學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童長期發(fā)展的影響

王典 劉新學 徐國慶 李克建

［摘 要］ 學前教育作為個體接受教育的開端，對個體發(fā)展具有基礎性和先導性的作用。本研究基于中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）基線數(shù)據(jù)，運用傾向得分匹配法探索了學前教育時長和起始年齡對處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)長期發(fā)展的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，短期的學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童的長期發(fā)展并無顯著促進作用，只有完整的學前教育經(jīng)歷才能有效促進其認知能力的持續(xù)發(fā)展；長期的學前教育經(jīng)歷可能會削弱處境不利兒童情緒的穩(wěn)定性；三歲以下提前接受學前教育未能使處境不利兒童在認知能力和人格特質(zhì)的長遠發(fā)展上獲益更多，反而導致其情緒穩(wěn)定性變差。為維護和促進處境不利兒童長期的身心健康與發(fā)展，縮小不同處境群體之間的發(fā)展差距，教育主管部門應在保障處境不利兒童學前教育機會的基礎上，提升其接受的學前教育的質(zhì)量，增強學前教育經(jīng)歷對認知能力和人格特質(zhì)發(fā)展的積極作用，緩解長期學前教育經(jīng)歷對兒童情緒穩(wěn)定性的消極影響；政府可以通過大力發(fā)展普惠性嬰幼兒托育服務和制定并實施一系列家庭支持政策來緩解低社會經(jīng)濟地位家庭的養(yǎng)育壓力和經(jīng)濟壓力，避免處境不利兒童提前接受學前教育，降低其情緒問題的風險。

［關鍵詞］ 處境不利兒童；學前教育經(jīng)歷；認知發(fā)展；人格特質(zhì)

稿件編號：202211150001；作者第一次修改返回日期：2023-02-27；作者第二次修改返回日期：2023-04-12

*基金項目：浙江省哲學社會科學規(guī)劃年度課題“浙江省縣域?qū)W前教育質(zhì)量監(jiān)測指標體系構(gòu)建與運行機制研究”（編號：22NDJC060YB）

** 通訊作者：李克建，浙江師范大學兒童發(fā)展與教育學院教授，博士，博士生導師，E-mail：likj@zjnu.cn

一、問題提出

學前教育是個體接受教育的開端，也是基礎教育的奠基階段。眾多研究表明，學前教育對個體認知能力和人格特質(zhì)的發(fā)展至關重要。學前期是個體語言、想象力等認知能力發(fā)展最為迅速的時期，良好的學前教育可以為兒童提供適宜的環(huán)境和有意義的互動支持，進而助推兒童認知能力的發(fā)展。[1]學前期兒童的情緒穩(wěn)定性、自制力、外傾性等人格特質(zhì)具有較強的可塑性，適宜的學前教育可以健全兒童的人格。[2][3]此外，學前教育可以有效緩解貧困、父母受教育程度較低、社區(qū)文化資源匱乏等家庭和社區(qū)環(huán)境中不利因素對兒童發(fā)展的制約，從而使家庭社會經(jīng)濟地位處于劣勢的處境不利兒童受益更多。[4][5]

雖然有較多研究表明學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童的短期發(fā)展具有一定補償作用，[6][7]但國外也有一些追蹤研究發(fā)現(xiàn)學前教育的積極影響會在幾年內(nèi)消失或隨著時間的推移而逐漸衰減。[8][9][10]此外，關于學前教育經(jīng)歷的時長與起始年齡對兒童長期發(fā)展的影響同樣存在爭議。英國有效學前教育項目（the Effective Provision of Pre?school Education Project，以下簡稱EPPE項目）的研究表明，兒童接受學前教育的時間越長、年齡越小，則其在小學初始階段將擁有更好的認知能力和社會性發(fā)展。[11]與之相反，一項基于美國兒童早期教育項目數(shù)據(jù)的元分析發(fā)現(xiàn)，長期的學前教育對兒童發(fā)展的促進效果小于短期。[12]甚至還有研究顯示，隨著學前教育持續(xù)時間的延長，兒童出現(xiàn)情緒和行為問題的風險也將隨之上升。[13]另一項來自美國的實證研究表明，過早接受學前教育對處境不利兒童認知能力的促進作用并不顯著，甚至容易引發(fā)問題行為。[14]那么，在我國社會文化背景下，學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童的積極影響是否持續(xù)存在，以及處境不利兒童何時開始接受學前教育和接受多長時間的學前教育才能使自身的身心獲得有效發(fā)展，應成為我國學前教育決策者與研究者所關心的重要問題。

目前，國內(nèi)已有一些研究采用線性回歸方法探索了學前教育與兒童發(fā)展的關系，這為全面了解學前教育對兒童發(fā)展的價值提供了重要參考，但現(xiàn)有研究在研究主題、內(nèi)容、對象和方法上仍存在進一步挖掘的空間。在研究主題方面，現(xiàn)有研究主要側(cè)重分析學前教育對兒童發(fā)展的短期影響，[15][16]只有少數(shù)研究探索了學前教育對個體發(fā)展的長期作用。[17][18]在研究內(nèi)容方面，少數(shù)研究雖關注了學前教育經(jīng)歷對個體長期發(fā)展的作用，但通常只比較了有和沒有學前教育經(jīng)歷的個體在后續(xù)發(fā)展上的差異，對不同學前教育時長和起始年齡之于個體長期發(fā)展的影響的探索較少。在研究對象方面，雖然現(xiàn)有研究的樣本都包含處境不利群體，但僅有個別研究將視角聚焦于處境不利兒童，著重探索了學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童長期發(fā)展的影響。在研究方法方面，現(xiàn)有研究多采用線性回歸方法來探索學前教育對個體發(fā)展的作用，但該方法無法有效克服樣本自選擇問題，可能會導致其研究估計存在一定偏差。[19]

鑒于此，本研究將視角聚焦于處境不利兒童群體，基于中國教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，以下簡稱CEPS）的基線數(shù)據(jù)，運用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，以下簡稱PSM）以克服樣本自選擇問題，從而更精確地探索學前教育時長和起始年齡對處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)長期發(fā)展的影響。具體而言，本研究將嘗試回答如下兩個問題：（1）多長時間的學前教育才能有效促進處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)的長期發(fā)展；（2）何時開始接受學前教育才能有效促進處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)的長期發(fā)展。對以上問題的回答不僅有助于家庭、社會和政府深刻認識學前教育之于處境不利兒童發(fā)展的作用，還對優(yōu)化學前教育資源配置、促進學前教育公平具有重要的啟示。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

1. 數(shù)據(jù)來源。

本研究使用的數(shù)據(jù)來源于中國人民大學數(shù)據(jù)與調(diào)查中心設計并實施的大型追蹤調(diào)查項目——CEPS 2013—2014年基線數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用多階段的概率與規(guī)模成比例抽樣法，對全國28個縣（區(qū)）、112所學校、438個班級、19 487名七年級和九年級學生進行調(diào)查，收集了學生的人口學信息、受教育信息、家庭背景信息、學校教育信息和社區(qū)環(huán)境信息。

2. 樣本篩選。

基于已有研究經(jīng)驗，本研究將家庭社會經(jīng)濟地位指數(shù)低于樣本第一四分位數(shù)的兒童界定為處境不利兒童，[20]并以此作為篩選標準從全國樣本中選取研究對象。首先，基于布拉德利（Bradley）的觀點，[21]將樣本兒童雙親的受教育程度、職業(yè)類型以及家庭經(jīng)濟條件作為度量家庭社會經(jīng)濟地位的主要指標。其次，借鑒陳依婷的研究[22]并結(jié)合CEPS的題項設置，將父母受教育程度分為9個等級：沒受過任何教育、小學、初中、中專/技校、職業(yè)高中、高中、大學?？?、大學本科、研究生及以上（1～9計分）。依據(jù)各職業(yè)的社會聲望，將父母的職業(yè)類型分為9個等級：無業(yè)、失業(yè)、下崗，農(nóng)民，個體工商戶，商業(yè)與服務業(yè)一般職工，生產(chǎn)與制造業(yè)一般職工，技術工人（包括司機），教師、工程師、醫(yī)生、律師，企業(yè)/公司中高級管理人員，國家機關事業(yè)單位領導與工作人員（1～9計分）。家庭經(jīng)濟條件分為5個等級：非常困難、比較困難、中等、比較富裕、很富裕（1～5計分）。在編碼過程中研究者對家庭社會經(jīng)濟地位信息缺失的樣本予以刪除，共獲得16 398個有效樣本。隨后，參考任春榮的研究，[23]對父母受教育程度、職業(yè)類型和家庭經(jīng)濟條件得分進行因子分析，合成家庭社會經(jīng)濟地位指數(shù)。最后，選取家庭社會經(jīng)濟地位指數(shù)低于樣本第一四分位數(shù)（18.848）的4 021名樣本兒童作為研究對象。

（二）變量及其度量

1. 被解釋變量。

本研究的被解釋變量為認知能力和人格特質(zhì)。認知能力是指人腦加工、處理信息的能力，反映了感知、邏輯、言語表達等心理活動。[24]CEPS為樣本兒童設計了專門的認知能力測試，該測試由語言、圖形、計算與邏輯3個維度構(gòu)成。[25]測試內(nèi)容不涉及學校課程教授的記憶性知識，僅考查兒童的邏輯思維與問題解決等認知能力。[26]本研究使用基于三參數(shù)的項目反應理論模型估計出的兒童認知能力測試標準化總分來代表兒童認知能力的發(fā)展水平，得分越高，意味著兒童認知發(fā)展越好。人格特質(zhì)主要指個體相對穩(wěn)定的思想、感受和行為模式，體現(xiàn)了個體在特定環(huán)境下以某種方式做出響應的傾向和趨勢，是與認知能力相對的概念。[27]考慮到“大五人格”模型在測度人格特質(zhì)上具有較高的可信度，本研究基于“大五人格”模型框架將人格特質(zhì)解構(gòu)為“外傾性”“情緒穩(wěn)定性”“盡責性”“宜人性”“開放性”等5個維度?？紤]到CEPS調(diào)查問卷中并沒有題項直接測度樣本兒童的人格特質(zhì)，故借鑒同類研究的做法，通過構(gòu)造代理變量來反映處境不利兒童人格特質(zhì)的發(fā)展情況。

（1）外傾性，主要反映個體參與外界環(huán)境的能力。借鑒方晨晨[28]、李玉青[29]等人的研究，本研究選取CEPS問卷中“我經(jīng)常參加學校或班級組織的活動”“我認為自己很容易與人相處”“我對這個學校的人感到親近”等3個題項對樣本兒童的外傾性進行測度。每個問題對應“完全不同意”“不太同意”“比較同意”“完全同意”等4個選項，分別賦分1～4分。以上3個題項的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.758，信度較高。

（2）情緒穩(wěn)定性，主要反映個體情緒的基本狀況。借鑒龔欣[30]、閔文斌[31]、王伊雯[32]、方晨晨[33]等人的研究，本研究選取CEPS問卷中“在過去的七天內(nèi)，你是否有以下感覺：沮喪、抑郁、不快樂、生活沒有意思、悲傷”等5個題項對樣本兒童的情緒穩(wěn)定性進行測度。每個問題對應“總是”“經(jīng)?！薄坝袝r”“很少”“從不”等5個選項，分別賦分1～5分。以上5個題項的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.825，信度較高。

（3）盡責性，主要反映個體自我控制方面的能力。借鑒王伊雯[34]和邢敏慧[35]等人的研究，本研究選取CEPS問卷中“就算身體有點不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然會去”“就算是我不喜歡的功課，我也會盡全力去做”“就算功課需要花好長時間才能做完，我仍然會不斷地盡力去做”等3個題項對樣本兒童的盡責性進行測度。每個問題對應“完全不同意”“不太同意”“比較同意”“完全同意”等4個選項，分別賦分1～4分。以上3個題項的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.771，信度較高。

（4）宜人性，主要反映個體與同伴、成人建立適宜關系的能力。參照龔欣[36]、方晨晨[37]等人的研究，本研究選取CEPS問卷中“你有幾個最好的朋友”題項的回答，即朋友數(shù)量作為宜人性的代理指標。

（5）開放性，主要反映個體對事情的理解方式和反應速度，以及對新鮮事物的興趣與態(tài)度。參照龔欣[38]、閔文斌[39]、王伊雯[40]等人的研究，本研究選取CEPS問卷中“我能夠很清楚地表述自己的意見”“我的反應能力很迅速”“我能夠很快學會新知識”“我對新鮮事物很好奇”等4個題項對樣本兒童的開放性進行測度。每個問題對應“完全不同意”“不太同意”“比較同意”“完全同意”等4個選項，分別賦分1～4分。以上4個題項的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.778，信度較高。

此外，本研究通過因子分析發(fā)現(xiàn)，外傾性、情緒穩(wěn)定性、盡責性和開放性等4個維度下的題項均可以用1個因子進行概括，故將因子得分作為這些維度的綜合得分。又考慮到題項之間存在量綱差異，為了便于對不同維度的人格特質(zhì)進行比較，本研究將5個維度的得分進行0～1標準化處理為無量綱純數(shù)值，并合成為若干取值范圍為在[0，100]的連續(xù)變量。

2. 解釋變量。

本研究解釋變量為處境不利兒童接受學前教育①的時長和起始年齡。在CEPS問卷中有關兒童學前教育經(jīng)歷的題項為“你有沒有上過幼兒園/學前班”，回答選項為“有，從幾歲開始上幼兒園”和“沒有”，根據(jù)回答可獲取處境不利兒童學前教育經(jīng)歷的起始年齡。此外，研究通過計算“幾歲開始上幼兒園”和“幾歲開始上小學”兩個題項回答的差值來獲取處境不利兒童接受的學前教育時長。

3. 協(xié)變量。

兒童的個體特征、家庭背景、就讀中學特征、所在地區(qū)特征等是影響其學前教育經(jīng)歷和認知能力、人格特質(zhì)發(fā)展的重要因素，故本研究控制了如下變量：第一，個體特征。參照方超等人的研究，[41]本研究控制了性別（男孩編碼為1，女孩編碼為0）、年齡、年級（七年級編碼為1，九年級編碼為0）、戶籍（農(nóng)業(yè)戶籍編碼為1，非農(nóng)業(yè)戶籍編碼為0）、民族（漢族編碼為1，少數(shù)民族編碼為0）和健康狀態(tài)（上小學前無大病編碼為1，上小學前有大病編碼為0）。第二，家庭特征。參照袁玉芝[42]、方超[43]等人的研究，本研究控制了家庭流動情況（流動編碼為1，非流動編碼為0）、家庭教育期望（無所謂和現(xiàn)在就不要念了賦值為1，初中畢業(yè)賦值為2，中專/技校賦值為3，職業(yè)高中賦值為4，普通高中賦值為5，大學專科賦值為6，大學本科賦值為7，碩士賦值為8，博士賦值為9）、家庭規(guī)模（獨生子女家庭編碼為1，非獨生子女家庭編碼為0）。由于家庭社會經(jīng)濟地位是本研究篩選處境不利兒童的主要依據(jù)，經(jīng)篩選后樣本兒童在家庭社會經(jīng)濟地位上具有同質(zhì)性，參照任明滿[44]在其研究中的處理方式，本研究不再將家庭社會經(jīng)濟地位作為協(xié)變量納入后續(xù)分析。第三，中學特征。借鑒邢敏慧[45]等人的研究經(jīng)驗，本研究控制了學校類型（公辦編碼為1，非公辦編碼為0）和學校排名（最差賦值為1，中下賦值為2，中間賦值為3，中上賦值為4，最好賦值為5）。第四，地區(qū)特征。借鑒袁玉芝[46]、李貞義[47]等人的研究經(jīng)驗，本研究控制了縣區(qū)的平均受教育年限（低賦值為1，中賦值為2，高賦值為3）和地區(qū)類型（東部編碼為1，非東部編碼為0）。主要變量的描述性統(tǒng)計分析見表1。

（三）分析思路與方法

由于處境不利兒童接受學前教育的時長和起始年齡并非隨機事件，而是受到多種因素影響。因此，不同學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童在個體、家庭、學校、地區(qū)特征上存在較大差異，如果直接采用線性回歸方法來探索學前教育對處境不利兒童發(fā)展的影響，可能會因為樣本自選擇問題而引發(fā)有偏估計?；诖?，本研究采用PSM來克服樣本自選擇問題，從而精確地估計學前教育對處境不利兒童長期發(fā)展的凈效應。

PSM最早由羅森鮑姆（Rosenbaum）和魯賓（Rubin）提出，[48]其基本思想是將影響處理組干預的各種因素作為協(xié)變量，測算出個體接受處理組干預的概率，即傾向得分值。隨后，以傾向得分值為依據(jù)，通過尋找與處理組樣本傾向得分值差值最小或距離最近的控制組樣本來實現(xiàn)配對。匹配后處理組與控制組樣本近似隨機分配，二者之間具備較強的可比性，從而能有效估計處理組干預的凈效應，即處理組的平均處理效應（Average Treatment effect on the Treated，以下簡稱ATT）。ATT的具體計算公式如下：

ATT=EE［Y1i-Y0i|Di=1，P（Xi）］=EE［Y1i|Di=1，P（Xi）］-E［Y0i|Di=0，P（Xi）］

為了更好地回答研究問題，本研究將先后開展兩次PSM分析。第一次分析，旨在了解學前教育時長對處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)長期發(fā)展影響的凈效應。因此，本研究分別將有一年（N=372）、兩年（N=553）、三年（N=603）學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童設為處理組，②無學前教育經(jīng)歷的設為控制組（N=909）。此時，公式中被解釋變量Y1i表示處境不利兒童i在有一年、兩年、三年學前教育經(jīng)歷情況下認知能力和人格特質(zhì)的得分，Y0i則表示處境不利兒童i在沒有學前教育經(jīng)歷情況下認知能力和人格特質(zhì)的得分。Di為解釋變量，在本研究中表示處境不利兒童i有無學前教育經(jīng)歷的虛擬變量，如果處境不利兒童i有一年、兩年、三年學前教育經(jīng)歷，則Di=1；反之，如果處境不利兒童i沒有學前教育經(jīng)歷，則Di=0。P（Xi）為傾向得分值，本研究中表示在控制協(xié)變量的情況下，處境不利兒童i接受一年、兩年、三年學前教育的概率。第二次分析，旨在了解學前教育起始年齡對處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)長期發(fā)展影響的凈效應。因此，本研究根據(jù)其學前教育的起始年齡，將1 583名有學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童劃分為三歲及以后接受學期教育的處境不利兒童群體和三歲以前接受學前教育的處境不利兒童群體，并將前者設為處理組（N=1 243），后者設為控制組（N=340）。此時，公式中被解釋變量Y1i表示處境不利兒童i在三歲及以后接受學前教育情況下認知能力和人格特質(zhì)的得分，Y0i則表示處境不利兒童i在三歲以前提前接受學前教育情況下認知能力和人格特質(zhì)的得分。Di為解釋變量，在本研究中表示處境不利兒童i是否提前接受學前教育的虛擬變量，如果處境不利兒童i三歲及以后接受學前教育，則Di=1；反之，如果處境不利兒童i三歲以前接受學前教育，則Di=0。P（Xi）為傾向得分值，本研究中表示在控制協(xié)變量的情況下，處境不利兒童i三歲及以后接受學前教育的概率。

兩次PSM分析的步驟基本相同，具體如下：首先，通過Logit回歸分析來了解處境不利兒童的個體特征、家庭背景、學校特征、地區(qū)特征對其學前教育經(jīng)歷持續(xù)時長和起始年齡的影響，并估計每個樣本兒童的傾向得分值。其次，根據(jù)傾向得分值，運用最近鄰匹配法和馬氏距離匹配法對處理組和控制組兒童進行匹配。在匹配完成后，進行共同支撐假設檢驗（Common Support Assumption Test）和平衡性假設檢驗（Balancing Assumption Test），對樣本匹配的有效性進行判斷。最后，在數(shù)據(jù)平衡的基礎上，估計學前教育時長和起始年齡對處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)長期發(fā)展影響的凈效應，同時通過比較兩種匹配方法的輸出結(jié)果來驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

三、研究結(jié)果與分析

（一）學前教育時長對處境不利兒童長期發(fā)展的影響

1. 傾向得分估計。

研究首先運用Logit回歸模型來了解影響處境不利兒童學前教育時長的因素，并估計處境不利兒童接受不同時長學前教育的傾向得分值。（見表2）

由表2可知，處境不利兒童的個體特征、家庭背景、所在地區(qū)特征均會對其接受學前教育產(chǎn)生顯著影響。其中，尤為值得注意的是，農(nóng)業(yè)戶籍處境不利兒童獲取一年學前教育的機會較大，而非農(nóng)業(yè)戶籍處境不利兒童則更有可能獲取三年學前教育；漢族處境不利兒童接受三年學前教育的概率比少數(shù)民族高195.9%；獨生子女家庭的處境不利兒童接受三年學前教育的機會比多孩家庭的處境不利兒童高124.1%；家庭教育期望高的處境不利兒童接受三年學前教育的概率比家庭教育期望低的處境不利兒童高109.3%；地區(qū)受教育程度高的處境不利兒童接受一年、兩年和三年學前教育的機會比地區(qū)受教育程度低的處境不利兒童分別高60.7%、112.3%和165.2%。

2. 匹配效果檢驗。

基于傾向得分值，本研究同時采用最近鄰匹配法和馬氏距離匹配法來對控制組與處理組進行匹配。為了確保匹配的質(zhì)量及后續(xù)估計結(jié)果的可靠性，需要對匹配進行共同支撐假設檢驗和平衡性假設檢驗。

首先，本研究借鑒韓喜昆的研究，根據(jù)處理組與控制組樣本的共同取值范圍來判斷匹配是否滿足共同支撐假設檢驗。[49]分析發(fā)現(xiàn)，本研究97%以上的處理組與控制組樣本均分布在共同取值范圍內(nèi)，可見本研究的樣本匹配可以滿足共同支撐假設檢驗。

其次，本研究借鑒魯賓的研究，[50]從三個方面進行平衡性假設檢驗：一是比較匹配前后控制組與處理組之間Rubins B和Rubins R值的變化，從整體上判斷匹配是否滿足平衡性假設檢驗；二是比較匹配前后控制組與處理組之間協(xié)變量的偏差是否下降；三是比較匹配前后控制組與處理組在協(xié)變量的均值上是否存在顯著差異。分析發(fā)現(xiàn)：第一，本研究所有樣本匹配后Rubins B值均大幅下降，且均低于25%，同時所有樣本匹配后Rubins R值均在1上下波動；第二，匹配后處理組與控制組在所有個體、家庭、學校和地區(qū)特征等協(xié)變量上的偏差均大幅下降，且偏差均低于10%；第三，T檢驗結(jié)果顯示匹配后控制組與處理組在所有個體、家庭、學校和地區(qū)特征等協(xié)變量上均無顯著差異。綜上可知，本研究的樣本匹配較為成功，顯著縮小了處理組與控制組之間的差異，消減了樣本選擇的偏誤，滿足了平衡性假設檢驗。③

3. 匹配結(jié)果分析。

在數(shù)據(jù)平衡的基礎上，本研究計算出不同時長的學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童長期發(fā)展影響的凈效應，同時通過比較兩種匹配方法輸出結(jié)果來驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性。（見表3）

由表3可以看出，不同時長的學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童長期發(fā)展的影響具有差異性，具體而言：一年和兩年的學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童認知能力的長期發(fā)展均無顯著效應，只有三年完整的學前教育經(jīng)歷才能顯著提升處境不利兒童的認知能力；一年的學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童情緒穩(wěn)定性的發(fā)展并無顯著影響，但隨著受教育時間的延長，處境不利兒童情緒穩(wěn)定性得分逐漸下降并達到顯著水平。由表3還可知，基于馬氏距離匹配的估計結(jié)果與最近鄰匹配的估計結(jié)果基本趨同，這表明本研究的結(jié)論較為穩(wěn)健可靠。

此外，通過比較匹配前后學前教育時長對處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)影響的ATT值及其顯著性還可以發(fā)現(xiàn)，樣本選擇偏差可能會導致研究高估學前教育經(jīng)歷時長對處境不利兒童長期發(fā)展的促進作用。這與陳純槿[51]、赫克曼（Heckman）[52]等人的研究發(fā)現(xiàn)基本一致。

（二）學前教育起始年齡對處境不利兒童長期發(fā)展的影響

1. 傾向得分估計。

本研究首先運用Logit回歸模型來了解影響處境不利兒童學前教育起始年齡的因素，并估計出傾向得分值。（見表4）

由表4可知，處境不利兒童的年齡、年級和家庭規(guī)模會影響其學前教育起始年齡。其中，值得關注的是，獨生子女家庭處境不利兒童從三歲及以上開始接受學前教育的概率比多孩家庭處境不利兒童高164.9%。

2. 匹配效果檢驗。

本研究基于匹配后處理組與控制組樣本分布、匹配前后Rubins B和Rubins R值的變化、協(xié)變量偏差下降程度與差異性水平對匹配效果進行檢驗。分析發(fā)現(xiàn)，本研究處理組與控制組樣本匹配較為成功，顯著縮小了處理組與控制組之間的差異，消減了樣本選擇的偏誤，滿足了共同支撐假設檢驗和平衡性假設檢驗。

3. 匹配結(jié)果分析。

在數(shù)據(jù)平衡的基礎上，本研究計算出學前教育起始年齡對處境不利兒童長期發(fā)展影響的凈效應，同時通過比較兩種匹配方法的輸出結(jié)果來驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性。（見表5）

由表5可知，三歲以前接受學前教育與三歲及以上開始接受學前教育的處境不利兒童在認知能力和外傾性、盡責性、宜人性、開放性等人格特質(zhì)上并無顯著差異，但在情緒穩(wěn)定性維度上存在顯著差異，即三歲以前接受學前教育的處境不利兒童情緒穩(wěn)定性得分更低，這意味著其情緒穩(wěn)定性更差，更易焦慮和抑郁。由此可見，對處境不利兒童而言，提前接受學前教育無益甚至有害。由表5還可知，基于馬氏距離匹配的估計結(jié)果與最近鄰匹配的估計結(jié)果基本趨同，這表明本研究的結(jié)論較為穩(wěn)健可靠。

此外，通過比較匹配前后學前教育起始年齡對處境不利兒童認知能力和人格特質(zhì)影響的ATT值及其顯著性還可以發(fā)現(xiàn)，樣本選擇偏差可能會導致研究誤判學前教育起始年齡對處境不利兒童長期發(fā)展的影響。這與陳純槿[53]的研究發(fā)現(xiàn)基本一致。

四、討論

（一）只有完整的學前教育經(jīng)歷才能有效促進處境不利兒童認知能力的長期發(fā)展

基于PSM分析結(jié)果可知，兩年及以下的學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童認知能力的長期發(fā)展無顯著影響，只有完整的學前教育經(jīng)歷才能有效促進處境不利兒童認知能力的持續(xù)發(fā)展。究其原因，兒童期是個體認知神經(jīng)系統(tǒng)發(fā)育的敏感期和關鍵期，豐富的認知刺激與訓練可以有效促進兒童認知神經(jīng)系統(tǒng)的發(fā)育，進而助推其認知能力的持續(xù)發(fā)展。[54]相較于兩年及以下的學前教育經(jīng)歷，完整的學前教育經(jīng)歷可以更好地緩解處境不利兒童原生家庭中不利因素（如不適宜的教養(yǎng)方式等）對其認知發(fā)展的抑制，并為其提供更多的認知刺激與認知訓練，進而更有利于處境不利兒童認知能力的長期發(fā)展。

對比已有研究可知，本研究“三年學前教育經(jīng)歷可以促進處境不利兒童認知發(fā)展”這一發(fā)現(xiàn)與袁玉芝[55]、鄭磊[56]、賈晉[57]等人基于CEPS數(shù)據(jù)得出的“早期學前教育經(jīng)歷對個體后續(xù)認知能力的發(fā)展具有積極作用”研究結(jié)論相似。但更值得注意的是，本研究發(fā)現(xiàn)與龔（Gong）等人[58]“學前教育經(jīng)歷與兒童認知發(fā)展之間不存在顯著的關系”的研究結(jié)論相悖。這可能是兩項研究對認知能力的定義與測量方式不一致導致的。本研究中認知能力的數(shù)據(jù)主要來源于CEPS中兒童認知能力測試標準化得分，該認知能力測試由語言、圖形、計算與邏輯3個維度構(gòu)成。測試內(nèi)容不涉及學校課程教授的記憶性知識，僅考查兒童的計算、邏輯思維等認知能力。因此，本研究的認知能力更接近于卡特爾（Cattell）定義的“流體智力”——與教育和文化無關的、非言語的心智能力。[59]該類型的智力隨神經(jīng)系統(tǒng)的成熟而提高，隨著年齡增長達到峰值后再緩慢下降。兒童期是個體認知神經(jīng)系統(tǒng)發(fā)育的敏感期和關鍵期，在這個時間窗口，學前教育對兒童施加的積極影響將使其受益終身。[60]因此，本研究發(fā)現(xiàn)學前教育會對個體認知能力發(fā)展產(chǎn)生持續(xù)影響。而在龔（Gong）等人的研究中，其認知能力的數(shù)據(jù)主要來源于中國家庭追蹤調(diào)查中兒童字詞測試和數(shù)學題測試的得分。該測試內(nèi)容的設計來自中小學課程，它與兒童接受的中小學教育密切相關。因此，其研究中認知能力更接近于卡特爾（Cattell）定義的“晶體智力”——在社會文化中習得的心智能力。[61]這也導致其研究中的認知能力可能受兒童中小學階段教育的影響更大，而受兒童早期學前教育的影響較小。加之，龔（Gong）等人的研究并未控制樣本中兒童初中階段教育的相關變量，最終導致其研究發(fā)現(xiàn)學前教育經(jīng)歷與兒童認知能力發(fā)展關聯(lián)較小。由此可見，兩個研究中認知能力具有不同的內(nèi)涵，其影響個體認知發(fā)展的機制也不同，最終造成兩個研究的結(jié)果不一致。

（二）長期的學前教育經(jīng)歷可能會降低處境不利兒童情緒的穩(wěn)定性

基于PSM分析結(jié)果可知，一年的學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童情緒穩(wěn)定性的發(fā)展并無顯著影響，但隨著受教育時間的延長，處境不利兒童情緒穩(wěn)定性得分逐漸下降并達到顯著水平。其原因可能是，身處在年齡相似群體中的時間越長，兒童遭受威脅性社會評價（Social?evaluative Threat）的概率與機會也就越高。[62][63]此時兒童尚未發(fā)展出足夠強大的語言、社交和自我調(diào)節(jié)技能來應對這種威脅性社會評價，進而導致其產(chǎn)生較高的生理和心理壓力。[64]而兒童體內(nèi)的下丘腦—垂體—腎上腺（Hypothalamic?Pituitary?Adrenal，以下簡稱HPA）系統(tǒng)對生理和心理壓力非常敏感，在壓力的刺激下會釋放大量壓力性激素皮質(zhì)醇。[65]有研究表明，HPA系統(tǒng)與海馬體關系密切，而海馬體涉及個體的情緒、學習和記憶，HPA系統(tǒng)持續(xù)激活會損傷海馬體正常的生理機能。[66]因此，接受學前教育的時間越長，處境不利兒童遭受威脅性社會評價的概率就越大，這就導致其生理和心理壓力水平相對較高。在持續(xù)性壓力下，處境不利兒童HPA系統(tǒng)不斷被激活，皮質(zhì)醇的長期大量分泌可能會造成其海馬體損傷，進而對其情緒穩(wěn)定性造成持久的負面影響。由此引發(fā)另一個重要問題，即高質(zhì)量的學前教育能否緩解長期學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童情緒發(fā)展的消極作用。從現(xiàn)有研究來看，高質(zhì)量的學前教育的確可以緩解長時間學前教育對兒童發(fā)展的負面影響。[67]具體而言，較高的結(jié)構(gòu)性質(zhì)量，如較少的在場兒童數(shù)量、充足的游戲空間等，可以有效減少兒童之間威脅性社會評價發(fā)生的頻次，從而降低在場兒童的皮質(zhì)醇水平；[68]較高的過程性質(zhì)量，如優(yōu)質(zhì)的師幼互動，可以營造出積極、和諧的情感氛圍，緩解在場兒童的生理和心理壓力，弱化長時間學前教育經(jīng)歷帶來的負面影響。[69]由此可見，為維護和促進處境不利兒童長期的身心健康與發(fā)展，教育主管部門還要在擴大學前教育規(guī)模、保障處境不利兒童學前教育機會的基礎上，進一步提升其接受學前教育的質(zhì)量，避免落入“低水平普及”的陷阱。

對比已有研究可知，本研究“有兩年以上學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童，其情緒穩(wěn)定性得分更低，情緒的積極性和穩(wěn)定性較差”的發(fā)現(xiàn)與鄭磊[70]、龔欣[71]等人“有學前教育經(jīng)歷的兒童其情緒更加積極和穩(wěn)定”的研究結(jié)論相悖。雖然本研究與上述研究對情緒穩(wěn)定性的界定與測量基本一致，但研究結(jié)論仍存在分歧。造成這一現(xiàn)象的原因可能有以下兩個。第一，處理組與控制組的設置不同。在鄭磊和龔欣等人的研究中，其處理組為“有學前教育經(jīng)歷的兒童”，控制組為“無學前教育經(jīng)歷的兒童”。本研究的處理組分別為“一年學前教育經(jīng)歷”“兩年學前教育經(jīng)歷”“三年學前教育經(jīng)歷”，控制組均為“無學前教育經(jīng)歷”。通過對比可以發(fā)現(xiàn)，鄭磊和龔欣等人是從總體上比較了有無學前教育經(jīng)歷兒童在情緒穩(wěn)定性得分上的差異，而本研究則是在其研究的基礎上將“有學前教育經(jīng)歷”進一步細化，比較了不同學前教育年限對兒童情緒穩(wěn)定性發(fā)展的影響。由此可見，本研究與鄭磊、龔欣等人研究在處理組與控制組的設置上存在較大差異，這在一定程度上造成了研究結(jié)論的不一致。第二，研究樣本存在較大差異。雖然本研究使用的數(shù)據(jù)與鄭磊、龔欣等人的研究均來自CEPS項目2013—2014基線調(diào)查，但是本研究聚焦處境不利群體，實際樣本量僅為2 492人，而鄭磊和龔欣等人更為關注整體情況，其樣本量分別為10 279人和18 034人。由此可見，本研究與鄭磊、龔欣等人研究在樣本上存在較大差異。秦金亮等學者認為，樣本取樣范圍的大小、代表性的強弱、樣本量等諸多因素都可能會影響學前教育與兒童發(fā)展之間的關系模式。[72]因此，樣本方面的較大差異也可能造成研究結(jié)論的不一致。

（三）提前進入學前教育機構(gòu)對處境不利兒童長期的情緒健康無益甚至有害

基于PSM分析結(jié)果可知，處境不利兒童提前接受學前教育并不能使其在認知能力和人格特質(zhì)的發(fā)展上獲益更多，反而可能導致其情緒穩(wěn)定性下降。其原因可能在于，首先，兒童認知能力和人格特質(zhì)的發(fā)展需要以身體機能的成熟為前提。在兒童早期生長發(fā)育過程中，家庭社會經(jīng)濟地位是重要影響因素。[73]低社會經(jīng)濟地位家庭的兒童受限于家庭的物質(zhì)條件和教養(yǎng)水平，其生理尤其是大腦結(jié)構(gòu)和功能的發(fā)育相對較為遲緩。[74]因此，讓大腦發(fā)育尚不成熟的處境不利兒童提前接受學前教育，無異于揠苗助長。另一方面，從依戀理論（Attachment Theory）角度來看，兒童大約在一歲時就已經(jīng)建立起了關于父母的可得性和響應性的內(nèi)部表征。[75]過早與父母分離會使兒童產(chǎn)生絕望、不安和退縮等消極情緒，而且這些消極情緒難以從與其他成人的親密關系中得到寬慰。[76]加之人格特質(zhì)的穩(wěn)定性相對較強，[77]處境不利兒童過早進入學前教育機構(gòu)而導致的緊張、焦慮和情緒不穩(wěn)定可能會伴隨其后續(xù)多個發(fā)展階段。

本研究的這一研究發(fā)現(xiàn)與陳純槿“三歲以下提前接受學前教育對處境不利兒童的學業(yè)素養(yǎng)和社會性情緒發(fā)展無顯著效益”的研究結(jié)論基本一致，[78]但與英國EPPE項目“越早接受學前教育越有利于兒童智力和社會性發(fā)展”的研究結(jié)論相悖。[79]其原因可能在于，本研究同陳純槿的研究在文化情境、研究主題和研究對象上具有高度相似性，均是探討了中國社會文化背景下處境不利兒童學前教育的起始年齡對其長期（初中）發(fā)展的影響，因此研究結(jié)論存在相似性。而英國EPPE項目則是聚焦探索英國文化背景下學前教育經(jīng)歷之于兒童中短期（小學時期）發(fā)展的作用，它與本研究在文化背景、研究主題和研究對象等多個方面存在較大差異，最終導致研究發(fā)現(xiàn)存在不一致。

五、建議

（一）提升學前教育質(zhì)量，促進處境不利兒童長期發(fā)展

近年來，我國學前教育事業(yè)迅速發(fā)展，經(jīng)濟上“費用低”、服務對象上“覆蓋廣”的普惠性幼兒園極大地保障了處境不利兒童獲取學前教育的機會。但正如盧卡斯（Lucas）“有效維持的不平等理論”（Effectively Maintained Inequality Theory）所指出的，即使在教育規(guī)模擴張過程中，低社會階層的受教育機會得到保障，但是不同社會階層在教育質(zhì)量上仍然會存在不平等，高社會階層獲取的優(yōu)質(zhì)教育會使其階層優(yōu)勢繼續(xù)保持。[80]在我國學前教育基本普及的背后，學前教育質(zhì)量公平的問題依然嚴峻，兒童接受的幼兒園教育質(zhì)量與其家庭社會經(jīng)濟地位呈顯著正相關，[81]低家庭社會經(jīng)濟地位的處境不利兒童獲取的學前教育質(zhì)量依然不佳。低質(zhì)量的學前教育不僅會限制學前教育經(jīng)歷對處境不利兒童認知能力發(fā)展的積極作用，還會放大學前教育經(jīng)歷對其人格特質(zhì)發(fā)展的消極影響，最終進一步拉開不同處境兒童之間的發(fā)展差距。為此，教育主管部門可以通過制定普惠性幼兒園教育基本質(zhì)量標準，明確教育質(zhì)量的底線與紅線，引導、激勵和支持普惠性幼兒園提高教育質(zhì)量，為處境不利兒童提供有質(zhì)量的學前教育服務。此外，教育主管部門還可以借鑒美國“開端計劃”和英國“確保開端計劃”的經(jīng)驗，以中央和地方政府作為經(jīng)費投入主體，為民族地區(qū)、連片貧困地區(qū)的處境不利兒童提供標準化的園舍、專業(yè)化的師資和優(yōu)質(zhì)的課程，以保障處境不利兒童獲取有質(zhì)量的學前教育。

（二）緩解低社會經(jīng)濟地位多孩家庭壓力，避免處境不利兒童過早入園

本研究發(fā)現(xiàn)，低社會經(jīng)濟地位群體中多孩家庭更傾向于讓其子女提前進入學前教育機構(gòu)。其原因可能在于，一方面，低社會經(jīng)濟地位家庭的養(yǎng)育者通常缺乏科學的養(yǎng)育知識與教養(yǎng)方法，進而導致其親子互動更為消極，容易產(chǎn)生較高的養(yǎng)育壓力，[82]獲得不安、焦急、自我喪失感、疲勞感等消極的情緒體驗。[83]隨著子女數(shù)量的增加，養(yǎng)育者的養(yǎng)育壓力倍增，特別是當親子互動失調(diào)、子女表現(xiàn)得難以管教或者子女之間產(chǎn)生矛盾需要父母調(diào)解時，高水平的養(yǎng)育壓力將會演變?yōu)榧ち业募彝_突，[84]最終導致養(yǎng)育者陷入養(yǎng)育倦怠的困境。同時，低社會經(jīng)濟地位家庭的養(yǎng)育者往往面臨較大的經(jīng)濟壓力，他們需要將多數(shù)的時間與精力投入到生產(chǎn)性勞動中以解決基本的生存問題。但隨著子女數(shù)量的增加，養(yǎng)育者需要投入在育兒上的時間與精力也將隨之增加，這也將進一步激化低社會經(jīng)濟地位家庭養(yǎng)育者在生產(chǎn)性勞動和家庭養(yǎng)育之間的矛盾。另一方面，當前我國嬰幼兒托育資源，尤其是普惠性嬰幼兒托育資源較為匱乏，[85]嬰幼兒托育費用較為高昂，低社會經(jīng)濟地位家庭養(yǎng)育者無力承擔。困境之下，為了緩解養(yǎng)育壓力以及解放更多時間和精力用于生產(chǎn)性勞動，低社會經(jīng)濟地位家庭尤其是多孩家庭可能會更傾向于讓其子女提前離開家庭而進入學前教育機構(gòu)?；诖?，政府一方面應通過大力發(fā)展普惠性嬰幼兒托育服務，以緩解“入托難、入托貴”的問題，避免處境不利兒童提前進入學前教育機構(gòu)。在舉辦主體與形式上，政府可以積極引導和支持符合條件的機關、企事業(yè)單位、社會團體和個人等投入或舉辦普惠性托育機構(gòu)，建立多主體、靈活多元、開放多樣的普惠性嬰幼兒托育服務供給體系。在財政投入體制與機制上，政府可以將發(fā)展普惠性嬰幼兒托育服務體系納入公共財政支持范疇，加大對普惠性嬰幼兒托育服務體系建設的投入，通過土地優(yōu)先保障、稅費減免、專項補助、購買服務等多種方式支持各類普惠性托育機構(gòu)的建設與發(fā)展。在嬰幼兒托育師資隊伍建設上，一是要拓寬嬰幼兒托育從業(yè)人員的培養(yǎng)渠道，通過鼓勵有條件的高校加強嬰幼兒托育相關學科建設、增設托育相關專業(yè)等方式，為普惠性嬰幼兒托育服務的發(fā)展提供充足的人才保障；二是從國家層面制定嬰幼兒托育從業(yè)人員的資質(zhì)標準和資格準入制度，嚴把準入門檻；三是探索建立科學合理的嬰幼兒托育服務從業(yè)人員薪資待遇標準及其保障機制，增強嬰幼兒托育從業(yè)人員的穩(wěn)定性。另一方面，政府還可以通過制定并實施一系列家庭支持政策來減輕低社會經(jīng)濟地位多孩家庭的壓力，盡量避免處境不利兒童提前進入學前教育機構(gòu)。第一，家庭服務政策。政府可以通過提供親職教育、普及科學養(yǎng)育知識等方式，提升低社會經(jīng)濟地位家庭的養(yǎng)育能力，減輕其養(yǎng)育壓力。第二，育兒假政策。政府應在嚴格落實以保障女性權益為宗旨的產(chǎn)假制度基礎上，探索雙親育兒假制度，緩和低社會經(jīng)濟地位家庭的父母在生產(chǎn)性勞動和家庭育兒之間的矛盾。第三，經(jīng)濟援助政策。政府可根據(jù)低社會經(jīng)濟地位家庭養(yǎng)育者的職業(yè)類型和年收入水平確定經(jīng)濟援助的措施與力度，精準緩解其因育兒而帶來的經(jīng)濟壓力。

注釋：

①為了同國家政策文件中“學前教育”概念保持一致，例如《中華人民共和國學前教育法草案（征求意見稿）》中將“學前教育”定義為“由幼兒園等機構(gòu)對三周歲到入小學前的學前兒童實施的保育和教育”，本研究中的“學前教育”主要是指狹義的、面向三至六歲兒童的幼兒園教育，而非廣義的、面向零至六歲兒童的教育。

②在本研究1 583名有學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童中，僅有55名兒童其學前教育經(jīng)歷時長超過三年。考慮到有三年以上學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童樣本量過少（55名），控制組“無學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童”樣本量較大（909名），同時本研究中納入分析的變量數(shù)目較多（協(xié)變量13個），如果將其單獨作為“三年以上學前教育經(jīng)歷”的處理組，納入后續(xù)Logit回歸模型分析和PSM估計中，可能會造成有偏估計。故本研究在探索學前教育經(jīng)歷持續(xù)時長對處境不利兒童長期發(fā)展的影響時，僅將有一年、兩年、三年學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童分別設為處理組進行分析。但后續(xù)在探索學前教育起始年齡對處境不利兒童長期發(fā)展的影響時，則將這55名有三年以上學前教育經(jīng)歷的處境不利兒童，按照其接受學前教育的起始年齡，分別編入處理組“三歲及以上接受學前教育的處境不利兒童”與控制組“三歲以下接受學前教育的處境不利兒童”之中，進行后續(xù)Logit回歸模型分析和PSM估計。

③為了精簡篇幅，此處匹配效果檢驗的結(jié)果從略。下文在探索學前教育經(jīng)歷起始年齡對處境不利兒童長期發(fā)展的影響時，匹配效果檢驗的結(jié)果同樣從略。

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The Influence of Preschool Education Experience on the Long?term Development of Disadvantaged Children： An Empirical Study Based on CEPS Data

WANG Dian，1 LIU Xinxue，1 XU Guoqing，2 LI Kejian3

（1School of Education Science， Nanjing Normal University of Special Education， Nanjing 210038 China； 2The Fourth Kindergarten of Jiangsu Military Region， Nanjing 210002 China； 3School of Child Development and Education， Zhejiang Normal University， Hangzhou 311231 China）

Abstract： Preschool education is essential for individual development. This study based on baseline data from the Chinese Education Panel Survey， uses propensity score matching to examine the effects of the duration and starting age of preschool educational experience on the long?term development of cognitive skills and personality traits in disadvantaged children. Results show that only a full preschool educational experience can effectively promote the long?term development of cognitive skills in disadvantaged children； a longer preschool education experience may reduce the emotional stability of such children； preschool education before the age of three does not benefit the long?term development of cognitive skills and personality traits such as extraversion， conscientiousness， agreeableness and openness in disadvantaged children， even may lead to increased anxiety， depression and emotional instability. In order to narrow the development gap among different social classes and promote social equity， education authorities should enhance the quality of preschool education received by disadvantaged children on the basis of guaranteeing their preschool education opportunities， so as to improve the positive effects of preschool? education experience on cognitive skills and personality traits and to dissipate the negative effects of long?term preschool education experience on personality traits. The government can alleviate the parenting and financial pressure on families by vigorously developing inclusive infant and toddler care services， while formulating and implementing a series of family support policies to prevent disadvantaged children from receiving early preschool education before the age of three.

Key words： disadvantaged child， preschool education experience， cognitive development， personality trait

（責任編輯：黎勇）