留守經(jīng)歷對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力發(fā)展的影響效應(yīng)與作用機(jī)理①

周春芳 蘇 群 常 雪

（1.江蘇省社會(huì)科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所，江蘇 南京，210004；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 江蘇 南京，210009；3.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院 ，江蘇 南京，210023）

1 問(wèn)題的提出

作為城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的產(chǎn)物，留守兒童現(xiàn)象在發(fā)展中國(guó)家普遍存在。中國(guó)農(nóng)村留守兒童是城鄉(xiāng)二元體制下“拆分型家庭再生產(chǎn)模式”的產(chǎn)物。2018 年民政部將農(nóng)村留守兒童界定為“父母雙方外出務(wù)工或一方外出務(wù)工另一方無(wú)監(jiān)護(hù)能力”不滿16 周歲的農(nóng)村戶籍兒童，此口徑下農(nóng)村留守兒童規(guī)模為697 萬(wàn)人，盡管較2016 年下降22.7%，但義務(wù)教育階段的農(nóng)村留守兒童由2016 年的65.3% 上升至2018 年的78.2%。作為未來(lái)勞動(dòng)力的重要構(gòu)成，留守可能會(huì)通過(guò)影響農(nóng)村兒童人力資本影響我國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展。故此，眾多學(xué)者從人口學(xué)、教育學(xué)、社會(huì)學(xué)、心理學(xué)等視角，對(duì)農(nóng)村留守兒童進(jìn)行了全面剖析，發(fā)現(xiàn)他們存在義務(wù)教育問(wèn)題、身心健康問(wèn)題、社會(huì)交往問(wèn)題以及未來(lái)發(fā)展等問(wèn)題[1]-[3]，并發(fā)現(xiàn)家庭功能弱化、傳統(tǒng)支持資源和制度性支持資源的匱乏[4]，造成了農(nóng)村留守兒童在高質(zhì)量人力資本獲取中的弱勢(shì)。此外，因認(rèn)知能力對(duì)收入解釋力較強(qiáng)，部分文獻(xiàn)研究了父母外出對(duì)農(nóng)村留守兒童認(rèn)知技能的影響，發(fā)現(xiàn)留守不利于農(nóng)村兒童認(rèn)知能力發(fā)展[5][6]。那么，留守對(duì)人力資本的另一個(gè)重要維度——非認(rèn)知能力的影響如何？此方面研究尚顯不足。非認(rèn)知能力是個(gè)體應(yīng)對(duì)復(fù)雜溝通和不同社會(huì)情境的行為和態(tài)度，是好奇心、堅(jiān)毅力、自控力、自尊性、社交性等多種能力的合集。研究發(fā)現(xiàn)，非認(rèn)知能力的市場(chǎng)回報(bào)率較高，對(duì)改善吸毒、犯罪等不良社會(huì)行為的邊際效應(yīng)較大[7]，童年期是塑造與培養(yǎng)非認(rèn)知能力的關(guān)鍵階段。故此，眾多發(fā)達(dá)國(guó)家與國(guó)際組織，均把創(chuàng)新與創(chuàng)造力、溝通與交流、團(tuán)隊(duì)合作、社會(huì)參與與貢獻(xiàn)、自我規(guī)劃與自我管理等作為青少年核心素養(yǎng)[8]。在此種背景下，考察留守經(jīng)歷對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的影響，識(shí)別其作用路徑，是全面評(píng)估我國(guó)留守兒童福利狀況的重要內(nèi)容。

基于此，本文意在考察留守經(jīng)歷對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)，挖掘其作用機(jī)理，探尋有利于農(nóng)村兒童全面發(fā)展的社會(huì)支持性資源。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，考察留守經(jīng)歷對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的影響，以全面評(píng)估“拆分型家庭再生產(chǎn)模式”對(duì)農(nóng)村兒童全面發(fā)展的影響，彌補(bǔ)已有文獻(xiàn)的不足；其次，采用反精準(zhǔn)匹配法（CEM)，在消除估計(jì)偏誤的基礎(chǔ)上構(gòu)建中介效應(yīng)模型，識(shí)別其作用機(jī)理，探尋化解“拆分型再生產(chǎn)模式”潛在社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)的可行路徑。

2 理論分析與研究假說(shuō)

依戀理論表明，生命早期與父母構(gòu)建的依戀關(guān)系，形成了“安全基地”，促使兒童大膽探索外部世界，并內(nèi)化為一種跨時(shí)空的“內(nèi)部工作模式”[9]，影響其整個(gè)生命周期的社會(huì)適應(yīng)能力和情緒調(diào)控能力。同時(shí)，安全型親子依戀與自尊、自我同一性、自我控制等非認(rèn)知能力正相關(guān)[10]。但安全型依戀只是基礎(chǔ)，兒童成長(zhǎng)過(guò)程中的父母教養(yǎng)也是其社會(huì)化的關(guān)鍵。研究表明，生活中的親子互動(dòng)直接影響著兒童情緒調(diào)節(jié)能力[11]。如果作為主要照料者的父母不在身邊，就會(huì)形成不安全的親子依戀，從而影響其個(gè)性發(fā)展[12]；此外，分離經(jīng)歷會(huì)造成兒童憤怒或焦慮的情緒，且他們應(yīng)對(duì)分離形成的防御機(jī)制和模式，將延續(xù)至整個(gè)生命周期[13]。然而，在心理彈性與社會(huì)支持等保護(hù)性因素的作用下，困境兒童仍可“逆境適應(yīng)”。所以，盡管親子分離增加了兒童的憤怒情緒，但其獨(dú)立性和堅(jiān)韌性得以提升，且他們更懂得珍惜和感恩[14]，而父母、學(xué)校、同伴以及兒童自身的積極應(yīng)對(duì)，是農(nóng)村留守兒童免受不利處境沖擊的重要因素[15]。據(jù)此，提出研究假設(shè)：

H1：留守負(fù)向作用于農(nóng)村兒童的非認(rèn)知能力，但學(xué)校、同伴等支持性因素，可在一定程度上緩解留守的不利影響。

新人力資本理論認(rèn)為，非認(rèn)知能力可通過(guò)正式或非正式的學(xué)習(xí)獲得，在青春期之前均可塑，學(xué)校教育和家庭教育是青少年非認(rèn)知能力培育的主要途徑[16]。研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)校教育能顯著提升學(xué)生的社交和情感技能、自我管理等非認(rèn)知技能，且早期教育干預(yù)對(duì)學(xué)生的合作、自我管理、社會(huì)化、焦慮、注意力、行為不良、社會(huì)攻擊性等有顯著影響[17]。此外，高質(zhì)量學(xué)校的價(jià)值體系和行為規(guī)范有助于良好習(xí)慣的養(yǎng)成，優(yōu)質(zhì)同輩群體間的互動(dòng)可傳遞社會(huì)規(guī)范、價(jià)值觀，促使兒童發(fā)展積極性、獨(dú)立性、遵紀(jì)守法等良好品質(zhì)。故此，貝克爾指出，孩子質(zhì)量是教育支出的增函數(shù)。此外，高質(zhì)量的親子交流、溝通及父母教育參與，帶給子女更多的關(guān)心、理解與鼓勵(lì)，傳遞給他們更為積極的信號(hào)，使他們養(yǎng)成較高的自我效能[18]，幫助其養(yǎng)成良好的生活習(xí)慣與較強(qiáng)的自控力[19]，并能潛移默化地教育兒童學(xué)會(huì)分享、合作等社會(huì)規(guī)范，形成交際性氣質(zhì)[20]，由此促進(jìn)兒童社會(huì)能力發(fā)展。據(jù)此，提出研究假設(shè)：

H2：家庭教育投入和父母時(shí)間投入正向作用于農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力發(fā)展。

因父母外出引致的“留守”通過(guò)影響家庭教育投入和父母時(shí)間投入，最終作用于農(nóng)村留守兒童的非認(rèn)知能力。從家庭教育投入來(lái)看，父母外出務(wù)工將通過(guò)家庭收入的增長(zhǎng)，提升家庭對(duì)優(yōu)質(zhì)學(xué)校教育資源和影子教育資源的購(gòu)買(mǎi)力，這有利于兒童非認(rèn)知能力的提升，我們稱(chēng)其為“收入正效應(yīng)”。從父母時(shí)間投入來(lái)看，親子間的“時(shí)-空”分離，導(dǎo)致親子交流和親子互動(dòng)數(shù)量與質(zhì)量的減少，外出父母非但無(wú)法輔導(dǎo)子女學(xué)習(xí)，也無(wú)法與其進(jìn)行深度交流，更不能對(duì)其心理成長(zhǎng)給予指導(dǎo)和監(jiān)督[21]，監(jiān)護(hù)人文化程度不高、家庭教育理念與方法落后[22]，難以有效彌補(bǔ)父母照料的不足，這可能會(huì)影響農(nóng)村留守兒童非認(rèn)知能力的發(fā)展，此為“時(shí)間負(fù)效應(yīng)”。此外，父母在子女成長(zhǎng)中扮演不同角色，因而不同留守模式，可能具有不同的收入效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，最終引致子代非認(rèn)知能力的差別。據(jù)此，提出研究假設(shè)：

H3：留守通過(guò)“收入效應(yīng)”和“時(shí)間效應(yīng)”作用于農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力發(fā)展，不同留守模式的影響效應(yīng)具有異質(zhì)性。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 理論模型

根據(jù)Becker 提出的家庭生產(chǎn)模型，本文將家庭視為有效率的生產(chǎn)單位，其在預(yù)算約束下，根據(jù)自身偏好進(jìn)行生產(chǎn)決策和消費(fèi)決策，追求家庭效用最大化。

理論分析表明，能力生產(chǎn)函數(shù)的投入要素主要包括父母時(shí)間投入數(shù)量、質(zhì)量與家庭經(jīng)濟(jì)投入量。本文用父母照料時(shí)間C 與照料質(zhì)量QC表示父母時(shí)間投入，經(jīng)濟(jì)投入主要是對(duì)兒童照料替代品的購(gòu)買(mǎi)，主要包括兒童被他人照料的時(shí)間和照料質(zhì)量QF，市場(chǎng)化的照料時(shí)間與照料質(zhì)量QM，同時(shí)還包括兒童物品投入G。其中，父母照料質(zhì)量用QC(H,E,A)表示，即父母照料質(zhì)量與父母的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間H、受教育年限E 和年齡A 有關(guān)。研究表明，父母非農(nóng)工作時(shí)間的延長(zhǎng)，可能通過(guò)工作疲憊和工作壓力，導(dǎo)致育兒質(zhì)量的降低[23],由此：據(jù)此，子代能力生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

該生產(chǎn)函數(shù)表示個(gè)體能力產(chǎn)出取決于投入要素的數(shù)量、組合和使用效率。具體來(lái)講，子代能力取決于兒童成長(zhǎng)過(guò)程中父母的照料時(shí)間C 與照料質(zhì)量QC、兒童被他人照料的時(shí)間和照料質(zhì)量QF，市場(chǎng)化的照料時(shí)間與照料質(zhì)量QM，同時(shí)還取決于兒童物品投入G，以及包括先天稟賦等在內(nèi)的其他因素ε。需要說(shuō)明的是，該能力產(chǎn)出方程是一個(gè)高度簡(jiǎn)化形式。

根據(jù)貝克爾家庭生產(chǎn)模型，家庭效用最大化不僅取決于子代收入決定方程、子代能力生產(chǎn)函數(shù)，還取決于家庭和子女的時(shí)間約束，以及家庭預(yù)算約束。假設(shè)子代能力產(chǎn)出為時(shí)間投入和經(jīng)濟(jì)投入的正常品，父母、市場(chǎng)化和非市場(chǎng)化照料時(shí)間、照料質(zhì)量以及市場(chǎng)照料商品對(duì)于兒童能力產(chǎn)出的效應(yīng)為正，那么，父母非農(nóng)就業(yè)時(shí)間對(duì)兒童非認(rèn)知能力產(chǎn)出的邊際影響將取決于兩個(gè)方面：（1）父母非農(nóng)就業(yè)及其時(shí)間的延長(zhǎng)，減少了父母的育兒時(shí)間，降低了陪伴質(zhì)量，從而降低了時(shí)間投入的數(shù)量和質(zhì)量，因而不利于子代非認(rèn)知能力發(fā)展。（2）父母工作就業(yè)及其時(shí)間的延長(zhǎng)通過(guò)增加家庭收入，提高了家庭對(duì)高質(zhì)量的兒童照料替代品的購(gòu)買(mǎi)力，這有利于子代非認(rèn)知能力發(fā)展。據(jù)此，父母非農(nóng)就業(yè)時(shí)間如何作用于子代能力產(chǎn)出，取決于兩種反向力的大小。

3.2 研究方法

農(nóng)村兒童留守是家庭基于多因素決策的結(jié)果，這種自選擇造成OLS 估計(jì)結(jié)果的偏誤。本文采用傾向得分匹配法（PSM）和泛精確匹配（CEM）法，消除內(nèi)生性引致的估計(jì)偏誤。

（1）傾向得分匹配法（PSM）。假定非認(rèn)知能力為Ytnb，為可觀測(cè)變量Xi和不可觀測(cè)特征的ε（i如能力和偏好）的函數(shù)。Ytnb=βiXi+εi

其中，εi服從均值為0，方差δi為的正態(tài)分布。

假設(shè)Wi為影響農(nóng)村兒童是否留守的協(xié)變量，則留守的選擇方程為：

若農(nóng)村留守兒童與非留守兒童在特征向量Xi上存在系統(tǒng)性差異，那么留守就不是隨機(jī)事件。

PSM 主要分為兩步：首先，采用二元Logit 模型，估計(jì)被訪者留守的傾向值，對(duì)傾向得分在共同取值范圍內(nèi)的個(gè)體進(jìn)行匹配；然后，通過(guò)匹配后的樣本計(jì)算“處理組的平均處理效應(yīng)”（ATT）、控制組的處理效應(yīng)（ATU）、平均處理效應(yīng)（ATE）。

（2）泛精確匹配法（CEM）。與PSM 相比，泛精確匹配（CEM）可以保證處置組和參照組在方差、協(xié)方差、高階交互項(xiàng)等方面的數(shù)據(jù)平衡性，還通過(guò)多元非平衡性指標(biāo)（L1）來(lái)確保樣本匹配后的參照組和實(shí)驗(yàn)組在分布上的一致性。此外，CEM 事先將連續(xù)型變量進(jìn)行粗化處理以提高匹配率，解決了PSM 在處理連續(xù)變量時(shí)樣本丟失過(guò)多的弊端。CEM 分三步：（1）根據(jù)事先的截?cái)帱c(diǎn)，將協(xié)變量進(jìn)行分層；（2）運(yùn)用精確匹配的算法根據(jù)樣本的經(jīng)驗(yàn)分布將每層中的研究對(duì)象進(jìn)行精確匹配，保證每層中至少有一個(gè)實(shí)驗(yàn)組和一個(gè)對(duì)照組的研究對(duì)象，刪除未能匹配的數(shù)據(jù)單元；（3）保留匹配成功的研究對(duì)象，用匹配后數(shù)據(jù)，研究自變量對(duì)結(jié)果變量的影響。

為研究留守在農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力生產(chǎn)中家庭教育投入和父母時(shí)間投入的中介效應(yīng)，本文構(gòu)建了包括如下三個(gè)方程的模型的中介效應(yīng)方程：

其中，Y 代表非認(rèn)知能力，X 代表協(xié)變量，E 代表中介變量，以家庭教育投入和父母時(shí)間投入表示，L=1 表示留守。其中，系數(shù)β1為留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的總效應(yīng)，系數(shù)為φ1控制了留守的影響后，中介變量對(duì)非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)；系數(shù)α1為留守經(jīng)歷對(duì)中介變量的影響效應(yīng)；系數(shù) φ2是在控制了中介變量的影響后，留守對(duì)非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)；將式E 代入式Y(jié) 可以進(jìn)一步得到中介變量的影響效應(yīng)φ1× α1，即留守通過(guò)家庭教育投入和父母時(shí)間投入對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的影響；ε1- ε3是回歸殘差。

3.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選取

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)教育追蹤調(diào)查的基線數(shù)據(jù)（CEPS）。該調(diào)查采取多階段的概率與規(guī)模成比例（PPS）的抽樣方法，從全國(guó)隨機(jī)抽取28 個(gè)縣級(jí)單位作為調(diào)查點(diǎn)，并隨機(jī)抽取112 所學(xué)校、438 個(gè)班級(jí)進(jìn)行全體調(diào)查，共有19487 名學(xué)生。

表1 CEPS 中對(duì)應(yīng)大五人格的問(wèn)題

留守經(jīng)歷的測(cè)度。依據(jù)CEPS 數(shù)據(jù)情況，本文將農(nóng)村留守兒童界定為“戶口為農(nóng)業(yè)”“父母一方或雙方不在家同住”的“0-16 歲”的“本地非流動(dòng)兒童”。依據(jù)“父母是否在家同住”，將父母“只有一方或雙方都不在家”者定義為農(nóng)村留守兒童，將“父母都在家”者定義為農(nóng)村非留守兒童。并進(jìn)一步分為與母親留守、與父親留守、獨(dú)自留守。剔除主要變量缺失的樣本，最終獲得農(nóng)村留守兒童2448 人，農(nóng)村非留守兒童5786 人。

非認(rèn)知能力的測(cè)度?！按笪迦烁瘛绷勘肀粡V泛用于非認(rèn)知能力的測(cè)量。但因數(shù)據(jù)可獲得性，在參考已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文僅能構(gòu)建4 個(gè)維度、17 個(gè)具體指標(biāo)。

時(shí)間投入和教育投入?？茽柭J(rèn)為家庭資本有兩種形式：父母參與和代際閉合。據(jù)此，本文將“父母參與”操作化為父母指導(dǎo)功課、監(jiān)督學(xué)習(xí)、與子女的交流討論，將“代際閉合”操作化為孩子家長(zhǎng)參與家長(zhǎng)會(huì)、主動(dòng)聯(lián)系學(xué)校老師的行為等。用因子分析法合成綜合值，數(shù)值越大表示父母時(shí)間投入越多。此外，家庭教育總支出包括校內(nèi)和校外教育支出，校內(nèi)教育支出為每學(xué)期的學(xué)費(fèi)、書(shū)本費(fèi)、活動(dòng)費(fèi)、餐費(fèi)、住宿費(fèi)等，校外教育支出為每學(xué)期校外輔導(dǎo)班或興趣班費(fèi)用。在計(jì)算時(shí)，將教育支出進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，因部分樣本該指標(biāo)為0，故用1n(1+y)來(lái)計(jì)算。數(shù)值越大，表示父母對(duì)子代的教育投入越多。

控制變量的選取。兄弟姐妹數(shù)的增加具有稀釋效應(yīng)，家庭文化資本具有代際傳承性，據(jù)此本文引入父親受教育年限、母親受教育年限及獨(dú)生子女等變量，并引入自評(píng)健康、年齡、性別和民族。教育產(chǎn)出是當(dāng)期投入與前期投入的結(jié)果，如果不控制前期學(xué)業(yè)成績(jī)，模型將存在遺漏變量偏誤，故本文引入6 年級(jí)學(xué)習(xí)情況。家庭早期預(yù)算約束可通過(guò)影響子代能力生產(chǎn)中的關(guān)鍵要素作用于早期能力，并影響其后期的能力產(chǎn)出，故本文引入了童年家庭條件。

(5)分層、分段施工。原巷道為半圓拱斷面，全巷道刷擴(kuò)斷面大，產(chǎn)生渣石多，礦井車(chē)輛有限，在保證礦井輔助運(yùn)輸?shù)那闆r下確定分層爆破施工，即先刷擴(kuò)上層拱部巷道如圖2中Ⅰ區(qū)所示，施工10 mⅠ區(qū)后施工Ⅱ區(qū)，Ⅱ區(qū)與Ⅰ區(qū)進(jìn)度同步后再施工Ⅰ區(qū)，接替進(jìn)行直至硐室刷擴(kuò)完成。

表2 顯示，從個(gè)人特征看，農(nóng)村留守兒童中男性比例、年齡均顯著高于參照組，留守兒童的健康劣于參照組、獨(dú)生子女和漢族占比亦較少。從家庭特征看，農(nóng)村留守兒童的父母受教育水平、童年家庭條件均低于參照組。說(shuō)明，農(nóng)村留守兒童中男性多、年齡大、健康差、獨(dú)生子女和漢族占比少，且農(nóng)村留守兒童的父母受教育水平、童年家庭條件均低于參照組。從家庭教育投入看，農(nóng)村留守兒童教育總支出、校內(nèi)教育支出與參照組未有顯著差異，但校外教育支出明顯偏低。此外，農(nóng)村留守兒童的親子交流、父母教育參與、非認(rèn)知能力也顯著低于參照組。初步判斷，農(nóng)村留守兒童獲得的課外教育資源和父母時(shí)間投入低于農(nóng)村非留守兒童，可能造成農(nóng)村留守兒童非認(rèn)知能力的劣勢(shì)。

表2 變量賦值與描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1 影響效應(yīng)與作用機(jī)理

泛精確匹配中，L1的數(shù)值越大表明數(shù)據(jù)的平衡性越差，若L1=0，說(shuō)明兩組數(shù)據(jù)完全平衡，若L1=1，則說(shuō)明兩組數(shù)據(jù)完全不平衡。一般來(lái)說(shuō)，匹配后L1 較匹配前有所下降，則表明匹配效果較好。平衡性檢驗(yàn)顯示，匹配前實(shí)驗(yàn)組與參照組不平衡性L1=0.7244，匹配后L1=3.406e-15，幾 近于0，說(shuō)明匹配效果較好。表3亦顯示，實(shí)驗(yàn)組與參照組匹配后L1 值均大大降低，說(shuō)明兩組間特征變量的差異基本被消除，組間平衡性得到提升。

表3 泛精確匹配前后的平衡性檢驗(yàn)

而后，本文對(duì)匹配后的數(shù)據(jù)進(jìn)行了OLS 回歸。結(jié)果表明（表4），控制了個(gè)體特征和家庭特征后，農(nóng)村留守兒童的非認(rèn)知能力較參照組低0.045，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明留守降低了農(nóng)村兒童的非認(rèn)知能力。具體看，留守對(duì)宜人性、情緒穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為-0.320 和-0.267，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明留守顯著降低了農(nóng)村兒童的人際交往能力和情緒穩(wěn)定性；留守對(duì)盡責(zé)性的回歸系數(shù)為0.069，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，對(duì)開(kāi)放性的影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。 這說(shuō)明，留守通過(guò)降低農(nóng)村兒童的人際交往能力和情緒穩(wěn)定性，負(fù)向作用于其非認(rèn)知能力。

表4 留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力影響的回歸結(jié)果

童年家庭條件降低了農(nóng)村留守兒童的盡責(zé)性，卻提高了開(kāi)放性，兩者此消彼長(zhǎng)的結(jié)果是對(duì)非認(rèn)知能力的整體效應(yīng)不顯著。從個(gè)體特征看，獨(dú)生子女、年齡小且6 年級(jí)學(xué)業(yè)成績(jī)好的農(nóng)村兒童具有較高的非認(rèn)知能力。從性別差異看，男生的宜人性和盡責(zé)性低于女生，但其情緒穩(wěn)定性較高。值得注意的是，母親文化程度較高的農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力較高，這可能與文化水平較高的母親，其照料能力強(qiáng)，能有效教育孩子有關(guān)。

表5 顯示，父母時(shí)間投入的回歸系數(shù)為0.286，在1% 的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明父母時(shí)間投入促進(jìn)了農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力發(fā)展。家庭教育投入的回歸系數(shù)為-0.004，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明家庭教育投入不是影響兒童非認(rèn)知能力發(fā)展的關(guān)鍵因素。原因可能在于：以分?jǐn)?shù)和升學(xué)率為“指揮棒”的教育評(píng)價(jià)機(jī)制，使得學(xué)校教育和影子教育均以提高認(rèn)知能力為主要目的，合作力、責(zé)任心、開(kāi)放性等非認(rèn)知能力的培育，尚未構(gòu)成我國(guó)學(xué)校教育的重點(diǎn)。由此，父母時(shí)間投入成為非認(rèn)知能力培育的關(guān)鍵，并具有教育經(jīng)濟(jì)投入難以替代的作用。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 顯示，在父母時(shí)間投入方程中，留守的回歸系數(shù)為-0.090，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)村留守兒童的父母時(shí)間投入較低。家庭教育投入方程中，留守的回歸系數(shù)為-0.126，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)村留守家庭的教育投入與參照組沒(méi)有顯著差異?？赡艿脑蛟谟冢恨r(nóng)村留守家庭的經(jīng)濟(jì)條件本身較差，他們往往優(yōu)先支付交通通訊、衣著等必要開(kāi)支，然后考慮購(gòu)建房屋或添置家電設(shè)備等[24]及房產(chǎn)購(gòu)置等，加上外出務(wù)工父母對(duì)教育的重視程度不高[25]，故父母外出并未增加子代教育支出，卻減少了有利于子代非認(rèn)知能力發(fā)展的時(shí)間投入。

4.2 異質(zhì)性分析

留守模式的異質(zhì)性。表6 顯示，獨(dú)自留守對(duì)非認(rèn)知能力影響效應(yīng)的ATT 值為負(fù)且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，大于其他兩種模式中的對(duì)應(yīng)值，說(shuō)明其對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的負(fù)效應(yīng)最大。與母親留守對(duì)子代非認(rèn)知能力具有顯著的負(fù)影響，ATT 值為負(fù)且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)；但與父親留守并未給子代非認(rèn)知能力帶來(lái)顯著負(fù)效應(yīng)。通常來(lái)講，父親是孩子安全感的來(lái)源，且父親“在場(chǎng)”能緩釋母親養(yǎng)育壓力，能使母親以更加輕松和愉快的態(tài)度教養(yǎng)子女，有利于子代非認(rèn)知能力發(fā)展。從收入效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)來(lái)看，獨(dú)自留守對(duì)家庭教育投入影響的ATT 值為正，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；校內(nèi)教育投入ATT 值介于0.252 和0.385，校外教育支出的ATT 值介于-0.243 和-0.339，父母時(shí)間投入ATT值介于 -0.062 和-0.097，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明，獨(dú)自留守的收入效應(yīng)最大，且此類(lèi)家庭存在以校內(nèi)教育投入替代父母時(shí)間投入的行為，但這種替代效應(yīng)被校外教育支出的負(fù)效應(yīng)“所遮蔽”。與父親留守對(duì)父母時(shí)間投入的負(fù)效應(yīng)最大，ATT 值介于-0.095 和0.123，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這與男性情感不及女性細(xì)膩和父親的角色定位有關(guān)。

表6 留守模式對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力影響的異質(zhì)性

性別的異質(zhì)性影響。子女“價(jià)值”的性別差異，可引致不同的家庭投資行為，其結(jié)果是子代非認(rèn)知能力發(fā)展的性別差異。表7 顯示，留守對(duì)男童非認(rèn)知能力影響的ATT 值介于-0.053 和-0.085，對(duì)女童非認(rèn)知能力影響的ATT 值介于-0.071 和-0.080，均 通 過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明，留守對(duì)農(nóng)村女童非認(rèn)知能力的負(fù)效應(yīng)更大。從家庭教育投入看，留守顯著降低了農(nóng)村兒童的課外教育支出，尤其是女童。留守對(duì)女童父母時(shí)間投入的ATT 值介于-0.083 和-0.116，留守對(duì)男童父母時(shí)間投入的ATT 值介于-0.062 和-0.078，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，主要是顯著減少了親子交流和父母教育參與。從ATT 值看，留守對(duì)農(nóng)村女童父母時(shí)間投入的負(fù)效應(yīng)更大，由此顯著降低了其非認(rèn)知能力。

表7 留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力影響的性別差異

寄宿制的異質(zhì)性影響。寄宿制使學(xué)校以家長(zhǎng)式的“微觀管理”安排學(xué)生生活[26]，一定程度上減少由留守的“時(shí)間負(fù)效應(yīng)”。從寄宿組看，留守對(duì)非認(rèn)知能力影響的ATT 值介于-0.058 和-0.074，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)；從非寄宿組看，留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力影響的ATT 值介于-0.070 和-0.101，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明，無(wú)論是否寄宿，留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力均具負(fù)效應(yīng)。表8 顯示，與非寄宿組相比，寄宿組中非認(rèn)知能力的ATT 值均較小，說(shuō)明寄宿制一定程度弱化留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的不利影響。

表8 留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力影響的異質(zhì)性

教師支持的異質(zhì)性影響。教師支持可在一定程度上彌補(bǔ)“父母缺位”[27]，弱化由“留守”引致的“時(shí)間負(fù)效應(yīng)”。根據(jù)問(wèn)卷中：數(shù)學(xué)、語(yǔ)文、英語(yǔ)、班主任老師在課堂上提問(wèn)、表?yè)P(yáng)被訪者的情況等7 個(gè)問(wèn)題，本文采用因子分析法計(jì)算綜合值，將均值以上視為教師高支持，否則視為教師低支持。表8 顯示，在教師高支持組中，留守對(duì)非認(rèn)知能力影響的ATT 值介于-0.159 和-0.175，除一對(duì)一臨近匹配外，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)；在教師低支持組中，其ATT 值介于-0.049 和-0.072，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明，教師支持并未縮小農(nóng)村留守兒童與非留守兒童非認(rèn)知能力的差距。這可能與教師對(duì)學(xué)習(xí)的支持大于生活、情感的支持有關(guān)。從樣本看，農(nóng)村留守兒童獲得的教師關(guān)注度（-0.066）顯著低于農(nóng)村非留守兒童（0.028），這導(dǎo)致諸多家庭教育缺失的兒童難以在學(xué)校教育中得到“情感補(bǔ)償”。

同伴支持的異質(zhì)性影響。同輩群體是兒童情感、同情、理解的重要來(lái)源。表9 顯示，在同伴群體較多的組，留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的影響較小，ATT 值介于-0.012 和-0.054，除了卡尺匹配和馬氏匹配之外，均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；而在同伴群體較少的組，留守對(duì)非認(rèn)知能力的影響較大，ATT 值介于-0.076 和-0.087，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明，同伴群體有利于縮小農(nóng)村留守兒童與非留守者的差距。可見(jiàn)，在家庭功能弱化的情況下，留守兒童可從同伴群體中獲得存在感、資源支持和情感支持，有利于其非認(rèn)知能力發(fā)展。

5 結(jié)論與啟示

本文利用CEPS 基線調(diào)查數(shù)據(jù)，采用泛精準(zhǔn)匹配模型（CEM），考察了留守對(duì)農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力的影響，并構(gòu)建中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)家庭經(jīng)濟(jì)投入和父母時(shí)間投入的中介效應(yīng)，采用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行了異質(zhì)性分析。主要結(jié)論如下：

第一，留守顯著降低了農(nóng)村兒童的宜人性和情緒穩(wěn)定性，一定程度上提高了其成就感和努力程度，但其影響效應(yīng)不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，由此造成了農(nóng)村留守兒童非認(rèn)知能力的劣勢(shì)，尤其是對(duì)農(nóng)村女童、獨(dú)自留守兒童的負(fù)效應(yīng)更大。此外，寄宿制和同伴支持一定程度上弱化了留守的不利影響，而教師支持對(duì)留守兒童非認(rèn)知能力的促進(jìn)作用不顯著。

第二，留守完全通過(guò)減少父母時(shí)間投入，負(fù)向作用于農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力發(fā)展。一方面，父母時(shí)間投入是農(nóng)村兒童非認(rèn)知能力發(fā)展的關(guān)鍵，具有家庭教育投入難以替代的作用。另一方面，農(nóng)村留守家庭并未增加子代教育投資，卻顯著減少了有利于子代發(fā)展的時(shí)間投入，由此造成農(nóng)村留守兒童非認(rèn)知能力的相對(duì)劣勢(shì)。

基于此，應(yīng)破除不利于城鄉(xiāng)融合的“藩籬”，加強(qiáng)頂層制度設(shè)計(jì)，根除農(nóng)村留守兒童形成的制度根源。亟需加快城鄉(xiāng)公共服務(wù)共建共享，將農(nóng)民工納入廉租房、經(jīng)濟(jì)適用房等城鎮(zhèn)福利住房政策；以社會(huì)保障、醫(yī)療服務(wù)、子女教育為重點(diǎn)，逐步實(shí)現(xiàn)流入地基本公共服務(wù)對(duì)常住人口的全覆蓋。尤其是要打破戶籍制度，構(gòu)建城鄉(xiāng)教育一體化的體制機(jī)制，修改、完善《義務(wù)教育法》有關(guān)條款，強(qiáng)化義務(wù)教育的公共產(chǎn)品屬性，建立中央、省級(jí)和地方政府分擔(dān)的流動(dòng)兒童義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)分擔(dān)機(jī)制，積極推進(jìn)流動(dòng)兒童異地升學(xué)機(jī)制。以高質(zhì)量寄宿制學(xué)校建設(shè)、高水平教師支持為重點(diǎn)，構(gòu)筑有利于農(nóng)村留守兒童全面發(fā)展的支持體系。通過(guò)合理的制度化設(shè)計(jì)，激勵(lì)教育工作者加大對(duì)農(nóng)村留守兒童的支持力度，尤其要提高教師對(duì)農(nóng)村留守兒童，尤其是農(nóng)村留守女童和獨(dú)自留守兒童的情感和心理支持。加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村留守兒童的父母與監(jiān)護(hù)人的培訓(xùn)，使其充分重視子女的情感需求和人格發(fā)展，改善家庭教育方法與技巧，提高其監(jiān)護(hù)意識(shí)、監(jiān)護(hù)責(zé)任與監(jiān)護(hù)能力。通過(guò)舉辦各類(lèi)活動(dòng)，擴(kuò)大農(nóng)村流動(dòng)兒童的交往范圍，鼓勵(lì)他們快樂(lè)交友，建立穩(wěn)定的同伴群體。同時(shí)，將自我管理、人際交往、團(tuán)隊(duì)協(xié)作、目標(biāo)導(dǎo)向等非認(rèn)知能力的系統(tǒng)性培育，納入學(xué)校培養(yǎng)模式的重點(diǎn)內(nèi)容和教育評(píng)估體系。