鄭磊 祁翔

[摘 要] 非認知能力對個體成長和發(fā)展具有重要作用，接受學前教育有助于個體非認知能力的發(fā)展。本研究利用“中國教育追蹤調查”數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農村初中學生在自我效能感、自信心、自律、社會性、積極情緒、自我教育期望等多種非認知能力上的發(fā)展水平均顯著落后于城市同齡人。在控制了可能影響非認知能力發(fā)展的個人和家庭因素之后，OLS回歸和傾向值匹配估計發(fā)現(xiàn)，接受學前教育可以顯著地預測學生在初中階段除自我效能感以外的其他5種非認知能力。Blinder-Oaxaca差異分解表明，城鄉(xiāng)學生不同的學前教育經歷可以在相當程度上解釋他們在自信心、自律、社會性這3種非認知能力上的差距。農村兒童不僅接受學前教育的機會不足，而且其接受的學前教育質量偏低、年限較短，限制了其所受學前教育的回報率，這是造成城鄉(xiāng)學生非認知能力差距的更重要的原因。我國在發(fā)展學前教育時應始終堅持教育公平的價值導向，將普及重點放在西部地區(qū)，同時應盡力延長處境不利兒童接受學前教育的年限，提高其所受學前教育的質量，以更好地發(fā)揮學前教育在縮小城鄉(xiāng)學生非認知能力發(fā)展差距上的作用。

[關鍵詞] 學前教育經歷;非認知能力;城鄉(xiāng)差距;教育公平

一、問題提出

（一）非認知能力的價值

早在近半個世紀前就有研究指出，對人的長期發(fā)展而言，期望以及習慣性行為等非認知因素遠比認知的作用更大。[1][2]近十多年來，這一論斷不斷被教育學、心理學、經濟學、社會學等不同學科的研究所驗證：青少年時期的非認知能力對短期的學業(yè)表現(xiàn)、教育獲得乃至長期的勞動力市場表現(xiàn)、健康等一系列社會經濟結果均具有重要影響。[3][4][5]

有關中國的研究也證明了非認知能力的重要價值。在教育方面，農村少年兒童的非認知能力可以預測他們將來是否讀大學，[6]解釋性別之間的成績差距。[7]在勞動力市場上，非認知能力對工資收入具有顯著影響。[8][9]寒門子弟的非認知能力在大學期間提高得更快，從而縮小了不同階層學生畢業(yè)后的初職收入差距。[10]

正是由于非認知能力對個人發(fā)展的重要作用，包括中國在內的很多國家或國際組織都將非認知能力作為青少年的核心素養(yǎng)之一。比如《中國學生發(fā)展核心素養(yǎng)》要求學生在文化基礎方面應當培養(yǎng)好奇心等勇于探究的能力;在自主發(fā)展方面應當培養(yǎng)自信自愛、堅韌樂觀、自制力、調節(jié)情緒、不怕挫折的健全人格;在社會參與方面應當培養(yǎng)自尊自律、社會交往等能力。這些能力都指向非認知能力這種非智力因素。

（二）學前教育在非認知能力發(fā)展中的作用

人的早期成長階段是能力形成的關鍵期和敏感期。諾貝爾經濟學獎得主赫克曼（Heckman）提出了“能力形成的動態(tài)模型”（technology of skill formation）。該理論指出，能力的發(fā)展有以下兩個特點：自我生產——前一階段形成的能力能夠促進之后階段能力的發(fā)展;動態(tài)互補性——在某一階段對能力進行干預或投資，其生產效率取決于之前已經獲得的能力。這意味著如果能在0～6歲這個關鍵期和敏感期接受學前教育，初始階段形成的能力將對后續(xù)生命歷程的能力發(fā)展不斷產生累積的促進作用。因此，能力的發(fā)展是一種帶有乘數(shù)效應的自我增長過程。經濟學的研究表明，學前教育投資回報率超過了學校教育階段和在職培訓等人力資本投資回報率。[11]

除了理論模型之外，實證研究也探討了學前教育的短期或長期效應。按照通常的標準，對10歲之前的影響稱為短期效應，對10歲之后的影響稱為長期效應。[12]學前教育具有短期效應這一觀點幾乎已經成為共識，比如埃爾蒙德（Almond）和柯里（Currie）在《勞動經濟學手冊》（Handbook of Labor Economics）撰寫的經典性綜述表明，兒童接受的學前教育經歷對其人力資本的發(fā)展，特別是5歲之前的早期人力資本發(fā)展具有重要作用。[13]布勞（Blau）和柯里（Currie）在《教育經濟學手冊》（Handbook of the Economics of Education）撰寫的另一篇經典綜述回顧了美國的開端計劃（Head Start）和州政府提供的各種早期教育項目，發(fā)現(xiàn)這些項目同樣具有明顯的短期效應。[14]

相對而言，有關學前教育是否具有長期效應的證據(jù)并不確定。巴內特（Barnett）對美國36個學前項目的綜述性研究發(fā)現(xiàn)，這些項目提高了參與兒童的社會化程度，對學校學習的投入熱情，以及促進了其與朋友和鄰居的良好關系。[15]另一項經典綜述也表明，這些項目對被試兒童在較長時間段的教育獲得、學業(yè)表現(xiàn)以及青春期懷孕、成年階段犯罪行為都具有重要影響。[16]但是也有研究發(fā)現(xiàn)學前教育對非認知能力并無預期中的積極作用，比如貝克爾（Baker）等人對加拿大的研究發(fā)現(xiàn)，接受學前教育對兒童的社會性發(fā)展能力、焦慮情緒等方面具有不利影響。[17]勒伯（Loeb）等人對美國的研究發(fā)現(xiàn)，接受學前教育對學生的學習動機、自控以及人際交往技能等反而有不利影響。[18]趙秋麗對中國的研究則發(fā)現(xiàn)，學前教育經歷和兒童的社交能力、領導力等非認知能力之間并無顯著關系。[19]

對長期效應的研究根據(jù)所考察的學前教育項目以及所使用數(shù)據(jù)的不同，大致可以分為兩類。一類討論具有實驗性質的教育或干預項目的效果。這類項目往往具有隨機分配處理組/對照組的設計特點，流失率較低，對受干預兒童的持續(xù)追蹤時間較長，因此也稱為“樣板項目”（model programs）。但是這類項目的被試數(shù)量較少，被試接受的教育或干預服務由受過良好訓練的保教人員提供，因此項目的效果難以外推到其他一般性質的學前教育項目上。[20]并且研究需要采用追蹤調查數(shù)據(jù)，持續(xù)期較長，成本較高，因此國內以這類項目為數(shù)據(jù)探討學前教育對非認知能力長期效應的研究幾乎沒有。在這些“樣板項目”中，最經典的莫過于美國佩里學前教育項目和卡羅萊納初學者項目。赫克曼及其同事對佩里項目的一系列研究發(fā)現(xiàn)，盡管在項目結束不久，實驗組兒童的認知能力逐漸趨同于對照組兒童，但是從長期來看，干預顯著提升了實驗組的非認知能力——比如控制點（locus of control）和自尊（self-esteem），這直接導致了實驗組人群在40歲左右獲得了更好的社會經濟結果。[21]切迪（Chetty）等人利用美國田納西州將學前班到3年級的學生隨機分配到不同規(guī)模、不同質量的班級的實驗，發(fā)現(xiàn)接受過高質量學前班教育的兒童在4年級和8年級時的努力程度、主動性等非認知能力方面的表現(xiàn)都更好。[22]安德森（Anderson）對佩里項目和卡羅萊納初學者項目的研究發(fā)現(xiàn)，項目效果主要體現(xiàn)在女孩身上。[23]而德明（Deming）對“開端計劃”的研究發(fā)現(xiàn)，項目效果主要體現(xiàn)在弱勢群體兒童身上。[24]但是巴內特發(fā)現(xiàn)美國的36個學前教育項目的效應并不存在社會經濟地位群體之間的差異。[25]

另一類有關學前教育長期效應的研究采用觀測數(shù)據(jù)（survey data）去考察非實驗性質的或者說更為一般性的學前教育項目的效果。這些研究利用綜合性的家庭/社會調查數(shù)據(jù)，詢問被調查者是否接受過學前教育，然后通過計量經濟模型來評價學前教育經歷對其一系列社會經濟結果的影響。這類研究因為不需要采用追蹤調查的設計，因此更容易開展。但是因為使用的是綜合性的調查數(shù)據(jù)，所以難以區(qū)分學前教育經歷的性質、質量等特征。來自中國的相關研究幾乎都使用此類數(shù)據(jù)，總體而言數(shù)量較少，在這幾年才逐漸開始。在這些有限的研究中，龔欣等人發(fā)現(xiàn)，學前教育經歷和兒童的注意力、社交能力等非認知能力顯著相關。[26]王慧敏等人發(fā)現(xiàn)，接受過學前教育的兒童，他們的自我效能和社會交往能力更高。[27]張鼎權等人發(fā)現(xiàn)，學前教育經歷可以提高學生的自我效能、自信心和心理健康。[28]龔欣和李義貞發(fā)現(xiàn)，學前教育經歷與學生的思維開通性、自律性和朋友數(shù)量具有顯著的關聯(lián)。[29]李玲等人對西部某市中學生的研究發(fā)現(xiàn)，接受學前教育可以顯著地預測學生的自我效能、學習投入、校園霸凌、社會性等方面的非認知能力。[30]

（三）中國城鄉(xiāng)之間的學前教育發(fā)展背景

與學前教育的巨大價值相比，中國的學前教育發(fā)展還不夠普及，特別是城鄉(xiāng)之間還存在較大的差距。2008年的數(shù)據(jù)顯示，全國0～6歲兒童在農村地區(qū)的分布比例遠高于在園幼兒在農村地區(qū)的分布比例。[31]針對農村地區(qū)學前教育發(fā)展薄弱的問題，2010年《國家中長期教育改革與發(fā)展規(guī)劃綱要》提出要“重點發(fā)展農村學前教育”，并在實施“學前教育三年行動計劃”全面解決“入園難”“入園貴”的同時，面向農村地區(qū)重點開展“農村學前教育推進工程”等項目。[32]

根據(jù)教育部《全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》，經過一系列的學前教育普及政策之后，幼兒園所數(shù)量從2011年的16.68萬所增加到2018年的26.67萬所，毛入園率從2011年的62.3%提高到2018年的81.7%。但是，農村學前教育普及仍有待大力推進。[33]特困地區(qū)與民族地區(qū)幼兒園覆蓋率仍然較低，貧困地區(qū)專任教師缺口現(xiàn)象伴隨著園所數(shù)量的擴張更加突出。[34]學前教育生均經費的城鄉(xiāng)差距在三大地區(qū)均持續(xù)擴大，2011—2016年間，東部、中部和西部地區(qū)的城鄉(xiāng)差距年均擴大幅度分別為11.4%、2.32%和12.09%。[35]在2010—2016年間，除運動場地外，農村學前教育機構的生均園舍、活動室、睡眠室面積和圖書冊數(shù)一直未達到全國平均水平，與城市地區(qū)的辦學條件差距越來越大。農村地區(qū)幼兒園的質量也較低，班均規(guī)模遠超國家和地方標準，基本設備與衛(wèi)生條件有限，因缺少游戲材料無法保證幼兒的游戲活動，教學活動小學化。2016年全國學前教育生師比平均為19.77 ∶ 1，在農村地區(qū)則為23.85 ∶ 1。[36]

（四）已有研究的不足及本文的研究問題

目前國內探討學前教育經歷與少年兒童認知能力、學業(yè)表現(xiàn)關系的研究較多，但是探討學前教育對非認知能力發(fā)展影響的研究較少，特別是討論學前教育對非認知能力的長期效應的研究更少。在國內為數(shù)不多的相關研究中，大部分驗證了學前教育經歷的積極影響，但也有相反的發(fā)現(xiàn)?？傮w而言，已有研究關注的都是學前教育對個體層面上的能力發(fā)展的影響，也即學前教育作為一種人力資本投資的效益。但是，很少有研究關注學前教育對群體層面上的能力發(fā)展差距的影響，也即學前教育作為一種“預分配”手段的公平意義。在這方面，涂榮珍等人實證分析了學前教育對認知能力發(fā)展的價值以及學前教育的不平等狀況，[37]但是并未關注學前教育對城鄉(xiāng)兒童教育發(fā)展結果差距上的作用。

城鄉(xiāng)教育發(fā)展差距是黨的十九大報告關注的一個重要問題。在城鄉(xiāng)教育不均衡當中，兒童的能力發(fā)展差距又是重中之重。對秦巴山區(qū)貧困地區(qū)嬰幼兒的一項調查發(fā)現(xiàn)，5～24個月齡嬰幼兒存在社交情緒發(fā)展滯后的風險，一年后的跟蹤調查表明存在這種非認知能力發(fā)展滯后風險的嬰幼兒比例有所擴大。[38]這意味著如果不加以干預的話，農村地區(qū)，特別是貧困農村地區(qū)少年兒童的非認知能力發(fā)展會長期落后于城市同齡人。然而，目前鮮有研究回答城鄉(xiāng)青少年在非認知能力發(fā)展上存在多大的差距。

結合中國城鄉(xiāng)之間學前教育發(fā)展存在的差異，有一個問題亟須回答：如果學前教育對非認知能力具有顯著的持續(xù)性影響，那么城鄉(xiāng)學生在學前教育經歷上的差異，是否進一步導致他們在青少年時期的非認知能力上存在差距呢？盡管有研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)學生的學前教育經歷差異是造成初中階段學生認知能力差距的重要原因，[39]但從筆者掌握的文獻來看，目前還沒有研究利用全國性樣本，去探討城鄉(xiāng)少年兒童學前教育機會不均等與其青少年時期非認知能力發(fā)展差距之間的關系。

本文利用“中國教育追蹤調查”這一全國性數(shù)據(jù)，研究如下四個問題：城鄉(xiāng)初中學生的非認知能力差距有多大？影響個人學前教育機會的因素是什么？學前教育經歷是否對初中生多方面的非認知能力發(fā)展具有長期的預測作用？城鄉(xiāng)學生在學前教育經歷上的差異在多大程度上造成了他們目前的非認知能力發(fā)展差距？對這些問題的探討，不僅在理論層面可以拓寬國內學界對城鄉(xiāng)教育公平的研究，也對全面評估“學前三年行動計劃”“一村一園”項目等學前教育普及政策的效果具有啟示意義。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國人民大學中國調查與數(shù)據(jù)中心設計并實施的“中國教育追蹤調查”2013—2014年基線數(shù)據(jù)（以下簡稱“CEPS數(shù)據(jù)”）。該調查是國內第一項基于學校的大型追蹤調查項目。項目通過多階段的概率與規(guī)模成比例（PPS）抽樣方法，依次抽取了來自全國28個縣（區(qū)）、112個學校、438個班級的19487名初一和初三的學生。①由于基線數(shù)據(jù)中的初三學生為實驗性測試樣本，因此本文選取基線數(shù)據(jù)中的初一學生樣本進行研究，樣本量為10279人（在后面的分析中，不同模型的樣本量會因為變量缺失值不同而有所不同）。

（二）變量

1. 解釋變量。

根據(jù)同類文獻的界定以及CEPS問卷的局限，本文所說的“學前教育”特指面向3～6歲幼兒，由幼兒園、學前班等機構為主提供的教育，年限通常從1年到3年不等。CEPS詢問了個人在3歲之后是否上過幼兒園或學前班，我們據(jù)此構造了本文的核心解釋變量“是否接受過學前教育”（是=1，否=0）。

2. 被解釋變量。

學術界對于認知能力的概念界定相對比較清晰，但是對非認知能力的界定和測量則并未達成一致。[40]經濟學、社會學使用“非認知能力”概念，在心理學中常被稱作“人格特質”（personality traits）、“非智力因素”（non-intellectual factors），在教育學領域則使用“社會情感技能”這一概念。本文為了和已有研究的習慣保持一致，對上述概念不做嚴格區(qū)分，統(tǒng)一使用“非認知能力”這一概念。

燕國材將“非智力因素”劃分成三個層次：廣義的非智力因素，系指除觀察力、記憶力、想象力、思維力、注意力等智力因素以外的一切心理因素;狹義的非智力因素，包括動機、興趣、情感、意志、性格五種因素;具體的非智力因素，包括成就動機、自尊、自信、自制、獨立性、學習熱情、求知欲望等十二個因素。[41]在實證研究中，主要采取兩類指標去度量非認知能力。一是以大五人格（Big Five）等高階指標去測量，例如樂君杰和胡博文、[42]王春超和鐘錦鵬[43]等人的研究就采用了大五人格中的某些維度度量非認知技能。二是采用某些單一的低階指標去度量，例如自制、自尊、自信、教育期望、自我效能、社會交往能力、心理健康等。[44][45][46][47][48][49][50][51]

由于CEPS并未使用專門的量表去測量學生的非認知能力，但是問卷中某些題目與大五人格中的某些維度或者具體的低階指標具有對應性。為了盡可能全面地反映學生的非認知能力發(fā)展狀況，本文構建了多維非認知能力指標，具體包括如下六個。

（1）自我效能感。

這是同類研究中經常使用的一個指標。根據(jù)班杜拉（Bandura）的定義，它衡量了一個人對自己是否能成功完成某種行為的確信程度。[52]本文參考王慧敏等人的處理方式，[53]將問卷中“我能夠清楚表達自己的意見”“我的反應能力很迅速”“我能很快學會新知識”三個問題（每題從1到4分別賦值，表示同意程度依次增高）的得分加總再取均值，得到一個綜合性的“自我效能”變量（Cronbachs α信度系數(shù)=0.7368）。

（2）自信心。

自信是燕國材提出的12個具體非智力因素中的一個。[54]本文根據(jù)問卷詢問的“你對自己的未來有沒有信心”這一問題（從1到4分別賦值，表示自信心程度依次增高），構造了“自信心”變量。

（3）自律。

自律也是燕國材提出的12個具體非智力因素中的一個。[55]相關研究指出，學生的自律性可以通過逃課、遲到等行為來衡量。[56]本文參考龔欣、李義貞的方法，[57]根據(jù)問卷詢問的“你是否經常遲到”“你是否經常逃課”兩個問題（從1到4分別賦值，表示同意程度依次增高）的得分反向計分后，再加總取均值，得到一個綜合性的反映“自律”的變量（Cronbachs α信度系數(shù)=0.6874）。

（4）社會性。

學前教育經歷對幼兒的一個重要影響就是促進其社會性的發(fā)展。社會性體現(xiàn)了個人在人際互動之間的相處情況、融洽程度，對減少個人的孤獨感、增強自尊心等均有影響。[58]該指標也與大五人格中的“宜人性”具有一定的對應性。本文根據(jù)問卷詢問的“班里大多數(shù)同學對我很友好”“我認為自己很容易與人相處”兩個問題（從1到4分別賦值，表示同意程度依次增高）的得分加總后取均值，得到一個綜合性的反映“社會性”的變量（Cronbachs α信度系數(shù)=0.7957）。

（5）積極情緒。

積極的情緒體驗反映了個人的心理健康狀況，對身體健康、自信、社會交往等其他身心發(fā)展指標也會產生影響。本文根據(jù)問卷詢問的“過去七天你是否感到沮喪/抑郁/不快樂/生活沒有意思、悲傷”等五個問題（從1到5分別賦值，表示頻率依次增高）的得分反向計分后，再加總取均值，得到一個綜合性的反映“積極情緒”的變量（Cronbachs α信度系數(shù)=0.8574）。

（6）自我教育期望。

社會心理學方面的威斯康辛模型指出，學生的自我教育期望體現(xiàn)其成就動機，能在很大程度上預測個人的教育獲得和成年后的地位獲得。[59]本文根據(jù)學生匯報的“希望自己讀到什么層次的教育”，將相應的教育層次轉換為受教育年限，構建“自我教育期望”變量。

3. 控制變量。

本文還控制了其他既可能影響個人的學前教育機會，也可能影響非認知能力發(fā)展的變量。這些變量包括個人和家庭兩個層面。

（1）個人層面。

控制了學生的性別（男生=1，女生=0）、民族（漢族=1，少數(shù)民族=0）、戶籍（農村戶籍=1，城鎮(zhèn)戶籍=0）、身體殘疾狀況（身體有各類殘疾狀況=1，沒有=0）、是否是獨生子女（獨生子女=1，非獨生子女=0）。

（2）家庭層面。

控制了父母的教育水平（用父母雙方教育水平較高一方的受教育年限來度量）。參考吳愈曉等人的方法，[60]控制了父母是否從事精英職業(yè)（父母有一方是精英職業(yè)=1，否=0）。此外，還控制了主觀自評的當前家庭經濟狀況（包括兩個虛擬變量：家庭經濟狀況中等=1，否=0;以及家庭經濟狀況富裕=1，否=0。以“家庭經濟狀況困難”為參照組）、父母是否不在家居?。ò▋蓚€虛擬變量：父母一方不在家=1，否=0;以及父母雙方都不在家=1，否=0。以“父母雙方都在家”為參照組）。

（三）模型與方法

針對本文的四個研究問題，依次采用如下方法。

1. 比較城鄉(xiāng)學生的非認知能力發(fā)展差異。

通過描述性統(tǒng)計分析，比較城鄉(xiāng)學生在多維非認知能力發(fā)展以及其他特征方面是否存在差異。

2. 學前教育機會的影響因素分析。

利用logit模型，研究個人和家庭特征對接受學前教育的影響，模型如下：

pi表示第i個學生接受學前教育的概率，Xi表示個人和家庭層面的影響因素。

3. 學前教育經歷對非認知能力的影響。

首先用如公式（2）所示的最小二乘估計法（OLS模型）估計學前教育經歷與多維非認知能力發(fā)展之間的關系。

Noncognitivei=α+β·Xi+εi （2）

其中，Noncognitivei是第i個學生的某項非認知能力，α是常數(shù)項的估計系數(shù)，Xi是一組包含“是否接受學前教育”變量在內的解釋變量向量，β是解釋變量向量的估計系數(shù)，εi是隨機誤差項。由于CEPS在抽樣過程中的聚類特征，因此對標準誤進行了學校層面的聚類調整。

個人是否接受學前教育是一種受個人、家庭等多方面因素影響的結果，并不是一個隨機行為。因此在估計學前教育對非認知能力發(fā)展的影響效應時，要考慮樣本的選擇偏誤。嚴格說來，所謂的“學前教育效應”應當比較同一個人在接受或不接受學前教育兩種狀態(tài)下非認知能力水平的差異。但是，我們不可能同時觀察到個體在“事實”（接受學前教育）和“反事實”（不接受學前教育）兩種情況下的非認知能力發(fā)展情況。OLS模型盡管控制了諸多影響因素，但是不能完全消除基于可觀測因素的選擇偏誤。此外，OLS模型的估計結果還取決于具體的模型設定形式。為了更準確地估計學前教育效應，本文還采用了傾向值匹配方法（propensity score matching，下文簡稱PSM），并將其結果作為OLS回歸的穩(wěn)健性檢驗。

傾向值匹配的思路如下：第一步，基于logit模型，利用個體和家庭層面變量預測個體接受學前教育的概率，這一條件概率就是所謂的傾向值。這一步完全等同于前面進行的學前教育影響因素分析（公式1）。第二步，對傾向值處在共同域（common support）內的個體進行匹配。第三步，比較匹配后的兩組樣本在各個影響因素變量上的差異性，以此判斷匹配過程是否有效地平衡了數(shù)據(jù)。第四步，通過匹配后的樣本計算“處理組的平均處理效應”（average treatment effects for the treated， ATT）。這一處理效應可以理解為：對于接受過學前教育的人來說，接受學前教育（事實）和假如不接受學前教育（反事實）兩種狀態(tài)下非認知能力的平均差異。令Noncognitive1i為接受學前教育后的非認知能力，Noncognitive0i為未接受學前教育的非認知能力，Di=1表示個體接受了學前教育，Di=0表示個體未接受學前教育。那么，ATT如（3）式所示：

ATT=E（Noncognitive1i|Di=1）-E（Noncognitive0i|Di=1） （3）

4. 學前教育對城鄉(xiāng)學生非認知能力差距的影響。

本文利用Blinder-Oaxaca分解來研究城鄉(xiāng)學生學前教育機會不均等對非認知能力發(fā)展差距的影響程度。該方法最早來自勞動經濟學，是一種基于OLS回歸模型來解釋某個變量對組間均值差異的影響的方法。對于本文的研究問題，由于學前教育因素造成的城鄉(xiāng)學生非認知能力差距可能來自兩個方面：一是兩組學生的學前教育機會不同（“機會差異的貢獻”）;二是即使城鄉(xiāng)學生擁有相同的學前教育機會，但是學前教育經歷對城鄉(xiāng)學生非認知能力發(fā)展的影響效應不同（“回報率差異的貢獻”）。

基于公式（2）所示的OLS模型分別對城市和農村樣本進行估計，令下標u和r分別表示城市樣本和農村樣本。那么城市樣本和農村樣本某項非認知能力的均值可以分別由（4）式和（5）式表示：

令（4）式減去（5）式，則得到如（6）式所示的非認知能力的城鄉(xiāng)組間均值差異：

公式（6）第二個等號右邊第一項度量了城鄉(xiāng)學生由于獲得的個人或家庭資源機會差異造成的非認知能力差距，比如說學前教育機會不同的影響。將其除以某個非認知能力的組間均值差異，則得到用百分比表示的“機會差異的貢獻份額”。

即使城鄉(xiāng)學生獲得的個人和家庭資源在數(shù)量或機會上都一樣，但是這些資源對非認知能力的影響或者說回報率也可能有所不同。公式（6）第二個等號右邊第二項和第三項度量了這種差異性的回報率造成的非認知能力差距，比如說學前教育回報率不同的影響。將其除以某個非認知能力的組間均值差異，則得到用百分比表示的“回報率差異的貢獻份額”。

“機會差異的貢獻份額”和“回報率差異的貢獻份額”合并起來，度量了當其他影響非認知能力發(fā)展的因素保持不變的情況下，學前教育因素對城鄉(xiāng)學生非認知能力差距的影響程度。

三、研究結果與分析

（一）城鄉(xiāng)學生在學前教育機會、非認知能力等方面的差異

本文首先通過描述性統(tǒng)計檢驗的方法，比較城鄉(xiāng)學生在學前教育機會、多維非認知能力發(fā)展以及其他個人、家庭層面特征上的差異。具體結果見表1。

由表1可見，城鄉(xiāng)學生在多方面特征上均存在顯著差異。就非認知能力發(fā)展而言，農村學生在六個方面的非認知能力發(fā)展均顯著落后于城市同齡人。這在一定程度上驗證并拓展了部分小樣本研究所揭示的現(xiàn)象：農村嬰幼兒在包括社會情感等方面的能力發(fā)展相對落后于城市嬰幼兒，不加干預的話，這種差距隨年齡增長有所擴大。[61][62]

城鄉(xiāng)學生在3～6歲接受學前教育的機會上也存在顯著差距。城市學生接受過學前教育的平均比例為85.63%，農村學生的平均比例為77.22%，兩者相差8.4個百分點。

表2進一步區(qū)分了東、中、西部不同地區(qū)內部的城鄉(xiāng)差異。由該表可見，無論是學前教育機會還是非認知能力發(fā)展方面，西部的城鄉(xiāng)差距都是最大的。

表1還表明，在其他個人、家庭特征方面，農村學生身患各類殘疾、非獨生子女的比例更高，父母的教育程度、職業(yè)地位、家庭經濟狀況更低，父母雙方都不在家居住的比例更高。

通過統(tǒng)計描述分析可見，城鄉(xiāng)樣本之間的諸多因素存在顯著差異。這些因素既可能影響學生在3～6歲時的學前教育機會，也可能對目前的非認知能力發(fā)展產生影響。

（二）學前教育機會的影響因素分析

表1的分析表明，農村學生的家庭社會經濟地位顯著低于城市學生，家庭生育規(guī)模、自身的身體健康情況等也存在差異。那么，這些因素是否影響了學生在幼兒時期的學前教育機會選擇呢？接下來，將利用logit模型進行分析，詳見表3。

如表3所示，學生的民族、戶籍、身體殘疾狀況、是否獨生子女、父母的教育程度、家庭經濟狀況、父母是否在家居住等因素均顯著地影響子女的學前教育機會。具體而言，漢族學生接受學前教育的概率比少數(shù)民族學生高41%;農村學生比城市學生的概率低16.1%;殘疾學生比健康學生的概率低21.2%;獨生子女比非獨生子女的概率高41.8%;父母受教育年限每增加1年，其子女接受學前教育的概率會提高9.2%;家庭經濟狀況屬于中等和富裕的學生，概率分別比家庭經濟狀況較差的學生高38.4%和31.5%;父母有一人不在家居住的話，概率會低17.4%。總體而言，家庭的社會經濟地位是影響子女學前教育機會的重要因素。而表1的分析則表明，農村學生的家庭背景顯著低于城市學生。因此，除了城鄉(xiāng)學前教育在供給端的發(fā)展差異外，需求端的個人和家庭因素差異，也是造成城鄉(xiāng)學生學前教育機會差距的重要原因。

（三）學前教育經歷對非認知能力發(fā)展的影響

1. OLS模型的估計結果。

本文首先控制個人、家庭特征，利用OLS模型估計學前教育經歷與非認知能力發(fā)展之間的關系，詳見表4。

由表4可見，接受過學前教育可以顯著地預測學生在初中階段除了自我效能感以外的其他五個方面的非認知能力發(fā)展狀況。和沒有接受過學前教育的同齡人相比，有過學前教育經歷的初中生，他們的自信心高出0.038個單位，自律程度高出0.025個單位，社會性高出0.054個單位，積極情緒高出0.075個單位，自我教育期望高出0.226個單位。

農業(yè)戶口是另一個值得關注的變量。除了社會性以外，農業(yè)戶口變量在所有模型中均不顯著。這意味著城鄉(xiāng)學生在社會性以外其他五個非認知能力上的差異，完全由模型中的其他變量得到了解釋。

男女生之間的非認知能力差異也很明顯。在控制了其他因素之后，男生的自我效能感、積極情緒顯著高于女生，但是在自律、社會性和教育期望上顯著低于女生。

和少數(shù)民族學生相比，漢族學生在自我效能感、自信、社會性、積極情緒等方面表現(xiàn)得更好。

毫不奇怪的是，身體患有各類殘疾對各方面非認知能力發(fā)展均具有顯著的不利影響。

但是，和我們常識不一樣的是，獨生子女在各方面非認知能力發(fā)展水平上均顯著高于非獨生子女。獨生子女在家庭成長的社會化過程中，因為缺少兄弟姐妹們的互動可能對其非認知能力發(fā)展產生不利影響，但是獨生子女家庭往往擁有更好的家庭經濟狀況，父母的教育水平更高，他們更有機會通過校外活動等途徑與同齡人互動。這種社會化過程在很大程度上彌補了家庭內部社會化不完整的弊端。

在家庭背景方面，父母的教育程度越高、家庭經濟狀況越好，子女的非認知能力發(fā)展水平就越高。但是，父母的職業(yè)地位與子女非認知能力發(fā)展之間基本沒有顯著的關系。此外，隨著中國人口流動的日益頻繁，父母因為工作等原因不在家居住，這對子女的非認知能力發(fā)展會產生不利影響。

2. PSM估計結果。

如前所述，城鄉(xiāng)學生在各個方面都存在著顯著的差異。這意味著兩個樣本之間的數(shù)據(jù)是不平衡的。盡管OLS模型控制了很多可能的影響因素，但是仍然難以完全消除基于可觀測因素的樣本選擇偏誤。此外，利用OLS模型去估計學前教育與非認知能力之間的關系有一個暗含的假設：這些非認知能力的發(fā)展過程與各個影響因素之間遵循著一種線性關系。但是，赫克曼（Heckman）等人的研究指出，能力的形成是一個自我增強的過程。[63]我們無法確切地了解個人能力生產函數(shù)的形式?；贠LS模型的這兩點不足，接下來本文利用PSM方法估計學前教育經歷對非認知能力發(fā)展的平均處理效應。

PSM估計的第一步是利用logit模型估計個體接受學前教育的概率。這一步完全等同于表3。接下來，根據(jù)傾向值進行樣本匹配，分別采用半徑匹配（caliper=0.01）、半徑內的近鄰匹配（caliper=0.01，k=4）、核匹配等三種匹配方法，以保證結果的穩(wěn)健性。然后，對匹配后的樣本進行平衡性檢驗。結果顯示，幾乎所有變量在匹配后的標準化偏差都小于10%，這意味著匹配過程較好地平衡了組間的數(shù)據(jù)。②最后，利用匹配后的樣本估計學前教育經歷對非認知能力的影響效應，也即“處理組的平均處理效應”（ATT）。具體結果詳見表5。

由表5的結果可見，PSM的估計結果與OLS模型的結果基本一致。這意味著兩種方法估計得到的學前教育效應具有很好的穩(wěn)健性。

（四）學前教育經歷對城鄉(xiāng)學生非認知能力差距的影響

這一部分將利用Oaxaca-Blinder分解技術考察城鄉(xiāng)學生因學前教育經歷的不同對其非認知能力發(fā)展差距的影響。具體結果見表6。

表6結果表明，假如其他影響非認知能力的個人、家庭層面因素在城鄉(xiāng)之間保持完全一樣的話，僅僅考察學前教育經歷這個因素在兩個樣本之間的差異，那么，城鄉(xiāng)學生學前教育經歷的不同可以解釋自信心和自律兩種能力的組間差異的48%左右，可以解釋社會性的組間差異的23%左右，可以解釋自我效能感和積極情緒這兩種能力的組間差異的11%左右，可以解釋自我教育期望組間差異的2%左右。

總體而言，城鄉(xiāng)學生在幼年時期的學前教育經歷差異，對其在初中階段自信心、自律、社會性等三種非認知能力發(fā)展差距起著重要的解釋力度。但是，對自我效能感、積極情緒、自我教育期望這三種非認知能力發(fā)展上的差距的解釋力度較低。以自我教育期望為例，71.01%的城市學生期望自己讀到本科及以上的教育程度，而相應的農村學生比例只有57.54%。這種差距更有可能來自城鄉(xiāng)學生在就學過程以及日常生活中對接受更高程度教育的成本—收益具有不同的權衡所致，而非當年不同的學前教育經歷所致。

對自信心、自律、社會性三種能力組間差距的進一步分析發(fā)現(xiàn)，盡管城鄉(xiāng)學生學前教育經歷的不同是解釋這種差距的重要因素，但是，這并非簡單地因為城鄉(xiāng)學生的學前教育機會不同所致（“機會”在學前教育解釋份額中的占比在2.54%～15.37%）。更重要的原因來自城鄉(xiāng)學生接受學前教育對非認知能力的影響存在不同（“回報率”在學前教育解釋份額中的占比在84.63%～97.45%）。

那么是什么造成了城鄉(xiāng)兒童學前教育回報率的不同呢？一個直觀且符合中國現(xiàn)實情況的解釋是，城鄉(xiāng)之間學前教育質量存在很大的差異。農村學前教育的低質量嚴重制約了這種早期人力資本投資的效益。另一個可能的解釋是，農村兒童接受的學前教育年限較短。CEPS并未直接詢問學生接受學前教育的年限，但是本文根據(jù)入園年齡以及上小學的年齡，并且假設一旦入園就會持續(xù)到上小學為止，粗略估算了所謂的“在園持續(xù)期”變量。結果發(fā)現(xiàn)，農村兒童的在園持續(xù)期為1.96年，城市兒童的在園持續(xù)期為2.42年，兩者在1%水平上顯著相差0.46年。本文進一步用OLS模型估計了“在園持續(xù)期”變量對六種非認知能力的效應，發(fā)現(xiàn)在園持續(xù)期對這六種非認知能力均具有顯著的正向預測作用。③這意味著農村兒童接受的學前教育年限較短也制約了學前教育投資對他們的收益。

四、討論

（一）研究結論

本文利用“中國教育追蹤調查”這一全國性樣本，研究了學前教育經歷對城鄉(xiāng)初中學生多維非認知能力發(fā)展差距的影響。既為學前教育投資在個人能力發(fā)展上的收益提供了來自中國的證據(jù)，也加深了對發(fā)展學前教育所具有的教育公平意義的理解。

本文的研究發(fā)現(xiàn)主要有以下四點。首先，農村學生在幼兒時期的學前教育機會顯著落后于城市同齡人，在青少年時期多個維度的非認知能力發(fā)展上也顯著落后于城市學生，這一點在西部地區(qū)尤為明顯。

其次，城鄉(xiāng)學生學前教育機會的差異除了來自學前教育事業(yè)發(fā)展供給端上的差異，也和學生個人特征、家庭社會經濟背景等需求端的因素相關。

第三，在控制了可能影響非認知能力的個人、家庭因素之后，OLS模型和PSM估計均發(fā)現(xiàn)，學前教育經歷對除了自我效能感以外的多個非認知能力發(fā)展具有顯著且穩(wěn)健的預測作用。

第四，對于自信心、自律、社會性這三種非認知能力，城鄉(xiāng)學生在學前教育經歷上的不同可以在很大程度上解釋當前的非認知能力發(fā)展差距，并且這種差距主要是因為城鄉(xiāng)學生接受學前教育的回報率不同所致。

（二）政策建議

本文的實證研究結果對我國正在積極開展的學前教育普及政策具有一定的啟示。

1. 全面普及學前教育兼具效率和公平兩方面的政策價值。

學前教育對嬰幼兒的認知和非認知能力具有持續(xù)性的長期影響，是發(fā)展個人能力的最有價值的人力資本投資形式之一。更重要的是，向農村貧困地區(qū)、殘障兒童、低社會經濟地位家庭的兒童提供有針對性的學前教育服務，[64]能縮小這些弱勢群體與其他同齡人在青少年時期的能力發(fā)展差距。這一點也被其他國家的研究所證實。[65][66]本文的研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)初中學生在自信心、自律、社會性等三種非認知能力發(fā)展上的差距，在相當程度上是由兩個群體在幼兒時期的學前教育經歷不同所致。如果在影響非認知能力發(fā)展的其他因素都保持不變的前提下，城鄉(xiāng)兒童擁有完全一樣的學前教育機會和學前教育回報率，會將兩個群體在這三種非認知能力上的差距縮小20%～50%，這是一種相當可觀的效果。

2. 學前教育普及的政策重點和難點在西部地區(qū)。

盡管城鄉(xiāng)兒童在學前教育經歷、非認知能力發(fā)展上的差距是全國性的普遍現(xiàn)象，但是這種差距在西部地區(qū)尤為明顯。通過對CEPS數(shù)據(jù)的分析，本文發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)城鄉(xiāng)學生無論是在學前教育機會還是在多維非認知能力發(fā)展上，群體間的差距都高于全國平均水平。其他研究也提供了類似的佐證：2011—2016年間，學前教育生均經費的城鄉(xiāng)差距在西部地區(qū)的年均擴大幅度最為明顯。[67]中國發(fā)展研究基金會的研究顯示，生均經費的城鄉(xiāng)差距在西部地區(qū)尤為明顯，在廣西壯族自治區(qū)，甚至達到了6.93 ∶ 1的比例。[68]因此，政策瞄準西部地區(qū)這個最大的瓶頸，特別是扶貧攻堅地區(qū)、老少邊窮地區(qū)，將會從根本上縮小全國城鄉(xiāng)兒童在學前教育機會和能力發(fā)展上的差距，對于全面實現(xiàn)全國學前教育的城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展具有全局性的重要意義。

3. 在普及學前教育的時候，應當做到普及機會、延長年限與提高質量并重。

差異分解結果表明，在其他因素保持不變的情況下，如果學前教育普及政策僅僅是將農村群體的學前教育機會提高到城市群體的同等水平，對于縮小城鄉(xiāng)間非認知能力差距的作用并不大。更重要的舉措在于在增加機會的同時，著力延長農村兒童接受學前教育的年限并提高農村學前教育的保教質量，從而提高農村兒童接受學前教育的收益。

本文利用CEPS的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農村兒童在3歲、4歲、5歲或6歲入園的比例分別為33.81%、37.60%、20.45%、8.14%;城市兒童在相應年齡入園的比例則為48.27%、36.27%、11.94%、3.53%。農村兒童入園年齡明顯晚于城市兒童，這導致農村兒童接受的學前教育往往不足3年，因此難以充分發(fā)揮學前教育投資的收益。

此外其他調查表明，農村地區(qū)學前教育事業(yè)的短板不僅體現(xiàn)在機會偏少，更重要的還在于質量偏低，從而嚴重制約了農村兒童從學前教育中獲得的收益。比如說，農村學前教育服務提供機構在選址、園舍結構、室內活動設施、教玩具、兒童休息和衛(wèi)生保健設施等方面存在不足，[69]學歷、幼師比等反映師資隊伍質量的指標明顯落后于城市幼兒園，[70][71]在游戲編排、作息制度上存在較大差距，課程具有小學化傾向，教師專業(yè)化能力偏低。[72]因此，在通過“公辦、普惠”等措施提高農村地區(qū)的入園率之后，應該進一步切實提高農村地區(qū)幼兒園辦園質量。這一啟示也與“三期行動計劃”提出的“廣覆蓋、?；?、有質量”的政策目標是一致的。

注釋：

①有關該調查項目的詳細情況，可以參見《中國教育追蹤調查（CEPS）基線數(shù)據(jù)使用手冊》。http：//www.cnsda.org/index.php？r=projects/view&id=72810330

②為節(jié)省篇幅，數(shù)據(jù)平衡性檢驗的結果從略。

③估計系數(shù)分別為：自我效能感0.017（P<0.01），自信心0.015（P<0.05），自律0.015（P<0.01），社會性0.026（P<0.01），積極情緒0.022（P<0.01），自我教育期望0.083（P<0.05）。

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Abstract： Noncognitive abilities are important for individuals success. Preschool education is an effective means to promote the development of such abilities. However， evidence of the effect of preschool education on urban-rural noncognition gap from national representative sample is almost blank. Based on the data from China Education Panel Survey， this study presents evidence of significant noncognitive gap between urban-rural middle school students in terms of self-efficacy， self-confidence， self-control， sociability， positive emotion and educational aspiration. OLS and propensity score matching estimation finds a positive relationship between preschool attendance and multi-dimensional noncognitive abilities except for self-efficacy. Results based on Blinder-Oaxaca decomposition suggest that the differences in preschool education experience between urban-rural students could account such between-group noncognition gap to a certain degree. Compared to the under-representation in preschool enrollment of rural children， the lower rates of return due to the poor quality and the shorter duration of the preschool attendance for rural students is the more significant factor in explaining the urban-rural noncognitive gap. Based on the empirical results， this paper shed lights on the implementation of universal preschool education policy.

Key words： preschool education experience， noncognitive abilities， urban-rural gap， educational equity