林進龍，劉天俐，陳功

(北京大學 人口研究所，北京 100871)

1 問題提出

語言是人際溝通和思想表達的最重要工具。學前幼兒期(0～6周歲)是人類語言能力習得的最關鍵階段，對生命個體發(fā)展具有重要的長期效應。生命早期語言能力發(fā)展良好，不僅有利于減少后期學業(yè)困難[1-2]，還能正向遷移影響社會交往與適應能力[3]；語言能力一旦受損或發(fā)展滯后，則有可能造成機體認知困難[4-5]，增加注意力和社交難度[6]。因此，探索幼兒語言能力特征差異及其影響因素并提出相關干預建議，對幼兒全方位全周期發(fā)展具有十分重要的現(xiàn)實意義。

國外研究探索的諸多影響因素中，家庭人口學特征已被反復確認為幼兒語言能力發(fā)展個體間差異的重要來源[7-8]。大量研究證實，家庭社會經濟地位(Socioeconomic Status,SES)如家庭收入、父母文化程度等因素[9]及其帶來的認知環(huán)境刺激[10]與教育期望差異[11]會直接和間接地影響兒童早期的語言能力發(fā)展，使其在發(fā)展速度[12-13]、詞匯表達[14-15]和語言技能[16-17]等方面表現(xiàn)出巨大的模式差異；此外，還有研究發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模、同胞數(shù)量和出生順序等家庭人口學變量對幼兒語言能力習得也具有顯著影響，且其作用方向因家庭文化背景差異而不同[18-19]。

國內已有學者意識到家庭社會經濟地位對兒童語言能力發(fā)展的重要性并就兒童語言干預提出若干教育建議[20-21]，但就家庭成員生理條件、同胞數(shù)量、孩次和性別偏好等家庭人口學特征對學前幼兒期語言能力發(fā)展的影響機制探求則幾乎缺失。由于中西方社會文化差異客觀存在，考察家庭人口學特征對我國幼兒語言能力發(fā)展的影響不能簡單套用西方研究結論。當前，我國關于家庭人口學特征對幼兒語言能力發(fā)展影響的實證研究仍然很少窺見且發(fā)展相對遲緩[22]，要求我們對本土情況進行專門研究和討論。

需要指出的是，盡管家庭人口學特征是學界公認的影響幼兒語言能力發(fā)展的家庭人口環(huán)境暴露因素，但傳統(tǒng)研究在處理家庭人口學特征時，家庭人口系統(tǒng)內部變量之間的相互作用卻很少引起研究者的注意。例如，幼兒性別[23]和家庭社會經濟地位都是廣泛受到學界關注的家庭人口學變量，但不同家庭人口環(huán)境如何影響幼兒的社會性別標識并進而對幼兒語言能力發(fā)展產生影響，而或不同性別幼兒在不同家庭人口暴露環(huán)境之中的地位及其教育獲得探討則事實上并不多見[24]。

而中國本土社會文化特征卻提示，國內教育獲得存在濃厚本土色彩的城鄉(xiāng)二元分化現(xiàn)象[25]，并受到傳宗接代、重男輕女的生育觀念和教養(yǎng)傳統(tǒng)[26]的強烈影響。因而，考察我國幼兒語言能力發(fā)展狀況，有必要探討城鄉(xiāng)家庭和幼兒性別分層條件下父母受教育程度和家庭收入狀況等家庭社會經濟特征對幼兒語言能力發(fā)展的不同影響。除此之外，家庭生育觀念、同胞數(shù)量和幼兒性別等家庭人口學變量對幼兒語言能力習得的作用，在當前我國城鄉(xiāng)戶籍制度改革、計劃生育政策和家庭結構變遷的大背景下，也尤為值得本土研究關注。

基于此，家庭人口學的學科視野在處理家庭人口系統(tǒng)變量時十分必要。家庭人口學研究家庭戶整體、家庭成員個體行為特征及其相互關系[27-28]，不僅涵蓋家庭規(guī)模、子女數(shù)量、性別結構、經濟狀況、教育水平和文化觀念等家庭戶特征，還包括父母、幼嬰和同胞的生理條件和行為特征等個體信息，并考察多種因素之間的相互作用，能夠較好的滿足本土研究需求。因此，建構在家庭人口數(shù)量、質量和結構變動及其相互作用規(guī)律基礎上的家庭人口學的學科視閾對研究我國幼兒語言能力發(fā)展具有重要的理論指導和解釋意義，實際研究中需要把握這一點。

最后，需要明確的是幼兒語言能力的測量不是一件易事。文獻研究表明，幼兒語言的定義和測量呈現(xiàn)出多元化形態(tài)[29]。隨著幼兒語言運用能力日益分化，學業(yè)語言(academic language)逐漸從一般口頭語言中剝離出來并不斷受到人們的關注[30]。關于幼兒語言能力發(fā)展的維度也逐步拓展至語言發(fā)展速度、詞匯表達和句法使用等多個方面[31-32]。由于調查數(shù)據(jù)局限，文章將重點考察幼兒日常會話語言(一般口頭語言)和學業(yè)語言(教學使用語言)的發(fā)展速度，以期反映幼兒語言能力差異及研究其差異影響因素。

綜上分析，本文基于家庭人口學研究視角，采用隊列追蹤研究設計，依托全國性調查數(shù)據(jù)并使用生存分析(Survival Analysis)方法，探討家庭人口學特征對幼兒語言能力發(fā)展的影響機制，以期為我國學前教育研究提供相關經驗證據(jù)和干預建議。其中，隊列研究設計可以一定程度彌補時期分析局限，對幼兒語言能力發(fā)展過程做出動態(tài)分析，并獲得較為可靠的假設檢驗結果。本文將在接下來的第二部分說明使用的數(shù)據(jù)及其處理方法，第三部分匯報Cox回歸結果，第四部分從家庭人口學視角討論回歸結果，最后在第五部分給出教育建議。

2 研究設計

2．1 數(shù)據(jù)來源

本研究使用由北京大學中國社會科學調查中心設計與實施的2014年中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)數(shù)據(jù)，該調查是一項全國性的大規(guī)模社會追蹤調查項目，旨在通過跟蹤收集家庭及其成員信息，反映中國家庭人口規(guī)模、結構和質量的變遷[33]。自2010年基線調查開始，CFPS調查至今已經公布了6輪數(shù)據(jù)，其中CFPS2014是符合本研究要求的最新一期調查數(shù)據(jù)。該調查覆蓋了全國25個省、直轄市與自治區(qū)，目標樣本規(guī)模為16000戶。本文選取CFPS2014兒童數(shù)據(jù)庫中0～6周歲學前幼兒為研究對象，并合并家庭數(shù)據(jù)庫和成人數(shù)據(jù)庫，刪除缺失和奇異觀察值，經數(shù)據(jù)清理后得到滿足本研究需要的問卷數(shù)量共1953份。

2．2 變量測量

本文主要通過兩個因變量“能夠說完整句子(月)”和“能數(shù)1-10(月)”來測量幼兒的一般會話語言和學業(yè)語言能力的發(fā)展速度。研究以新生兒作為基線人群，以出生時間為觀察起點，以CFPS2014問卷中“孩子是否已經開始說完整的句子，如‘媽媽，我要吃飯’，孩子幾個月大的時候開始說完整的句子”和“孩子是否已經能數(shù)1-10，孩子幾個月大的時候開始能數(shù)1-10”問題界定本研究的結局事件，得到幼兒從出生到習得句子表達能力和數(shù)數(shù)能力的時間；否則使用調查時點幼兒年齡(月)計算生存時間。其中，選取“數(shù)數(shù)1-10”變量測量學業(yè)語言能力的原因是，數(shù)數(shù)不僅高度依靠語言能力的發(fā)展，根據(jù)皮亞杰(Piaget)理論，數(shù)數(shù)還是幼兒認知思維發(fā)展和教學啟蒙的開始[34]，并且相對容易測量從而能夠較大程度降低調查偏倚。

家庭人口學特征是本研究的自變量，主要測量家庭戶特征和家庭成員信息：

(1)家庭戶特征方面，本文選取基線調查(幼兒出生時)的父母受教育程度、家庭收入、城鄉(xiāng)家庭和家庭語言環(huán)境來反映家庭戶的經濟、社會和文化狀況。為有效利用樣本調查資料，以父親與母親的受教育程度和個人收入的最大值來分別代表家庭文化水平和收入狀況，以照料幼兒最多的一方的普通話水平代表家庭語言環(huán)境，并根據(jù)家戶所在村委或者社區(qū)街道信息測量家庭城鄉(xiāng)分布特征。其中，父母受教育程度通過問卷“訪問時，已完成(畢業(yè))的最高學歷是什么”進行調查，個人收入水平包括工資收入、財產收入等所有收入來源總和。

表1 基線相關變量設置及樣本統(tǒng)計情況(n=1953)

(2)家庭成員信息方面，本文選取母親分娩年齡，受訪幼兒的性別、出生體重和胞兄胞姐數(shù)量來反映幼兒家庭人口環(huán)境的數(shù)量、質量和結構特征。其中，母親分娩年齡的計算方式為先以月份為單位，使用調查時母親年齡減去幼兒年齡，再折算成以年為單位的分娩年齡，并判斷是否屬于高齡孕婦(>35周歲)；低出生體重(<2500g)是醫(yī)學常見的不良妊娠結局，被認為是兒童神經功能缺陷和語言發(fā)育障礙的一個危險因素[35-36]，在本研究中作為幼兒健康維度的控制變量使用；胞兄胞姐數(shù)量通過家庭戶問卷家庭每個子女的出生時間與受訪幼兒的出生時間比較確定，由于調查數(shù)據(jù)無法精確判斷胞弟胞妹出生時間與幼兒發(fā)生結局事件時間的先后順序，且由于生育間隔存在，胞弟胞妹數(shù)量一般不對幼兒語言能力習得產生顯著影響，故本研究不納入胞弟胞妹數(shù)量因素。

由此，本研究構建了一個以幼兒“能夠說完整句子”和“能數(shù)1-10”為結局事件、以家庭人口學特征為主要影響因素的回顧性隊列，以探索家庭人口學特征在幼兒語言發(fā)展的這一個體生命歷程中發(fā)生的作用機制。相關變量的描述統(tǒng)計及說明如表1所示。

2．3 統(tǒng)計方法

本研究數(shù)據(jù)處理使用SAS9.2軟件，分別采用Kaplan-Meier圖譜繪制、Log-rankχ2檢驗以及Cox比例風險模型對家庭人口學特征與幼兒語言能力發(fā)展關系進行描述和統(tǒng)計檢驗，統(tǒng)計分析以P<0.05為差異有統(tǒng)計學意義。其中，K-M曲線主要用來描述幼兒語言能力習得的生存時間(Survival time)，Cox模型[37]則是用來處理多因素回顧性隊列數(shù)據(jù)。Cox模型的數(shù)學表達如下：

其中，h0(tj)表示幼兒i出生后第t個月內發(fā)生語言能力習得事件(能夠說完整句子或數(shù)1-10)的風險；logh0(tj)即是基準風險(Baseline Hazard)，表示當所有可能的家庭人口學特征因素均不存在即xi=0時結局事件發(fā)生的風險；β為協(xié)變量xi的系數(shù)矩陣。從而，Cox模型將幼兒語言能力習得事件發(fā)生的風險函數(shù)表達為生存時間和家庭人口學特征的函數(shù)關系。本研究使用Exact方法處理比例風險估計中的節(jié)點(Tie)現(xiàn)象。

3 研究結果

3．1 K-M生存曲線

目前我國幼兒語言能力發(fā)展的數(shù)據(jù)資料積累有限，本研究利用Kaplan-Meier模型對幼兒語言能力習得過程持續(xù)時間進行分析，以期為相關研究提供一定參照。結果如圖1和圖2顯示。

(1)幼兒完整句子表達能力習得事件在出生第一年(1～12月)的發(fā)生速度十分緩慢且總體平穩(wěn)，1周歲后的生存曲線呈現(xiàn)迅速下降的趨勢。生存曲線的中位生存時間(Median Survival Time)即50%的幼兒習得完整句子表達能力的時間為出生后的第20個月，而只有10%不到的幼兒在過第一個生日之前就能完整地表達句子，大約90%的幼兒在第30個月都已發(fā)生事件，意味著絕大多數(shù)幼兒在兩周歲半時都已習得完整句子表達能力。

(2)由于數(shù)數(shù)(1-10)能力比完整句子表達能力的要求相對更高，因而幼兒數(shù)數(shù)能力習得事件的生存持續(xù)時間也比完整句子表達事件長，發(fā)生速度相對緩慢和滯后。K-M曲線顯示，10%、50%和90%的幼兒習得數(shù)數(shù)能力的持續(xù)生存時間分別為出生后的第18個月、第30個月和第42個月，比完整句子表達事件在相應水平上的發(fā)生時間分別推遲了6個月、10個月和12個月，逐步呈現(xiàn)差異擴大的趨勢，表2提示了這一特征。

表2 語言能力習得的幼兒持續(xù)生存時間分布

3．2 Cox模型分析結果

3．2．1 幼兒語言能力發(fā)展Cox模型

本研究Cox比例風險模型中，時間變量為幼兒語言能力習得事件發(fā)生之前的持續(xù)生存時間，用完整句子表達和數(shù)數(shù)(1-10)兩個結局變量取值測量和反映幼兒的會話語言和學業(yè)語言能力的發(fā)展速度，結局事件發(fā)生狀態(tài)標注為1，尚未習得本研究中語言能力的刪失事件標注為0。以家庭人口學特征為自變量并依次納入模型1(因變量：ln h(oral))和模型2(因變量：ln h(count))，進行一般性探索研究。模型系數(shù)的似然比檢驗結果顯示，模型1和2均在0.001水平上顯著。使用Martingale殘差法診斷模型比例風險假設，發(fā)現(xiàn)模型總體擬合效果良好(見表4)?；貧w結果如表3所示：

表3 幼兒語言能力發(fā)展的Cox模型回歸結果

表4 Cox模型比例風險假設的診斷結果

從模型1看，會話語言能力習得與幼兒性別存在統(tǒng)計學關聯(lián)，控制了家庭的經濟、社會和人口環(huán)境差異因素的前提下，女孩習得完整句子表達能力的速率是男孩的1.13倍，表明幼兒會話語言能力發(fā)展存在生理性別差異(Sex difference)。國外神經科學研究廣泛證實，生命早期階段，女嬰大腦功能組織在交流和語言系統(tǒng)習得方面比男嬰具有先天優(yōu)勢，使得女孩的接受語言能力明顯優(yōu)于男孩[38-40]。父母受教育程度、家庭收入與幼兒會話語言能力發(fā)展存在微弱統(tǒng)計學關聯(lián)，而家庭城鄉(xiāng)分布、家庭語言環(huán)境、母親分娩年齡、胞兄數(shù)量和胞姐數(shù)量的統(tǒng)計檢驗結果均不顯著。

從模型2看，家庭及其成員特征對幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展均存在重要影響。(1)家庭社會經濟地位方面，父母高中及以上文化程度和父母一方收入水平≥3萬的家庭幼兒掌握數(shù)數(shù)(1-10)能力的速率分別是父母小學及以下文化程度和收入水平<1萬幼兒的1.65倍和1.20倍，農村家庭幼兒掌握數(shù)數(shù)能力的速率則要比城鎮(zhèn)家庭幼兒降低21%，說明高SES幼兒比低SES幼兒更容易掌握學業(yè)語言能力；(2)家庭語言環(huán)境方面，方言家庭的幼兒習得數(shù)數(shù)能力的速率要比普通話家庭幼兒降低34%，說明語言文化環(huán)境雖然不影響幼兒的一般性會話語言能力的發(fā)展，但對幼兒的學業(yè)語言能力影響卻十分顯著；(3)家庭成員特征方面，女性幼兒發(fā)生數(shù)數(shù)事件的速率是男性幼兒的1.19倍，說明不論是會話語言還是學業(yè)語言能力，女孩較男孩均有生理優(yōu)勢；此外，胞兄胞姐數(shù)量對幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展存在不同影響，提示同胞數(shù)量和出生孩次對幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展可能存在不同作用機制，有待后續(xù)模型進一步分析。

表5 城鄉(xiāng)分層下幼兒語言能力發(fā)展的Cox模型回歸結果

表6 性別分層下幼兒語言能力發(fā)展的Cox模型回歸結果

3．2．2 城鄉(xiāng)分層下幼兒語言能力發(fā)展的Cox模型

我國學齡前兒童的教育獲得及其發(fā)展存在明顯的城鄉(xiāng)分割結構，主要原因是家庭人口學特征和宏觀教育環(huán)境存在顯著城鄉(xiāng)二元差異[41-42]。城鄉(xiāng)家庭在教育期望、教育機會和教育質量方面的投入與獲得差異明顯，因此城鄉(xiāng)分層研究幼兒語言能力可以一定程度控制這些因素對模型的干擾影響，具體考察和比較城鎮(zhèn)和農村地區(qū)家庭人口環(huán)境暴露對幼兒語言能力發(fā)展的影響?；貧w結果如表5所示。

模型3和4結果顯示，城鎮(zhèn)家庭的女孩掌握會話語言能力的速率是男孩的1.45倍(p<0.01)，而農村家庭幼兒會話語言能力則不存在統(tǒng)計學意義的性別差異。結果提示我們，中國城鄉(xiāng)家庭在幼兒會話方面的教育獲得可能存在性別偏好(歧視)，這種潛在的社會性別差異(Gender difference)甚至可能因此部分或全部抵消了農村家庭女孩在生理方面的會話語言能力優(yōu)勢。

模型5和6結果顯示，父母受教育程度不分城鄉(xiāng)家庭均與幼兒學業(yè)語言能力存在統(tǒng)計學關聯(lián)，但家庭收入只與農村家庭幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展存在顯著關聯(lián)，原因可能是農村家庭在幼兒教育投入的個體差異更大。此外，模型同樣顯示農村家庭幼兒的學業(yè)語言能力發(fā)展不存在性別差異，但城鎮(zhèn)家庭的女孩掌握學業(yè)語言能力的速率則是城鎮(zhèn)家庭男孩的1.45倍，進一步印證了模型3和4提示的城鄉(xiāng)家庭在幼兒教育上的性別差異對待問題。盡管潛在的性別偏好或者歧視弱化了不同性別幼兒在語言能力發(fā)展上的生理差別，但也可能因此擴大家庭對不同性別幼兒在教育期望、教育支出和教育參與方面的情感與物質投入差異。

3．2．3 性別分層下幼兒語言能力發(fā)展的Cox模型

為進一步研究和確認我國幼兒語言能力發(fā)展存在的性別偏好(歧視)問題，采用性別分層Cox回歸模型探索不同性別幼兒的會話語言和學業(yè)語言發(fā)展能力與父母受教育程度、城鄉(xiāng)家庭屬性、出生孩次和胞兄胞姐數(shù)量等家庭人口學特征之間的關系。回歸結果如表6所示。

模型7和8結果顯示，男孩會話語言能力在不同的家庭人口環(huán)境暴露中沒有顯著差異，胞兄胞姐數(shù)量對男孩語言能力發(fā)展沒有影響或者影響很小，但農村家庭和低收入家庭的女孩習得完整句子表達能力的速率則要比城鎮(zhèn)家庭和高收入家庭的女孩分別下降18%和28%。而在沒有調整性別因素時，模型匯報結果卻顯示，幼兒會話語言能力與家庭社會經濟地位不存在統(tǒng)計學關聯(lián)。在這里，性別分層的Cox模型更具意義，它提示我們要更多關注農村低收入家庭女孩的會話語言能力的發(fā)展。

模型9和10結果顯示，高中及以上文化程度父母的男孩和女孩掌握數(shù)數(shù)能力的速率是父母為小學及以下文化程度幼兒的1.68倍和1.67倍，說明父母受教育程度對不同性別幼兒學業(yè)語言能力的發(fā)展均存在顯著作用；農村家庭女孩掌握數(shù)數(shù)能力速率比城鎮(zhèn)家庭女孩下降33%，在控制了父母受教育程度、家庭收入和家庭語言環(huán)境因素之后，農村家庭女孩會話語言和學業(yè)語言能力方面相較城鎮(zhèn)家庭女孩均處劣勢地位的因素很可能來自家庭文化觀念——農村家庭女孩的性別歧視相對城鎮(zhèn)家庭嚴重。

此外，高齡得子家庭(母親分娩年齡>35歲)的男孩掌握數(shù)數(shù)能力的速率是正常家庭的將近兩倍(HR=1.89)；出生孩次≥2和≥3的女孩掌握數(shù)數(shù)能力速率比一孩女孩分別下降24%和44%。結合問卷調查信息，一半以上高齡得子家庭的男孩為獨生子，出生孩次≥2和≥3的女孩所在家庭超過80%屬于雙女戶家庭和多女戶家庭，表明高齡產子家庭和嚴格計劃生育政策背景下的多孩家庭的男孩偏好現(xiàn)象可能更加嚴重，這類家庭的男孩和女孩的學業(yè)語言能力發(fā)展路徑和教育獲得存在較大差異。

圖3 家庭人口學特征對幼兒語言能力發(fā)展的影響

4 討論

本文基于家庭人口學視角，利用生存分析方法對我國學齡前幼兒語言能力發(fā)展的家庭人口學特征影響機制進行了探索性研究。研究發(fā)現(xiàn)，我國幼兒語言能力發(fā)展模式差異顯著，家庭人口學特征主要通過宏觀、中觀和微觀三個層次以及城鄉(xiāng)二元分化效應、資源代際傳遞效應和性別偏好(歧視)效應三種不同作用路徑影響我國幼兒語言能力發(fā)展，并且不同作用路徑之間同時存在從宏觀到微觀流向的疊加和放大效應。圖3提示了這一研究結論。

4．1 城鄉(xiāng)二元分化效應

在城鄉(xiāng)家庭幼兒語言能力發(fā)展的研究中，我們發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭和農村家庭幼兒在會話語言能力方面表現(xiàn)沒有明顯不同，但在學業(yè)語言能力發(fā)展方面則存在顯著差異。城鄉(xiāng)家庭屬性是刻畫社會分層和階層不平等的一個重要變量[43]。在調整了家庭社會經濟地位、家庭語言環(huán)境和家庭成員人口學特征之后，幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展呈現(xiàn)出的城鄉(xiāng)差異模式表明，我國幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展可能存在來自城鄉(xiāng)二元結構體制下的一些其他因素干擾和影響，比如學前教育機會和教育質量獲得上的不平等[44-45]。當城鄉(xiāng)家庭屬性疊加至家庭戶及其成員特征時，原來對幼兒會話語言能力影響不太顯著的變量效果發(fā)生了改變。例如，農村方言家庭的幼兒和農村家庭女孩在會話語言能力方面的發(fā)展都相對滯后。這提示我們要更多關注暴露在農村不利家庭人口環(huán)境中幼兒的語言能力發(fā)展。

4．2 資源代際傳遞效應

在資源代際傳遞效應的影響研究中，我們發(fā)現(xiàn)家庭戶際差異是影響幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展的重要因素。父母高受教育程度、高收入水平和普通話環(huán)境家庭的幼兒在學業(yè)語言能力上的發(fā)展具有顯著優(yōu)勢，而處于弱勢家庭社會經濟地位和不利家庭語言環(huán)境中的幼兒的學業(yè)語言能力發(fā)展則要發(fā)展相對遲緩。當家庭戶際之間的SES和語言環(huán)境差異疊加至家庭成員個體層面時，甚至會影響子代的會話語言能力，表明父母受教育程度、收入狀況和語言能力對代際語言能力發(fā)展具有重要影響，充分體現(xiàn)了教育資源的代際傳遞效應。由于資源代際傳遞是影響社會流動的重要先賦因素[46]，而兒童早期教育干預又是提升社會流動性的重要后天方式[47]，因而，研究結果引出一個值得社會和家庭關注的問題是，如何阻斷資源代際傳遞效應在兒童早期教育和語言發(fā)展中的不利影響。

4．3 性別偏好(歧視)效應

5 結論與建議

幼兒語言能力一直是國內學前教育研究重點[52-53]，家庭人口學特征對學齡前兒童語言能力發(fā)展的影響持續(xù)受到學界廣泛關注[54-55]。本文利用中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)探索家庭人口學特征對幼兒語言能力發(fā)展的影響機制，以期為我國幼兒語言能力發(fā)展研究及其教育建議提供一定本土經驗證據(jù)支持?；谇拔姆治黾敖Y論，建議如下：

第一，破除制約城鄉(xiāng)學前教育均衡發(fā)展的制度因素，縮小幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展的城鄉(xiāng)差距。盡管本研究結果顯示城鄉(xiāng)幼兒會話語言能力無明顯差異，但卻發(fā)現(xiàn)幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展存在顯著的城鄉(xiāng)差距。學業(yè)語言是兒童學業(yè)學習和終身發(fā)展的重要條件[56]，幼兒學前發(fā)展差距涉及后續(xù)義務教育效益、阻斷貧困代際傳遞和社會和諧發(fā)展[57]。控制家庭和個人特征之后，我國幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展呈現(xiàn)出的城鄉(xiāng)差異模式提示我們，城鄉(xiāng)幼兒語言能力差異可能來自城鄉(xiāng)教育與發(fā)展的制度、文化和環(huán)境差異。國內外研究表明，城鄉(xiāng)幼兒園教育質量差異是導致幼兒語言能力發(fā)展差距形成的重要原因[58-59]。而當前我國農村學前教育發(fā)展仍然面臨著數(shù)量不足和質量不高的雙重挑戰(zhàn)，學前教育投入保障長效機制亟待建立[60]。因此，必須明確政府在農村普惠性學前教育資源供給保障中的主體地位，增加惠民性的學前教育財政投入并優(yōu)先向農村地區(qū)傾斜[61]，縮小幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展的城鄉(xiāng)差距，推動教育公平實現(xiàn)。

第二，加強家庭語言文化環(huán)境建設，改善和優(yōu)化低SES家庭教育投資，阻斷負向資源代際傳遞效應對幼兒語言發(fā)展的不利影響。父母作為家庭教育主體，具有兒童教育塑造及為其賦能的重要作用[62]。本研究發(fā)現(xiàn)，父母文化教育程度、收入狀況和普通話水平對幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展存在重要影響。已有研究指出，父母對幼兒指導技能的使用在幼兒語言能力改善過程中發(fā)揮著重要作用，針對幼兒行為問題的父母培訓干預措施能夠促進兒童語言能力的發(fā)展[63]。因此，加強對父母教育的干預力度，引導低SES父母積極參與家庭語言文化環(huán)境建設，提升自身文化素養(yǎng)和語言表達能力，優(yōu)化家庭語言使用和提高普通話熟練程度，對幼兒學業(yè)語言能力發(fā)展具有十分必要的意義。我國政府也應當制定和實施針對弱勢家庭兒童的補償性學前教育政策，減輕低SES家庭學前教育投資負擔，縮小不同社會經濟地位家庭幼兒入學語言準備差距。此外，本研究發(fā)現(xiàn)還是對語言扶貧視域下幼兒語言發(fā)展干預政策和實踐的支持性經驗證據(jù)補充[64]，其政策意義在于啟示我們反貧困是語言發(fā)展的重要手段，而語言發(fā)展又為反貧困提供有利人口環(huán)境。

第三，構建利于不同性別幼兒平等發(fā)展的家庭政策，特別是要重點關注男孩偏好家庭的女孩語言能力發(fā)展。本研究結果表明，幼兒語言能力的后天發(fā)展，一方面是不同家庭所處的宏觀教育環(huán)境和社會經濟地位作用的結果，另一方面也是家庭內部教育資源稀釋分配和行動選擇的結果。城鄉(xiāng)結構分化不僅在宏觀層次上直接影響幼兒教育機會獲得，還對微觀層次上的家庭內部教育不平等產生直接影響。農村家庭幼兒輸?shù)舻恼Z言能力發(fā)展“起跑線”不僅在于家庭戶際之間的社會經濟狀況差異，還可能源于男孩偏好下家庭內部教育獲得的不平等。兒童早期語言發(fā)展干預措施不僅要關注學前教育過程中的家庭物質和父母情感投入的追加，更要注意實現(xiàn)家庭教育資源優(yōu)化和平等配置。特別是農村家庭和低SES家庭的男孩偏好和女孩歧視現(xiàn)象往往相對嚴重，出生在這類家庭的女孩不僅學業(yè)語言能力甚至會話語言能力發(fā)展也要受限，或將對幼兒認知和社會性發(fā)展造成嚴重影響[65]。因此，應當削弱農村和低SES等男孩偏好家庭作為教育資源分配的軸心地位，改變家庭和市場主導的學前教育資源配置模式，進一步突出國家主體性作用，建構以性別平等和普惠為價值內核的欠發(fā)達地區(qū)學前教育投入機制。三孩時代，國家還應加強性別平等宣教，弱化社會特別是農村地區(qū)父母對幼兒教育獲得的性別偏好，特別關注非偏好性別妊娠家庭的幼孩語言能力發(fā)展。

最后，雖然本文使用生存分析方法對全國隊列數(shù)據(jù)進行縱向分析，不存在傳統(tǒng)研究方法的內生性問題，但也客觀存在一定不足。首先，本研究不是隨機試驗設計，因此不能全面控制影響因素。其次，限于數(shù)據(jù)資源條件，本文對幼兒語言能力的測量只使用了完整句子表達(月)和數(shù)數(shù)1-10(月)兩個變量來反映幼兒會話語言和學業(yè)語言能力的發(fā)展速度，也沒有對幼兒語言的詞匯表達、語音識別和語言技能方面的能力進行考察。盡管本研究指標具有一定代表性，但也在一定程度上限制了文章對這些核心變量的多維討論。未來研究在數(shù)據(jù)允許情況下，可以考慮納入更多維度的幼兒語言能力測量指標使討論更加充分。