王典 劉新學(xué) 徐國(guó)慶 李克建

［摘 要］ 學(xué)前教育作為個(gè)體接受教育的開(kāi)端，對(duì)個(gè)體發(fā)展具有基礎(chǔ)性和先導(dǎo)性的作用。本研究基于中國(guó)教育追蹤調(diào)查（CEPS）基線數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配法探索了學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)和起始年齡對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力和人格特質(zhì)長(zhǎng)期發(fā)展的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，短期的學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童的長(zhǎng)期發(fā)展并無(wú)顯著促進(jìn)作用，只有完整的學(xué)前教育經(jīng)歷才能有效促進(jìn)其認(rèn)知能力的持續(xù)發(fā)展；長(zhǎng)期的學(xué)前教育經(jīng)歷可能會(huì)削弱處境不利兒童情緒的穩(wěn)定性；三歲以下提前接受學(xué)前教育未能使處境不利兒童在認(rèn)知能力和人格特質(zhì)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展上獲益更多，反而導(dǎo)致其情緒穩(wěn)定性變差。為維護(hù)和促進(jìn)處境不利兒童長(zhǎng)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(mén)應(yīng)在保障處境不利兒童學(xué)前教育機(jī)會(huì)的基礎(chǔ)上，提升其接受的學(xué)前教育的質(zhì)量，增強(qiáng)學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)認(rèn)知能力和人格特質(zhì)發(fā)展的積極作用，緩解長(zhǎng)期學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)兒童情緒穩(wěn)定性的消極影響；政府可以通過(guò)大力發(fā)展普惠性嬰幼兒托育服務(wù)和制定并實(shí)施一系列家庭支持政策來(lái)緩解低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的養(yǎng)育壓力和經(jīng)濟(jì)壓力，避免處境不利兒童提前接受學(xué)前教育，降低其情緒問(wèn)題的風(fēng)險(xiǎn)。

［關(guān)鍵詞］ 處境不利兒童；學(xué)前教育經(jīng)歷；認(rèn)知發(fā)展；人格特質(zhì)

稿件編號(hào)：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(xiàng)目：浙江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃年度課題“浙江省縣域?qū)W前教育質(zhì)量監(jiān)測(cè)指標(biāo)體系構(gòu)建與運(yùn)行機(jī)制研究”（編號(hào)：22NDJC060YB）

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

一、問(wèn)題提出

學(xué)前教育是個(gè)體接受教育的開(kāi)端，也是基礎(chǔ)教育的奠基階段。眾多研究表明，學(xué)前教育對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力和人格特質(zhì)的發(fā)展至關(guān)重要。學(xué)前期是個(gè)體語(yǔ)言、想象力等認(rèn)知能力發(fā)展最為迅速的時(shí)期，良好的學(xué)前教育可以為兒童提供適宜的環(huán)境和有意義的互動(dòng)支持，進(jìn)而助推兒童認(rèn)知能力的發(fā)展。[1]學(xué)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(qiáng)的可塑性，適宜的學(xué)前教育可以健全兒童的人格。[2][3]此外，學(xué)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(duì)兒童發(fā)展的制約，從而使家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位處于劣勢(shì)的處境不利兒童受益更多。[4][5]

雖然有較多研究表明學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童的短期發(fā)展具有一定補(bǔ)償作用，[6][7]但國(guó)外也有一些追蹤研究發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育的積極影響會(huì)在幾年內(nèi)消失或隨著時(shí)間的推移而逐漸衰減。[8][9][10]此外，關(guān)于學(xué)前教育經(jīng)歷的時(shí)長(zhǎng)與起始年齡對(duì)兒童長(zhǎng)期發(fā)展的影響同樣存在爭(zhēng)議。英國(guó)有效學(xué)前教育項(xiàng)目（the Effective Provision of Pre?school Education Project，以下簡(jiǎn)稱EPPE項(xiàng)目）的研究表明，兒童接受學(xué)前教育的時(shí)間越長(zhǎng)、年齡越小，則其在小學(xué)初始階段將擁有更好的認(rèn)知能力和社會(huì)性發(fā)展。[11]與之相反，一項(xiàng)基于美國(guó)兒童早期教育項(xiàng)目數(shù)據(jù)的元分析發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期的學(xué)前教育對(duì)兒童發(fā)展的促進(jìn)效果小于短期。[12]甚至還有研究顯示，隨著學(xué)前教育持續(xù)時(shí)間的延長(zhǎng)，兒童出現(xiàn)情緒和行為問(wèn)題的風(fēng)險(xiǎn)也將隨之上升。[13]另一項(xiàng)來(lái)自美國(guó)的實(shí)證研究表明，過(guò)早接受學(xué)前教育對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力的促進(jìn)作用并不顯著，甚至容易引發(fā)問(wèn)題行為。[14]那么，在我國(guó)社會(huì)文化背景下，學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)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(shí)開(kāi)始接受學(xué)前教育和接受多長(zhǎng)時(shí)間的學(xué)前教育才能使自身的身心獲得有效發(fā)展，應(yīng)成為我國(guó)學(xué)前教育決策者與研究者所關(guān)心的重要問(wèn)題。

目前，國(guó)內(nèi)已有一些研究采用線性回歸方法探索了學(xué)前教育與兒童發(fā)展的關(guān)系，這為全面了解學(xué)前教育對(duì)兒童發(fā)展的價(jià)值提供了重要參考，但現(xiàn)有研究在研究主題、內(nèi)容、對(duì)象和方法上仍存在進(jìn)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(xué)前教育對(duì)兒童發(fā)展的短期影響，[15][16]只有少數(shù)研究探索了學(xué)前教育對(duì)個(gè)體發(fā)展的長(zhǎng)期作用。[17][18]在研究?jī)?nèi)容方面，少數(shù)研究雖關(guān)注了學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)個(gè)體長(zhǎng)期發(fā)展的作用，但通常只比較了有和沒(méi)有學(xué)前教育經(jīng)歷的個(gè)體在后續(xù)發(fā)展上的差異，對(duì)不同學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)和起始年齡之于個(gè)體長(zhǎng)期發(fā)展的影響的探索較少。在研究對(duì)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(gè)別研究將視角聚焦于處境不利兒童，著重探索了學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)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(lái)探索學(xué)前教育對(duì)個(gè)體發(fā)展的作用，但該方法無(wú)法有效克服樣本自選擇問(wèn)題，可能會(huì)導(dǎo)致其研究估計(jì)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(guó)教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，以下簡(jiǎn)稱CEPS）的基線數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，以下簡(jiǎn)稱PSM）以克服樣本自選擇問(wèn)題，從而更精確地探索學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)和起始年齡對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力和人格特質(zhì)長(zhǎng)期發(fā)展的影響。具體而言，本研究將嘗試回答如下兩個(gè)問(wèn)題：（1）多長(zhǎng)時(shí)間的學(xué)前教育才能有效促進(jìn)處境不利兒童認(rèn)知能力和人格特質(zhì)的長(zhǎng)期發(fā)展；（2）何時(shí)開(kāi)始接受學(xué)前教育才能有效促進(jìn)處境不利兒童認(rèn)知能力和人格特質(zhì)的長(zhǎng)期發(fā)展。對(duì)以上問(wèn)題的回答不僅有助于家庭、社會(huì)和政府深刻認(rèn)識(shí)學(xué)前教育之于處境不利兒童發(fā)展的作用，還對(duì)優(yōu)化學(xué)前教育資源配置、促進(jìn)學(xué)前教育公平具有重要的啟示。

二、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本篩選

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源。

本研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民大學(xué)數(shù)據(jù)與調(diào)查中心設(shè)計(jì)并實(shí)施的大型追蹤調(diào)查項(xiàng)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(duì)全國(guó)28個(gè)縣（區(qū)）、112所學(xué)校、438個(gè)班級(jí)、19 487名七年級(jí)和九年級(jí)學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，收集了學(xué)生的人口學(xué)信息、受教育信息、家庭背景信息、學(xué)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(yàn)，本研究將家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(biāo)準(zhǔn)從全國(guó)樣本中選取研究對(duì)象。首先，基于布拉德利（Bradley）的觀點(diǎn)，[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(jì)條件作為度量家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的主要指標(biāo)。其次，借鑒陳依婷的研究[22]并結(jié)合CEPS的題項(xiàng)設(shè)置，將父母受教育程度分為9個(gè)等級(jí)：沒(méi)受過(guò)任何教育、小學(xué)、初中、中專/技校、職業(yè)高中、高中、大學(xué)?？?、大學(xué)本科、研究生及以上（1～9計(jì)分）。依據(jù)各職業(yè)的社會(huì)聲望，將父母的職業(yè)類型分為9個(gè)等級(jí)：無(wú)業(yè)、失業(yè)、下崗，農(nóng)民，個(gè)體工商戶，商業(yè)與服務(wù)業(yè)一般職工，生產(chǎn)與制造業(yè)一般職工，技術(shù)工人（包括司機(jī)），教師、工程師、醫(yī)生、律師，企業(yè)/公司中高級(jí)管理人員，國(guó)家機(jī)關(guān)事業(yè)單位領(lǐng)導(dǎo)與工作人員（1～9計(jì)分）。家庭經(jīng)濟(jì)條件分為5個(gè)等級(jí)：非常困難、比較困難、中等、比較富裕、很富裕（1～5計(jì)分）。在編碼過(guò)程中研究者對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位信息缺失的樣本予以刪除，共獲得16 398個(gè)有效樣本。隨后，參考任春榮的研究，[23]對(duì)父母受教育程度、職業(yè)類型和家庭經(jīng)濟(jì)條件得分進(jìn)行因子分析，合成家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)。最后，選取家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(duì)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(rèn)知能力和人格特質(zhì)。認(rèn)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(yǔ)表達(dá)等心理活動(dòng)。[24]CEPS為樣本兒童設(shè)計(jì)了專門(mén)的認(rèn)知能力測(cè)試，該測(cè)試由語(yǔ)言、圖形、計(jì)算與邏輯3個(gè)維度構(gòu)成。[25]測(cè)試內(nèi)容不涉及學(xué)校課程教授的記憶性知識(shí)，僅考查兒童的邏輯思維與問(wèn)題解決等認(rèn)知能力。[26]本研究使用基于三參數(shù)的項(xiàng)目反應(yīng)理論模型估計(jì)出的兒童認(rèn)知能力測(cè)試標(biāo)準(zhǔn)化總分來(lái)代表兒童認(rèn)知能力的發(fā)展水平，得分越高，意味著兒童認(rèn)知發(fā)展越好。人格特質(zhì)主要指?jìng)€(gè)體相對(duì)穩(wěn)定的思想、感受和行為模式，體現(xiàn)了個(gè)體在特定環(huán)境下以某種方式做出響應(yīng)的傾向和趨勢(shì)，是與認(rèn)知能力相對(duì)的概念。[27]考慮到“大五人格”模型在測(cè)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(zé)性”“宜人性”“開(kāi)放性”等5個(gè)維度?？紤]到CEPS調(diào)查問(wèn)卷中并沒(méi)有題項(xiàng)直接測(cè)度樣本兒童的人格特質(zhì)，故借鑒同類研究的做法，通過(guò)構(gòu)造代理變量來(lái)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(gè)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(wèn)卷中“我經(jīng)常參加學(xué)?；虬嗉?jí)組織的活動(dòng)”“我認(rèn)為自己很容易與人相處”“我對(duì)這個(gè)學(xué)校的人感到親近”等3個(gè)題項(xiàng)對(duì)樣本兒童的外傾性進(jìn)行測(cè)度。每個(gè)問(wèn)題對(duì)應(yīng)“完全不同意”“不太同意”“比較同意”“完全同意”等4個(gè)選項(xiàng)，分別賦分1～4分。以上3個(gè)題項(xiàng)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(gè)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(wèn)卷中“在過(guò)去的七天內(nèi)，你是否有以下感覺(jué)：沮喪、抑郁、不快樂(lè)、生活沒(méi)有意思、悲傷”等5個(gè)題項(xiàng)對(duì)樣本兒童的情緒穩(wěn)定性進(jìn)行測(cè)度。每個(gè)問(wèn)題對(duì)應(yīng)“總是”“經(jīng)?！薄坝袝r(shí)”“很少”“從不”等5個(gè)選項(xiàng)，分別賦分1～5分。以上5個(gè)題項(xiàng)的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.825，信度較高。

（3）盡責(zé)性，主要反映個(gè)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(wèn)卷中“就算身體有點(diǎn)不舒服，或者有其他理由可以留在家里，我仍然會(huì)去”“就算是我不喜歡的功課，我也會(huì)盡全力去做”“就算功課需要花好長(zhǎng)時(shí)間才能做完，我仍然會(huì)不斷地盡力去做”等3個(gè)題項(xiàng)對(duì)樣本兒童的盡責(zé)性進(jìn)行測(cè)度。每個(gè)問(wèn)題對(duì)應(yīng)“完全不同意”“不太同意”“比較同意”“完全同意”等4個(gè)選項(xiàng)，分別賦分1～4分。以上3個(gè)題項(xiàng)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(gè)體與同伴、成人建立適宜關(guān)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(wèn)卷中“你有幾個(gè)最好的朋友”題項(xiàng)的回答，即朋友數(shù)量作為宜人性的代理指標(biāo)。

（5）開(kāi)放性，主要反映個(gè)體對(duì)事情的理解方式和反應(yīng)速度，以及對(duì)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(wèn)卷中“我能夠很清楚地表述自己的意見(jiàn)”“我的反應(yīng)能力很迅速”“我能夠很快學(xué)會(huì)新知識(shí)”“我對(duì)新鮮事物很好奇”等4個(gè)題項(xiàng)對(duì)樣本兒童的開(kāi)放性進(jìn)行測(cè)度。每個(gè)問(wèn)題對(duì)應(yīng)“完全不同意”“不太同意”“比較同意”“完全同意”等4個(gè)選項(xiàng)，分別賦分1～4分。以上4個(gè)題項(xiàng)的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.778，信度較高。

此外，本研究通過(guò)因子分析發(fā)現(xiàn)，外傾性、情緒穩(wěn)定性、盡責(zé)性和開(kāi)放性等4個(gè)維度下的題項(xiàng)均可以用1個(gè)因子進(jìn)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(xiàng)之間存在量綱差異，為了便于對(duì)不同維度的人格特質(zhì)進(jìn)行比較，本研究將5個(gè)維度的得分進(jìn)行0～1標(biāo)準(zhǔn)化處理為無(wú)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(xué)前教育①的時(shí)長(zhǎng)和起始年齡。在CEPS問(wèn)卷中有關(guān)兒童學(xué)前教育經(jīng)歷的題項(xiàng)為“你有沒(méi)有上過(guò)幼兒園/學(xué)前班”，回答選項(xiàng)為“有，從幾歲開(kāi)始上幼兒園”和“沒(méi)有”，根據(jù)回答可獲取處境不利兒童學(xué)前教育經(jīng)歷的起始年齡。此外，研究通過(guò)計(jì)算“幾歲開(kāi)始上幼兒園”和“幾歲開(kāi)始上小學(xué)”兩個(gè)題項(xiàng)回答的差值來(lái)獲取處境不利兒童接受的學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)。

3. 協(xié)變量。

兒童的個(gè)體特征、家庭背景、就讀中學(xué)特征、所在地區(qū)特征等是影響其學(xué)前教育經(jīng)歷和認(rèn)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(gè)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(jí)（七年級(jí)編碼為1，九年級(jí)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(xué)前無(wú)大病編碼為1，上小學(xué)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(dòng)情況（流動(dòng)編碼為1，非流動(dòng)編碼為0）、家庭教育期望（無(wú)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(xué)?？瀑x值為6，大學(xué)本科賦值為7，碩士賦值為8，博士賦值為9）、家庭規(guī)模（獨(dú)生子女家庭編碼為1，非獨(dú)生子女家庭編碼為0）。由于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為協(xié)變量納入后續(xù)分析。第三，中學(xué)特征。借鑒邢敏慧[45]等人的研究經(jīng)驗(yàn)，本研究控制了學(xué)校類型（公辦編碼為1，非公辦編碼為0）和學(xué)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(yàn)，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(jì)分析見(jiàn)表1。

（三）分析思路與方法

由于處境不利兒童接受學(xué)前教育的時(shí)長(zhǎng)和起始年齡并非隨機(jī)事件，而是受到多種因素影響。因此，不同學(xué)前教育經(jīng)歷的處境不利兒童在個(gè)體、家庭、學(xué)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(lái)探索學(xué)前教育對(duì)處境不利兒童發(fā)展的影響，可能會(huì)因?yàn)闃颖咀赃x擇問(wèn)題而引發(fā)有偏估計(jì)?；诖耍狙芯坎捎肞SM來(lái)克服樣本自選擇問(wèn)題，從而精確地估計(jì)學(xué)前教育對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展的凈效應(yīng)。

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(yù)的各種因素作為協(xié)變量，測(cè)算出個(gè)體接受處理組干預(yù)的概率，即傾向得分值。隨后，以傾向得分值為依據(jù)，通過(guò)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(lái)實(shí)現(xiàn)配對(duì)。匹配后處理組與控制組樣本近似隨機(jī)分配，二者之間具備較強(qiáng)的可比性，從而能有效估計(jì)處理組干預(yù)的凈效應(yīng)，即處理組的平均處理效應(yīng)（Average Treatment effect on the Treated，以下簡(jiǎn)稱ATT）。ATT的具體計(jì)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(wèn)題，本研究將先后開(kāi)展兩次PSM分析。第一次分析，旨在了解學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力和人格特質(zhì)長(zhǎng)期發(fā)展影響的凈效應(yīng)。因此，本研究分別將有一年（N=372）、兩年（N=553）、三年（N=603）學(xué)前教育經(jīng)歷的處境不利兒童設(shè)為處理組，②無(wú)學(xué)前教育經(jīng)歷的設(shè)為控制組（N=909）。此時(shí)，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(xué)前教育經(jīng)歷情況下認(rèn)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(méi)有學(xué)前教育經(jīng)歷情況下認(rèn)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(wú)學(xué)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(xué)前教育經(jīng)歷，則Di=1；反之，如果處境不利兒童i沒(méi)有學(xué)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(xué)前教育的概率。第二次分析，旨在了解學(xué)前教育起始年齡對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力和人格特質(zhì)長(zhǎng)期發(fā)展影響的凈效應(yīng)。因此，本研究根據(jù)其學(xué)前教育的起始年齡，將1 583名有學(xué)前教育經(jīng)歷的處境不利兒童劃分為三歲及以后接受學(xué)期教育的處境不利兒童群體和三歲以前接受學(xué)前教育的處境不利兒童群體，并將前者設(shè)為處理組（N=1 243），后者設(shè)為控制組（N=340）。此時(shí)，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(xué)前教育情況下認(rèn)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(xué)前教育情況下認(rèn)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(xué)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(xué)前教育，則Di=1；反之，如果處境不利兒童i三歲以前接受學(xué)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(xué)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(guò)Logit回歸分析來(lái)了解處境不利兒童的個(gè)體特征、家庭背景、學(xué)校特征、地區(qū)特征對(duì)其學(xué)前教育經(jīng)歷持續(xù)時(shí)長(zhǎng)和起始年齡的影響，并估計(jì)每個(gè)樣本兒童的傾向得分值。其次，根據(jù)傾向得分值，運(yùn)用最近鄰匹配法和馬氏距離匹配法對(duì)處理組和控制組兒童進(jìn)行匹配。在匹配完成后，進(jìn)行共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)（Common Support Assumption Test）和平衡性假設(shè)檢驗(yàn)（Balancing Assumption Test），對(duì)樣本匹配的有效性進(jìn)行判斷。最后，在數(shù)據(jù)平衡的基礎(chǔ)上，估計(jì)學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)和起始年齡對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力和人格特質(zhì)長(zhǎng)期發(fā)展影響的凈效應(yīng)，同時(shí)通過(guò)比較兩種匹配方法的輸出結(jié)果來(lái)驗(yàn)證研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

三、研究結(jié)果與分析

（一）學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展的影響

1. 傾向得分估計(jì)。

研究首先運(yùn)用Logit回歸模型來(lái)了解影響處境不利兒童學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)的因素，并估計(jì)處境不利兒童接受不同時(shí)長(zhǎng)學(xué)前教育的傾向得分值。（見(jiàn)表2）

由表2可知，處境不利兒童的個(gè)體特征、家庭背景、所在地區(qū)特征均會(huì)對(duì)其接受學(xué)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(xué)前教育的機(jī)會(huì)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(xué)前教育；漢族處境不利兒童接受三年學(xué)前教育的概率比少數(shù)民族高195.9%；獨(dú)生子女家庭的處境不利兒童接受三年學(xué)前教育的機(jī)會(huì)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(xué)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(xué)前教育的機(jī)會(huì)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(yàn)。

基于傾向得分值，本研究同時(shí)采用最近鄰匹配法和馬氏距離匹配法來(lái)對(duì)控制組與處理組進(jìn)行匹配。為了確保匹配的質(zhì)量及后續(xù)估計(jì)結(jié)果的可靠性，需要對(duì)匹配進(jìn)行共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)和平衡性假設(shè)檢驗(yàn)。

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(lái)判斷匹配是否滿足共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。[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(jiàn)本研究的樣本匹配可以滿足共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。

其次，本研究借鑒魯賓的研究，[50]從三個(gè)方面進(jìn)行平衡性假設(shè)檢驗(yàn)：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(shè)檢驗(yàn)；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(shí)所有樣本匹配后Rubins R值均在1上下波動(dòng)；第二，匹配后處理組與控制組在所有個(gè)體、家庭、學(xué)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(yàn)結(jié)果顯示匹配后控制組與處理組在所有個(gè)體、家庭、學(xué)校和地區(qū)特征等協(xié)變量上均無(wú)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(shè)檢驗(yàn)。③

3. 匹配結(jié)果分析。

在數(shù)據(jù)平衡的基礎(chǔ)上，本研究計(jì)算出不同時(shí)長(zhǎng)的學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展影響的凈效應(yīng)，同時(shí)通過(guò)比較兩種匹配方法輸出結(jié)果來(lái)驗(yàn)證研究結(jié)論的穩(wěn)健性。（見(jiàn)表3）

由表3可以看出，不同時(shí)長(zhǎng)的學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展的影響具有差異性，具體而言：一年和兩年的學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力的長(zhǎng)期發(fā)展均無(wú)顯著效應(yīng)，只有三年完整的學(xué)前教育經(jīng)歷才能顯著提升處境不利兒童的認(rèn)知能力；一年的學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童情緒穩(wěn)定性的發(fā)展并無(wú)顯著影響，但隨著受教育時(shí)間的延長(zhǎng)，處境不利兒童情緒穩(wěn)定性得分逐漸下降并達(dá)到顯著水平。由表3還可知，基于馬氏距離匹配的估計(jì)結(jié)果與最近鄰匹配的估計(jì)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(guò)比較匹配前后學(xué)前教育時(shí)長(zhǎng)對(duì)處境不利兒童認(rèn)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(huì)導(dǎo)致研究高估學(xué)前教育經(jīng)歷時(shí)長(zhǎng)對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展的促進(jìn)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(xué)前教育起始年齡對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展的影響

1. 傾向得分估計(jì)。

本研究首先運(yùn)用Logit回歸模型來(lái)了解影響處境不利兒童學(xué)前教育起始年齡的因素，并估計(jì)出傾向得分值。（見(jiàn)表4）

由表4可知，處境不利兒童的年齡、年級(jí)和家庭規(guī)模會(huì)影響其學(xué)前教育起始年齡。其中，值得關(guān)注的是，獨(dú)生子女家庭處境不利兒童從三歲及以上開(kāi)始接受學(xué)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(yàn)。

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(duì)匹配效果進(jìn)行檢驗(yàn)。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(shè)檢驗(yàn)和平衡性假設(shè)檢驗(yàn)。

3. 匹配結(jié)果分析。

在數(shù)據(jù)平衡的基礎(chǔ)上，本研究計(jì)算出學(xué)前教育起始年齡對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展影響的凈效應(yīng)，同時(shí)通過(guò)比較兩種匹配方法的輸出結(jié)果來(lái)驗(yàn)證研究結(jié)論的穩(wěn)健性。（見(jiàn)表5）

由表5可知，三歲以前接受學(xué)前教育與三歲及以上開(kāi)始接受學(xué)前教育的處境不利兒童在認(rèn)知能力和外傾性、盡責(zé)性、宜人性、開(kāi)放性等人格特質(zhì)上并無(wú)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(xué)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(jiàn)，對(duì)處境不利兒童而言，提前接受學(xué)前教育無(wú)益甚至有害。由表5還可知，基于馬氏距離匹配的估計(jì)結(jié)果與最近鄰匹配的估計(jì)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(guò)比較匹配前后學(xué)前教育起始年齡對(duì)處境不利兒童認(rèn)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(huì)導(dǎo)致研究誤判學(xué)前教育起始年齡對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)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(xué)前教育經(jīng)歷才能有效促進(jìn)處境不利兒童認(rèn)知能力的長(zhǎng)期發(fā)展

基于PSM分析結(jié)果可知，兩年及以下的學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力的長(zhǎng)期發(fā)展無(wú)顯著影響，只有完整的學(xué)前教育經(jīng)歷才能有效促進(jìn)處境不利兒童認(rèn)知能力的持續(xù)發(fā)展。究其原因，兒童期是個(gè)體認(rèn)知神經(jīng)系統(tǒng)發(fā)育的敏感期和關(guān)鍵期，豐富的認(rèn)知刺激與訓(xùn)練可以有效促進(jìn)兒童認(rèn)知神經(jīng)系統(tǒng)的發(fā)育，進(jìn)而助推其認(rèn)知能力的持續(xù)發(fā)展。[54]相較于兩年及以下的學(xué)前教育經(jīng)歷，完整的學(xué)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(duì)其認(rèn)知發(fā)展的抑制，并為其提供更多的認(rèn)知刺激與認(rèn)知訓(xùn)練，進(jìn)而更有利于處境不利兒童認(rèn)知能力的長(zhǎng)期發(fā)展。

對(duì)比已有研究可知，本研究“三年學(xué)前教育經(jīng)歷可以促進(jìn)處境不利兒童認(rèn)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(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)個(gè)體后續(xù)認(rèn)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(xué)前教育經(jīng)歷與兒童認(rèn)知發(fā)展之間不存在顯著的關(guān)系”的研究結(jié)論相悖。這可能是兩項(xiàng)研究對(duì)認(rèn)知能力的定義與測(cè)量方式不一致導(dǎo)致的。本研究中認(rèn)知能力的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CEPS中兒童認(rèn)知能力測(cè)試標(biāo)準(zhǔn)化得分，該認(rèn)知能力測(cè)試由語(yǔ)言、圖形、計(jì)算與邏輯3個(gè)維度構(gòu)成。測(cè)試內(nèi)容不涉及學(xué)校課程教授的記憶性知識(shí)，僅考查兒童的計(jì)算、邏輯思維等認(rèn)知能力。因此，本研究的認(rèn)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(wú)關(guān)的、非言語(yǔ)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(zhǎng)達(dá)到峰值后再緩慢下降。兒童期是個(gè)體認(rèn)知神經(jīng)系統(tǒng)發(fā)育的敏感期和關(guān)鍵期，在這個(gè)時(shí)間窗口，學(xué)前教育對(duì)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(xué)前教育會(huì)對(duì)個(gè)體認(rèn)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(rèn)知能力的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查中兒童字詞測(cè)試和數(shù)學(xué)題測(cè)試的得分。該測(cè)試內(nèi)容的設(shè)計(jì)來(lái)自中小學(xué)課程，它與兒童接受的中小學(xué)教育密切相關(guān)。因此，其研究中認(rèn)知能力更接近于卡特爾（Cattell）定義的“晶體智力”——在社會(huì)文化中習(xí)得的心智能力。[61]這也導(dǎo)致其研究中的認(rèn)知能力可能受兒童中小學(xué)階段教育的影響更大，而受兒童早期學(xué)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(guān)變量，最終導(dǎo)致其研究發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育經(jīng)歷與兒童認(rèn)知能力發(fā)展關(guān)聯(lián)較小。由此可見(jiàn)，兩個(gè)研究中認(rèn)知能力具有不同的內(nèi)涵，其影響個(gè)體認(rèn)知發(fā)展的機(jī)制也不同，最終造成兩個(gè)研究的結(jié)果不一致。

（二）長(zhǎng)期的學(xué)前教育經(jīng)歷可能會(huì)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(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童情緒穩(wěn)定性的發(fā)展并無(wú)顯著影響，但隨著受教育時(shí)間的延長(zhǎng)，處境不利兒童情緒穩(wěn)定性得分逐漸下降并達(dá)到顯著水平。其原因可能是，身處在年齡相似群體中的時(shí)間越長(zhǎng)，兒童遭受威脅性社會(huì)評(píng)價(jià)（Social?evaluative Threat）的概率與機(jī)會(huì)也就越高。[62][63]此時(shí)兒童尚未發(fā)展出足夠強(qiáng)大的語(yǔ)言、社交和自我調(diào)節(jié)技能來(lái)應(yīng)對(duì)這種威脅性社會(huì)評(píng)價(jià)，進(jìn)而導(dǎo)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(jiǎn)稱HPA）系統(tǒng)對(duì)生理和心理壓力非常敏感，在壓力的刺激下會(huì)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(guān)系密切，而海馬體涉及個(gè)體的情緒、學(xué)習(xí)和記憶，HPA系統(tǒng)持續(xù)激活會(huì)損傷海馬體正常的生理機(jī)能。[66]因此，接受學(xué)前教育的時(shí)間越長(zhǎng)，處境不利兒童遭受威脅性社會(huì)評(píng)價(jià)的概率就越大，這就導(dǎo)致其生理和心理壓力水平相對(duì)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(zhǎng)期大量分泌可能會(huì)造成其海馬體損傷，進(jìn)而對(duì)其情緒穩(wěn)定性造成持久的負(fù)面影響。由此引發(fā)另一個(gè)重要問(wèn)題，即高質(zhì)量的學(xué)前教育能否緩解長(zhǎng)期學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童情緒發(fā)展的消極作用。從現(xiàn)有研究來(lái)看，高質(zhì)量的學(xué)前教育的確可以緩解長(zhǎng)時(shí)間學(xué)前教育對(duì)兒童發(fā)展的負(fù)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(chǎng)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(huì)評(píng)價(jià)發(fā)生的頻次，從而降低在場(chǎng)兒童的皮質(zhì)醇水平；[68]較高的過(guò)程性質(zhì)量，如優(yōu)質(zhì)的師幼互動(dòng)，可以營(yíng)造出積極、和諧的情感氛圍，緩解在場(chǎng)兒童的生理和心理壓力，弱化長(zhǎng)時(shí)間學(xué)前教育經(jīng)歷帶來(lái)的負(fù)面影響。[69]由此可見(jiàn)，為維護(hù)和促進(jìn)處境不利兒童長(zhǎng)期的身心健康與發(fā)展，教育主管部門(mén)還要在擴(kuò)大學(xué)前教育規(guī)模、保障處境不利兒童學(xué)前教育機(jī)會(huì)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步提升其接受學(xué)前教育的質(zhì)量，避免落入“低水平普及”的陷阱。

對(duì)比已有研究可知，本研究“有兩年以上學(xué)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(xué)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(duì)情緒穩(wěn)定性的界定與測(cè)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(gè)。第一，處理組與控制組的設(shè)置不同。在鄭磊和龔欣等人的研究中，其處理組為“有學(xué)前教育經(jīng)歷的兒童”，控制組為“無(wú)學(xué)前教育經(jīng)歷的兒童”。本研究的處理組分別為“一年學(xué)前教育經(jīng)歷”“兩年學(xué)前教育經(jīng)歷”“三年學(xué)前教育經(jīng)歷”，控制組均為“無(wú)學(xué)前教育經(jīng)歷”。通過(guò)對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，鄭磊和龔欣等人是從總體上比較了有無(wú)學(xué)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(chǔ)上將“有學(xué)前教育經(jīng)歷”進(jìn)一步細(xì)化，比較了不同學(xué)前教育年限對(duì)兒童情緒穩(wěn)定性發(fā)展的影響。由此可見(jiàn)，本研究與鄭磊、龔欣等人研究在處理組與控制組的設(shè)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(lái)自CEPS項(xiàng)目2013—2014基線調(diào)查，但是本研究聚焦處境不利群體，實(shí)際樣本量?jī)H為2 492人，而鄭磊和龔欣等人更為關(guān)注整體情況，其樣本量分別為10 279人和18 034人。由此可見(jiàn)，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(xué)者認(rèn)為，樣本取樣范圍的大小、代表性的強(qiáng)弱、樣本量等諸多因素都可能會(huì)影響學(xué)前教育與兒童發(fā)展之間的關(guān)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(jìn)入學(xué)前教育機(jī)構(gòu)對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期的情緒健康無(wú)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(xué)前教育并不能使其在認(rèn)知能力和人格特質(zhì)的發(fā)展上獲益更多，反而可能導(dǎo)致其情緒穩(wěn)定性下降。其原因可能在于，首先，兒童認(rèn)知能力和人格特質(zhì)的發(fā)展需要以身體機(jī)能的成熟為前提。在兒童早期生長(zhǎng)發(fā)育過(guò)程中，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是重要影響因素。[73]低社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(duì)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(xué)前教育，無(wú)異于揠苗助長(zhǎng)。另一方面，從依戀理論（Attachment Theory）角度來(lái)看，兒童大約在一歲時(shí)就已經(jīng)建立起了關(guān)于父母的可得性和響應(yīng)性的內(nèi)部表征。[75]過(guò)早與父母分離會(huì)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(guān)系中得到寬慰。[76]加之人格特質(zhì)的穩(wěn)定性相對(duì)較強(qiáng)，[77]處境不利兒童過(guò)早進(jìn)入學(xué)前教育機(jī)構(gòu)而導(dǎo)致的緊張、焦慮和情緒不穩(wěn)定可能會(huì)伴隨其后續(xù)多個(gè)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(xué)前教育對(duì)處境不利兒童的學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)性情緒發(fā)展無(wú)顯著效益”的研究結(jié)論基本一致，[78]但與英國(guó)EPPE項(xiàng)目“越早接受學(xué)前教育越有利于兒童智力和社會(huì)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(duì)象上具有高度相似性，均是探討了中國(guó)社會(huì)文化背景下處境不利兒童學(xué)前教育的起始年齡對(duì)其長(zhǎng)期（初中）發(fā)展的影響，因此研究結(jié)論存在相似性。而英國(guó)EPPE項(xiàng)目則是聚焦探索英國(guó)文化背景下學(xué)前教育經(jīng)歷之于兒童中短期（小學(xué)時(shí)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(duì)象等多個(gè)方面存在較大差異，最終導(dǎo)致研究發(fā)現(xiàn)存在不一致。

五、建議

（一）提升學(xué)前教育質(zhì)量，促進(jìn)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展

近年來(lái)，我國(guó)學(xué)前教育事業(yè)迅速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)上“費(fèi)用低”、服務(wù)對(duì)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(xué)前教育的機(jī)會(huì)。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(kuò)張過(guò)程中，低社會(huì)階層的受教育機(jī)會(huì)得到保障，但是不同社會(huì)階層在教育質(zhì)量上仍然會(huì)存在不平等，高社會(huì)階層獲取的優(yōu)質(zhì)教育會(huì)使其階層優(yōu)勢(shì)繼續(xù)保持。[80]在我國(guó)學(xué)前教育基本普及的背后，學(xué)前教育質(zhì)量公平的問(wèn)題依然嚴(yán)峻，兒童接受的幼兒園教育質(zhì)量與其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位呈顯著正相關(guān)，[81]低家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的處境不利兒童獲取的學(xué)前教育質(zhì)量依然不佳。低質(zhì)量的學(xué)前教育不僅會(huì)限制學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)處境不利兒童認(rèn)知能力發(fā)展的積極作用，還會(huì)放大學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)其人格特質(zhì)發(fā)展的消極影響，最終進(jìn)一步拉開(kāi)不同處境兒童之間的發(fā)展差距。為此，教育主管部門(mén)可以通過(guò)制定普惠性幼兒園教育基本質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，明確教育質(zhì)量的底線與紅線，引導(dǎo)、激勵(lì)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(xué)前教育服務(wù)。此外，教育主管部門(mén)還可以借鑒美國(guó)“開(kāi)端計(jì)劃”和英國(guó)“確保開(kāi)端計(jì)劃”的經(jīng)驗(yàn)，以中央和地方政府作為經(jīng)費(fèi)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(biāo)準(zhǔn)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(xué)前教育。

（二）緩解低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位多孩家庭壓力，避免處境不利兒童過(guò)早入園

本研究發(fā)現(xiàn)，低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位群體中多孩家庭更傾向于讓其子女提前進(jìn)入學(xué)前教育機(jī)構(gòu)。其原因可能在于，一方面，低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的養(yǎng)育者通常缺乏科學(xué)的養(yǎng)育知識(shí)與教養(yǎng)方法，進(jìn)而導(dǎo)致其親子互動(dòng)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(yàn)。[83]隨著子女?dāng)?shù)量的增加，養(yǎng)育者的養(yǎng)育壓力倍增，特別是當(dāng)親子互動(dòng)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(shí)，高水平的養(yǎng)育壓力將會(huì)演變?yōu)榧ち业募彝_突，[84]最終導(dǎo)致養(yǎng)育者陷入養(yǎng)育倦怠的困境。同時(shí)，低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的養(yǎng)育者往往面臨較大的經(jīng)濟(jì)壓力，他們需要將多數(shù)的時(shí)間與精力投入到生產(chǎn)性勞動(dòng)中以解決基本的生存問(wèn)題。但隨著子女?dāng)?shù)量的增加，養(yǎng)育者需要投入在育兒上的時(shí)間與精力也將隨之增加，這也將進(jìn)一步激化低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭養(yǎng)育者在生產(chǎn)性勞動(dòng)和家庭養(yǎng)育之間的矛盾。另一方面，當(dāng)前我國(guó)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(fèi)用較為高昂，低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭養(yǎng)育者無(wú)力承擔(dān)。困境之下，為了緩解養(yǎng)育壓力以及解放更多時(shí)間和精力用于生產(chǎn)性勞動(dòng)，低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭尤其是多孩家庭可能會(huì)更傾向于讓其子女提前離開(kāi)家庭而進(jìn)入學(xué)前教育機(jī)構(gòu)。基于此，政府一方面應(yīng)通過(guò)大力發(fā)展普惠性嬰幼兒托育服務(wù)，以緩解“入托難、入托貴”的問(wèn)題，避免處境不利兒童提前進(jìn)入學(xué)前教育機(jī)構(gòu)。在舉辦主體與形式上，政府可以積極引導(dǎo)和支持符合條件的機(jī)關(guān)、企事業(yè)單位、社會(huì)團(tuán)體和個(gè)人等投入或舉辦普惠性托育機(jī)構(gòu)，建立多主體、靈活多元、開(kāi)放多樣的普惠性嬰幼兒托育服務(wù)供給體系。在財(cái)政投入體制與機(jī)制上，政府可以將發(fā)展普惠性嬰幼兒托育服務(wù)體系納入公共財(cái)政支持范疇，加大對(duì)普惠性嬰幼兒托育服務(wù)體系建設(shè)的投入，通過(guò)土地優(yōu)先保障、稅費(fèi)減免、專項(xiàng)補(bǔ)助、購(gòu)買(mǎi)服務(wù)等多種方式支持各類普惠性托育機(jī)構(gòu)的建設(shè)與發(fā)展。在嬰幼兒托育師資隊(duì)伍建設(shè)上，一是要拓寬嬰幼兒托育從業(yè)人員的培養(yǎng)渠道，通過(guò)鼓勵(lì)有條件的高校加強(qiáng)嬰幼兒托育相關(guān)學(xué)科建設(shè)、增設(shè)托育相關(guān)專業(yè)等方式，為普惠性嬰幼兒托育服務(wù)的發(fā)展提供充足的人才保障；二是從國(guó)家層面制定嬰幼兒托育從業(yè)人員的資質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)和資格準(zhǔn)入制度，嚴(yán)把準(zhǔn)入門(mén)檻；三是探索建立科學(xué)合理的嬰幼兒托育服務(wù)從業(yè)人員薪資待遇標(biāo)準(zhǔn)及其保障機(jī)制，增強(qiáng)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(guò)制定并實(shí)施一系列家庭支持政策來(lái)減輕低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位多孩家庭的壓力，盡量避免處境不利兒童提前進(jìn)入學(xué)前教育機(jī)構(gòu)。第一，家庭服務(wù)政策。政府可以通過(guò)提供親職教育、普及科學(xué)養(yǎng)育知識(shí)等方式，提升低社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(yīng)在嚴(yán)格落實(shí)以保障女性權(quán)益為宗旨的產(chǎn)假制度基礎(chǔ)上，探索雙親育兒假制度，緩和低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的父母在生產(chǎn)性勞動(dòng)和家庭育兒之間的矛盾。第三，經(jīng)濟(jì)援助政策。政府可根據(jù)低社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(jì)援助的措施與力度，精準(zhǔn)緩解其因育兒而帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)壓力。

注釋：

①為了同國(guó)家政策文件中“學(xué)前教育”概念保持一致，例如《中華人民共和國(guó)學(xué)前教育法草案（征求意見(jiàn)稿）》中將“學(xué)前教育”定義為“由幼兒園等機(jī)構(gòu)對(duì)三周歲到入小學(xué)前的學(xué)前兒童實(shí)施的保育和教育”，本研究中的“學(xué)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(xué)前教育經(jīng)歷的處境不利兒童中，僅有55名兒童其學(xué)前教育經(jīng)歷時(shí)長(zhǎng)超過(guò)三年?？紤]到有三年以上學(xué)前教育經(jīng)歷的處境不利兒童樣本量過(guò)少（55名），控制組“無(wú)學(xué)前教育經(jīng)歷的處境不利兒童”樣本量較大（909名），同時(shí)本研究中納入分析的變量數(shù)目較多（協(xié)變量13個(gè)），如果將其單獨(dú)作為“三年以上學(xué)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(jì)中，可能會(huì)造成有偏估計(jì)。故本研究在探索學(xué)前教育經(jīng)歷持續(xù)時(shí)長(zhǎng)對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展的影響時(shí)，僅將有一年、兩年、三年學(xué)前教育經(jīng)歷的處境不利兒童分別設(shè)為處理組進(jìn)行分析。但后續(xù)在探索學(xué)前教育起始年齡對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展的影響時(shí)，則將這55名有三年以上學(xué)前教育經(jīng)歷的處境不利兒童，按照其接受學(xué)前教育的起始年齡，分別編入處理組“三歲及以上接受學(xué)前教育的處境不利兒童”與控制組“三歲以下接受學(xué)前教育的處境不利兒童”之中，進(jìn)行后續(xù)Logit回歸模型分析和PSM估計(jì)。

③為了精簡(jiǎn)篇幅，此處匹配效果檢驗(yàn)的結(jié)果從略。下文在探索學(xué)前教育經(jīng)歷起始年齡對(duì)處境不利兒童長(zhǎng)期發(fā)展的影響時(shí)，匹配效果檢驗(yàn)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(zé)任編輯：黎勇）