學(xué)前教育經(jīng)歷與城鄉(xiāng)學(xué)生的多維非認(rèn)知能力差距

鄭磊 祁翔

[摘 要] 非認(rèn)知能力對(duì)個(gè)體成長(zhǎng)和發(fā)展具有重要作用，接受學(xué)前教育有助于個(gè)體非認(rèn)知能力的發(fā)展。本研究利用“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村初中學(xué)生在自我效能感、自信心、自律、社會(huì)性、積極情緒、自我教育期望等多種非認(rèn)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(rèn)知能力發(fā)展的個(gè)人和家庭因素之后，OLS回歸和傾向值匹配估計(jì)發(fā)現(xiàn)，接受學(xué)前教育可以顯著地預(yù)測(cè)學(xué)生在初中階段除自我效能感以外的其他5種非認(rèn)知能力。Blinder-Oaxaca差異分解表明，城鄉(xiāng)學(xué)生不同的學(xué)前教育經(jīng)歷可以在相當(dāng)程度上解釋他們?cè)谧孕判摹⒆月?、社?huì)性這3種非認(rèn)知能力上的差距。農(nóng)村兒童不僅接受學(xué)前教育的機(jī)會(huì)不足，而且其接受的學(xué)前教育質(zhì)量偏低、年限較短，限制了其所受學(xué)前教育的回報(bào)率，這是造成城鄉(xiāng)學(xué)生非認(rèn)知能力差距的更重要的原因。我國(guó)在發(fā)展學(xué)前教育時(shí)應(yīng)始終堅(jiān)持教育公平的價(jià)值導(dǎo)向，將普及重點(diǎn)放在西部地區(qū)，同時(shí)應(yīng)盡力延長(zhǎng)處境不利兒童接受學(xué)前教育的年限，提高其所受學(xué)前教育的質(zhì)量，以更好地發(fā)揮學(xué)前教育在縮小城鄉(xiāng)學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展差距上的作用。

[關(guān)鍵詞] 學(xué)前教育經(jīng)歷;非認(rèn)知能力;城鄉(xiāng)差距;教育公平

一、問(wèn)題提出

（一）非認(rèn)知能力的價(jià)值

早在近半個(gè)世紀(jì)前就有研究指出，對(duì)人的長(zhǎng)期發(fā)展而言，期望以及習(xí)慣性行為等非認(rèn)知因素遠(yuǎn)比認(rèn)知的作用更大。[1][2]近十多年來(lái)，這一論斷不斷被教育學(xué)、心理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)等不同學(xué)科的研究所驗(yàn)證：青少年時(shí)期的非認(rèn)知能力對(duì)短期的學(xué)業(yè)表現(xiàn)、教育獲得乃至長(zhǎng)期的勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)、健康等一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)果均具有重要影響。[3][4][5]

有關(guān)中國(guó)的研究也證明了非認(rèn)知能力的重要價(jià)值。在教育方面，農(nóng)村少年兒童的非認(rèn)知能力可以預(yù)測(cè)他們將來(lái)是否讀大學(xué)，[6]解釋性別之間的成績(jī)差距。[7]在勞動(dòng)力市場(chǎng)上，非認(rèn)知能力對(duì)工資收入具有顯著影響。[8][9]寒門(mén)子弟的非認(rèn)知能力在大學(xué)期間提高得更快，從而縮小了不同階層學(xué)生畢業(yè)后的初職收入差距。[10]

正是由于非認(rèn)知能力對(duì)個(gè)人發(fā)展的重要作用，包括中國(guó)在內(nèi)的很多國(guó)家或國(guó)際組織都將非認(rèn)知能力作為青少年的核心素養(yǎng)之一。比如《中國(guó)學(xué)生發(fā)展核心素養(yǎng)》要求學(xué)生在文化基礎(chǔ)方面應(yīng)當(dāng)培養(yǎng)好奇心等勇于探究的能力;在自主發(fā)展方面應(yīng)當(dāng)培養(yǎng)自信自愛(ài)、堅(jiān)韌樂(lè)觀、自制力、調(diào)節(jié)情緒、不怕挫折的健全人格;在社會(huì)參與方面應(yīng)當(dāng)培養(yǎng)自尊自律、社會(huì)交往等能力。這些能力都指向非認(rèn)知能力這種非智力因素。

（二）學(xué)前教育在非認(rèn)知能力發(fā)展中的作用

人的早期成長(zhǎng)階段是能力形成的關(guān)鍵期和敏感期。諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主赫克曼（Heckman）提出了“能力形成的動(dòng)態(tài)模型”（technology of skill formation）。該理論指出，能力的發(fā)展有以下兩個(gè)特點(diǎn)：自我生產(chǎn)——前一階段形成的能力能夠促進(jìn)之后階段能力的發(fā)展;動(dòng)態(tài)互補(bǔ)性——在某一階段對(duì)能力進(jìn)行干預(yù)或投資，其生產(chǎn)效率取決于之前已經(jīng)獲得的能力。這意味著如果能在0～6歲這個(gè)關(guān)鍵期和敏感期接受學(xué)前教育，初始階段形成的能力將對(duì)后續(xù)生命歷程的能力發(fā)展不斷產(chǎn)生累積的促進(jìn)作用。因此，能力的發(fā)展是一種帶有乘數(shù)效應(yīng)的自我增長(zhǎng)過(guò)程。經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究表明，學(xué)前教育投資回報(bào)率超過(guò)了學(xué)校教育階段和在職培訓(xùn)等人力資本投資回報(bào)率。[11]

除了理論模型之外，實(shí)證研究也探討了學(xué)前教育的短期或長(zhǎng)期效應(yīng)。按照通常的標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)10歲之前的影響稱為短期效應(yīng)，對(duì)10歲之后的影響稱為長(zhǎng)期效應(yīng)。[12]學(xué)前教育具有短期效應(yīng)這一觀點(diǎn)幾乎已經(jīng)成為共識(shí)，比如埃爾蒙德（Almond）和柯里（Currie）在《勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)手冊(cè)》（Handbook of Labor Economics）撰寫(xiě)的經(jīng)典性綜述表明，兒童接受的學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)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(jīng)濟(jì)學(xué)手冊(cè)》（Handbook of the Economics of Education）撰寫(xiě)的另一篇經(jīng)典綜述回顧了美國(guó)的開(kāi)端計(jì)劃（Head Start）和州政府提供的各種早期教育項(xiàng)目，發(fā)現(xiàn)這些項(xiàng)目同樣具有明顯的短期效應(yīng)。[14]

相對(duì)而言，有關(guān)學(xué)前教育是否具有長(zhǎng)期效應(yīng)的證據(jù)并不確定。巴內(nèi)特（Barnett）對(duì)美國(guó)36個(gè)學(xué)前項(xiàng)目的綜述性研究發(fā)現(xiàn)，這些項(xiàng)目提高了參與兒童的社會(huì)化程度，對(duì)學(xué)校學(xué)習(xí)的投入熱情，以及促進(jìn)了其與朋友和鄰居的良好關(guān)系。[15]另一項(xiàng)經(jīng)典綜述也表明，這些項(xiàng)目對(duì)被試兒童在較長(zhǎng)時(shí)間段的教育獲得、學(xué)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(xué)前教育對(duì)非認(rèn)知能力并無(wú)預(yù)期中的積極作用，比如貝克爾（Baker）等人對(duì)加拿大的研究發(fā)現(xiàn)，接受學(xué)前教育對(duì)兒童的社會(huì)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(duì)美國(guó)的研究發(fā)現(xiàn)，接受學(xué)前教育對(duì)學(xué)生的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、自控以及人際交往技能等反而有不利影響。[18]趙秋麗對(duì)中國(guó)的研究則發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育經(jīng)歷和兒童的社交能力、領(lǐng)導(dǎo)力等非認(rèn)知能力之間并無(wú)顯著關(guān)系。[19]

對(duì)長(zhǎng)期效應(yīng)的研究根據(jù)所考察的學(xué)前教育項(xiàng)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(shí)驗(yàn)性質(zhì)的教育或干預(yù)項(xiàng)目的效果。這類項(xiàng)目往往具有隨機(jī)分配處理組/對(duì)照組的設(shè)計(jì)特點(diǎn)，流失率較低，對(duì)受干預(yù)兒童的持續(xù)追蹤時(shí)間較長(zhǎng)，因此也稱為“樣板項(xiàng)目”（model programs）。但是這類項(xiàng)目的被試數(shù)量較少，被試接受的教育或干預(yù)服務(wù)由受過(guò)良好訓(xùn)練的保教人員提供，因此項(xiàng)目的效果難以外推到其他一般性質(zhì)的學(xué)前教育項(xiàng)目上。[20]并且研究需要采用追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，持續(xù)期較長(zhǎng)，成本較高，因此國(guó)內(nèi)以這類項(xiàng)目為數(shù)據(jù)探討學(xué)前教育對(duì)非認(rèn)知能力長(zhǎng)期效應(yīng)的研究幾乎沒(méi)有。在這些“樣板項(xiàng)目”中，最經(jīng)典的莫過(guò)于美國(guó)佩里學(xué)前教育項(xiàng)目和卡羅萊納初學(xué)者項(xiàng)目。赫克曼及其同事對(duì)佩里項(xiàng)目的一系列研究發(fā)現(xiàn)，盡管在項(xiàng)目結(jié)束不久，實(shí)驗(yàn)組兒童的認(rèn)知能力逐漸趨同于對(duì)照組兒童，但是從長(zhǎng)期來(lái)看，干預(yù)顯著提升了實(shí)驗(yàn)組的非認(rèn)知能力——比如控制點(diǎn)（locus of control）和自尊（self-esteem），這直接導(dǎo)致了實(shí)驗(yàn)組人群在40歲左右獲得了更好的社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)果。[21]切迪（Chetty）等人利用美國(guó)田納西州將學(xué)前班到3年級(jí)的學(xué)生隨機(jī)分配到不同規(guī)模、不同質(zhì)量的班級(jí)的實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)接受過(guò)高質(zhì)量學(xué)前班教育的兒童在4年級(jí)和8年級(jí)時(shí)的努力程度、主動(dòng)性等非認(rèn)知能力方面的表現(xiàn)都更好。[22]安德森（Anderson）對(duì)佩里項(xiàng)目和卡羅萊納初學(xué)者項(xiàng)目的研究發(fā)現(xiàn)，項(xiàng)目效果主要體現(xiàn)在女孩身上。[23]而德明（Deming）對(duì)“開(kāi)端計(jì)劃”的研究發(fā)現(xiàn)，項(xiàng)目效果主要體現(xiàn)在弱勢(shì)群體兒童身上。[24]但是巴內(nèi)特發(fā)現(xiàn)美國(guó)的36個(gè)學(xué)前教育項(xiàng)目的效應(yīng)并不存在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位群體之間的差異。[25]

另一類有關(guān)學(xué)前教育長(zhǎng)期效應(yīng)的研究采用觀測(cè)數(shù)據(jù)（survey data）去考察非實(shí)驗(yàn)性質(zhì)的或者說(shuō)更為一般性的學(xué)前教育項(xiàng)目的效果。這些研究利用綜合性的家庭/社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，詢問(wèn)被調(diào)查者是否接受過(guò)學(xué)前教育，然后通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來(lái)評(píng)價(jià)學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)其一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)果的影響。這類研究因?yàn)椴恍枰捎米粉櫿{(diào)查的設(shè)計(jì)，因此更容易開(kāi)展。但是因?yàn)槭褂玫氖蔷C合性的調(diào)查數(shù)據(jù)，所以難以區(qū)分學(xué)前教育經(jīng)歷的性質(zhì)、質(zhì)量等特征。來(lái)自中國(guó)的相關(guān)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(kāi)始。在這些有限的研究中，龔欣等人發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育經(jīng)歷和兒童的注意力、社交能力等非認(rèn)知能力顯著相關(guān)。[26]王慧敏等人發(fā)現(xiàn)，接受過(guò)學(xué)前教育的兒童，他們的自我效能和社會(huì)交往能力更高。[27]張鼎權(quán)等人發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育經(jīng)歷可以提高學(xué)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(xué)前教育經(jīng)歷與學(xué)生的思維開(kāi)通性、自律性和朋友數(shù)量具有顯著的關(guān)聯(lián)。[29]李玲等人對(duì)西部某市中學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)，接受學(xué)前教育可以顯著地預(yù)測(cè)學(xué)生的自我效能、學(xué)習(xí)投入、校園霸凌、社會(huì)性等方面的非認(rèn)知能力。[30]

（三）中國(guó)城鄉(xiāng)之間的學(xué)前教育發(fā)展背景

與學(xué)前教育的巨大價(jià)值相比，中國(guó)的學(xué)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(guó)0～6歲兒童在農(nóng)村地區(qū)的分布比例遠(yuǎn)高于在園幼兒在農(nóng)村地區(qū)的分布比例。[31]針對(duì)農(nóng)村地區(qū)學(xué)前教育發(fā)展薄弱的問(wèn)題，2010年《國(guó)家中長(zhǎng)期教育改革與發(fā)展規(guī)劃綱要》提出要“重點(diǎn)發(fā)展農(nóng)村學(xué)前教育”，并在實(shí)施“學(xué)前教育三年行動(dòng)計(jì)劃”全面解決“入園難”“入園貴”的同時(shí)，面向農(nóng)村地區(qū)重點(diǎn)開(kāi)展“農(nóng)村學(xué)前教育推進(jìn)工程”等項(xiàng)目。[32]

根據(jù)教育部《全國(guó)教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，經(jīng)過(guò)一系列的學(xué)前教育普及政策之后，幼兒園所數(shù)量從2011年的16.68萬(wàn)所增加到2018年的26.67萬(wàn)所，毛入園率從2011年的62.3%提高到2018年的81.7%。但是，農(nóng)村學(xué)前教育普及仍有待大力推進(jìn)。[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(kuò)張更加突出。[34]學(xué)前教育生均經(jīng)費(fèi)的城鄉(xiāng)差距在三大地區(qū)均持續(xù)擴(kuò)大，2011—2016年間，東部、中部和西部地區(qū)的城鄉(xiāng)差距年均擴(kuò)大幅度分別為11.4%、2.32%和12.09%。[35]在2010—2016年間，除運(yùn)動(dòng)場(chǎng)地外，農(nóng)村學(xué)前教育機(jī)構(gòu)的生均園舍、活動(dòng)室、睡眠室面積和圖書(shū)冊(cè)數(shù)一直未達(dá)到全國(guó)平均水平，與城市地區(qū)的辦學(xué)條件差距越來(lái)越大。農(nóng)村地區(qū)幼兒園的質(zhì)量也較低，班均規(guī)模遠(yuǎn)超國(guó)家和地方標(biāo)準(zhǔn)，基本設(shè)備與衛(wèi)生條件有限，因缺少游戲材料無(wú)法保證幼兒的游戲活動(dòng)，教學(xué)活動(dòng)小學(xué)化。2016年全國(guó)學(xué)前教育生師比平均為19.77 ∶ 1，在農(nóng)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(wèn)題

目前國(guó)內(nèi)探討學(xué)前教育經(jīng)歷與少年兒童認(rèn)知能力、學(xué)業(yè)表現(xiàn)關(guān)系的研究較多，但是探討學(xué)前教育對(duì)非認(rèn)知能力發(fā)展影響的研究較少，特別是討論學(xué)前教育對(duì)非認(rèn)知能力的長(zhǎng)期效應(yīng)的研究更少。在國(guó)內(nèi)為數(shù)不多的相關(guān)研究中，大部分驗(yàn)證了學(xué)前教育經(jīng)歷的積極影響，但也有相反的發(fā)現(xiàn)。總體而言，已有研究關(guān)注的都是學(xué)前教育對(duì)個(gè)體層面上的能力發(fā)展的影響，也即學(xué)前教育作為一種人力資本投資的效益。但是，很少有研究關(guān)注學(xué)前教育對(duì)群體層面上的能力發(fā)展差距的影響，也即學(xué)前教育作為一種“預(yù)分配”手段的公平意義。在這方面，涂榮珍等人實(shí)證分析了學(xué)前教育對(duì)認(rèn)知能力發(fā)展的價(jià)值以及學(xué)前教育的不平等狀況，[37]但是并未關(guān)注學(xué)前教育對(duì)城鄉(xiāng)兒童教育發(fā)展結(jié)果差距上的作用。

城鄉(xiāng)教育發(fā)展差距是黨的十九大報(bào)告關(guān)注的一個(gè)重要問(wèn)題。在城鄉(xiāng)教育不均衡當(dāng)中，兒童的能力發(fā)展差距又是重中之重。對(duì)秦巴山區(qū)貧困地區(qū)嬰幼兒的一項(xiàng)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，5～24個(gè)月齡嬰幼兒存在社交情緒發(fā)展滯后的風(fēng)險(xiǎn)，一年后的跟蹤調(diào)查表明存在這種非認(rèn)知能力發(fā)展滯后風(fēng)險(xiǎn)的嬰幼兒比例有所擴(kuò)大。[38]這意味著如果不加以干預(yù)的話，農(nóng)村地區(qū)，特別是貧困農(nóng)村地區(qū)少年兒童的非認(rèn)知能力發(fā)展會(huì)長(zhǎng)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(rèn)知能力發(fā)展上存在多大的差距。

結(jié)合中國(guó)城鄉(xiāng)之間學(xué)前教育發(fā)展存在的差異，有一個(gè)問(wèn)題亟須回答：如果學(xué)前教育對(duì)非認(rèn)知能力具有顯著的持續(xù)性影響，那么城鄉(xiāng)學(xué)生在學(xué)前教育經(jīng)歷上的差異，是否進(jìn)一步導(dǎo)致他們?cè)谇嗌倌陼r(shí)期的非認(rèn)知能力上存在差距呢？盡管有研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)學(xué)生的學(xué)前教育經(jīng)歷差異是造成初中階段學(xué)生認(rèn)知能力差距的重要原因，[39]但從筆者掌握的文獻(xiàn)來(lái)看，目前還沒(méi)有研究利用全國(guó)性樣本，去探討城鄉(xiāng)少年兒童學(xué)前教育機(jī)會(huì)不均等與其青少年時(shí)期非認(rèn)知能力發(fā)展差距之間的關(guān)系。

本文利用“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”這一全國(guó)性數(shù)據(jù)，研究如下四個(gè)問(wèn)題：城鄉(xiāng)初中學(xué)生的非認(rèn)知能力差距有多大？影響個(gè)人學(xué)前教育機(jī)會(huì)的因素是什么？學(xué)前教育經(jīng)歷是否對(duì)初中生多方面的非認(rèn)知能力發(fā)展具有長(zhǎng)期的預(yù)測(cè)作用？城鄉(xiāng)學(xué)生在學(xué)前教育經(jīng)歷上的差異在多大程度上造成了他們目前的非認(rèn)知能力發(fā)展差距？對(duì)這些問(wèn)題的探討，不僅在理論層面可以拓寬國(guó)內(nèi)學(xué)界對(duì)城鄉(xiāng)教育公平的研究，也對(duì)全面評(píng)估“學(xué)前三年行動(dòng)計(jì)劃”“一村一園”項(xiàng)目等學(xué)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(lái)自中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計(jì)并實(shí)施的“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”2013—2014年基線數(shù)據(jù)（以下簡(jiǎn)稱“CEPS數(shù)據(jù)”）。該調(diào)查是國(guó)內(nèi)第一項(xiàng)基于學(xué)校的大型追蹤調(diào)查項(xiàng)目。項(xiàng)目通過(guò)多階段的概率與規(guī)模成比例（PPS）抽樣方法，依次抽取了來(lái)自全國(guó)28個(gè)縣（區(qū)）、112個(gè)學(xué)校、438個(gè)班級(jí)的19487名初一和初三的學(xué)生。①由于基線數(shù)據(jù)中的初三學(xué)生為實(shí)驗(yàn)性測(cè)試樣本，因此本文選取基線數(shù)據(jù)中的初一學(xué)生樣本進(jìn)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(huì)因?yàn)樽兞咳笔е挡煌兴煌?/p>

（二）變量

1. 解釋變量。

根據(jù)同類文獻(xiàn)的界定以及CEPS問(wèn)卷的局限，本文所說(shuō)的“學(xué)前教育”特指面向3～6歲幼兒，由幼兒園、學(xué)前班等機(jī)構(gòu)為主提供的教育，年限通常從1年到3年不等。CEPS詢問(wèn)了個(gè)人在3歲之后是否上過(guò)幼兒園或?qū)W前班，我們據(jù)此構(gòu)造了本文的核心解釋變量“是否接受過(guò)學(xué)前教育”（是=1，否=0）。

2. 被解釋變量。

學(xué)術(shù)界對(duì)于認(rèn)知能力的概念界定相對(duì)比較清晰，但是對(duì)非認(rèn)知能力的界定和測(cè)量則并未達(dá)成一致。[40]經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)使用“非認(rèn)知能力”概念，在心理學(xué)中常被稱作“人格特質(zhì)”（personality traits）、“非智力因素”（non-intellectual factors），在教育學(xué)領(lǐng)域則使用“社會(huì)情感技能”這一概念。本文為了和已有研究的習(xí)慣保持一致，對(duì)上述概念不做嚴(yán)格區(qū)分，統(tǒng)一使用“非認(rèn)知能力”這一概念。

燕國(guó)材將“非智力因素”劃分成三個(gè)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(dòng)機(jī)、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(dòng)機(jī)、自尊、自信、自制、獨(dú)立性、學(xué)習(xí)熱情、求知欲望等十二個(gè)因素。[41]在實(shí)證研究中，主要采取兩類指標(biāo)去度量非認(rèn)知能力。一是以大五人格（Big Five）等高階指標(biāo)去測(cè)量，例如樂(lè)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(rèn)知技能。二是采用某些單一的低階指標(biāo)去度量，例如自制、自尊、自信、教育期望、自我效能、社會(huì)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(mén)的量表去測(cè)量學(xué)生的非認(rèn)知能力，但是問(wèn)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(biāo)具有對(duì)應(yīng)性。為了盡可能全面地反映學(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展?fàn)顩r，本文構(gòu)建了多維非認(rèn)知能力指標(biāo)，具體包括如下六個(gè)。

（1）自我效能感。

這是同類研究中經(jīng)常使用的一個(gè)指標(biāo)。根據(jù)班杜拉（Bandura）的定義，它衡量了一個(gè)人對(duì)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(wèn)卷中“我能夠清楚表達(dá)自己的意見(jiàn)”“我的反應(yīng)能力很迅速”“我能很快學(xué)會(huì)新知識(shí)”三個(gè)問(wèn)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(gè)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(guó)材提出的12個(gè)具體非智力因素中的一個(gè)。[54]本文根據(jù)問(wèn)卷詢問(wèn)的“你對(duì)自己的未來(lái)有沒(méi)有信心”這一問(wèn)題（從1到4分別賦值，表示自信心程度依次增高），構(gòu)造了“自信心”變量。

（3）自律。

自律也是燕國(guó)材提出的12個(gè)具體非智力因素中的一個(gè)。[55]相關(guān)研究指出，學(xué)生的自律性可以通過(guò)逃課、遲到等行為來(lái)衡量。[56]本文參考龔欣、李義貞的方法，[57]根據(jù)問(wèn)卷詢問(wèn)的“你是否經(jīng)常遲到”“你是否經(jīng)常逃課”兩個(gè)問(wèn)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(jì)分后，再加總?cè)【担玫揭粋€(gè)綜合性的反映“自律”的變量（Cronbachs α信度系數(shù)=0.6874）。

（4）社會(huì)性。

學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)幼兒的一個(gè)重要影響就是促進(jìn)其社會(huì)性的發(fā)展。社會(huì)性體現(xiàn)了個(gè)人在人際互動(dòng)之間的相處情況、融洽程度，對(duì)減少個(gè)人的孤獨(dú)感、增強(qiáng)自尊心等均有影響。[58]該指標(biāo)也與大五人格中的“宜人性”具有一定的對(duì)應(yīng)性。本文根據(jù)問(wèn)卷詢問(wèn)的“班里大多數(shù)同學(xué)對(duì)我很友好”“我認(rèn)為自己很容易與人相處”兩個(gè)問(wèn)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(gè)綜合性的反映“社會(huì)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(yàn)反映了個(gè)人的心理健康狀況，對(duì)身體健康、自信、社會(huì)交往等其他身心發(fā)展指標(biāo)也會(huì)產(chǎn)生影響。本文根據(jù)問(wèn)卷詢問(wèn)的“過(guò)去七天你是否感到沮喪/抑郁/不快樂(lè)/生活沒(méi)有意思、悲傷”等五個(gè)問(wèn)題（從1到5分別賦值，表示頻率依次增高）的得分反向計(jì)分后，再加總?cè)【?，得到一個(gè)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(huì)心理學(xué)方面的威斯康辛模型指出，學(xué)生的自我教育期望體現(xiàn)其成就動(dòng)機(jī)，能在很大程度上預(yù)測(cè)個(gè)人的教育獲得和成年后的地位獲得。[59]本文根據(jù)學(xué)生匯報(bào)的“希望自己讀到什么層次的教育”，將相應(yīng)的教育層次轉(zhuǎn)換為受教育年限，構(gòu)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(gè)人的學(xué)前教育機(jī)會(huì)，也可能影響非認(rèn)知能力發(fā)展的變量。這些變量包括個(gè)人和家庭兩個(gè)層面。

（1）個(gè)人層面。

控制了學(xué)生的性別（男生=1，女生=0）、民族（漢族=1，少數(shù)民族=0）、戶籍（農(nóng)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(méi)有=0）、是否是獨(dú)生子女（獨(dú)生子女=1，非獨(dú)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(lái)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(píng)的當(dāng)前家庭經(jīng)濟(jì)狀況（包括兩個(gè)虛擬變量：家庭經(jīng)濟(jì)狀況中等=1，否=0;以及家庭經(jīng)濟(jì)狀況富裕=1，否=0。以“家庭經(jīng)濟(jì)狀況困難”為參照組）、父母是否不在家居?。ò▋蓚€(gè)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(duì)本文的四個(gè)研究問(wèn)題，依次采用如下方法。

1. 比較城鄉(xiāng)學(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展差異。

通過(guò)描述性統(tǒng)計(jì)分析，比較城鄉(xiāng)學(xué)生在多維非認(rèn)知能力發(fā)展以及其他特征方面是否存在差異。

2. 學(xué)前教育機(jī)會(huì)的影響因素分析。

利用logit模型，研究個(gè)人和家庭特征對(duì)接受學(xué)前教育的影響，模型如下：

pi表示第i個(gè)學(xué)生接受學(xué)前教育的概率，Xi表示個(gè)人和家庭層面的影響因素。

3. 學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)非認(rèn)知能力的影響。

首先用如公式（2）所示的最小二乘估計(jì)法（OLS模型）估計(jì)學(xué)前教育經(jīng)歷與多維非認(rèn)知能力發(fā)展之間的關(guān)系。

Noncognitivei=α+β·Xi+εi （2）

其中，Noncognitivei是第i個(gè)學(xué)生的某項(xiàng)非認(rèn)知能力，α是常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)，Xi是一組包含“是否接受學(xué)前教育”變量在內(nèi)的解釋變量向量，β是解釋變量向量的估計(jì)系數(shù)，εi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于CEPS在抽樣過(guò)程中的聚類特征，因此對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了學(xué)校層面的聚類調(diào)整。

個(gè)人是否接受學(xué)前教育是一種受個(gè)人、家庭等多方面因素影響的結(jié)果，并不是一個(gè)隨機(jī)行為。因此在估計(jì)學(xué)前教育對(duì)非認(rèn)知能力發(fā)展的影響效應(yīng)時(shí)，要考慮樣本的選擇偏誤。嚴(yán)格說(shuō)來(lái)，所謂的“學(xué)前教育效應(yīng)”應(yīng)當(dāng)比較同一個(gè)人在接受或不接受學(xué)前教育兩種狀態(tài)下非認(rèn)知能力水平的差異。但是，我們不可能同時(shí)觀察到個(gè)體在“事實(shí)”（接受學(xué)前教育）和“反事實(shí)”（不接受學(xué)前教育）兩種情況下的非認(rèn)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(cè)因素的選擇偏誤。此外，OLS模型的估計(jì)結(jié)果還取決于具體的模型設(shè)定形式。為了更準(zhǔn)確地估計(jì)學(xué)前教育效應(yīng)，本文還采用了傾向值匹配方法（propensity score matching，下文簡(jiǎn)稱PSM），并將其結(jié)果作為OLS回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

傾向值匹配的思路如下：第一步，基于logit模型，利用個(gè)體和家庭層面變量預(yù)測(cè)個(gè)體接受學(xué)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(jìn)行的學(xué)前教育影響因素分析（公式1）。第二步，對(duì)傾向值處在共同域（common support）內(nèi)的個(gè)體進(jìn)行匹配。第三步，比較匹配后的兩組樣本在各個(gè)影響因素變量上的差異性，以此判斷匹配過(guò)程是否有效地平衡了數(shù)據(jù)。第四步，通過(guò)匹配后的樣本計(jì)算“處理組的平均處理效應(yīng)”（average treatment effects for the treated， ATT）。這一處理效應(yīng)可以理解為：對(duì)于接受過(guò)學(xué)前教育的人來(lái)說(shuō)，接受學(xué)前教育（事實(shí)）和假如不接受學(xué)前教育（反事實(shí)）兩種狀態(tài)下非認(rèn)知能力的平均差異。令Noncognitive1i為接受學(xué)前教育后的非認(rèn)知能力，Noncognitive0i為未接受學(xué)前教育的非認(rèn)知能力，Di=1表示個(gè)體接受了學(xué)前教育，Di=0表示個(gè)體未接受學(xué)前教育。那么，ATT如（3）式所示：

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

4. 學(xué)前教育對(duì)城鄉(xiāng)學(xué)生非認(rèn)知能力差距的影響。

本文利用Blinder-Oaxaca分解來(lái)研究城鄉(xiāng)學(xué)生學(xué)前教育機(jī)會(huì)不均等對(duì)非認(rèn)知能力發(fā)展差距的影響程度。該方法最早來(lái)自勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)，是一種基于OLS回歸模型來(lái)解釋某個(gè)變量對(duì)組間均值差異的影響的方法。對(duì)于本文的研究問(wèn)題，由于學(xué)前教育因素造成的城鄉(xiāng)學(xué)生非認(rèn)知能力差距可能來(lái)自兩個(gè)方面：一是兩組學(xué)生的學(xué)前教育機(jī)會(huì)不同（“機(jī)會(huì)差異的貢獻(xiàn)”）;二是即使城鄉(xiāng)學(xué)生擁有相同的學(xué)前教育機(jī)會(huì)，但是學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)城鄉(xiāng)學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展的影響效應(yīng)不同（“回報(bào)率差異的貢獻(xiàn)”）。

基于公式（2）所示的OLS模型分別對(duì)城市和農(nóng)村樣本進(jìn)行估計(jì)，令下標(biāo)u和r分別表示城市樣本和農(nóng)村樣本。那么城市樣本和農(nóng)村樣本某項(xiàng)非認(rèn)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(rèn)知能力的城鄉(xiāng)組間均值差異：

公式（6）第二個(gè)等號(hào)右邊第一項(xiàng)度量了城鄉(xiāng)學(xué)生由于獲得的個(gè)人或家庭資源機(jī)會(huì)差異造成的非認(rèn)知能力差距，比如說(shuō)學(xué)前教育機(jī)會(huì)不同的影響。將其除以某個(gè)非認(rèn)知能力的組間均值差異，則得到用百分比表示的“機(jī)會(huì)差異的貢獻(xiàn)份額”。

即使城鄉(xiāng)學(xué)生獲得的個(gè)人和家庭資源在數(shù)量或機(jī)會(huì)上都一樣，但是這些資源對(duì)非認(rèn)知能力的影響或者說(shuō)回報(bào)率也可能有所不同。公式（6）第二個(gè)等號(hào)右邊第二項(xiàng)和第三項(xiàng)度量了這種差異性的回報(bào)率造成的非認(rèn)知能力差距，比如說(shuō)學(xué)前教育回報(bào)率不同的影響。將其除以某個(gè)非認(rèn)知能力的組間均值差異，則得到用百分比表示的“回報(bào)率差異的貢獻(xiàn)份額”。

“機(jī)會(huì)差異的貢獻(xiàn)份額”和“回報(bào)率差異的貢獻(xiàn)份額”合并起來(lái)，度量了當(dāng)其他影響非認(rèn)知能力發(fā)展的因素保持不變的情況下，學(xué)前教育因素對(duì)城鄉(xiāng)學(xué)生非認(rèn)知能力差距的影響程度。

三、研究結(jié)果與分析

（一）城鄉(xiāng)學(xué)生在學(xué)前教育機(jī)會(huì)、非認(rèn)知能力等方面的差異

本文首先通過(guò)描述性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的方法，比較城鄉(xiāng)學(xué)生在學(xué)前教育機(jī)會(huì)、多維非認(rèn)知能力發(fā)展以及其他個(gè)人、家庭層面特征上的差異。具體結(jié)果見(jiàn)表1。

由表1可見(jiàn)，城鄉(xiāng)學(xué)生在多方面特征上均存在顯著差異。就非認(rèn)知能力發(fā)展而言，農(nóng)村學(xué)生在六個(gè)方面的非認(rèn)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(yàn)證并拓展了部分小樣本研究所揭示的現(xiàn)象：農(nóng)村嬰幼兒在包括社會(huì)情感等方面的能力發(fā)展相對(duì)落后于城市嬰幼兒，不加干預(yù)的話，這種差距隨年齡增長(zhǎng)有所擴(kuò)大。[61][62]

城鄉(xiāng)學(xué)生在3～6歲接受學(xué)前教育的機(jī)會(huì)上也存在顯著差距。城市學(xué)生接受過(guò)學(xué)前教育的平均比例為85.63%，農(nóng)村學(xué)生的平均比例為77.22%，兩者相差8.4個(gè)百分點(diǎn)。

表2進(jìn)一步區(qū)分了東、中、西部不同地區(qū)內(nèi)部的城鄉(xiāng)差異。由該表可見(jiàn)，無(wú)論是學(xué)前教育機(jī)會(huì)還是非認(rèn)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(gè)人、家庭特征方面，農(nóng)村學(xué)生身患各類殘疾、非獨(dú)生子女的比例更高，父母的教育程度、職業(yè)地位、家庭經(jīng)濟(jì)狀況更低，父母雙方都不在家居住的比例更高。

通過(guò)統(tǒng)計(jì)描述分析可見(jiàn)，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(xué)生在3～6歲時(shí)的學(xué)前教育機(jī)會(huì)，也可能對(duì)目前的非認(rèn)知能力發(fā)展產(chǎn)生影響。

（二）學(xué)前教育機(jī)會(huì)的影響因素分析

表1的分析表明，農(nóng)村學(xué)生的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位顯著低于城市學(xué)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(xué)生在幼兒時(shí)期的學(xué)前教育機(jī)會(huì)選擇呢？接下來(lái)，將利用logit模型進(jìn)行分析，詳見(jiàn)表3。

如表3所示，學(xué)生的民族、戶籍、身體殘疾狀況、是否獨(dú)生子女、父母的教育程度、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、父母是否在家居住等因素均顯著地影響子女的學(xué)前教育機(jī)會(huì)。具體而言，漢族學(xué)生接受學(xué)前教育的概率比少數(shù)民族學(xué)生高41%;農(nóng)村學(xué)生比城市學(xué)生的概率低16.1%;殘疾學(xué)生比健康學(xué)生的概率低21.2%;獨(dú)生子女比非獨(dú)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(xué)前教育的概率會(huì)提高9.2%;家庭經(jīng)濟(jì)狀況屬于中等和富裕的學(xué)生，概率分別比家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的學(xué)生高38.4%和31.5%;父母有一人不在家居住的話，概率會(huì)低17.4%?？傮w而言，家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是影響子女學(xué)前教育機(jī)會(huì)的重要因素。而表1的分析則表明，農(nóng)村學(xué)生的家庭背景顯著低于城市學(xué)生。因此，除了城鄉(xiāng)學(xué)前教育在供給端的發(fā)展差異外，需求端的個(gè)人和家庭因素差異，也是造成城鄉(xiāng)學(xué)生學(xué)前教育機(jī)會(huì)差距的重要原因。

（三）學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)非認(rèn)知能力發(fā)展的影響

1. OLS模型的估計(jì)結(jié)果。

本文首先控制個(gè)人、家庭特征，利用OLS模型估計(jì)學(xué)前教育經(jīng)歷與非認(rèn)知能力發(fā)展之間的關(guān)系，詳見(jiàn)表4。

由表4可見(jiàn)，接受過(guò)學(xué)前教育可以顯著地預(yù)測(cè)學(xué)生在初中階段除了自我效能感以外的其他五個(gè)方面的非認(rèn)知能力發(fā)展?fàn)顩r。和沒(méi)有接受過(guò)學(xué)前教育的同齡人相比，有過(guò)學(xué)前教育經(jīng)歷的初中生，他們的自信心高出0.038個(gè)單位，自律程度高出0.025個(gè)單位，社會(huì)性高出0.054個(gè)單位，積極情緒高出0.075個(gè)單位，自我教育期望高出0.226個(gè)單位。

農(nóng)業(yè)戶口是另一個(gè)值得關(guān)注的變量。除了社會(huì)性以外，農(nóng)業(yè)戶口變量在所有模型中均不顯著。這意味著城鄉(xiāng)學(xué)生在社會(huì)性以外其他五個(gè)非認(rèn)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(rèn)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(huì)性和教育期望上顯著低于女生。

和少數(shù)民族學(xué)生相比，漢族學(xué)生在自我效能感、自信、社會(huì)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(duì)各方面非認(rèn)知能力發(fā)展均具有顯著的不利影響。

但是，和我們常識(shí)不一樣的是，獨(dú)生子女在各方面非認(rèn)知能力發(fā)展水平上均顯著高于非獨(dú)生子女。獨(dú)生子女在家庭成長(zhǎng)的社會(huì)化過(guò)程中，因?yàn)槿鄙傩值芙忝脗兊幕?dòng)可能對(duì)其非認(rèn)知能力發(fā)展產(chǎn)生不利影響，但是獨(dú)生子女家庭往往擁有更好的家庭經(jīng)濟(jì)狀況，父母的教育水平更高，他們更有機(jī)會(huì)通過(guò)校外活動(dòng)等途徑與同齡人互動(dòng)。這種社會(huì)化過(guò)程在很大程度上彌補(bǔ)了家庭內(nèi)部社會(huì)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(jīng)濟(jì)狀況越好，子女的非認(rèn)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(rèn)知能力發(fā)展之間基本沒(méi)有顯著的關(guān)系。此外，隨著中國(guó)人口流動(dòng)的日益頻繁，父母因?yàn)楣ぷ鞯仍虿辉诩揖幼?，這對(duì)子女的非認(rèn)知能力發(fā)展會(huì)產(chǎn)生不利影響。

2. PSM估計(jì)結(jié)果。

如前所述，城鄉(xiāng)學(xué)生在各個(gè)方面都存在著顯著的差異。這意味著兩個(gè)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(cè)因素的樣本選擇偏誤。此外，利用OLS模型去估計(jì)學(xué)前教育與非認(rèn)知能力之間的關(guān)系有一個(gè)暗含的假設(shè)：這些非認(rèn)知能力的發(fā)展過(guò)程與各個(gè)影響因素之間遵循著一種線性關(guān)系。但是，赫克曼（Heckman）等人的研究指出，能力的形成是一個(gè)自我增強(qiáng)的過(guò)程。[63]我們無(wú)法確切地了解個(gè)人能力生產(chǎn)函數(shù)的形式?；贠LS模型的這兩點(diǎn)不足，接下來(lái)本文利用PSM方法估計(jì)學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)非認(rèn)知能力發(fā)展的平均處理效應(yīng)。

PSM估計(jì)的第一步是利用logit模型估計(jì)個(gè)體接受學(xué)前教育的概率。這一步完全等同于表3。接下來(lái)，根據(jù)傾向值進(jìn)行樣本匹配，分別采用半徑匹配（caliper=0.01）、半徑內(nèi)的近鄰匹配（caliper=0.01，k=4）、核匹配等三種匹配方法，以保證結(jié)果的穩(wěn)健性。然后，對(duì)匹配后的樣本進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，幾乎所有變量在匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都小于10%，這意味著匹配過(guò)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(jì)學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)，也即“處理組的平均處理效應(yīng)”（ATT）。具體結(jié)果詳見(jiàn)表5。

由表5的結(jié)果可見(jiàn)，PSM的估計(jì)結(jié)果與OLS模型的結(jié)果基本一致。這意味著兩種方法估計(jì)得到的學(xué)前教育效應(yīng)具有很好的穩(wěn)健性。

（四）學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)城鄉(xiāng)學(xué)生非認(rèn)知能力差距的影響

這一部分將利用Oaxaca-Blinder分解技術(shù)考察城鄉(xiāng)學(xué)生因?qū)W前教育經(jīng)歷的不同對(duì)其非認(rèn)知能力發(fā)展差距的影響。具體結(jié)果見(jiàn)表6。

表6結(jié)果表明，假如其他影響非認(rèn)知能力的個(gè)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(xué)前教育經(jīng)歷這個(gè)因素在兩個(gè)樣本之間的差異，那么，城鄉(xiāng)學(xué)生學(xué)前教育經(jīng)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(huì)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(xué)生在幼年時(shí)期的學(xué)前教育經(jīng)歷差異，對(duì)其在初中階段自信心、自律、社會(huì)性等三種非認(rèn)知能力發(fā)展差距起著重要的解釋力度。但是，對(duì)自我效能感、積極情緒、自我教育期望這三種非認(rèn)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(xué)生期望自己讀到本科及以上的教育程度，而相應(yīng)的農(nóng)村學(xué)生比例只有57.54%。這種差距更有可能來(lái)自城鄉(xiāng)學(xué)生在就學(xué)過(guò)程以及日常生活中對(duì)接受更高程度教育的成本—收益具有不同的權(quán)衡所致，而非當(dāng)年不同的學(xué)前教育經(jīng)歷所致。

對(duì)自信心、自律、社會(huì)性三種能力組間差距的進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，盡管城鄉(xiāng)學(xué)生學(xué)前教育經(jīng)歷的不同是解釋這種差距的重要因素，但是，這并非簡(jiǎn)單地因?yàn)槌青l(xiāng)學(xué)生的學(xué)前教育機(jī)會(huì)不同所致（“機(jī)會(huì)”在學(xué)前教育解釋份額中的占比在2.54%～15.37%）。更重要的原因來(lái)自城鄉(xiāng)學(xué)生接受學(xué)前教育對(duì)非認(rèn)知能力的影響存在不同（“回報(bào)率”在學(xué)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(xué)前教育回報(bào)率的不同呢？一個(gè)直觀且符合中國(guó)現(xiàn)實(shí)情況的解釋是，城鄉(xiāng)之間學(xué)前教育質(zhì)量存在很大的差異。農(nóng)村學(xué)前教育的低質(zhì)量嚴(yán)重制約了這種早期人力資本投資的效益。另一個(gè)可能的解釋是，農(nóng)村兒童接受的學(xué)前教育年限較短。CEPS并未直接詢問(wèn)學(xué)生接受學(xué)前教育的年限，但是本文根據(jù)入園年齡以及上小學(xué)的年齡，并且假設(shè)一旦入園就會(huì)持續(xù)到上小學(xué)為止，粗略估算了所謂的“在園持續(xù)期”變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)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(jìn)一步用OLS模型估計(jì)了“在園持續(xù)期”變量對(duì)六種非認(rèn)知能力的效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)在園持續(xù)期對(duì)這六種非認(rèn)知能力均具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用。③這意味著農(nóng)村兒童接受的學(xué)前教育年限較短也制約了學(xué)前教育投資對(duì)他們的收益。

四、討論

（一）研究結(jié)論

本文利用“中國(guó)教育追蹤調(diào)查”這一全國(guó)性樣本，研究了學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)城鄉(xiāng)初中學(xué)生多維非認(rèn)知能力發(fā)展差距的影響。既為學(xué)前教育投資在個(gè)人能力發(fā)展上的收益提供了來(lái)自中國(guó)的證據(jù)，也加深了對(duì)發(fā)展學(xué)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(diǎn)。首先，農(nóng)村學(xué)生在幼兒時(shí)期的學(xué)前教育機(jī)會(huì)顯著落后于城市同齡人，在青少年時(shí)期多個(gè)維度的非認(rèn)知能力發(fā)展上也顯著落后于城市學(xué)生，這一點(diǎn)在西部地區(qū)尤為明顯。

其次，城鄉(xiāng)學(xué)生學(xué)前教育機(jī)會(huì)的差異除了來(lái)自學(xué)前教育事業(yè)發(fā)展供給端上的差異，也和學(xué)生個(gè)人特征、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景等需求端的因素相關(guān)。

第三，在控制了可能影響非認(rèn)知能力的個(gè)人、家庭因素之后，OLS模型和PSM估計(jì)均發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)除了自我效能感以外的多個(gè)非認(rèn)知能力發(fā)展具有顯著且穩(wěn)健的預(yù)測(cè)作用。

第四，對(duì)于自信心、自律、社會(huì)性這三種非認(rèn)知能力，城鄉(xiāng)學(xué)生在學(xué)前教育經(jīng)歷上的不同可以在很大程度上解釋當(dāng)前的非認(rèn)知能力發(fā)展差距，并且這種差距主要是因?yàn)槌青l(xiāng)學(xué)生接受學(xué)前教育的回報(bào)率不同所致。

（二）政策建議

本文的實(shí)證研究結(jié)果對(duì)我國(guó)正在積極開(kāi)展的學(xué)前教育普及政策具有一定的啟示。

1. 全面普及學(xué)前教育兼具效率和公平兩方面的政策價(jià)值。

學(xué)前教育對(duì)嬰幼兒的認(rèn)知和非認(rèn)知能力具有持續(xù)性的長(zhǎng)期影響，是發(fā)展個(gè)人能力的最有價(jià)值的人力資本投資形式之一。更重要的是，向農(nóng)村貧困地區(qū)、殘障兒童、低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的兒童提供有針對(duì)性的學(xué)前教育服務(wù)，[64]能縮小這些弱勢(shì)群體與其他同齡人在青少年時(shí)期的能力發(fā)展差距。這一點(diǎn)也被其他國(guó)家的研究所證實(shí)。[65][66]本文的研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)初中學(xué)生在自信心、自律、社會(huì)性等三種非認(rèn)知能力發(fā)展上的差距，在相當(dāng)程度上是由兩個(gè)群體在幼兒時(shí)期的學(xué)前教育經(jīng)歷不同所致。如果在影響非認(rèn)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(xué)前教育機(jī)會(huì)和學(xué)前教育回報(bào)率，會(huì)將兩個(gè)群體在這三種非認(rèn)知能力上的差距縮小20%～50%，這是一種相當(dāng)可觀的效果。

2. 學(xué)前教育普及的政策重點(diǎn)和難點(diǎn)在西部地區(qū)。

盡管城鄉(xiāng)兒童在學(xué)前教育經(jīng)歷、非認(rèn)知能力發(fā)展上的差距是全國(guó)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(guò)對(duì)CEPS數(shù)據(jù)的分析，本文發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)城鄉(xiāng)學(xué)生無(wú)論是在學(xué)前教育機(jī)會(huì)還是在多維非認(rèn)知能力發(fā)展上，群體間的差距都高于全國(guó)平均水平。其他研究也提供了類似的佐證：2011—2016年間，學(xué)前教育生均經(jīng)費(fèi)的城鄉(xiāng)差距在西部地區(qū)的年均擴(kuò)大幅度最為明顯。[67]中國(guó)發(fā)展研究基金會(huì)的研究顯示，生均經(jīng)費(fèi)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(dá)到了6.93 ∶ 1的比例。[68]因此，政策瞄準(zhǔn)西部地區(qū)這個(gè)最大的瓶頸，特別是扶貧攻堅(jiān)地區(qū)、老少邊窮地區(qū)，將會(huì)從根本上縮小全國(guó)城鄉(xiāng)兒童在學(xué)前教育機(jī)會(huì)和能力發(fā)展上的差距，對(duì)于全面實(shí)現(xiàn)全國(guó)學(xué)前教育的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展具有全局性的重要意義。

3. 在普及學(xué)前教育的時(shí)候，應(yīng)當(dāng)做到普及機(jī)會(huì)、延長(zhǎng)年限與提高質(zhì)量并重。

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

本文利用CEPS的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)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(yīng)年齡入園的比例則為48.27%、36.27%、11.94%、3.53%。農(nóng)村兒童入園年齡明顯晚于城市兒童，這導(dǎo)致農(nóng)村兒童接受的學(xué)前教育往往不足3年，因此難以充分發(fā)揮學(xué)前教育投資的收益。

此外其他調(diào)查表明，農(nóng)村地區(qū)學(xué)前教育事業(yè)的短板不僅體現(xiàn)在機(jī)會(huì)偏少，更重要的還在于質(zhì)量偏低，從而嚴(yán)重制約了農(nóng)村兒童從學(xué)前教育中獲得的收益。比如說(shuō)，農(nóng)村學(xué)前教育服務(wù)提供機(jī)構(gòu)在選址、園舍結(jié)構(gòu)、室內(nèi)活動(dòng)設(shè)施、教玩具、兒童休息和衛(wèi)生保健設(shè)施等方面存在不足，[69]學(xué)歷、幼師比等反映師資隊(duì)伍質(zhì)量的指標(biāo)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(xué)化傾向，教師專業(yè)化能力偏低。[72]因此，在通過(guò)“公辦、普惠”等措施提高農(nóng)村地區(qū)的入園率之后，應(yīng)該進(jìn)一步切實(shí)提高農(nóng)村地區(qū)幼兒園辦園質(zhì)量。這一啟示也與“三期行動(dòng)計(jì)劃”提出的“廣覆蓋、保基本、有質(zhì)量”的政策目標(biāo)是一致的。

注釋：

①有關(guān)該調(diào)查項(xiàng)目的詳細(xì)情況，可以參見(jiàn)《中國(guó)教育追蹤調(diào)查（CEPS）基線數(shù)據(jù)使用手冊(cè)》。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(yàn)的結(jié)果從略。

③估計(jì)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(huì)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