農村兒童認知能力與非認知能力發(fā)展關系研究

王春超 林俊杰

兒童早期的人力資本發(fā)展對于個體乃至全社會人力資本積累具有重要作用，是社會各界關注的焦點。世界銀行發(fā)布的《2018年世界發(fā)展報告》也將主題聚焦于教育，指出學生應該掌握三類能力：認知能力、社交情感能力（非認知能力）和技術能力［1］（P1-216）。認知能力和非認知能力是人力資本的重要組成部分，Heckman等人更是以能力為核心提出了異于以往的新人力資本理論框架，并強調了非認知能力獨立于認知能力的重要作用［2］（P411-482）。在黨的十九大報告提出的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中，明確指出要把人力資本開發(fā)放在首要位置，高度重視農村義務教育。

農村學齡兒童的人力資本積累包括認知能力和非認知能力的發(fā)展。認知能力是理解復雜想法、有效地適應環(huán)境、從經驗中學習、參與各種形式的推理、通過思考克服困難的能力［3］（P77）。非認知能力則是與認知能力相對應的人格特征。Roberts認為人格特征是相對穩(wěn)定的思想、感受和行為模式，體現(xiàn)了個體在特定的環(huán)境和情況下以某種方式做出響應的傾向和趨勢［4］（P137-145）。為進一步理解認知能力與非認知能力之間的關系，促進農村學齡兒童人力資本的發(fā)展，本文在已有研究的基礎上，利用農村田野實驗收集的跟蹤數(shù)據(jù)，采用國際公認的“大五”人格分類量表衡量非認知能力，以學習成績衡量兒童的認知能力，并定義期中考試成績?yōu)槎唐谡J知能力，期末考試成績?yōu)橄鄬^長期的認知能力，來考察期初的非認知能力是否對不同時期的認知能力產生影響，對非認知能力與認知能力的因果關系進行識別，以期為家庭、學校和社會合理干預學齡兒童非認知能力和認知能力的發(fā)展提供思路。

一、國內外研究動態(tài)

以往的研究發(fā)現(xiàn)，勞動力的認知能力與經濟產出［5］（P239-270）、人力資本積累［6］（P607-668）等經濟生產特征有正相關的關系。隨著認知經濟學等學科的發(fā)展，非認知能力的重要性得以凸顯。Heckman和Rubinstein對代際教育發(fā)展（GED）計劃進行研究，發(fā)現(xiàn)由于較低的非認知能力，受試者的工資比通過他們認知能力預測的要低［7］（P145-149）。具有不同人格特征的勞動者的工資水平差異顯著［8］（P3131-3150），而且對不同性別勞動者的工資影響效應存在差異［9］（P363-384）。人格特征下的外傾性、嚴謹性等不同維度對個體的創(chuàng)業(yè)、金融決策等行為亦會產生不同影響［10］（P787-814）［11］（P1129-1142）。

認知能力和人格特征作為個體心理的兩大構成，既有獨立性，又有一定的相關性［12］（P128-143），但其相關性的強弱意見不一。絕大多數(shù)的人格特征和認知能力的相關性很弱，因而兩者可以獨立地作為個體行為的解釋變量［13］（P219-245）；認知能力與非認知能力是衡量能力不同維度的指標［2］（P411-482）。也有學者認為認知能力與人格特征會相互影響，因此使用非認知能力這一概念并不恰當［14］（P972-1059），更合理的選擇是直接使用人格特征（Personality Traits）或人格心理（Personality Psychology）與認知能力作為個體心理的兩大構成來進行考察。即便存在爭議，但人格特征包含于非認知能力，兩者共用已成趨勢①衡量非認知能力的經典方法是由Goldberg提出的“大五人格測試”（big five measures）［15］（P1216-1229）［16］（P26-42），其作為一種心理測評法，被廣泛地運用于心理學、教育學與經濟學等領域。［17］（P451-464）。

Chamorro-Premuzic 和Furnham 發(fā)現(xiàn)開放性水平高的個體會在智力活動中投入更多并最終提高其固定智力（Crystallized Ⅰntelligence），而嚴謹性和流動智力（Fluid Ⅰntelligence）之間由于補償作用的存在可能為負向關系［18］（P249-264）。嚴謹性與學業(yè)表現(xiàn)顯著正相關，神經質與學業(yè)表現(xiàn)顯著負相關［19］（P319-338）［20］（P237-250），親和性被發(fā)現(xiàn)與智力能力無關［21］（P581-610）。嚴謹性一直是考試成績的穩(wěn)定預測因素，其相關性最強［22］（P66-76）。Richardson 和Abraham測量了五大人格特征和成就動機（achievement motivation），發(fā)現(xiàn)嚴謹性和成就動機能夠很好解釋平均績點（GPA）的變化，并證明了嚴謹性對男女學生GPA的影響是由他們的成就動機調節(jié)的［23］（P589-605）。非認知能力會影響認知能力測試的表現(xiàn)，還可以促進整個生命周期中認知能力的獲得［24］（P31-47）。此外，F(xiàn)urnham 和Chamorro-Premuzic還考察了個體人格特征與知識水平的內在聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)嚴謹性和開放性與知識水平有顯著的正相關關系［25］（P79-90）。

雖然對非認知能力與認知能力相互關系的討論和研究較多，但以往主要是基于定性研究或相關分析，很少有對它們間的因果關系進行有效識別。一個困難在于大多研究采用截面數(shù)據(jù)，非認知能力和認知能力的數(shù)據(jù)往往同時獲得，因此很難對兩者的因果關系做出準確判斷［26］（P66-76）。為解決兩者關系相互影響對結果造成干擾，一些學者在研究工資的影響因素時用進入勞動力市場之前的非認知能力對收入進行回歸［27］（P535-546），或者直接利用非認知能力與認知能力的測量值對工資方程進行回歸，提供潛在偏差的界限［28］（P101-128）。近年來，兩者的因果關系得到重視。有文獻利用長時段的追蹤調查數(shù)據(jù)，從理論和實證方面對人格特征、風險偏好等非認知能力與受教育程度、技能狀況、工作經驗等認知能力的因果關系進行了驗證［29］（P197-246），或將非認知能力作為認知能力的影響中介進行實證研究［30］（P54-64）。然而，這些研究主要是為了識別非認知能力與工資收入的因果效應；非認知能力可能并不穩(wěn)定，由于跨期過長導致難以有效識別非認知能力對認知能力的影響；對非認知能力和認知能力的衡量標準缺乏一致性，具體的非認知能力對認知能力的影響是否具有動態(tài)穩(wěn)定性也缺少經驗研究；此外，以往文獻主要是基于英國、美國、德國等發(fā)達國家的數(shù)據(jù)庫，對發(fā)展中國家的研究尚不多見。

由于中國社會的城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡，人力資本分布不均、醫(yī)療衛(wèi)生等社會資源分布不平衡，造成城鄉(xiāng)差距客觀存在，相對于城市而言，對農村兒童認知與非認知能力發(fā)展的研究更為重要。本文研究發(fā)現(xiàn)，農村兒童期初非認知能力對認知能力的影響并不具有動態(tài)穩(wěn)定性，外傾性會顯著影響兒童短期的認知能力；嚴謹性水平越高，則其較長期認知能力越強。與已有研究相比，本文力求在以下方面有所突破：其一，首次嘗試對中國農村兒童的非認知能力與認知能力的因果關系開展研究，有別于以往文獻對兩者的相關性分析［31］（P1-10）；其二，通過探討期初非認知能力對認知能力的促進作用，驗證了學齡兒童早期教育干預的重要性，為非認知能力與認知能力的協(xié)同提高提供政策參考；其三，發(fā)現(xiàn)兒童期初非認知能力對認知能力影響的不同機制，短期為通過更多的課外交互，在較長期則是成就動機起中介作用。上述機制可為家庭、學校和社會教育干預學齡兒童非認知能力和認知能力提供思路。

二、模型構建及描述性統(tǒng)計

本節(jié)首先對本文使用的數(shù)據(jù)和變量進行具體說明，其次構建計量經濟模型對認知能力與非認知能力的關系進行驗證，最后對變量進行統(tǒng)計性描述。

（一）數(shù)據(jù)和變量

1.數(shù)據(jù)說明。本文的調查數(shù)據(jù)來自課題組成員始于2015年對中國農村地區(qū)學校實施的一個跟蹤觀察和田野實驗，實驗學校為湖北省Q縣的3所小學和湖南省LH縣的5所小學，實驗對象為3-5年級的學生，湖北實驗的持續(xù)時間為一學年①在此研究周期，學生個體身上可能會發(fā)生一些重大事件，而這些會對其認知能力造成一定的影響。為排除此干擾，我們查閱了該時間段該實驗地區(qū)的系列新聞，發(fā)現(xiàn)并沒有重大自然災害和重大社會性事件發(fā)生。我們認為，如果學生家庭經歷了重大變故，會體現(xiàn)在最基本的經濟資本上，因此我們還對該學年學生的家庭收入等特征變量進行了檢查，發(fā)現(xiàn)并無明顯的離群值。，湖南實驗的持續(xù)時間為一學期。其中，在湖北省進行跟蹤觀察，在湖南省進行外生干預實驗②具體而言，從全縣小學隨機抽取5 所學校的3-5 年級學生作為研究對象，每所學校的每個年級隨機抽取兩個班級，并隨機確定一個實驗班和一個對照班，各有15 個班級。對照班的處理與湖北的實驗完全一樣，均不對學生實施任何干預，實驗班在對照班的基礎上加入一個外生干預，即在不同的身高組內通過抽簽的方式隨機把學生分為6 人學習小組（確定后不隨學生個人意志改變），在整個學期這6 個人將作為一個整體，共同完成家庭作業(yè)、互相監(jiān)督在學校的不良行為，以及考勤登記等；班主任會對這些小組的表現(xiàn)進行記錄并張貼在班級的公示墻上。，用于不同的計量模型對非認知能力與認知能力的發(fā)展關系開展進一步論證。在跟蹤觀察期間，每個學期初均實施一輪問卷調查；學生的考試成績及時從班主任處獲取。數(shù)據(jù)收集來源于教師問卷和學生問卷，學生問卷是在教師的監(jiān)督和指導下現(xiàn)場完成。調查問卷內容豐富，教師問卷包含了年齡、職務等教師特征，學生問卷包含了個體特征、在校表現(xiàn)、課余生活情況、家庭信息、學習滿意度以及非認知能力等信息。湖北實驗的學校樣本包含了普通學校和用于教育模式改革的實驗學校，共3 所學校、21 個班級，在剔除了關鍵信息缺失及具有異常值的樣本后，得到實際樣本觀測值為1936個。

考慮到學生在班級里由于座位鄰近可能產生同群效應，從而對他們的能力表現(xiàn)產生不同影響［32］（P91-122）。因此，為了控制學生因同伴位置影響個體兩種能力的發(fā)展，我們在研究初期將學生的座位在身高基礎上進行隨機排列③在每學期初，班主任按照事先確定的座位表安排座位，并在期中考試后每兩周進行捆綁式輪換。為避免出現(xiàn)視線遮擋問題，只能在同等身高組內做到隨機排座，其主要流程如下：將學生的身高從低到高排列分組（身高較低組更靠近講臺），學生在各自對應的身高組內進行抽簽，根據(jù)抽簽結果決定其就座位置。，以緩解同群效應可能對本文識別兩種能力發(fā)展關系造成的干擾。

2.被解釋變量。本文的被解釋變量為以成績測試分數(shù)衡量的認知能力，而認知能力又分為以期中考試成績衡量的短期認知能力和以期末考試成績衡量的較長期認知能力④與人格特征結構類似，認知能力也有層次劃分，層級越高，其產生影響的范圍越廣泛［12］（P128-143）。第一級的認知能力也被稱為一般智力能力，其對幾乎所有社會經濟行為都有影響；第二級的認知能力包括固定智力和流動智力兩大類［33］（P130），其只對某一方面的行為存在影響。衡量個體的流動智力一般使用智力測試分數(shù)（IQ），而固定智力的衡量則通常使用成績測試分數(shù)［34］（P1-693）。因此本文所說的認知能力實際是指更具體的狹義上的第二級的認知能力。。每次的考試時間都嚴格限定為2個小時，綜合評估學生過去的存量能力，區(qū)別于在規(guī)定時間內觀察學生表現(xiàn)的壓力測試，避免會過多受到外部環(huán)境和主觀因素的影響。同時，為避免受到分數(shù)膨脹（grade inflation）的影響［35］（P251-269），所有考試的評分標準嚴格且一致?？荚囋嚲碛僧?shù)乜h教育局統(tǒng)一出題，但各學校自主評卷。鑒于各學校之間判卷尺度可能存在差異，學校間成績的可比性會受到削弱，因此本文對各考試成績進行校內標準化處理。相比于以往研究使用的學業(yè)完成情況［36］（P215-238）、考試等級［37］（P357-372）和自報的學業(yè)表現(xiàn)［38］（P549-579），以學生原始的百分制考試成績衡量學生的學業(yè)表現(xiàn)更加準確可靠［39］（P49-69）。由于有一所學校的三年級并沒有進行英語考試，為了保證足夠的樣本量，我們只使用語文和數(shù)學兩門科目的成績進行分析。每門科目均先通過均值為0、標準差為1的標準化處理，然后加總再取平均數(shù)構造一個認知能力變量。每門科目均為百分制，每次的期中考試和期末考試成績均由每個對應班級的班主任提供，直至實驗結束。

3.核心解釋變量。由于“大五”人格分類量表比較全面地概括了主要的人格特質，用其衡量非認知能力已成國際趨勢，因此我們使用“大五”人格分類量表衡量學生的非認知能力。

“大五”人格從“詞匯”中總結分類形成，包含五個維度，分別為嚴謹性、外傾性、開放性、親和性以及神經質。每個維度又有不同的細分，其中嚴謹性是指有責任心、勤奮、辦事高效率、做事專注且有條理；外傾性是指健談、樂觀活潑、善于社交、有活力并樂于助人、不保守；開放性指有創(chuàng)造力、善于想象、有好奇心、不墨守成規(guī)、有藝術感；親和性指為人有禮貌、富有同情心、體諒他人、友善；神經質則指敏感和焦慮、容易緊張、容易感到壓力和沮喪。在“大五”人格測試中，一般嚴謹性、外傾性、開放性和親和性的得分越高越理想，而神經質分值越低越好。

在問卷的有關非認知能力部分，一共設置了60道題目，每個維度各有12道選擇題，所有問題均涉及個體的典型行為或反應。為避免慣性思維對問卷填寫的準確性造成干擾，對所有問題進行了隨機排序，而且不同維度的測度均包含“正向問題”和“反向問題”。學生在李克特五點量表（five-point Likert scale）中回答，范圍從“非常不同意”到“非常同意”。為使問卷準確地反映受試者的真實態(tài)度，通常信度系數(shù)的取值范圍在0.70至0.90為佳［40］（P102-138）。我們對這包含60道問題的“大五”人格問卷進行Cronbach’s alpha 內部一致性檢驗，結果顯示，非認知能力的每個維度變量的信度系數(shù)均超過0.80，符合一致性要求①限于篇幅，相關結果有需要可向作者索要。。此外還進行了Kolmogorov-Smirnov（KS）檢驗，結果顯示“大五”人格特征（除了開放性）在男女中的分布是相同的。與認知能力變量類似，本文對非認知能力的五大維度均進行了均值為0、標準差為1的標準化處理。

4.控制變量。我們在此次實驗中提取了一系列控制變量：第一，在個體特征中，我們參考了Lu 和Anderson的方法［32］（P91-122），加入了個體的性別、基準成績、身高、年齡作為控制變量。學生干部的身份與學生的能力發(fā)展緊密相關［41］（P689-707），故我們在分析中加入了是否班干部這一變量。Neidell 和Waldfogel研究認知和非認知能力時加入了個體的體重、種族變量［42］（P562-576），因此本文在分析時亦對此加以考慮。此外，轉學對學生的心理健康發(fā)展等會產生影響［43］（P47-51），故學生是否轉學也是一個需要考慮的因素。第二，在家庭特征方面，考慮到家庭因素對兒童認知能力培育的重要作用，文章沿用Fiorini的做法［44］（P55-72），從問卷中提取了家庭收入、兄弟姐妹數(shù)量、父母受教育年限②父母受教育年限是將各種教育階段轉化為年限的類別變量，如3年、6年等（定義“小學以下”的受教育年限為3年），并視其為連續(xù)變量。、家庭藏書量、家庭是否擁有電腦和汽車等信息；同時，影子教育對學生的發(fā)展會產生影響［45］（P263-273），故我們在回歸中加入了請家教老師與否的虛擬變量。此外，父母對孩子學習的關心情況有可能影響非認知能力［46］（P787-836），也一并加以控制。第三，在班級特征中，我們參考了Gong 等學者研究教師性別對學生認知和非認知能力影響的方法［47］（P743-778），加入了教師性別、教師年齡以及教師教齡作為控制變量③文中所說的教師均指與學生有更多接觸和交流的班主任。。此外，班級規(guī)模也可能影響教育質量［48］（P777-803），從而影響非認知能力，因此我們在分析時也一并加入。

（二）模型構建

為探討期初非認知能力對農村兒童不同階段認知能力的影響，構造基本回歸方程如下：

其中，i表示個體，h代表認知能力的類別，為短期或者較長期，j表示“大五”人格的維度，t表示時間（這里為學期）。C為個體的認知能力；P表示個體非認知能力水平向量；X是衡量學生各種特征的控制變量向量，包括個體特征、家庭特征和班級特征變量。為了有效緩解遺漏變量帶來的估計偏誤和充分考慮個體的異質性，控制可能影響個體認知能力表現(xiàn)的特征。除了特征變量，我們還在模型中加入了固定效應項，αi表示個體固定效應，γt表示時間固定效應；εit為隨機擾動項?？紤]到學生在不同時期可能存在自相關的問題，本文通過在個體層面聚類來校正標準誤差，并通過wild 自助抽樣500 次對統(tǒng)計推斷進行修正。

認知能力與非認知能力可能會因為反向因果帶來內生性的問題，即

此方程可視為方程（1）的反向方程，即把方程（1）中的核心解釋變量向量Pjit和被解釋變量Chit分別作為方程（2）的被解釋變量向量和核心解釋變量。其中，Zit表示外生變量向量，μit為隨機擾動項，由于隨機擾動項（ε）與非認知能力間的方差為正，故方程（1）中的估計系數(shù)可能會被高估。為了緩解反向因果帶來的內生性，本文參考Groves的方法，通過構造工具變量進行解決，利用上一期的認知能力對非認知能力進行回歸，消除認知能力對非認知能力的影響，從而得到外生的非認知能力變量［49］（P827-841）。具體而言，首先非認知能力和上一期的認知能力同時進入方程（3），通過回歸得到一個估計系數(shù)向量φ^1，然后根據(jù)方程（4）計算出外生的非認知能力得分Peitxog，最后再將此得分放入方程（5）進行估計。

為有效實現(xiàn)非認知能力與認知能力因果關系的識別，本文還利用在湖南省實施的實驗，以外生干預作為學生非認知能力的工具變量對兩者的發(fā)展關系進行輔助論證。參考Draca等學者將外生沖擊作為工具變量的方法［50］（P2157-2181），首先構造如下的簡約式方程：

其中，POST為虛擬變量，干預前為0，干預后為1；T為虛擬變量，對照班表示0，處理班表示1；變量T包含于控制變量向量X中。這些簡約式方程可以合并為能夠識別非認知能力與認知能力因果關系的結構模型，具體的結構方程如下：

由于外生干預導致學生非認知能力發(fā)生改變，進而導致學生認知能力發(fā)生變化。第一階段回歸為方程（6），以外生干預（Ti× POST）t作為學生非認知能力變化的工具變量（ⅠV）來估計方程（8）。此處感興趣的結構性參數(shù)為?（3非認知能力系數(shù)），其等于兩個簡約式方程系數(shù)之比，即?3= ?2/?1。

（三）描述性統(tǒng)計

表1呈現(xiàn)了上述介紹的核心解釋變量和主要控制變量的均值、標準差等主要描述性統(tǒng)計的結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，本實驗①如無特別說明，下文所用的數(shù)據(jù)及相關結果均為在湖北所實施的實驗。的樣本性別分布比較平衡，學生民族主要是漢族，而且入學時間趨向小齡化。此外，學生家庭文化資本普遍比較薄弱，家庭收入差異較大。

進一步分析得到學生期初非認知能力與認知能力有較強的統(tǒng)計相關性②限于篇幅，學生期初非認知能力與認知能力的相關系數(shù)矩陣沒有在正文中呈現(xiàn)，有需要可向作者索要。。嚴謹性、外傾性、開放性和親和性均與學生認知能力呈正相關關系，神經質則為負向關系，這些相關系數(shù)與預期方向一致。其中，嚴謹性與較長期的認知能力相關系數(shù)最大，而短期的認知能力則與外傾性最相關。此外，非認知能力與認知能力的相關系數(shù)大小與國外的研究也基本一致。Heckman等學者以自尊和控制點作為非認知能力衡量標準，給出了與各種認知能力的相關系數(shù)，范圍在0.07至0.33［2］（P411-482）。在以“大五”人格衡量非認知能力時，給出與學生考試成績的相關系數(shù)范圍小于0.25［51］（P1-35）。嚴謹性這一維度與認知能力的相關系數(shù)比基于發(fā)達國家數(shù)據(jù)庫研究的系數(shù)要小，Vedel通過元分析（meta-analysis）方法對以往涉及非認知能力與認知能力的文章進行研究，發(fā)現(xiàn)嚴謹性對學生學習成績的影響非常穩(wěn)定，相關系數(shù)平均在0.20以上［20］（P66-76）。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、實證結果及分析

本文的實證結果主要包括三個部分：首先是基準回歸結果，分析了兒童期初非認知能力對不同時期認知能力的影響；其次采用工具變量法解決內生性問題；最后通過分組進行異質性分析。

（一）基礎回歸分析結果

在上面的描述性統(tǒng)計中，可發(fā)現(xiàn)農村學生期初非認知能力與認知能力有顯著的相關關系，下文進一步探討它們之間的因果關系?；谏鲜瞿Ｐ?，本節(jié)首先對學生期初非認知能力對不同時期認知能力的影響進行基礎回歸?？紤]到非認知能力的五個維度之間存在一定相關性①限于篇幅，相關系數(shù)矩陣沒有在正文中呈現(xiàn)，有需要可向作者索要。，因此本文進一步通過主成分分析法合成非認知能力的綜合指標①對5個維度指標進行主成分分析時，按照一般慣例，選取的主成分特征根均大于1。最后選取的主成分為2個，然后利用每個主成分的方差貢獻率作為權數(shù)進行加權求和，得到非認知能力的綜合指標。。表2 中的模型1-3 是關于期初非認知能力對短期認知能力的影響，模型4-6則是期初非認知能力對較長期認知能力的影響程度，并逐漸向模型中加入不同層面的控制變量，主要計量結果見表2。

表2 期初非認知能力對認知能力的影響

結果顯示：在短期，期初非認知能力變量中只有外傾性維度對認知能力產生顯著影響，加入不同層面的控制變量，系數(shù)依然比較穩(wěn)定；在控制了三個層面的變量后，外傾性每增加一個標準差，認知能力將平均提高0.040個標準差（SE=0.018）。在較長期，影響學生認知能力的只有嚴謹性，影響系數(shù)同樣穩(wěn)定；當其它變量保持不變，嚴謹性水平每提高一個標準差，將顯著提升學生0.051個標準差（SE=0.016）的認知能力。當利用綜合指標衡量非認知能力時，不論是短期還是較長期，結果依然顯著②限于篇幅，相關結果未在文中展示，有需要可向作者索要。。上述實證結果表明，期初非認知能力對農村學生不同階段的認知能力的影響程度是不同的，對學生較長期認知能力的影響要大于對短期認知能力的影響；而且并非每個維度的非認知能力都對認知能力產生影響，這與以往文獻對嚴謹性具有穩(wěn)定一致性的研究結論不同［52］（P472-477）。本文的實證研究發(fā)現(xiàn)，嚴謹性只對較長期的認知能力起作用，可能的一個原因是外部環(huán)境在很大程度上會塑造個體的動機，如教師更多地使用外在獎勵或者懲罰等方式引導學生的努力和依從，這會影響學生動機的形成［53］（P225-236）；教師使用這些方式是以學生平時的學業(yè)表現(xiàn)為基礎的，且學生動機的形成也需要一定的時間。

（二）控制內生性后的回歸結果

雖然本文的核心解釋變量與認知能力不在同一時點，能在一定程度上緩解反向因果帶來的內生性問題，但為了進一步控制內生性，根據(jù)方程（2）、方程（3）以及方程（4），利用學生上一期的認知能力構造非認知能力的外生變量，代入方程（5）進行計量分析，主要結果如表3所示。

表3 進一步控制內生性前后的回歸結果比較

結果顯示：在短期，外傾性對農村學生認知能力的影響依然顯著，但影響的大小和顯著性水平有所下降（影響系數(shù)0.030，SE=0.017），其它維度的期初非認知能力影響依然不顯著。在較長期，影響學生認知能力的非認知因素從外傾性變?yōu)閲乐斝裕绊懘笮∨cFE回歸系數(shù)差異不大，且同樣在1%的顯著性水平上顯著，說明了在控制三個層面的特征變量后，學生平均每提升一個標準差的期初嚴謹性得分，能顯著提高0.050個標準差的認知能力（SE=0.016）；通過非認知能力的綜合指標對認知能力計量分析發(fā)現(xiàn)，在進一步控制內生性后非認知能力對較長期的影響依然比短期的大①限于篇幅，相關結果未在文中展示，有需要可向作者索要。。綜上所述，學生期初非認知能力對不同階段認知能力的影響各維度間具有差異，外傾性會顯著影響學生短期的認知能力，較長期的認知能力則只受到學生期初的嚴謹性影響，而且期初非認知能力對較長期認知能力的影響程度比短期的大。

將外生干預作為學生非認知能力（綜合指標）的工具變量進行分析②通過分析，發(fā)現(xiàn)此干預會顯著影響學生的非認知能力（限于篇幅，相關回歸結果有需要可向作者索要），故滿足相關性；此干預是外生指定的，不受學生成績的影響，為進一步消除此干預可能會通過其它途徑影響學生認知能力的擔憂，在進行計量分析時加入了個體特征、家庭特征及班級特征變量；此外，該外生干預通過了弱工具變量檢驗。，回歸結果如表4所示。結果表明，學生非認知能力越高，其認知能力的提升越大，且在5%的顯著性水平上顯著。因此，非認知能力確實會顯著影響農村學生認知能力的發(fā)展。

表4 學生非認知能力對認知能力的影響效果（IV估計）

表5 期初非認知能力對不同性別學生的影響

（三）異質性分析

通過上面的實證分析，本文發(fā)現(xiàn)農村學生期初的非認知能力對不同時期的認知能力有顯著影響，但由于性別不同，學生的非認知能力和認知能力及其相互關系會存在差異，因此需要進一步就學生的性別進行異質性分析①本部分的異質性分析以及下文的穩(wěn)健性檢驗和機制分析的回歸結果均為進一步控制內生性后的回歸結果。，回歸結果如表5所示。

結果顯示，期初的非認知能力對男性和女性學生的認知能力影響具有一定的異質性。具體而言，不管是男性學生還是女性學生，期初的嚴謹性均能顯著影響較長期的認知能力，而且對男性學生（影響系數(shù)0.051，SE=0.023）的影響程度比女性學生（影響系數(shù)0.045，SE=0.023）要大?？赡艿脑蚴悄行詫W生對激勵或懲罰措施等外部因素更具敏感性，因此對其動機的影響更強烈；或男性學生更具競爭力、更自信，并且他們相信自我控制的程度更大［54］（P789-865）。女性學生期初的非認知能力對短期認知能力的影響并不顯著，但是親和性卻顯著降低了男性學生的短期認知能力（影響系數(shù)-0.049，SE=0.026），而且對其較長期的認知能力也有顯著的負向影響（影響系數(shù)-0.056，SE=0.028），隨著時間的推移，產生的負面影響變大①本文還對留守兒童與非留守兒童群體進行了異質性分析，感興趣的讀者可向作者索要。。

四、穩(wěn)健性檢驗

在開展的農村地區(qū)隨機田野實驗中，由于學生均就讀于小學3-5 年級，并非學校的新生，學校的環(huán)境、教學方針、學校教師等都會對學生的行為產生影響，從而可能使得學生的非認知能力與學校特征之間存在相關性，而且我們對學生的觀測周期為一個學年，可觀測因素和不可觀測因素可能導致選擇性偏誤問題，從而對估計產生潛在干擾。因此，在本節(jié)我們借鑒Ⅰmbens和Wooldridge以及程虹和李唐的研究成果［55］（P5-86）［56］（P171-186），首先采用極大似然估計的處理效應模型，選取上面已被驗證對學生短期認知能力有顯著影響的期初外傾性和對較長期認知能力有顯著正向影響的期初嚴謹性維度進行穩(wěn)健性檢驗。

如果期初非認知能力每個維度水平高于或等于其平均值，則定義為“高”。根據(jù)學生外傾性和嚴謹性的平均值，我們將農村學生分成“高外傾性”（extraversion_h=1）、“低外傾性”（extraversion_h=0）兩組以及“高嚴謹性”（conscient_h=1）、“低嚴謹性”（conscient_h=0）兩組。假定“高外傾性”和“高嚴謹性”組將遵從一定的選擇規(guī)則，但真實的規(guī)則無法直接觀測得到，我們通過選擇方程來獲得一個潛變量。

其中，（9）式為回歸方程，（10）式為選擇方程，該式實為一個Probit模型；EC表示extraversion_h或者conscient_h，W′為控制變量向量，包括（1）式中的X（三個層面的所有控制變量向量）和除了外傾性或者嚴謹性外的其他非認知能力維度變量；作為處理條件的extraversion_h或者conscient_h同時進入回歸方程和選擇方程；T*即為潛變量，V為不進入回歸方程（9）式的一個獨立解釋變量，雖然不進入回歸方程，但極可能影響學生成為“高外傾性（或嚴謹性）”組的概率，這里用相同班級除自身外的外傾性或嚴謹性平均值來表示。采用此變量的原因，主要考慮到同一班級的同學具有一定的同群效應，因此非認知能力具有一定的相似性。表6給出了外傾性和嚴謹性的處理效應結果。

結果顯示，當控制不同層面的特征變量時，回歸方程和選擇方程隨機擾動項的相關系數(shù)ρ 均至少在10%的顯著性水平上顯著，學生期初的外傾性和嚴謹性對短期和較長期認知能力的處理效應均在1%水平上顯著為正。結果表明，當考慮到可能存在的選擇性偏誤后，學生期初的外傾性水平越高，對其短期的認知能力的促進效果依然越大；期初的嚴謹性水平更高，學生較長期的認知能力水平也會更高。這與前面的估計結果一致。

此外，我們還分別估計了期初非認知能力對不同年級學生的影響、期初非認知能力對以不同學科衡量認知能力的影響，以及從樣本中隨機刪除一些班級，結果依舊穩(wěn)?、谙抻谄?，相關結果未在文中展示，有需要可向作者索要。。

表6 外傾性和嚴謹性的處理效應模型檢驗

五、機制分析

上述的研究結果表明，農村學生期初的非認知能力對其不同時期的認知能力有不同影響。具體而言，期初的外傾性將顯著影響學生短期的認知能力，嚴謹性會對學生較長期的認知能力有顯著的正向促進效應。

外傾性通常被認為是由社交能力組成的。然而，外傾性是一個廣泛的概念，它還包括其它因素。外向的人更善于交際，但也被描述為比內向的人更活躍、更無禮、更少焦慮不安、更少內省和自我關注［57］（P767-793）。因此，外向的人更傾向于以社交為導向（外向和合群），但也有上進心（主導力和雄心）和有活力（冒險和果斷）［58］（P621-652）。此外，外傾性與積極情緒的體驗有關，外向者更有可能擔當領導角色，擁有更多的親密朋友［57］（P767-793）。我們認為，期初外傾性水平越高的個體會與同學或朋友聯(lián)系更密切，交際范圍更廣，更具能動性（activity），因此更能促進其認知能力的發(fā)展。參考溫忠麟、葉寶娟的方法［59］（P731-745），我們用學生的課外交互作為中介變量進行分析①在這里，基于問卷的信息，我們用學生每周上網時間的長短來定義學生的課外交互。每所學校均禁止學生攜帶手機到校，因此學生的課間交互主要通過面對面交流。課外時間主要利用手機、電腦等工具通過QQ、微信等社交媒體進行交互聯(lián)系。由于打電話這一渠道的成本更高，而且便利性遠低于社交媒體，所以一般會較少采用。。結果顯示，學生期初的外傾性水平確實會顯著影響其課外交互（見表7），并且課外交互的頻率越高，對其短期的認知能力影響也越大②限于篇幅，回歸結果未在文中展示，有需要可向作者索要。。

嚴謹性與個人的自我控制程度以及對成就、秩序和毅力的需求有關［60］（P887-898），而且嚴謹性是與動機（motivation）密切相關，而動機是一個對所有的表現(xiàn)都相當重要的變量。因此，嚴謹性可能是通過動機來與表現(xiàn)（performance）產生聯(lián)系的［21］（P589-605）。動機可以被理解為：（a）花費的努力；（b）努力的程度；（c）努力程度的堅持［17］（P319-338）。嚴謹性水平高的個體具有更強的責任心、更勤奮、有組織和進取的天性，以及高的成就努力性（achievement-striving），因而使得較長期的認知能力得到顯著提高。鑒于此，我們從動機這一角度出發(fā)，選取學生上課注意力的集中程度作為動機的代理變量來探討它的中介效應?？梢钥吹剑诔醯膰乐斝运礁叩膶W生，其上課注意力會更集中（見表7），這樣會顯著提高其較長期的認知能力。

表7 期初非認知能力對學生課外交互及上課注意力集中程度的影響

當同時把短期和較長期的中介變量與學生期初的非認知能力變量放入模型時，結果顯示：在短期，學生課外交互變量的系數(shù)和外傾性維度變量的系數(shù)均具有統(tǒng)計顯著性；在較長期，學生上課注意力變量的系數(shù)和嚴謹性維度變量的系數(shù)亦具有統(tǒng)計顯著性①限于篇幅，回歸結果未在文中展示，有需要可向作者索要。。這表明，外傾性對學生短期認知能力的影響有一部分是通過其課外交互來實現(xiàn)的；嚴謹性亦部分通過成就動機來影響學生較長期的認知能力。

根據(jù)上述分析，我們發(fā)現(xiàn)了學生期初非認知能力對其不同時期認知能力影響的機制證據(jù)，為了進一步量化這些機制在多大程度上解釋了學生期初非認知能力的影響，我們采用Heckman 等學者和Gelbach的分解方法進行分析［61］（P1-35）［62］（P509-543）。結果發(fā)現(xiàn)，學生課外交互約解釋了13.53%的期初外傾性對其短期認知能力的影響，學生的動機（上課注意力的集中程度）約解釋了10.88%的期初嚴謹性對其較長期認知能力的影響。我們進一步將上述兩種機制與其它可能的中介變量進行比較分析，發(fā)現(xiàn)學生課外交互在期初外傾性對短期認知能力影響及學生動機在期初嚴謹性對較長期認知能力影響的解釋力度始終最大①限于篇幅，具體的分解方法及相關結果未在文中展示，有需要可向作者索要。。

六、結論與政策含義

本文通過在湖北和湖南典型農村地區(qū)實施的一個跟蹤觀察和田野實驗，從學生期初非認知能力的視角探討了其不同階段認知能力的因果關系。結果表明，學生期初非認知能力對其不同階段的認知能力發(fā)展均具有動態(tài)異質性，而且非認知能力對較長期認知能力的影響程度比短期更大。具體而言，期初外傾性水平越高的個體，會顯著提高其短期的認知能力；但在較長期，這種效應并不存在，取而代之的是個體期初的嚴謹性，如果嚴謹性水平越高，對其認知能力的正向促進效應越明顯。

通過對學生性別的異質性檢驗，我們發(fā)現(xiàn)，個體期初的非認知能力水平對其不同時期的認知能力具有較明顯的組間差異。期初的嚴謹性對男性學生以及女性學生較長期的認知能力均有顯著促進作用。最后，從學生期初非認知能力對認知能力影響的機制方面進行分析，發(fā)現(xiàn)個體期初的外傾性主要通過課外交互來實現(xiàn)對短期認知能力的影響，具有大約13.53%的解釋力；嚴謹性主要通過成就動機來影響較長期的認知能力，其解釋力約有10.88%；通過比較分析，上述兩種機制的解釋力均為最大。

本文的研究為家庭、教育工作者、社會政策制定者促進農村學齡兒童人力資本發(fā)展提供政策參考。培養(yǎng)農村兒童的非認知能力非常重要，兒童期初的非認知能力會顯著影響后天認知能力的形成和提高，因此對其早期進行合理的教育干預十分必要。本文認為，社會要重視家庭教養(yǎng)的作用，家長應有效誘導孩子的社會交互；對無法充分發(fā)揮此功能的家庭，如留守兒童家庭，社會政策的幫扶作用應該凸顯出來；學校教育工作者應該確保學生非認知能力對其認知能力正向影響的作用機制的順利實現(xiàn)，在教學管理過程中實施鼓勵性教育和啟發(fā)式教學，對學生多一些激勵，培養(yǎng)學生的學習興趣，這有助于提高學生的成就動機水平。教育工作者可嘗試通過積極干預農村學生的非認知能力進而同步提升學生的認知能力。筆者建議學校充分認識學生非認知能力對認知能力的顯著影響效應，積極探索通過非認知能力促進認知能力的作用渠道。社會政策制定者不應在“靈感還是汗水”間進行二選一決策，應足夠重視對靈感的培育或者干預，如培養(yǎng)更高的動機性社會氛圍，可以在兒童讀物中加入更多有關成就和成功的內容，并勇于教育改革，鼓勵多元化教育，破除唯成績（認知能力）現(xiàn)象，促進農村兒童人力資本的全方位發(fā)展。