[摘 要] 隨著3歲以下嬰幼兒托育服務的發(fā)展，很多家長希望孩子更早接受學前教育，以獲得“時間的禮物”。為驗證家長的這一想法，本研究基于國際社會情感能力研究項目（SSES）2018年中國蘇州測試數(shù)據(jù)，從受益歸宿視角分析兒童接受學前教育的起始年齡對其青少年時期學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力的長期影響。在利用馬氏距離匹配法克服了選擇性偏差之后，本研究發(fā)現(xiàn)，相較于4歲及以上開始接受學前教育，3歲及以下進入學前教育使青少年時期的閱讀和數(shù)學素養(yǎng)顯著更高，不過3歲與3歲以下相比沒有顯著差異;兒童接受學前教育的起始年齡對其青少年時期社會情感能力的影響甚微;更早接受學前教育未能使家庭處境不利兒童在長期的學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力上獲益更多。本研究運用夏普里值分解法進一步發(fā)現(xiàn)，家庭社會經(jīng)濟地位對學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力差距的長期影響遠甚于接受學前教育的起始年齡差異的影響。接受學前教育的起始年齡對青少年時期學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力差異的相對貢獻率介于3.41%～5.38%之間，家庭社會經(jīng)濟地位對青少年時期學業(yè)素養(yǎng)差距的相對貢獻率則介于27.27%～30.68%之間，對社會情感能力差距的相對貢獻率更是高達76.75%?？梢?，導致青少年學業(yè)素養(yǎng)與社會情感能力差距的主要根源絕非接受學前教育年齡的初始差異，家庭社會經(jīng)濟地位的持續(xù)性影響更為顯著。家長應消除對“越早開始越好”的執(zhí)著和焦慮，應更加重視為兒童提供具有個體發(fā)展適宜性的學前教育。對處境不利兒童而言，提供高質(zhì)量的學前教育機會比考慮其接受學前教育的起始年齡更重要，同時應盡力改善其家庭社會經(jīng)濟狀況，提高其父母的教育期望與情感投入。

[關鍵詞] 接受學前教育的起始年齡;學業(yè)素養(yǎng);社會情感能力;家庭社會經(jīng)濟地位

一、問題提出

伴隨3歲以下嬰幼兒托育服務的發(fā)展，很多3歲以下的兒童進入了各種形式的學前教育機構。[1]隨之而來必然會產(chǎn)生的問題是，接受學前教育的起始年齡的提前，是否能形成相對優(yōu)勢呢？在許多家長看來，越早接受教育，兒童應會獲得相較于同齡人的早期優(yōu)勢，即獲得所謂的“時間的禮物”，這在學前教育階段也應如此。那么，家長的這一想法是否成立呢？現(xiàn)有研究沒有給出一致的結論。如就兒童社會情感能力的發(fā)展來說，依戀理論認為更早進入非父母照料的養(yǎng)育環(huán)境會減少發(fā)展母嬰關系的親密時間和機會，親子互動質(zhì)量受持續(xù)分離的沖擊而容易造成情感疏離。那些經(jīng)歷過早期持續(xù)的非母親撫育的兒童，特別是中心式照料的幼兒，比其他兒童更容易出現(xiàn)外化行為問題。盡管當保育質(zhì)量較高時這種關聯(lián)會趨于減弱，但也并未完全消除。[2][3]另有一些研究則指出，更早進入學前教育機構對養(yǎng)育質(zhì)量并無顯著負向影響，相反獲得托育服務可能會改善父母就業(yè)狀況，從而減少家庭壓力進而建立更好的親子關系。[4][5]就兒童將來的學業(yè)素養(yǎng)來說，來自美國和歐洲國家的經(jīng)驗研究表明，2歲以下開始接受學前教育使兒童相關的語言和認知發(fā)展得到改善。[6][7]但也有一些研究發(fā)現(xiàn)，對于2歲以下這一年齡組而言并無顯著影響，甚至會出現(xiàn)一些微弱的負向影響。[8][9]此外，從接受學前教育的起始年齡對兒童認知發(fā)展的益處的研究結果來看，大多在3歲至5歲這一年齡組的兒童身上表現(xiàn)得更為顯著，[10]且得到了基于斷點回歸、工具變量或增值回歸模型等準實驗研究的證實。[11][12]兒童在第1年過早開始接受學前教育，則可能會對其語言和認知發(fā)展產(chǎn)生負面影響。[13]比較而言，2歲到3歲而不是在更小或更大年齡開始接受學前教育對兒童最有利。[14][15]但是，一項元分析表明，接受學前教育的初始年齡與兒童發(fā)展之間的關系比學前教育的持續(xù)時間更為密切。[16]本研究為驗證家長的想法是否成立，在借鑒已有研究成果的基礎上提出以下研究假設：

假設1：兒童接受學前教育的起始年齡對其青少年時期學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力發(fā)展具有顯著影響。

家庭背景是影響兒童學前教育效果異質(zhì)性的關鍵因素。鑒于兒童早期家庭環(huán)境和社會經(jīng)濟資源稟賦特征的差異，更早接受學前教育的兒童是否能從學前教育中獲益更多，不僅囿于接受學前教育起始年齡及其相對年齡的差距，而且深受先賦性的家庭社會經(jīng)濟背景的影響。處境不利家庭的兒童相比其他群體更易于遭受外生風險事件的沖擊，高質(zhì)量的學前教育則有助于削弱低家庭社會經(jīng)濟地位造成的相對劣勢，故而家庭處境不利的兒童更早接受學前教育，預期能從學前教育中獲益更多。[17]特別是來自經(jīng)濟困難家庭、父母受教育程度較低以及父母職業(yè)為體力勞動者的兒童，更有可能從學前教育中獲得更大收益。[18][19][20]引入工具變量的準實驗研究表明，高質(zhì)量的嬰幼兒托育與處境不利家庭兒童的語言技能和入學準備程度最密切相關，從而能縮小小學階段閱讀和數(shù)學相關的成就差距。[21]然而，關于早期教育受益歸宿更多的證據(jù)是混合的，特別是關于0～3歲嬰幼兒保育的經(jīng)驗證據(jù)相當模糊。綜合26項自然實驗和準實驗研究的元分析表明，有7項記錄了學前教育主要惠及家庭處境不利的弱勢兒童，有1項表明弱勢兒童在特定領域比優(yōu)勢家庭的兒童收益更少，另有10項記錄了弱勢家庭兒童與優(yōu)勢家庭兒童均等受益，還有8項難以明確歸因。[22]

學前教育有助于改善低家庭社會經(jīng)濟地位的兒童學業(yè)成就，但并未一致地顯示家庭處境不利的兒童能始終從中獲益。從長遠來看，學前教育對家庭處境不利的兒童的教育不平等影響更深，且更亟待改善。但值得憂慮的是，最有可能受益的弱勢兒童最不可能獲得高質(zhì)量的幼兒教育與保育機會。[23]由于家庭環(huán)境中不利的學習條件造成學習劣勢的累積效應，以致學前教育未能有效地彌補處境不利兒童源于先賦性的相對劣勢。[24]接受學前教育的年齡越小，是否越有利于降低處境不利家庭與優(yōu)勢家庭兒童之間的教育不平等，其補償效應的有效性尚需進一步檢驗。由此，本研究提出以下研究假設：

假設2：接受學前教育的起始年齡對學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力發(fā)展的長期影響因家庭社會經(jīng)濟背景不同而異，即處境不利家庭和優(yōu)勢家庭之間存在異質(zhì)性的影響。

與聚焦3～5歲學前兒童早期教育收益評估相比，目前鮮有探索3歲以下低齡幼兒接受學前教育對其長期影響的證據(jù)，來自中國的自然實驗及準實驗研究近乎闕如。[25][26][27]鑒于已有研究證據(jù)的不足，本研究著重討論3歲以下接受學前教育對于長期的學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力發(fā)展的影響效應，并從早期教育受益歸宿的角度對來自不同家庭社會經(jīng)濟背景的微觀個體進行比較。故此，本研究重點分析以下兩方面問題：一是3歲以下開始接受學前教育，其青少年時期學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力是否能夠獲得比3歲開始接受學前教育更高的收益;二是接受學前教育的起始年齡在多大程度上影響來自不同家庭社會經(jīng)濟背景兒童之間的教育不平等。在考慮上述問題以及潛在的遺漏變量和選擇性偏差以后，本研究使用準實驗研究框架下的馬氏距離匹配法（Mahalanobis distance matching），結合夏普里值分解法測度學前教育的相對貢獻率，并基于國際社會情感能力研究項目（SSES）中國蘇州數(shù)據(jù)進行循證檢驗。

二、數(shù)據(jù)來源和變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自經(jīng)濟合作與發(fā)展組織2018年進行的“社會情感能力研究項目”（Study on Social and Emotional Skills，以下簡稱SSES）。SSES采用嚴格的隨機抽樣方法，以年齡分布在10歲和15歲兩個同期群作為抽樣隊列并從中選取學生樣本，其中幼時入托或入園年齡為受試者回溯性的教育史信息。[28]通過設計以學生、家長、教師和校長為研究對象的微觀調(diào)查問卷，全面采集了有關學生個體特征、家庭背景以及班級和學校環(huán)境多層嵌套結構信息，囊括了與青少年學業(yè)素養(yǎng)和社會情感發(fā)展密切相關的重要因素。SSES對青少年社會情感能力評估內(nèi)涵豐富，彌補了傳統(tǒng)教育測驗在社會情感能力維度上測量不全的缺陷，這些詳細信息為比較不同家庭背景情境下學生學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力發(fā)展的差異奠定了基礎支撐?；谘芯磕康?，本研究選取了參與SSES測試的中國蘇州學生及家長微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進行循證探微。

（二）變量選取和定義

1. 結果變量

本研究的結果變量為參與SSES測試學生的學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力測試得分。不同于識字、運算等認知技能，社會情感能力涉及個體保持開放心態(tài)和心理韌性，熟諳人際交往和人際協(xié)作技能以及持有自我管理和情緒調(diào)節(jié)的能力。為了評估上述各項技能，SSES借鑒了社會情感能力評估領域的大五人格模型。[29]該模型涵蓋了交往能力、協(xié)作能力、開放能力、盡責能力和情緒調(diào)節(jié)五個相互聯(lián)結的情感技能。五個維度又各自細分為三個評價指標，其中交往能力包含樂趣、果敢和活力;協(xié)作能力分為共情、信任和合作;開放能力包括好奇心、包容度和創(chuàng)造力;盡責能力分為責任感、自控力和毅力;情緒調(diào)節(jié)則涉及抗壓力、樂觀和情緒控制。社會情感能力評估測試題采用五點李克特量表，五個選項依次為“非常不同意”“不同意”“既不同意也不反對”“同意”和“非常同意”，每道測試題評分介于0到4分之間。基于上述共計15項評價指標，利用項目反應理論中拓廣分步評分模型（GPCM）用于衡量所有題項，并通過線性變換轉(zhuǎn)化為標準化得分。在針對青少年社會情感能力進行重點測評的基礎上，SSES還收集了有關閱讀、數(shù)學和藝術三個科目的學業(yè)素養(yǎng)測試成績。為保證不同學校和班級之間的學生學業(yè)素養(yǎng)測試得分具有可比性，所有科目的測試得分均在1到50分的取值范圍內(nèi)進行標準化線性變換。

2. 處理變量

本研究的處理變量為開始接受學前教育的初始年齡，在控制了托幼機構特征變量的條件下，以是否在3歲以下進入托兒所或幼兒園作為虛擬變量。接受學前教育的早晚很大程度上受到個體生理、心理特征及其家庭社會經(jīng)濟背景的影響，而長期的成就差距可能是由接受學前教育較早的個體能力稟賦及其家庭社會經(jīng)濟地位差異共同造成的。由于處理組和控制組在個體特征及家庭社會經(jīng)濟背景等初始條件不完全相同，故而引致潛在的遺漏關鍵變量和選擇性偏差。[30]針對以上問題，本研究使用馬氏距離匹配法加入處理組和控制組的初始條件進行匹配，即在控制組中尋找與處理組的個體特征及其家庭背景相似的樣本進行匹配，這樣可以在控制了個體特征及家庭社會經(jīng)濟地位等因素的條件下，使得處理組與控制組的初始條件盡可能相似，從而有助于矯正潛在的遺漏關鍵變量和選擇性偏差問題。[31]

3. 協(xié)變量

本研究控制的協(xié)變量主要分為三方面。一是學生個體特征，包括性別、年齡等人口學變量和學前教育年限，其中性別、年齡均采用虛擬變量進行二元賦值，年齡分為10歲和15歲兩個同期群，學前教育年限則是依據(jù)進入小學年齡與進入幼兒園年齡之差進行估算。二是家庭背景特征，基于家庭社會經(jīng)濟地位、家庭遷移經(jīng)歷、父母教育期望以及父母情感鼓勵指數(shù)來衡量。SSES通過父母最高受教育年限、父母最高職業(yè)地位指數(shù)以及家庭財產(chǎn)指數(shù)來測量家庭社會經(jīng)濟地位。其中，父母最高受教育年限利用家長問卷獲得父母一方最高的受教育年限換算得到;職業(yè)地位指數(shù)通過父母職業(yè)編碼轉(zhuǎn)化為國際社會經(jīng)濟指數(shù)（ISEI），對應父母一方較高的職業(yè)地位;家庭財產(chǎn)指數(shù)則基于家庭固定資產(chǎn)、家庭物質(zhì)資源和家庭藏書量來衡量。除了家庭社會經(jīng)濟地位以外，已有經(jīng)驗證據(jù)表明，以情感鼓勵為導向的父母教養(yǎng)方式對其子女學業(yè)成就和社會情感能力發(fā)展具有顯著正向預測作用。[32]父母情感鼓勵在本研究中主要由五個指標衡量，包括鼓勵孩子努力學習和富有責任感、鼓勵孩子保持鎮(zhèn)定和冷靜、鼓勵孩子與他人交往、鼓勵孩子善良并幫助他人以及鼓勵孩子學習新事物。結合上述五個指標利用主成分分析法降維提取公因子，并通過歸一化生成父母情感鼓勵指數(shù)。三是學校環(huán)境特征，以托幼機構性質(zhì)為標準劃分為公辦園、公助民辦園和民辦園三類。數(shù)據(jù)處理前初始學生樣本數(shù)為7 246人，剔除主要變量缺省值以后，最后用于計量分析的有效樣本為6 932人。主要變量的描述性統(tǒng)計結果見表1。

如表1所示，與5歲及以上開始接受學前教育相比，3歲以下開始接受學前教育的學生在閱讀、數(shù)學及藝術素養(yǎng)均值上均顯著更高。具體來說，3歲以下開始接受學前教育的學生在閱讀、數(shù)學及藝術素養(yǎng)方面，相較于5歲及以上接受學前教育者分別顯著高2.843、3.191和3.504個標準分;在社會情感能力上，相比5歲及以上開始接受學前教育者總體上顯著高12.079個標準分。從具體維度來看，兩者主要差異集中在交往能力和開放能力上，而在協(xié)作能力、盡責能力和情緒調(diào)節(jié)能力的差異上均不顯著。除性別以外，處理組和控制組的協(xié)變量均值差異均具有統(tǒng)計顯著性。因此，在估計平均處理效應即接受學前教育年齡的邊際影響時有必要保證處理組和控制組的初始條件相似性進行匹配。

三、計量結果與分析

（一）影響兒童接受學前教育的起始年齡的因素：Logistic模型估計

利用馬氏距離匹配法進行估計的第一階段是檢驗處理組和控制組初始條件的平衡性。為此，在控制了個體特征及家庭社會經(jīng)濟背景等協(xié)變量的條件下，探查更早接受學前教育的傾向性，以了解哪些幼兒傾向于選擇3歲以下開始接受學前教育。本研究以3歲以下開始接受學前教育為對照組，以3歲、4歲和5歲及以上開始接受學前教育分別作為處理組，逐步構建三組Logistic模型進行估計。估計結果見表2。

如表2所示，家庭處境不利的幼兒選擇3歲以下開始接受學前教育的機會優(yōu)勢顯著更低。相較于家庭社會經(jīng)濟地位處于最低四分位的學生，家庭最高四分位的學生選擇4歲、5歲及以上開始接受學前教育的可能性顯著更低，說明家庭社會經(jīng)濟地位越低，3歲以下開始接受學前教育的概率越小。從托幼機構類型看，相較于公辦園，進入民辦園的幼兒3歲以下開始接受學前教育的可能性顯著更高，因而入讀民辦園的幼兒初始年齡明顯更小。從個體人口學背景特征看，性別的估計參數(shù)在3歲時開始接受學前教育顯著更高，說明相較于男孩，女孩傾向于選擇3歲而非3歲以下開始接受學前教育。與10歲組相比，15歲組的接受學前教育的起始年齡顯著更高，說明更晚出生的幼兒越來越傾向于更早入托。學前教育年限對接受學前教育的起始年齡的影響顯著為負，說明在園年數(shù)越短，接受學前教育就越晚。父母教育期望對接受學前教育年齡有顯著的負向影響，說明期望子女接受研究生及以上教育的父母傾向于選擇3歲以下開始接受學前教育。從家庭遷移經(jīng)歷看，相比本地人口，外遷人口子女選擇4歲、5歲及以上開始接受學前教育的可能性顯著更低，說明外遷人口子女更早接受學前教育年齡。究其原因，外來務工人員大多缺乏隔代照料和充足的父母雙系撫育時間，因而選擇更早開始托育的可能性更大。

為保證最大限度精準匹配，本研究基于參與馬氏距離匹配的協(xié)變量進行平衡性診斷（Balancing diagnostics），結果見圖1。對比圖1左側(cè)的實線和虛線可以看出，匹配前，處理組和控制組在協(xié)變量初始條件方面的差異尤為凸顯;匹配后，右側(cè)兩條線顯示的累積概率近乎完全匹配，說明匹配后，處理組和控制組的協(xié)變量在均值分布上的差異變得不再顯著，總體標準化偏差明顯下降，說明處理組和控制組協(xié)變量的平衡性得到大幅提升，匹配質(zhì)量達到理想狀態(tài)，匹配后的協(xié)變量總體上滿足了平衡性假設的要求。

（二）接受學前教育的起始年齡對青少年學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力的影響效應

在第一階段檢驗了處理組和控制組協(xié)變量匹配質(zhì)量的基礎上，進一步基于馬氏距離匹配法進行估計，并與匹配前的OLS估計結果進行比較。表3所示為匹配前后接受學前教育的起始年齡對青少年閱讀、數(shù)學及藝術素養(yǎng)的影響效應。

表3所示的估計結果表明，無論是匹配前還是匹配后，相較于3歲以下開始接受學前教育，3歲及以上開始接受學前教育對其閱讀、數(shù)學及藝術素養(yǎng)均產(chǎn)生了負向影響，說明選擇3歲以下開始接受學前教育，預期幼兒在青少年時期從閱讀及數(shù)學素養(yǎng)中能獲益更多。與3歲以下開始接受學前教育相比，3歲開始接受學前教育對學生閱讀、數(shù)學及藝術素養(yǎng)的影響甚微，且未通過5%水平上的顯著性，這說明無論是3歲以下還是3歲開始接受學前教育，對青少年時期學業(yè)素養(yǎng)方面的影響并無顯著差異。匹配后的估計結果表明，4歲及以上較晚年齡開始接受學前教育的幼兒在閱讀和數(shù)學素養(yǎng)上的影響均顯著更低。相較于4歲及以上開始接受學前教育，3歲及以下開始接受學前教育可以從長期的閱讀素養(yǎng)及數(shù)學素養(yǎng)上獲益更多。

對比匹配前和匹配后的估計結果，可以發(fā)現(xiàn)，匹配后的估計參數(shù)總體上要低于匹配前的估計參數(shù)。由于匹配前遺漏了混雜因素和選擇性偏差的問題，以致3歲以下開始接受學前教育對青少年時期的學業(yè)素養(yǎng)的邊際貢獻被低估。因此，如果忽視了處理組和控制組協(xié)變量潛在的遺漏變量和選擇性偏差，可能引致接受學前教育年齡的平均處理效應出現(xiàn)向下偏倚的問題。

表4所示為匹配前后接受學前教育年齡的起始對青少年社會情感能力的影響效應。與表3的估計結果不同，匹配前，3歲開始接受學前教育相比3歲以下開始接受早期教育對青少年的社會情感能力呈微弱顯著的正向影響，但匹配后，這種影響變得不再顯著，且3歲以下相較于4歲、5歲及以上接受學前教育無論是匹配前還是匹配后均無顯著差異。這意味著更早接受學前教育，并未明顯地提高青少年社會情感能力，且這種影響極其微弱。對比匹配前后估計參數(shù)的變化，與表3的發(fā)現(xiàn)一致，匹配前的估計參數(shù)總體上都高于匹配后的估計參數(shù)。因此，在忽視了潛在的選擇性偏差問題的情況下，可能引致3歲以下開始接受學前教育對其社會情感能力的影響效應被低估。

從社會情感能力各維度來看，匹配后估計結果表明，僅有5歲及以上開始接受學前教育相比3歲以下開始接受早期教育使其在開放能力上有統(tǒng)計上微弱顯著的差異。無論是匹配前還是匹配后，3歲以下開始接受學前教育對青少年時期的交往能力、協(xié)作能力、開放能力、盡責能力以及情緒調(diào)節(jié)能力的影響均極其微弱，更早接受學前教育總體上并未引致青少年時期社會情感能力上呈現(xiàn)顯著差異。故而研究假設1只被部分驗證，即3歲及以下開始接受學前教育對青少年時期的閱讀、數(shù)學等學業(yè)素養(yǎng)的影響更大，而對于社會情感能力的影響甚微。上述結論在不同家庭社會經(jīng)濟條件下是否仍具有適用性，下文將做進一步的異質(zhì)性檢驗。

（三）接受學前教育的起始年齡對學生學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力影響的異質(zhì)性檢驗

本研究著重討論的異質(zhì)性問題是家庭處境不利的幼兒越早開始接受學前教育，是否從長期的學業(yè)素養(yǎng)和社會情感發(fā)展中獲益更多。對比家庭社會經(jīng)濟地位最高四分位和最低四分位的差異，分子樣本逐一進行異質(zhì)性檢驗。表5報告了接受學前教育年齡對處境不利家庭和優(yōu)勢家庭的學生學業(yè)素養(yǎng)與社會情感能力的邊際影響估計結果。

如表5所示，無論是處境不利家庭抑或是優(yōu)勢家庭的兒童，3歲以下開始接受學前教育對其青少年時期閱讀、數(shù)學及藝術素養(yǎng)和社會情感能力均無顯著影響。相較于3歲及以上開始接受學前教育，家庭處境不利的幼兒選擇3歲以下開始接受學前教育，并未促使其長期的學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力顯著更高。對于處在最高四分位的優(yōu)勢家庭而言，也有相似的發(fā)現(xiàn)。優(yōu)勢家庭的幼兒選擇3歲以下開始接受學前教育對其學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力的影響均極其微弱，且很不顯著。

處境不利家庭的幼兒選擇3歲以下開始接受學前教育未能從中獲益更多，意味著更早接受學前教育的教育決策難以有效地削弱家庭社會經(jīng)濟背景對長期學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力的代際影響。故而假設2，即處境不利家庭和優(yōu)勢家庭之間存在異質(zhì)性的影響未得到驗證。更早接受學前教育對家庭處境不利兒童之所以未能產(chǎn)生有效的“補償效應”，其根本原因在于接受學前教育年齡以外的家庭社會經(jīng)濟因素起到更加重要的影響效應，特別是面向弱勢家庭子女的優(yōu)質(zhì)托育服務供給不足，以致處境不利家庭與優(yōu)勢家庭之間早期教育機會與養(yǎng)育質(zhì)量不平等問題日益凸顯。[33]

（四）接受學前教育的起始年齡對學生學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力的相對貢獻率

為進一步探查接受學前教育年齡對學生學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力差異的相對貢獻率，使用夏普里值分解法對其影響因素進行組群分解（見表6）。分解結果表明，接受學前教育的起始年齡對學生學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力差異的相對貢獻率介于3.41%～5.38%之間。在控制了家庭社會經(jīng)濟地位、學前教育年限、托幼機構性質(zhì)等協(xié)變量的情況下，接受學前教育的起始年齡對學生閱讀、數(shù)學及藝術素養(yǎng)差距的相對貢獻率分別為3.44%、5.38%和5.25%;接受學前教育的起始年齡對青少年社會情感能力差異的影響也極其微小，約有3.41%的社會情感能力的差距因其接受學前教育的起始年齡不同而異，說明接受學前教育的起始年齡對青少年學業(yè)成就和社會情感能力差距的影響甚微。

從先賦性特征看，家庭社會經(jīng)濟地位對青少年的閱讀、數(shù)學及藝術素養(yǎng)差距的相對貢獻率分別為27.27%、46.32%和30.68%，而對其社會情感能力差距的相對貢獻率高達76.75%。相較于接受學前教育的起始年齡，因家庭社會經(jīng)濟地位不同而造成的青少年長期發(fā)展差距明顯更大。因此，具有先賦性的家庭社會經(jīng)濟背景是影響青少年學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力差距的關鍵性因素。相比之下，接受學前教育的起始年齡、托幼機構性質(zhì)以及學前教育年限等早期教育特征對青少年時期學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力差距的影響遠低于先賦性的家庭社會經(jīng)濟地位的影響。易言之，導致青少年學業(yè)素養(yǎng)與社會情感能力不平等的主要根源并非接受學前教育年齡的初始差異所致，以家庭社會經(jīng)濟地位為主的先賦性特征對長期的學業(yè)成就與社會情感能力發(fā)展的持續(xù)性影響遠甚于進入學前教育年齡的邊際影響。

四、結論與討論

基于國際社會情感能力研究項目（SSES）2018年中國蘇州測試數(shù)據(jù)，運用馬氏距離匹配法構造了準實驗研究框架以糾正潛在的遺漏變量和選擇性偏差問題，進而探查了接受學前教育的初始年齡對其青少年時期的學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力的長期影響，并從受益歸宿角度對來自不同家庭社會經(jīng)濟背景的微觀個體進行了比較，最后結合夏普里值分解法測度學前教育的相對貢獻率，得出以下幾方面的主要結論。

（一）主要結論

第一，相較于4歲及以上開始接受學前教育，3歲及以下開始接受學前教育促使其青少年時期的閱讀和數(shù)學素養(yǎng)顯著更高，但3歲與3歲以下相比沒有顯著差異。與此同時，兒童接受學前教育的起始年齡對其青少年時期的交往能力、協(xié)作能力、開放能力、盡責能力以及情緒調(diào)節(jié)能力的影響甚微。即使在考慮了個體特征及其家庭社會經(jīng)濟地位、托幼機構性質(zhì)等初始條件以后，上述結果仍舊極為穩(wěn)健。

第二，更早接受學前教育未能促使家庭處境不利的兒童在長期的學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力上獲益更多。分樣本異質(zhì)性分析表明，相比優(yōu)勢家庭的兒童，家庭處境不利的兒童選擇更早開始接受學前教育并未促使其在閱讀、數(shù)學、藝術素養(yǎng)和社會情感能力上獲得顯著更高的收益。接受學前教育的起始年齡的影響在處境不利家庭與優(yōu)勢家庭兒童之間的差異并不顯著，凸顯了更早接受學前教育未能有效地削弱不同家庭社會經(jīng)濟背景兒童之間的教育不平等。

第三，先賦性的家庭社會經(jīng)濟地位對學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力差距的長期影響遠甚于接受學前教育起始年齡差異的影響。利用夏普里值分解法估算顯示，相較于家庭社會經(jīng)濟地位，接受學前教育的起始年齡對學生閱讀、數(shù)學、藝術素養(yǎng)和社會情感能力差距的相對貢獻率極低，足見家庭在兒童早期教育發(fā)展中具有強大的影響力。引致青少年學業(yè)素養(yǎng)與社會情感能力發(fā)展不平等的更重要的因素來源于家庭社會經(jīng)濟地位的差異，選擇更早接受學前教育未能有效地沖破家庭藩籬根深蒂固的代際影響。

（二）討論

一方面，本研究的結果證實了更早接受學前教育對其青少年時期的社會情感能力發(fā)展的影響甚微，特別是在考慮了家庭社會經(jīng)濟地位以后，學前教育起始年齡的邊際效應顯得更加微小。究其原因，導致青少年社會情感能力差距的關鍵性因素并非接受學前教育的初始年齡，更重要的是生命早期階段極具分層屬性的家庭社會經(jīng)濟文化環(huán)境，家庭在早期兒童教育與保育過程中始終發(fā)揮了不可替代的作用。一些家長認為，選擇讓嬰幼兒更早入托，對他們而言，越早接受學前教育，可以獲得越大的長期收益。但事實上，一味盲目地追求接受學前教育起始差異形成所謂的“早期優(yōu)勢”，未必有利于兒童長期的社會情感能力發(fā)展。目前民辦托育機構收費價格相對昂貴，但3歲以下嬰幼兒照護服務仍供不應求。故而在不斷擴大3歲以下嬰幼兒照護服務供給總量的同時，要注重引導家長更理性地看待接受學前教育的起始年齡與長期收益之間的關系，尤其是要幫助家長消除對“越早開始越好”的執(zhí)著和焦慮，為兒童提供更適合其個體稟賦特征的學前教育，這比單純地讓兒童更早地接受啟蒙教育更為重要。

另一方面，本研究證實了早期兒童教育與保育初始年齡效應在不同家庭之間呈非異質(zhì)性的特征，即更早接受學前教育對家庭處境不利兒童的影響與優(yōu)勢家庭的兒童相比并無顯著差異，處境不利的兒童更早接受學前教育并未因此而獲得顯著更多的長期收益。已有的經(jīng)驗證據(jù)顯示，家庭處境不利的兒童可以從學前教育經(jīng)歷中受益更多，更早接受學前教育對處境不利的兒童更有利，尤其是在學業(yè)成就方面甚為凸顯。然而，上述假設在本研究中并未得到驗證。究其根源，盡管更早進入學前教育有利于改善家庭處境不利兒童的學業(yè)成就，但家庭社會經(jīng)濟占據(jù)優(yōu)勢的兒童長期處于有利的學習條件可能會抵消早期教育的“補差效應”。[34]一些私立的學前教育機構收取的托育費用過高，這對于處境不利家庭來說是難以負擔的。與此同時，由公共部門提供高質(zhì)量的3歲以下嬰幼兒照護服務相對有限，這都使得處境不利兒童與優(yōu)勢家庭兒童在獲得學前教育的機會和質(zhì)量方面存在明顯差距。優(yōu)勢群體有更多機會以更高的價格獲得私立的更高質(zhì)量的學前教育服務，而家庭社會經(jīng)濟地位較低的兒童進入優(yōu)質(zhì)的公立學前教育系統(tǒng)的機會也明顯偏少。[35]

綜上可見，僅僅擴大學前教育投資總量仍是不夠的，還應更多地關注處境不利的兒童并為其提供有質(zhì)量的學前教育機會，同時盡力改善其家庭社會經(jīng)濟狀況，提高其父母的教育期望與情感投入。早期兒童教育與保育作為基礎教育體系中基礎性的組成部分，在促進學前教育公平發(fā)展方面理應充分發(fā)揮“社會均衡器”的作用。[36]在公共預算日趨收緊的新形勢下，切實保障學前教育質(zhì)量和公平是一項愈加艱巨的任務。因而需要審慎評估學前教育在降低社會不平等方面的有效性，全面審視各項制度，更好地保障不同社會經(jīng)濟背景的兒童獲得優(yōu)質(zhì)均等的學前教育機會。具體來說，教育管理者需要充分了解處境不利家庭面臨的育兒困境和照料障礙，重視滿足處境不利家庭的幼兒托育需求，建立健全以財政投入為主、重在保障家庭經(jīng)濟困難兒童的學前教育資助體系，讓這些兒童不僅享有普惠性的照護服務，而且享有高質(zhì)量的學前教育。這對早期囿于弱勢家庭環(huán)境的兒童而言意義深遠。

本研究使用馬氏距離匹配法克服了處理組和控制組初始條件的選擇性偏差問題，但仍存在一些局限。第一，囿于數(shù)據(jù)的可獲得性，未能控制能力稟賦對個體學業(yè)素養(yǎng)和社會情感能力發(fā)展的長期影響，未來研究可以考慮采用工具變量來解決遺漏能力變量的內(nèi)生性問題。第二，盡管本研究考慮了托幼機構性質(zhì)、學前教育年限等因素，但早期教育收益還取決于學前教育質(zhì)量。相較于托幼機構性質(zhì)和學前教育年限，學前教育質(zhì)量能夠更加有效地預測兒童早期及長期的發(fā)展。未來研究可以考慮引入學前教育質(zhì)量評價量表提供的多維信息，分析學前教育結構性質(zhì)量和過程性質(zhì)量等因素的影響。

參考文獻：

[1]VAN LANCKER W， GHYSELS J. Explaining patterns of inequality in childcare service use across 31 developed economies： a welfare state perspective[J]. International Journal of Comparative Sociology，2016，57（5）：310-337.

[2]HUSTON A C， BOBBITT K C， BENTLEY A. Time spent in child care： How and why does it affect social development？[J]. Developmental Psychology，2015（51）：621-634.

[3]BELSKY J. Emanuel Miller lecture？鄄Developmental risks（still） associated with early child care[J]. Journal of Child Psychology and Psychiatry and Allied Disciplines，2001（42）： 845-859.

[4]ZACHRISSON H D， OWEN M T， NORDAH K B， et al. Too early for early education？ Effects on parenting for mothers and fathers[J]. Journal of Marriage and Family，2020，83（3）：683-698.

[5]COLEY R L， VOTRUBA？鄄DRZAL E， MILLER P L， et al. Timing， extent and type of child care and children’s behavioral functioning in kindergarten[J]. Developmental Psychology，2013（49）：1859-1873.

[6]BASSOK D， GIBBS C R， LATHAM S. Preschool and children’s outcomes in elementary school： have patterns changed nationwide between 1998 and 2010？[J]. Child Development，2019，90（6）：1875-1897.

[7]DEARING E， ZACHRISSON H D， NAERDE A. Age of entry into early childhood education and care as a predictor of aggression： faint and fading associations for young Norwegian children[J]. Psychological Science，2015（26）：1595-1607.

[8]DRIESSEN G W. A large？鄄scale longitudinal study of the utilization and effects of early childhood education and care in The Netherlands[J]. Early Child Development and Care，2004，174（7）：667-689.

[9]JAFFEE S R， VAN HULLE C， RODGERS J L. Effects of nonmaternal care in the first 3 years on children’s academic skills and behavioral functioning in childhood and early adolescence： a sibling comparison study[J]. Child Development，2011，82（4）：1076-1091.

[10]PIANTA R C， BARNETT W S， BURCHINAL M， et al. The effects of preschool education： what we know， how public policy is or is not aligned with the evidence base and what we need to know[J]. Psychological Science in the Public Interest，2009，10（2）：49-88.

[11]GORMLEY W T， PHILLIPS D， GAYER T. Preschool programs can boost school readiness[J]. Science，2008，320（5884）：1723-1724.

[12]DATTA GUPTA N， SIMONSEN M. Non？鄄cognitive child outcomes and universal high quality child care[J]. Journal of Public Economics，2010，94（1）：30-43.

[13]GREGG P， WASHBROOK E， PROPPER C， et al. The effects of a mother’s return to work decision on child development in the UK[J]. Economic Journal，2005，115（501）：48-80.

[14]NICHD EARLY CHILD CARE RESEARCH NETWORK. Early child care and children’s development in the primary grades： follow？鄄up results from the NICHD study of early child care[J]. American Educational Research Journal，2005，42（3）：537-570.

[15]LOEB S， BRIDGES M， BASSOK D， et al. How much is too much？ The influence of preschool centers on children’s social and cognitive development[J]. Economics of Education Review，2007，26（1）： 52-66.

[16]LEAK J， DUNCAN G J， LI W， et al. Is timing everything？ How early childhood education program impacts vary by starting age， program duration and time since the end of the program[R]. CA： University of California， Irvine Department of Education，2010.

[17]PUNGELLO E P， KAINZ K， BURCHINAL M， et al. Early educational intervention， early cumulative risk， and the early home environment as predictors of young adult outcomes within a high？鄄risk sample[J]. Child Development，2010，81（1）：410-426.

[18]YAMAGUCHI S， ASAI Y， KAMBAYASHI R. How does early childcare enrollment affect children， parents and their interactions？[J]. Labour Economics，2018（55）：56-71.

[19]HUIZEN V T， PLANTENGA J. Do children benefit from universal early childhood education and care？ A meta？鄄analysis of evidence from natural experiments[J]. Economics of Education Review，2018（66）：206-222.

[20]YANG S. The long？鄄run effects of early childhood education and care： an empirical analysis based on the China family panel studies survey[J]. Child Indicators Research，2021（14）：2021-2044.

[21]DEARING E， ZACHRISSON H D， NAERDE A. Age of entry into early childhood education and care as a predictor of aggression： faint and fading associations for young Norwegian children[J]. Psychological Science，2015（26）：1595-1607.

[22]BURGER K. How does early childhood care and education affect cognitive development？ An international review of the effects of early intervention for children from different social backgrounds[J]. Early Childhood Research Quarterly，2010，25（2）：140-165.

[23]ZACHRISSON H D， JANSON H， N？覷RDE A. Predicting early center care utilization in a context of universal access[J]. Early Childhood Research Quarterly，2013，28（1）：74-82.

[24]LUBOTSKY D， KAESTNER R. Do“skills beget skills”？ Evidence on the effect of kindergarten entrance age on the evolution of cognitive and non？鄄cognitive skill gaps in childhood[J]. Economics of Education Review，2016（53）：194-206.

[25]張佳慧，辛濤，陳學峰.4～5歲兒童認知發(fā)展：適齡接受學前教育的積極影響[J].心理發(fā)展與教育，2011（05）：475-483.

[26]陳純槿，柳倩.學前教育對學生15歲時學業(yè)成就的影響：基于國際學生評估項目上海調(diào)查數(shù)據(jù)的準實驗研究[J].學前教育研究，2017（01）：3-12.

[27]滿叢英，吳賢華，劉小群.接受學前教育年齡前移是否更有利于青少年能力發(fā)展：以PISA2018中國數(shù)據(jù)為例[J].上海教育科研，2021（09）：21-27.

[28]袁振國，黃忠敬，李婧娟，等.中國青少年社會與情感能力發(fā)展水平報告[J].華東師范大學學報（教育科學版），2021（09）：1-32.

[29]OECD. Beyond academic learning： first results from the survey of social and emotional skills[R]. Paris： OECD Publishing，2021：18.

[30]NOMAGUCHI K M， DEMARIS A. Nonmaternal care’s association with mother’s parenting sensitivity： a case of self？鄄selection bias？[J]. Journal of Marriage and Family，2013（75）：760-777.

[31]GREEVY R A， GRIJALVA C G， ROUMIE C L， et al. Reweighted Mahalanobis distance matching for cluster randomized trials with missing data[J]. Pharmacoepidemiology and Drug Safety，2012，21（2）：148-154.

[32]HAYAKAWA C M， ENGLUND M M， WARNER？鄄RICHTER M， et al. The longitudinal process of early parent involvement on student achievement： a path analysis[J]. NHSA Dialog，2013，16（1）：103-126.

[33]ARCHAMBAULT J， C？魺T？魪 D， RAYNAULT M F. Early childhood education and care access for children from disadvantaged backgrounds： using a framework to guide intervention[J]. Early Childhood Education Journal，2020（48）：345-352.

[34]CUNHA F， HECKMAN J， SCHENNACH S. Estimating the technology of cognitive and noncognitive skill formation[J]. Econometrica，2010，78（3）：883-931.

[35]KULIC N， SKOPEK J， TRIVENTI M， et al. Social background and children’s cognitive skills： the role of early childhood education and care in a cross？鄄national perspective[J]. Annual Review of Sociology， 2019（45）：557-579.

[36]HECKMAN J， PINTO R， SAVELYEV P. Understanding the mechanisms through which an influential early childhood program boosted adult outcomes[J]. American Economic Review，2013，103（6）： 2052-2086.

The Effects of the Age Beginning to Accept Preschool Education on Children’s Future Development in Adolescence

CHEN Chunjin

（Faculty of Education， East China Normal University， Shanghai 200062 China）

Abstract： A widely debated topic in the field of early education and care is whether beginning such education and care at an earlier age is equivalent to higher long-term benefits. Using the data from the Study on Social and Emotional Skills （SSES） in Suzhou， China， this article aimed to examine the long-term effects of early education and care under 3 years old on academic literacy and social and emotional skills from a perspective of benefit destination. After controlling for omitted variables and selection bias using Mahalanobis distance matching， it’s found that when children began to accept early education and care had very little effect on their academic literacy and social and emotional skills when they were ten years old and fifteen years old. The result was the same to children from disadvantaged families. Compared to the age beginning to accept early education and care， the impact of family socio-economic background on children’s long-term development was greater and stronger. Parents should abandon the idea that earlier is better and let children have developmentally appropriate education. The government should focus on children from disadvantaged families and guarantee them to accept high-quality early education and care as well as try to improve their families’ socio-economic status.

Key words： the age beginning to accept early education and care， academic literacy， social and emotional skills， family socio-economic status