為機制解釋變量。為此，我們首先采用逐步回歸法來檢驗中介效應，它的基本原理是：以解釋變量X對被解釋變量Y具有統計上的顯著作用為前提，機制變量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的估計結果如表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知能力對少年兒童學業表現有積極影響。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中的估計系數有所降低，且模型7中的估計系數降幅最大。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知能力，從而進一步對少年兒童學業表現產生消極影響。研究假設1、假設2a和假設2b均得到驗證。

表4 基于逐步回歸法的中介效應估計結果

在證實了教育投資、少年兒童心理健康和少年兒童認知能力存在部分中介效應的基礎上，本文采用KHB方法來識別整體意義上的中介效應，并對中介效應進行分解。使用KHB方法進行中介效應檢驗的優點在于驗證中介效應存在性的同時還能夠測算所有中介變量的貢獻率。從估計結果來看（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個中介變量的貢獻率合計為76.67%，并且在1%統計水平上顯著。另外，在全部中介效應中，認知能力的作用最大（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中介效應檢驗

總的來說，家庭貧困對少年兒童學業表現產生顯著的消極影響，少年兒童認知能力、家庭教育投資、少年兒童的心理健康是重要的作用機制，即家庭貧困降低了少年兒童認知能力的發展、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業表現。

六、結論和討論

2020年，經過全黨全國各族人民共同努力，我國脫貧攻堅戰取得了全面勝利，完成了消除絕對貧困的艱巨任務。鞏固拓展脫貧成果是“十四五”時期的一項重要任務。本文使用CEPS項目組調查2014—2015學年的數據，在當前延續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業表現的影響、約束條件和形成機制。研究發現如下：第一，家庭貧困對少年兒童學業表現有顯著的消極影響，表現為少年兒童若自評為家庭貧困，則對其語文、數學、英語等學科成績均產生削弱效應；第二，在影響機制方面，少年兒童認知能力、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業表現的重要因素。根據模型估計結果，中介效應中，少年兒童認知能力貢獻率最大，其次是家庭的教育投資貢獻率，最后是少年兒童的心理健康貢獻率。因此，可以認為家庭貧困所引發的少年兒童發展能力不足和家庭教育投資不足嚴重影響了少年兒童學業表現。

基于上述研究結論可知，關注貧困對人力資本的消極影響對于促進學生教育獲得、推進教育扶貧、完善“十四五”期間教育發展政策是有意義的。長期以來，貧困問題一直是人民群眾持續關注的重要發展問題。物質貧困不僅會引發家庭成員的健康風險、抑制人力資本的積累，也對地區的長期可持續發展形成阻礙。黨的十八大以來，黨中央、國務院和各級政府高度重視扶貧工作的開展和成效，教育扶貧、產業扶貧、健康扶貧等一整套扶貧政策體系在貧困地區得到落實，大量貧困戶得以脫貧。人力資本理論認為，教育是社會成員提升社會經濟地位最為主要的條件，開展教育扶貧、增強貧困人口可行能力是防止返貧和致貧的重要手段。從長遠發展來看，少年兒童是祖國的希望和民族的未來，實現第二個百年奮斗目標有賴于當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者和接班人。

依據上述研究，本文提出以下建議：第一，學校財政政策方面，在消除絕對貧困之后，政府應繼續加強對脫貧地區學校發展的財政補貼，特別是適當提高學生人均財政經費標準，以及少年兒童發展所需要的教育補貼、營養補貼等，做到精準投放和政策的適當傾斜，及時做好脫貧戶未成年子女的教育幫扶工作；第二，在學校教學政策方面，脫貧地區的學校要關注少年兒童認知能力和心理健康的發展，避免家庭收入水平低帶來的心理沮喪效應，努力創造良好的教育環境；第三，在家庭發展政策方面，針對缺乏風險抵御能力的家庭提供相應的教育政策，針對脫貧家庭實行差異化的補助，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、穩定性和有效性；第四，在多方辦學政策方面，鼓勵引導社會資本參與脫貧地區教育辦學，改善辦學條件，優化教育師資隊伍，通過稅收等政策給予參加合作辦學的不同社會主體以政策優惠，逐步形成“政府—社會—公眾”共同參與教育脫貧治理的新發展局面和“家庭—學校—社會”聯動培養機制，真正破解相對貧困家庭教育難、教育貴的現實困境。