認(rèn)知能力的代際流動(dòng)性：學(xué)前教育的作用

薛遠(yuǎn)康 吳恩慈 胡耀宗

［摘 要］ 以往大量研究探討了教育的代際流動(dòng)性及其影響因素，但基于新人力資本理論的能力視角，分析認(rèn)知能力代際流動(dòng)性的文獻(xiàn)相對(duì)較少。從能力的視角出發(fā)，或有助于打開教育代際傳遞的“黑箱”。本研究利用CFPS 2010、2014、2018年三期的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)父代與子代匹配的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，弱勢(shì)群體不僅有更高的比例處于認(rèn)知能力分布底端，同樣其實(shí)現(xiàn)向上流動(dòng)的比例更低；父代與子代數(shù)學(xué)測(cè)試代際相關(guān)性在0.269到0.299之間，而字詞測(cè)試代際相關(guān)性在0.306到0.323之間，兩者都顯著高于受教育年限間的代際相關(guān)性，且父子之間的相關(guān)性均小于母子之間；其中，學(xué)前教育會(huì)顯著負(fù)向調(diào)節(jié)認(rèn)知能力的代際相關(guān)性。通過(guò)異質(zhì)性分析可以發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知能力的代際相關(guān)性在農(nóng)村、中西部地區(qū)、父母受教育水平較低、年輕樣本中更大，且學(xué)前教育在此類樣本中更具顯著的調(diào)節(jié)作用，說(shuō)明學(xué)前教育更有利于弱勢(shì)群體，并且有促進(jìn)認(rèn)知能力代際流動(dòng)的作用。

［關(guān)鍵詞］ 代際傳遞；認(rèn)知能力；學(xué)前教育；人力資本；教育不平等

一、問(wèn)題提出

代際流動(dòng)是決定經(jīng)濟(jì)社會(huì)不平等演進(jìn)的關(guān)鍵因素。[1]教育是阻隔貧困代際傳遞的重要路徑，而教育代際流動(dòng)系數(shù)能反映一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的社會(huì)公平程度，受到相關(guān)研究者的極大關(guān)注。在代際流動(dòng)領(lǐng)域，從受教育年限的代際傳遞到能力的代際傳遞（Intergenerational Transmission of Skills）是當(dāng)前研究的一大重要轉(zhuǎn)向。在以往的研究中，雖然個(gè)體受教育年限的數(shù)據(jù)更易獲得，但往往因?yàn)槿狈逃|(zhì)量的信息，使得受教育年限這一變量很難具有區(qū)分性，而認(rèn)知能力變量在一定程度上可彌補(bǔ)這一缺陷。教育經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的學(xué)者近期開始嘗試用國(guó)際大型測(cè)評(píng)項(xiàng)目PISA（國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目）測(cè)試成績(jī)來(lái)替代受教育年限，以此拓寬人力資本變量的內(nèi)容。[2]因此，研究認(rèn)知能力的代際流動(dòng)或可突破教育年限這一固有視角，對(duì)明晰代際之間傳遞的具體內(nèi)涵有著重要意義。[3]

認(rèn)知能力的培養(yǎng)一直被視為人力資本理論的核心內(nèi)容。認(rèn)知能力對(duì)個(gè)體乃至國(guó)家的發(fā)展都具有重大意義，例如對(duì)高等教育機(jī)會(huì)獲得、[4][5]個(gè)體勞動(dòng)力市場(chǎng)回報(bào)、健康狀況等方面同樣存在顯著的正向影響。[6][7]從宏觀層面看，人群的認(rèn)知能力作為國(guó)家的“知識(shí)資本”，其發(fā)展水平能推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。[8]在個(gè)體認(rèn)知能力發(fā)展過(guò)程中，學(xué)前教育（早期干預(yù)）具有特別重要的作用，諾貝爾獎(jiǎng)得主赫克曼（Heckman）[9]提出了著名的“赫克曼曲線”，他認(rèn)為，早期階段教育投資的回報(bào)率顯著高于其他階段，學(xué)齡前是最值得政府大力投資的階段。學(xué)前教育的干預(yù)能顯著提高弱勢(shì)群體的認(rèn)知能力以及弱勢(shì)群體成為“抗逆學(xué)生”（即家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低但學(xué)業(yè)表現(xiàn)優(yōu)良的學(xué)生）的概率，[10]有助于打破貧困的代際傳遞，進(jìn)而促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)性。[11]因此，學(xué)前教育在認(rèn)知能力代際流動(dòng)中是否同樣發(fā)揮著積極的作用值得進(jìn)一步深入研究。

與本文相關(guān)的研究主要有兩大類。第一類是能力的代際流動(dòng)性及其影響因素。在新人力資本理論正式形成之前，就有學(xué)者關(guān)注到了能力在代際之間的傳遞性，并且涵蓋認(rèn)知與非認(rèn)知能力兩大方面。心理學(xué)界很早就關(guān)注到智商（IQ）在家庭內(nèi)的傳遞現(xiàn)象，有學(xué)者[12]綜述了上百個(gè)研究，發(fā)現(xiàn)父代與子代智商的相關(guān)性在0.4到0.7之間。之后的研究不斷深化，例如數(shù)據(jù)選取的樣本更大，且更具代表性。有研究者[13]通過(guò)具有全國(guó)代表性的英國(guó)兒童發(fā)展研究（British National Child Development Study）數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)父子間數(shù)學(xué)能力的代際傳遞小于父子間字詞能力，并且后者往往與家庭教養(yǎng)方式密切相關(guān)。在相關(guān)文獻(xiàn)越來(lái)越豐富的背景下，研究不斷走向深入，學(xué)者們同時(shí)注意到因果推斷、父代與子代能力的調(diào)查年份不統(tǒng)一等方法層面的核心問(wèn)題，前者指向遺傳（nature）和養(yǎng)育（nurture）的作用何者更大。針對(duì)這一問(wèn)題，很多研究采用領(lǐng)養(yǎng)孩子與雙胞胎方法[14][15]來(lái)估計(jì)因果效應(yīng)。亦有學(xué)者[16]發(fā)現(xiàn)，通過(guò)學(xué)習(xí)獲得的認(rèn)知能力比遺傳得到的能力在代際間的傳遞效應(yīng)更強(qiáng)。后者涉及認(rèn)知能力發(fā)展的年齡差異問(wèn)題，通過(guò)在研究中篩選父代與子代認(rèn)知能力調(diào)查年齡相同（均為7歲）的配對(duì)樣本進(jìn)行分析，以排除年齡可能帶來(lái)的偏誤。第二類是學(xué)前教育在能力形成及代際流動(dòng)中的作用。學(xué)前教育對(duì)個(gè)體認(rèn)知與非認(rèn)知能力的發(fā)展均有顯著影響，赫克曼[17]就十分重視學(xué)前教育（早期干預(yù)）的作用，其認(rèn)為能力形成具有階段性和敏感期的特點(diǎn)，且認(rèn)知、語(yǔ)言、社會(huì)和情感方面的能力是相互依存的，其與合作者還建立了“能力形成的動(dòng)態(tài)模型”，[18]強(qiáng)調(diào)能力的發(fā)展可以通過(guò)投資或干預(yù)來(lái)改變。在經(jīng)驗(yàn)研究中，學(xué)前教育在短期內(nèi)對(duì)兒童發(fā)展具有明顯的積極效應(yīng)，包括提升認(rèn)知能力如學(xué)科成績(jī)，[19]以及促進(jìn)非認(rèn)知能力發(fā)展。[20]但是在長(zhǎng)期影響中，針對(duì)認(rèn)知能力的現(xiàn)有研究結(jié)論存在較多分歧。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育對(duì)認(rèn)知能力發(fā)展具有長(zhǎng)期影響，包括提升高中學(xué)業(yè)水平、大學(xué)參與率等與認(rèn)知能力密切相關(guān)的指標(biāo)。[21][22][23]然而，同時(shí)有很多研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育對(duì)認(rèn)知能力的長(zhǎng)期效應(yīng)存在逐漸減弱（Fade?Out）乃至消失的現(xiàn)象。[24][25]長(zhǎng)期影響研究發(fā)現(xiàn)的不一致性可能與學(xué)前教育質(zhì)量密切相關(guān)，例如有針對(duì)性的教師專業(yè)支持、較小的班級(jí)規(guī)模和更豐富的學(xué)業(yè)指導(dǎo)，這些因素會(huì)極大緩解學(xué)前教育效應(yīng)隨時(shí)間減弱的現(xiàn)象。[26][27]

通過(guò)上述分析，雖然當(dāng)前對(duì)于能力的代際流動(dòng)、學(xué)前教育在能力形成中的作用均存在大量研究，但鮮有研究結(jié)合了學(xué)前教育與認(rèn)知能力的代際傳遞兩個(gè)視角，這是本文可能具有的貢獻(xiàn)之處。此外，現(xiàn)有分析認(rèn)知能力代際流動(dòng)的研究多集中于數(shù)據(jù)較豐富的發(fā)達(dá)國(guó)家，而對(duì)中國(guó)認(rèn)知能力代際流動(dòng)的研究較少。因此，本研究將以認(rèn)知能力的代際流動(dòng)分析為主線，分析我國(guó)當(dāng)前認(rèn)知能力代際流動(dòng)的基本事實(shí)和特點(diǎn)，并以學(xué)前教育為關(guān)鍵解釋變量，探討學(xué)前教育在認(rèn)知能力代際流動(dòng)中所發(fā)揮的作用。這一方面有助于突破教育代際傳遞的固有視角，分析比受教育年限更具“實(shí)質(zhì)”性的認(rèn)知能力的代際傳遞過(guò)程；另一方面同樣可推動(dòng)對(duì)學(xué)前教育影響效應(yīng)的研究，從代際傳遞的視角明晰早期干預(yù)的重要性，以期通過(guò)對(duì)學(xué)前教育的投入進(jìn)一步提升代際流動(dòng)性，實(shí)現(xiàn)教育公平，縮小貧富差距。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2010、2014、2018共三期數(shù)據(jù)。該調(diào)查是由北京大學(xué)于2010年發(fā)起的，每?jī)赡赀M(jìn)行一次的具有全國(guó)代表性的縱向調(diào)查，樣本覆蓋我國(guó)25個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）的161個(gè)區(qū)縣。在2010年的基線調(diào)查中，CFPS成功訪問(wèn)了約15 000個(gè)家庭和超過(guò)30 000個(gè)家庭成員。在歷次調(diào)查中，CFPS為10歲及以上的受訪者開發(fā)了兩組認(rèn)知能力測(cè)試。其中一組測(cè)試在2010年、2014年和2018年進(jìn)行調(diào)查，包括字詞和數(shù)學(xué)水平測(cè)試，主要反映受訪者通過(guò)學(xué)校獲得的識(shí)字和數(shù)學(xué)計(jì)算能力。另一組測(cè)試在2012年、2016年和2020年進(jìn)行調(diào)查，包括字詞記憶和數(shù)列測(cè)試，重點(diǎn)測(cè)量受訪者的記憶和數(shù)學(xué)推理能力，是兩種更為“內(nèi)在”的認(rèn)知能力。[28]需要注意的是，由于這兩組測(cè)試具有不同的目的，因此不具有跨年可比性。2012年測(cè)試的記憶和推理等能力隨年齡增長(zhǎng)的變動(dòng)相對(duì)更小，因此本研究采用2010、2014、2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)。

在數(shù)據(jù)清理過(guò)程中，在每個(gè)調(diào)查年份內(nèi)，依據(jù)CFPS提供的個(gè)人和父母ID（身份信息）對(duì)子代與父代數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，然后將三個(gè)不同年份的數(shù)據(jù)合并為混合截面數(shù)據(jù)。此外，將樣本中認(rèn)知能力的測(cè)試年齡限制在10至30歲之間（本文據(jù)此構(gòu)建出生隊(duì)列變量cohort，取值1～4分別依次表示10～15歲、16～20歲、21～25歲和26～30歲），這基于以下兩方面考慮：一是認(rèn)知能力作為人力資本重要組成部分，多形成于生命周期的早期階段，相關(guān)研究以及干預(yù)多集中于此；[29][30]二是在退休以及身體機(jī)能弱化的情況下，老年人群體的認(rèn)知能力會(huì)出現(xiàn)加速下降趨勢(shì)，[31]而本研究在此種限制條件下，大部分父代測(cè)試年齡將不超過(guò)60歲，這可減小相關(guān)測(cè)量誤差。在匹配之后，進(jìn)一步篩選了相關(guān)個(gè)體和家庭層面的分析變量，最終得到有效匹配樣本8 863個(gè)。

（二）變量構(gòu)建

因變量為子代認(rèn)知能力測(cè)試。CFPS數(shù)學(xué)和字詞測(cè)試在設(shè)計(jì)時(shí)，將題目按照由易到難的順序排列，受訪者最終得分為回答正確的最難題目的編號(hào)。需要注意的是，認(rèn)知能力得分并未考慮隨年齡增長(zhǎng)而逐漸增強(qiáng)的認(rèn)識(shí)發(fā)展水平（見(jiàn)下文圖1），因此將數(shù)學(xué)和字詞測(cè)試分別按照調(diào)查年齡進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，相關(guān)研究中也常采用此種處理方式。[32]學(xué)前教育經(jīng)歷是本研究中的關(guān)鍵自變量，CFPS在歷年兒童庫(kù)中調(diào)查了受訪者的學(xué)前教育經(jīng)歷（包括當(dāng)前在學(xué)狀態(tài)和是否曾經(jīng)接受學(xué)前教育），并在成人庫(kù)中詢問(wèn)了個(gè)體的教育史，本研究根據(jù)此類信息構(gòu)建了學(xué)前教育經(jīng)歷的分類變量（否=0）。

借鑒教育代際流動(dòng)和認(rèn)知能力形成的相關(guān)研究，本文控制變量包括個(gè)體、家庭和地區(qū)三個(gè)層面。其中個(gè)體層面包括性別（0=女性）、戶口（0=農(nóng)村）和年齡。性別間認(rèn)知能力差距的廣泛存在，[33][34]以及戶籍在我國(guó)教育資源分配中具有的重大作用，使得這兩個(gè)變量須納入分析。此外，由于本文將認(rèn)知能力測(cè)試進(jìn)行了年齡標(biāo)準(zhǔn)化處理，因此子代年齡對(duì)其標(biāo)準(zhǔn)化測(cè)試基本無(wú)影響，但父母的年齡須納入考慮，原因在于父母年齡對(duì)子代所處年齡階段（出生隊(duì)列）有直接的影響。家庭層面包括父母的教育水平、職業(yè)地位和家庭經(jīng)濟(jì)情況。父母的教育水平為分類變量，取值1至6分別代表“文盲、小學(xué)、初中、高中/中專、大專、本科及以上”；職業(yè)地位以國(guó)際社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)ISEI指數(shù)衡量，此數(shù)值越大代表職業(yè)地位越高；家庭經(jīng)濟(jì)狀況，很多文獻(xiàn)采用家庭收入情況進(jìn)行衡量，但一方面單一調(diào)查年份具有暫時(shí)收入波動(dòng)的特點(diǎn)，[35]另一方面家庭收入存在缺失值較多的問(wèn)題，因此本文采用自評(píng)家庭收入狀況進(jìn)行衡量，問(wèn)卷題項(xiàng)為五點(diǎn)量表“您的收入在本地的位置”，其中“1”表示很低，“5”表示很高。地區(qū)層面劃分為東部和中西部?jī)深悺?/p>

（三）分析方法

借鑒代際流動(dòng)研究中計(jì)算代際流動(dòng)彈性的方法，本文首先建立如下基礎(chǔ)的父代認(rèn)知能力影響子代認(rèn)知能力的回歸方程，即Yc = β0 + β1Yp + βZ + cohorti + suvyeart + provj + ε。

其中，Yc為子代認(rèn)知能力，Yp為父代認(rèn)知能力，估計(jì)系數(shù)β1為認(rèn)知能力代際流動(dòng)彈性，Z表示一系列控制變量，cohorti、suvyeart和provj分別表示出生隊(duì)列、調(diào)查年份和所在省份固定效應(yīng)。為進(jìn)一步考察學(xué)前教育的影響，對(duì)上述方程進(jìn)行擴(kuò)展，加入表征學(xué)前教育經(jīng)歷的變量pre及其與父代認(rèn)知能力的交互項(xiàng)，方程如下。

Yc = β0 + β1Yp + β2pre + β3pre×Yp + βZ + cohorti + suvyeart + provj + ε

其中，估計(jì)系數(shù)β2表示學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)認(rèn)知能力發(fā)展的影響效應(yīng)，而估計(jì)系數(shù)β3表示學(xué)前教育與父代認(rèn)知能力的交互項(xiàng)，即本文主要考察的問(wèn)題之一，若此交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，則可說(shuō)明學(xué)前教育有助于減弱認(rèn)知能力的代際流動(dòng)性。

三、研究結(jié)果

（一）基本事實(shí)分析

1. 認(rèn)知能力的分布。

經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)、教育學(xué)等學(xué)科對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力的發(fā)展已有大量研究，因此對(duì)因變量認(rèn)知能力進(jìn)行描述分析，一方面可為讀者呈現(xiàn)較為清晰的圖景，另一方面也可從文獻(xiàn)角度驗(yàn)證本研究所選樣本的合理性。

認(rèn)知能力與年齡之間存在十分明顯的相關(guān)性。平均而言，在大約20歲之前，個(gè)體的認(rèn)知能力有明顯的隨年齡增長(zhǎng)而增長(zhǎng)的趨勢(shì)，但在約20歲之后，認(rèn)知能力發(fā)展趨勢(shì)則完全相反，隨年齡增長(zhǎng)而逐漸降低，呈現(xiàn)出顯著的階段性特點(diǎn)。這與心理學(xué)、醫(yī)學(xué)等學(xué)科的發(fā)現(xiàn)高度一致，[36][37]說(shuō)明個(gè)體發(fā)展的早期階段對(duì)認(rèn)知能力發(fā)展具有至關(guān)重要的地位。認(rèn)知能力與個(gè)體受教育水平間同樣存在顯著的相關(guān)性，受教育程度的提升會(huì)極大地促進(jìn)個(gè)體認(rèn)知能力的發(fā)展，這與經(jīng)典的人力資本理論預(yù)測(cè)相一致，即投資于教育有助于自身能力的提升。[38]認(rèn)知能力的代際傳遞是本文的核心關(guān)注點(diǎn)，圖2直觀地呈現(xiàn)出了這一點(diǎn)，即父代數(shù)學(xué)測(cè)試得分與子代的數(shù)學(xué)測(cè)試平均得分存在十分明顯的線性相關(guān)性，隨著父代認(rèn)知能力水平的提高，子代認(rèn)知能力水平的期望也將逐漸提升。

此外，學(xué)前教育經(jīng)歷作為本文的關(guān)鍵變量之一，其影響效應(yīng)同樣值得分析，圖3的條件概率分布圖清楚地展示了這一點(diǎn)。相比于未曾接受學(xué)前教育的個(gè)體，在具有學(xué)前教育經(jīng)歷人群的數(shù)學(xué)測(cè)試分布中，有相對(duì)更少的個(gè)體集中在較低的分段（如低于均值0），而相對(duì)更多的個(gè)體集中在較高的分段（如高于均值0）。比較而言，城鄉(xiāng)間認(rèn)知能力分布情況差異更大，有更大比例的農(nóng)村群體的認(rèn)知能力分布處于較低的分段，而更大比例的城鎮(zhèn)群體的認(rèn)知能力分布處于較高的分段，說(shuō)明城鄉(xiāng)分割以及由此帶來(lái)的教育資源等分布不均衡是導(dǎo)致個(gè)體認(rèn)知能力差距的重大原因。[39][40]

2. 認(rèn)知能力代際轉(zhuǎn)移矩陣。

代際轉(zhuǎn)移矩陣是收入與教育等領(lǐng)域代際流動(dòng)研究的常用工具，本文參照這一方法，將父代與子代的認(rèn)知能力測(cè)試分別轉(zhuǎn)換為4個(gè)不同的分位水平（其中Q1為最低，Q4為最高），然后進(jìn)行轉(zhuǎn)移矩陣的分析，其中認(rèn)知能力為依據(jù)年齡和調(diào)查年份進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的結(jié)果，結(jié)果如下表所示。

其中，對(duì)角線上表示子代與父代認(rèn)知能力測(cè)試處于相同分位，可認(rèn)為此部分人群未發(fā)生流動(dòng)。例如全樣本中，父代處于Q1，而子代同樣處于Q1的比例為31.512%，說(shuō)明在所有父代處于Q1人群中，有31.512%的子代未發(fā)生流動(dòng)。對(duì)角線下的人群表示，相比于父代，子代認(rèn)知能力出現(xiàn)了向下流動(dòng)；與之對(duì)應(yīng)的是，對(duì)角線上的人群表示，相比于父代，子代認(rèn)知能力出現(xiàn)了向上流動(dòng)。

代際轉(zhuǎn)移矩陣顯示：一方面，認(rèn)知能力的分布在不同群體間存在顯著不同，例如城鎮(zhèn)樣本中僅有12.038%的父代認(rèn)知能力處于較低的Q1分位，而在農(nóng)村樣本中這一比例達(dá)34.144%；另一方面，不同群體間代際流動(dòng)模式存在明顯的差異，例如從分戶口類型看，農(nóng)村居民認(rèn)知能力向下流動(dòng)的比例顯著高于城鎮(zhèn)居民，而向上流動(dòng)的比例則正好相反。再如當(dāng)父代同樣處于Q1分位時(shí)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民子代處于Q4分位的比例分別為42.584%和12.989%。這說(shuō)明弱勢(shì)群體可能處于一種“雙重劣勢(shì)”的境地，即此群體不僅有更高的比例處于分布底端，同樣有更低的比例可以實(shí)現(xiàn)向上流動(dòng)。分父母最高教育水平看，由于樣本中父代受教育程度普遍較低，因此本文以是否接受過(guò)高中教育作為分界線，樣本中有約25%的個(gè)體的父母中至少有一方接受過(guò)高中及以上教育。分父母最高教育水平的認(rèn)知能力代際轉(zhuǎn)移矩陣與分戶口類型的情況較為相似，不再贅述。

（二）認(rèn)知能力代際流動(dòng)效應(yīng)及學(xué)前教育的作用

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

在代際流動(dòng)研究中，父親與子代的相關(guān)性同母親與子代間的相關(guān)性往往有所差異，[41]因此首先分別對(duì)父親和母親的相關(guān)變量進(jìn)行回歸，然后納入父母信息進(jìn)行分析，基準(zhǔn)回歸結(jié)果如下。

基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，父代認(rèn)知能力與子代認(rèn)知能力有顯著的相關(guān)性。總體來(lái)看，數(shù)學(xué)測(cè)試的代際相關(guān)性低于字詞測(cè)試的代際相關(guān)性，即平均來(lái)看，父代數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試分?jǐn)?shù)每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，子代數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試分?jǐn)?shù)的期望將提升約0.216（0.252）個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差；此外，父親與子代認(rèn)知能力的相關(guān)性比母親與子代認(rèn)知能力的相關(guān)性低，即平均來(lái)看，父親（母親）數(shù)學(xué)測(cè)試分?jǐn)?shù)每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，子代數(shù)學(xué)測(cè)試分?jǐn)?shù)的期望將提升約0.216（0.267）個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，父親（母親）字詞測(cè)試分?jǐn)?shù)每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，子代字詞測(cè)試分?jǐn)?shù)的期望將提升約0.252（0.304）個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。

學(xué)前教育經(jīng)歷與子代認(rèn)知能力測(cè)試分?jǐn)?shù)存在顯著的正相關(guān)，在各控制變量不變的情況下，相比于未曾接受學(xué)前教育的個(gè)體，具有學(xué)前教育經(jīng)歷的個(gè)體數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試分?jǐn)?shù)的期望將提升0.073（0.081）個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，這與大量發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力發(fā)展具有積極影響的研究結(jié)果相一致。[42][43]在控制變量方面，性別和戶口對(duì)認(rèn)知能力發(fā)展均有顯著影響，即在其他變量不變的情況下，女性數(shù)學(xué)測(cè)試分?jǐn)?shù)的期望比男性高約0.106個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，而字詞測(cè)試分?jǐn)?shù)比男性高約0.197個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，這印證了文獻(xiàn)中認(rèn)知能力的“男孩落后”現(xiàn)象。[44][45]相比于性別，戶口對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力發(fā)展差距的影響更大，即在控制其他變量情況下，城鎮(zhèn)個(gè)體數(shù)學(xué)測(cè)試分?jǐn)?shù)的期望比農(nóng)村個(gè)體高約0.297個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，而字詞測(cè)試分?jǐn)?shù)比農(nóng)村個(gè)體高約0.235個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。

2. 學(xué)前教育在認(rèn)知能力代際流動(dòng)中的作用。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)學(xué)前教育經(jīng)歷在認(rèn)知能力代際流動(dòng)中的作用，本文通過(guò)構(gòu)建交互項(xiàng)的方式進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如下。

結(jié)果顯示，學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)認(rèn)知能力的代際傳遞具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。平均來(lái)看，相比于未曾接受過(guò)學(xué)前教育的個(gè)體，具備學(xué)前教育經(jīng)歷的個(gè)體中，父親數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試分?jǐn)?shù)與子代數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試分?jǐn)?shù)的相關(guān)性將降低0.071（0.052），母親數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試分?jǐn)?shù)與子代數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試分?jǐn)?shù)的相關(guān)性將降低0.028（0.059），說(shuō)明學(xué)前教育具有一定的促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)的作用。

為更直觀地呈現(xiàn)學(xué)前教育的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，本文繪制了調(diào)節(jié)效應(yīng)圖，即分別按照學(xué)前教育經(jīng)歷，在同一坐標(biāo)系中畫出了子代認(rèn)知能力與父代認(rèn)知能力之間的相關(guān)圖。圖5和圖6顯示，在具有學(xué)前教育經(jīng)歷的樣本中，父親認(rèn)知能力對(duì)子代認(rèn)知能力的影響明顯小于無(wú)學(xué)前教育經(jīng)歷的樣本（即斜率更?。粰M向?qū)Ρ瓤?，學(xué)前教育的調(diào)節(jié)效應(yīng)在數(shù)學(xué)測(cè)試的代際傳遞中更大，而在字詞測(cè)試中相對(duì)更小。

（三）異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步明確學(xué)前教育經(jīng)歷在認(rèn)知能力代際流動(dòng)中的作用，本研究按照城鄉(xiāng)與地區(qū)、父母受教育程度、子代年齡階段等維度進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果如下。

1. 城鄉(xiāng)與地區(qū)異質(zhì)性。

由于我國(guó)教育資源分布與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)差異，學(xué)前教育入學(xué)率在城鄉(xiāng)間、區(qū)域間尚不均衡，[46][47]因此分析地區(qū)異質(zhì)性尤為重要。為便于比較，將戶口（變量名為hukou，其中城鎮(zhèn)=1，農(nóng)村=0）和地區(qū)（變量名為east，其中東部=1，中西部=0）均分為兩類，然后把不同樣本回歸估計(jì)系數(shù)（加入控制變量和固定效應(yīng)）繪制在下面這張圖中呈現(xiàn)。

不同地區(qū)表現(xiàn)出鮮明的特點(diǎn)，即在農(nóng)村和中西部地區(qū)，學(xué)前教育經(jīng)歷、父代認(rèn)知能力以及兩者的交互項(xiàng)都對(duì)子代認(rèn)知能力具有十分顯著的影響，其估計(jì)系數(shù)的95%置信區(qū)間均不會(huì)經(jīng)過(guò)0點(diǎn)；而在城鎮(zhèn)和東部地區(qū)，基本上僅有父代認(rèn)知能力這一變量對(duì)子代認(rèn)知能力存在顯著影響，學(xué)前教育經(jīng)歷以及相關(guān)的交互項(xiàng)在大部分情況下都無(wú)明顯影響，且上述這兩方面特征在數(shù)學(xué)和字詞能力中高度一致。

此外，父代認(rèn)知能力的估計(jì)系數(shù)大小在不同地區(qū)間也存在明顯的差異，農(nóng)村和中西部地區(qū)認(rèn)知能力的代際相關(guān)性較城鎮(zhèn)和東部地區(qū)更高，說(shuō)明前者具有更高程度的不平等，社會(huì)流動(dòng)性更差。

2. 父母教育水平的異質(zhì)性。

為分析認(rèn)知能力代際流動(dòng)性在不同家庭背景人群中的差異性，通過(guò)構(gòu)建父母最高受教育程度變量進(jìn)行分析。如前所述，由于樣本中父代受教育程度普遍較低，因此本文以是否接受過(guò)高中教育作為分界線，樣本中有約25%的個(gè)體的父母中至少有一方接受過(guò)高中及以上教育，分樣本異質(zhì)性結(jié)果如下。

首先，在認(rèn)知能力代際相關(guān)性方面，相比父母受教育程度較低（高中以下）的樣本，父母受教育程度較高（高中及以上）樣本的相關(guān)系數(shù)更小，以父親與子代間數(shù)學(xué)測(cè)試為例，前者估計(jì)系數(shù)為0.262，而后者僅為0.073。其次，學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)認(rèn)知能力發(fā)展的影響在不同群體間更具差異性，其在父母受教育程度較低的樣本中具有顯著影響，而在父母受教育程度較高的樣本中無(wú)影響，與之相應(yīng)的是，在父母受教育程度較低的樣本中，學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)代際間字詞測(cè)試的傳遞有顯著負(fù)向影響，但學(xué)前教育經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)在父母受教育程度較高的樣本中并不發(fā)揮作用。

此外，根據(jù)父母受教育水平的異質(zhì)性同樣可以發(fā)現(xiàn)，父親與子代認(rèn)知能力的相關(guān)性小于母親與子代認(rèn)知能力的相關(guān)性，這無(wú)論是在父母受教育程度較高還是較低的樣本中均成立，例如在父母學(xué)歷在高中及以上樣本中，父親（母親）數(shù)學(xué)測(cè)試與子代數(shù)學(xué)測(cè)試的相關(guān)性為0.073（0.170），在高中以下樣本中，分別為0.262（0.283）。這說(shuō)明在不同中家庭背景中，母親認(rèn)知能力對(duì)子代認(rèn)知能力的發(fā)展或許都更為重要。

3. 年齡階段異質(zhì)性。

通過(guò)基本事實(shí)分析發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力發(fā)展與年齡有十分密切的相關(guān)性，因此不同年齡階段樣本中，認(rèn)知能力代際流動(dòng)性可能有所差異，本研究接下來(lái)對(duì)此進(jìn)行分析。

從分年齡階段的異質(zhì)性分析結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，不同年齡階段估計(jì)結(jié)果存在明顯的差異，即10～20歲（cohort≤2）樣本中，學(xué)前教育和父代認(rèn)知能力均對(duì)子代認(rèn)知能力有顯著影響，但21～30歲（cohort>2）樣本中，學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)子代認(rèn)知能力沒(méi)有顯著影響，這與學(xué)前教育（早期干預(yù)）對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力發(fā)展長(zhǎng)期影響這一領(lǐng)域的基本發(fā)現(xiàn)相一致，即學(xué)前教育短期效應(yīng)往往比較顯著，[48]而長(zhǎng)期效應(yīng)存在逐漸消減的現(xiàn)象。[49][50]此外在所有年齡樣本中，僅有16～20歲（cohort=2）樣本學(xué)前教育經(jīng)歷與父代認(rèn)知能力間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，而其他3個(gè)年齡階段均不顯著。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)本文結(jié)果的穩(wěn)健性，通過(guò)替換分析樣本和更換因變量定義的方式進(jìn)行。替換樣本通過(guò)排除父母年齡為60歲以上樣本進(jìn)行，更換因變量定義方式為相對(duì)分位測(cè)度子代認(rèn)知能力，穩(wěn)健性檢驗(yàn)如下表所示。

從系數(shù)估計(jì)的結(jié)果看，學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試得分的估計(jì)系數(shù)約為0.104（0.137），與基準(zhǔn)回歸結(jié)果十分接近。此外，父代數(shù)學(xué)（字詞）測(cè)試與子代測(cè)試之間的相關(guān)性同樣差距不大，交互項(xiàng)系數(shù)的大小和方向均與基準(zhǔn)回歸相差無(wú)幾，說(shuō)明本文估計(jì)結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。比較估計(jì)系數(shù)之間的大小，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，學(xué)前教育對(duì)數(shù)學(xué)測(cè)試分?jǐn)?shù)的影響效果小于字詞測(cè)試，父子之間認(rèn)知能力的相關(guān)性小于母子之間，同樣與基準(zhǔn)回歸的發(fā)現(xiàn)結(jié)果保持一致。

（五）認(rèn)知能力與教育代際流動(dòng)的比較

認(rèn)知能力對(duì)于人獲取成功有著關(guān)鍵作用，受教育年限是認(rèn)知能力的某種外在表征。過(guò)往研究教育代際流動(dòng)主要是通過(guò)受教育年限來(lái)體現(xiàn)，因此本研究也將認(rèn)知能力和受教育年限的代際流動(dòng)系數(shù)都做了系數(shù)估計(jì)。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，我國(guó)教育代際流動(dòng)系數(shù)在0.2左右，較收入代際流動(dòng)系數(shù)更低，[51]且父親受教育水平對(duì)子女受教育水平的影響程度較母親更大，[52][53]這與本研究的發(fā)現(xiàn)基本一致。

通過(guò)對(duì)認(rèn)知能力與教育代際流動(dòng)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果的比較，可以看出認(rèn)知能力代際相關(guān)性明顯比教育的代際相關(guān)性更強(qiáng)，前者估計(jì)系數(shù)在0.269至0.323之間，而后者估計(jì)系數(shù)僅在0.183至0.193之間。在分析樣本中，父代與子代數(shù)學(xué)測(cè)試分布的基尼系數(shù)分別為0.334和0.370，而受教育年限分布的基尼系數(shù)分別為0.305和0.356，即認(rèn)知能力測(cè)試分布本身的不平等程度同樣較受教育年限更高。

四、討論

（一）認(rèn)知能力具有顯著的代際相關(guān)性，且較教育代際相關(guān)更強(qiáng)

本文發(fā)現(xiàn)，父代與子代數(shù)學(xué)測(cè)試代際相關(guān)性在0.269到0.299之間，而字詞測(cè)試代際相關(guān)性在0.306到0.323之間（兩者都顯著高于受教育年限間的代際相關(guān)性），且父子之間的相關(guān)性均小于母子之間。父代認(rèn)知能力與子代認(rèn)知能力有顯著的相關(guān)性。這可能是因?yàn)檎J(rèn)知技能可以通過(guò)父母教育或“養(yǎng)育”的積極生產(chǎn)力效應(yīng)來(lái)傳遞給子代。[54]更有能力的父母，對(duì)子女的投資越大，子女的健康和教育水平就越高，這可能轉(zhuǎn)化為更高的認(rèn)知技能。[55]但是父親與子代認(rèn)知能力的相關(guān)性比母親與子代認(rèn)知能力的相關(guān)性低，這與安格爾（Anger S）等人的研究成果保持一致。[56]雖然我國(guó)女性社會(huì)地位較以前得到了很大的提升，但是受“男主外，女主內(nèi)”傳統(tǒng)思想的影響，女性在教養(yǎng)子女方面依然承擔(dān)著主要的責(zé)任，和子女相處的時(shí)間更多。因此這也可能是父親與子代認(rèn)知能力的相關(guān)性比母親與子代認(rèn)知能力的相關(guān)性低的一部分原因。認(rèn)知技能從父母?jìng)鬟f給孩子的證據(jù)有助于深入理解各種社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)果的代際流動(dòng)性。父母為兒童營(yíng)造一個(gè)有利的家庭環(huán)境，保持投資子女方面的積極態(tài)度，這對(duì)子女認(rèn)知能力的發(fā)展大有裨益。

此外，認(rèn)知能力的代際相關(guān)性高于受教育年限的代際相關(guān)性，出現(xiàn)這種現(xiàn)象可能的原因在于，受教育年限分布的不平等是一種“簡(jiǎn)化”或“平滑”的不平等，以受教育年限為16年為例，由于我國(guó)高等教育存在明顯層次性的特點(diǎn)，精英大學(xué)與普通大學(xué)或多或少存在質(zhì)量維度的不平等，但是受教育年限并沒(méi)有將這種質(zhì)量差異區(qū)分開，這相當(dāng)于去除了部分組內(nèi)差異，進(jìn)而“平滑”了原有較大的不平等程度，導(dǎo)致觀測(cè)到受教育年限的不平等比真實(shí)值較低，而采用認(rèn)知能力測(cè)試估計(jì)的不平等相當(dāng)于“反向平滑”了受教育年限的結(jié)果，這樣可得到更接近真實(shí)水平的不平等程度。此外，在認(rèn)知能力代際相關(guān)性估計(jì)中，無(wú)論是數(shù)學(xué)測(cè)試還是字詞測(cè)試，都發(fā)現(xiàn)母親與子代間相關(guān)性更大，而這與教育代際相關(guān)性估計(jì)明顯不同，即父親與子代教育間相關(guān)性更大。

最后，限于篇幅，本研究并未分析更細(xì)致的“父親—兒子”“母親—女兒”等認(rèn)知能力代際流動(dòng)性的差異，這同樣是代際流動(dòng)研究領(lǐng)域所重視的。更具體的分析可以幫助人們深入了解代際傳遞這一過(guò)程與機(jī)制，明晰家庭在其中的影響效應(yīng)，期待未來(lái)研究對(duì)此做進(jìn)一步探討。

（二）學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)認(rèn)知能力的代際傳遞具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用

如前所述，認(rèn)知能力具有比受教育年限更強(qiáng)的代際相關(guān)性，這對(duì)于社會(huì)流動(dòng)與不平等現(xiàn)象來(lái)說(shuō)并非積極的發(fā)現(xiàn)。但幸運(yùn)的是，本研究還發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育對(duì)認(rèn)知能力的代際傳遞具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，這說(shuō)明可以通過(guò)一定的早期干預(yù)減少社會(huì)不平等，促進(jìn)代際流動(dòng)性。

學(xué)前教育對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力發(fā)展影響的重要性已被大量文獻(xiàn)證實(shí)，包括認(rèn)知能力等在內(nèi)的人力資本形成和發(fā)展是長(zhǎng)期且持續(xù)的過(guò)程，在這一過(guò)程中，個(gè)體生命歷程的早期，尤其是出生后的最初1 000天至關(guān)重要，此時(shí)期個(gè)體會(huì)經(jīng)歷身體與大腦的快速發(fā)育，是可塑性最強(qiáng)的階段，同樣也是多種能力的最佳發(fā)展期。在這一關(guān)鍵階段，缺乏有效的養(yǎng)育與教育刺激對(duì)兒童未來(lái)學(xué)業(yè)發(fā)展與能力形成會(huì)產(chǎn)生巨大不利影響。正如諾貝爾獎(jiǎng)得主赫克曼與合作者提出的“能力形成的動(dòng)態(tài)模型”（technology of skill formation）所言，能力的發(fā)展可以通過(guò)后天有意識(shí)的投資或干預(yù)加以改變，后天形成的能力取決于之前的能力積累，能力之間存在動(dòng)態(tài)互補(bǔ)的關(guān)系，而認(rèn)知能力的敏感期出現(xiàn)在幼年階段。[57]

在教育與認(rèn)知能力代際傳遞研究中，區(qū)分遺傳（nature）和養(yǎng)育（nurture）的作用是重要的分析視角，即子代認(rèn)知能力的發(fā)展來(lái)自先天遺傳和后天培養(yǎng)兩大部分，若養(yǎng)育與教育缺位，則代際傳遞性將非常強(qiáng)，進(jìn)而導(dǎo)致極低的社會(huì)流動(dòng)性。后天培養(yǎng)又可分為家庭教育與公共學(xué)校教育兩部分，如果社會(huì)能夠建立起完善的公共教育體系，使得公共教育在兒童認(rèn)知能力發(fā)展中占主導(dǎo)地位，那么教育與能力發(fā)展的代際傳遞性會(huì)被極大地削弱。在現(xiàn)實(shí)中，以公共教育資源的城鄉(xiāng)差距為例，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)性不平等（如城鄉(xiāng)各類學(xué)校教育資源的不均衡）嚴(yán)重限制了農(nóng)村學(xué)生的潛力的發(fā)揮，使得農(nóng)村兒童的早期發(fā)展?fàn)顩r較差。到2019年，仍有幾乎二分之一的兒童認(rèn)知遲緩，而且這種認(rèn)知遲緩可能會(huì)持續(xù)到中學(xué)階段，導(dǎo)致近37%的農(nóng)村初中生認(rèn)知發(fā)展遲緩，學(xué)業(yè)成績(jī)的城鄉(xiāng)差距至少部分源于兒童早期發(fā)展結(jié)果的差異。[58]從這一角度出發(fā)，完善的學(xué)前教育無(wú)疑會(huì)對(duì)認(rèn)知能力的代際傳遞產(chǎn)生顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而增強(qiáng)社會(huì)流動(dòng)性。

綜上，完善公共教育尤其是早期的學(xué)前教育體系，對(duì)促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)具有重大作用。國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育具有長(zhǎng)期代內(nèi)和代際的影響效應(yīng)，[59]且能夠在一定程度上打破貧困的代際傳遞。[60]

（三）學(xué)前教育對(duì)弱勢(shì)群體的正向作用更強(qiáng)

學(xué)前教育對(duì)弱勢(shì)群體的正向作用更大，這體現(xiàn)在以下兩方面。一是在學(xué)前教育影響個(gè)體認(rèn)知能力方面，學(xué)前教育對(duì)認(rèn)知能力發(fā)展存在顯著積極影響，且這種積極影響在人群間存在異質(zhì)性，并且往往對(duì)弱勢(shì)群體的影響效應(yīng)更大。[61][62]二是在學(xué)前教育對(duì)認(rèn)知能力代際傳遞的調(diào)節(jié)效應(yīng)方面，研究的異質(zhì)性分析同樣發(fā)現(xiàn)，此調(diào)節(jié)效應(yīng)在弱勢(shì)群體中更大。因此學(xué)前教育可以從上述兩方面推動(dòng)教育公平與社會(huì)流動(dòng)，學(xué)前教育發(fā)展政策的重點(diǎn)應(yīng)當(dāng)在中西部地區(qū)以及一些農(nóng)村貧困地區(qū)。

總體來(lái)看，學(xué)前教育對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力發(fā)展具有顯著影響，但此影響效應(yīng)在父母受教育程度較高的樣本中作用不顯著，原因可能在于家庭教育與學(xué)前教育之間存在一定的“替代效應(yīng)”，例如“補(bǔ)償模型”（compensatory model）[63]認(rèn)為學(xué)前教育投資可以替代富裕的家庭環(huán)境，即在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭中，父母往往會(huì)通過(guò)親子陪伴等家庭教育方式，促進(jìn)兒童各方面的發(fā)展，這會(huì)在一定程度上替代正規(guī)學(xué)前教育的作用，[64]而社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的家庭傾向于放任的教養(yǎng)方式，此時(shí)是否能夠參與學(xué)前教育對(duì)兒童發(fā)展則更為重要。因此，普及學(xué)前教育往往對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低下家庭的兒童更有益，[65]從這個(gè)意義上說(shuō)，更應(yīng)該促進(jìn)學(xué)前教育普及普惠發(fā)展。

此外，在學(xué)前教育對(duì)認(rèn)知能力代際傳遞的調(diào)節(jié)效應(yīng)方面，本研究首先發(fā)現(xiàn)父代認(rèn)知能力的估計(jì)系數(shù)大小在不同地區(qū)間也存在明顯的差異，農(nóng)村和中西部地區(qū)認(rèn)知能力的代際相關(guān)性較城鎮(zhèn)和東部地區(qū)更高，說(shuō)明前者具有更高程度的不平等，社會(huì)流動(dòng)性更差，這也與代際收入和代際教育傳遞地區(qū)差異研究的發(fā)現(xiàn)相一致，[66][67]即經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高的地區(qū)社會(huì)流動(dòng)性更強(qiáng)。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因可能在于，更發(fā)達(dá)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境可以為兒童提供更多的學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)，例如教育發(fā)展水平相對(duì)更高，這可能會(huì)減少家庭背景對(duì)兒童認(rèn)知能力發(fā)展的影響。類似的，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度更高的地區(qū)普及學(xué)前教育，所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)可能沒(méi)有在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較差的地區(qū)大，原因在于落后地區(qū)更缺乏此類資源，其帶來(lái)的效應(yīng)可能更強(qiáng)。

五、結(jié)論與建議

教育代際流動(dòng)領(lǐng)域早已積累了大量研究，但當(dāng)前從新人力資本理論的能力視角出發(fā)，分析認(rèn)知與非認(rèn)知能力代際流動(dòng)的研究相對(duì)較少。本研究基于多期CFPS數(shù)據(jù)，利用父代與子代配對(duì)的樣本，探討了認(rèn)知能力的代際流動(dòng)性以及學(xué)前教育在其中的作用。研究發(fā)現(xiàn)，在認(rèn)知能力分布方面，弱勢(shì)群體不僅有更高的比例處于分布底端，且實(shí)現(xiàn)向上流動(dòng)的比例更低，因此針對(duì)處境不利群體進(jìn)行干預(yù)顯得尤為重要。在代際流動(dòng)方面，認(rèn)知能力具有較強(qiáng)的代際相關(guān)性，且比受教育年限的代際相關(guān)性更高。此外，學(xué)前教育會(huì)顯著負(fù)向調(diào)節(jié)認(rèn)知能力的代際相關(guān)性，說(shuō)明學(xué)前教育對(duì)促進(jìn)認(rèn)知能力代際流動(dòng)發(fā)揮著重要作用。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知能力的代際相關(guān)性在農(nóng)村、中西部地區(qū)、父母受教育水平較低等弱勢(shì)群體以及年輕樣本中更明顯，且學(xué)前教育在此類樣本中更具顯著的調(diào)節(jié)作用。

這說(shuō)明發(fā)展學(xué)前教育更有利于弱勢(shì)群體，可能的原因在于家庭教育與學(xué)前教育之間存在一定的“替代效應(yīng)”，即學(xué)前教育在一定程度上扮演著社會(huì)“平等器”的角色。基于上述研究發(fā)現(xiàn)，提出以下建議：

第一，完善學(xué)前教育公共服務(wù)體系，推動(dòng)學(xué)前教育普及。研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力發(fā)展具有積極作用，同時(shí)可促進(jìn)認(rèn)知能力的代際流動(dòng)性，緩解教育不平等的再生產(chǎn)。因此應(yīng)大力推動(dòng)學(xué)前教育的普及，這需要不斷完善學(xué)前教育的公共服務(wù)體系。鑒于目前學(xué)前教育尚未納入義務(wù)教育階段，地方政府存在主觀供給意愿不足、供給質(zhì)量不高等問(wèn)題，還需進(jìn)一步明晰中央和地方在學(xué)前教育領(lǐng)域的事權(quán)和投入責(zé)任，發(fā)揮地方政府的主導(dǎo)作用，提高學(xué)前教育供給水平。另外，還要加強(qiáng)監(jiān)管，吸引社會(huì)力量辦學(xué)，保證學(xué)前教育的普及普惠發(fā)展方向。

第二，學(xué)前教育的發(fā)展要聚焦弱勢(shì)群體，促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)性。研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力的促進(jìn)作用在弱勢(shì)群體的效應(yīng)更強(qiáng)，對(duì)緩解不同群體間認(rèn)知能力發(fā)展的不平等至關(guān)重要。因此學(xué)前教育的普及普惠應(yīng)重點(diǎn)扶持農(nóng)村、中西部等弱勢(shì)地區(qū)，財(cái)政投入應(yīng)該向這些弱勢(shì)地區(qū)傾斜，提升這些地區(qū)的生均經(jīng)費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)、生師比，提高學(xué)前教育質(zhì)量；應(yīng)健全學(xué)前教育資助制度，對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)困難的學(xué)生給予一定的資助，保障處境不利群體的學(xué)前教育機(jī)會(huì)，縮小群體間差距，進(jìn)而促進(jìn)社會(huì)流動(dòng)性。

第三，加強(qiáng)家庭教育指導(dǎo)，激發(fā)父母的科學(xué)育兒責(zé)任。家庭是幼兒生活的重要環(huán)境，父母是幼兒成長(zhǎng)的第一任教師。本研究也發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育經(jīng)歷在父母受教育程度較高的樣本中作用不顯著，可能的原因在于家庭教育與學(xué)前教育之間存在一定的“替代效應(yīng)”。因此在促進(jìn)兒童認(rèn)知能力發(fā)展的過(guò)程中，應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)家校合作，形成育人合力。各地教育行政部門、學(xué)校、幼兒園要加大力度， 開展多種形式的宣傳，為家長(zhǎng)推送、共享科學(xué)育兒經(jīng)驗(yàn)。充分利用數(shù)字化平臺(tái)大力推廣科學(xué)的學(xué)前教育和家庭教育理念，建立學(xué)校、幼兒園和家庭合作育人的機(jī)制，通過(guò)定期組織家長(zhǎng)參與相關(guān)培訓(xùn)等方式，幫助家長(zhǎng)了解并解決育兒過(guò)程的困惑和問(wèn)題，增強(qiáng)育人合力。

參考文獻(xiàn)：

[1]BECKER G S， TOMES N. An equilibrium theory of the distribution of income and intergenerational mobility[J]. Journal of Political Economy，1979，87（6）：1153-1189.

[2]HANUSHEK E A， WOESSMANN L. Knowledge capital， growth， and the East Asian miracle[J]. Science，2016，351（6271）：344-345.

[3]BLACK S E， DEVEREUX P J. Recent developments in intergenerational mobility[M]//ASHENFELTER O， CARD C. Handbook of Labor Economics. Elsevier，2011：1487-1541.

[4]BOURNE M， BUKODI E， BETTH?USER B， et al. “Persistence of the social”： the role of cognitive ability in mediating the effects of social origins on educational attainment in Britain[J]. Research in Social Stratification and Mobility，2018（58）：11-21.

[5]BURKS S V， LEWIS C， KIVI P A， et al. Cognitive skills， personality， and economic preferences in collegiate success[J]. Journal of Economic Behavior & Organization，2015（115）：30-44.

[6]HERMO S， P??LLYSAHO M， SEIM D， et al. Labor market returns and the evolution of cognitive skills： theory and evidence[J]. The Quarterly Journal of Economics，2022，137（4）：2309-2361.

[7]BIJWAARD G E， VAN KIPPERSLUIS H， VEENMAN J. Education and health： the role of cognitive ability[J]. Journal of Health Economics，2015（42）：29-43.

[8]HANUSHEK E A， WOESSMANN L. The role of cognitive skills in economic development[J]. Journal of Economic Literature，2008，46（3）：607-668.

[9][17]HECKMAN J J. Skill formation and the economics of investing in disadvantaged children[J]. Science，2006，312（5782）：1900-1902.

[10]李貞義，雷萬(wàn)鵬.學(xué)前教育能助力處境不利學(xué)生成為抗逆學(xué)生嗎？——來(lái)自CEPS基線數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].教育與經(jīng)濟(jì)，2022，38（5）：50-57.

[11][60]BARR A， GIBBS C R. Breaking the cycle？Intergenerational effects of an antipoverty program in early childhood[J]. Journal of Political Economy，2022，130（12）：3253-3285.

[12]BOUCHARD JR T J， MCGUE M. Familial studies of intelligence： a review[J]. Science，1981，212（4498）：1055-1059.

[13]BROWN S， MCINTOSH S， TAYLOR K. Following in your parents footsteps？Empirical analysis of matched parent?offspring test scores[J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2011，73（1）：40-58.

[14]LUNDBORG P， NORDIN M， ROOTH D O. The intergenerational transmission of human capital： the role of skills and health[J]. Journal of Population Economics，2018（31）：1035-1065.

[15]BORRIELLO G A， RAMOS A M， NATSUAKI M N， et al. The intergenerational transmission of mathematics achievement in middle childhood： a prospective adoption design[J]. Developmental Science， 2020，23（6）：e12974.

[16][56]ANGER S， HEINECK G. Do smart parents raise smart children？The intergenerational transmission of cognitive abilities[J]. Journal of Population Economics，2010（23）：1105-1132.

[18][57]CUNHA F， HECKMAN J. The technology of skill formation[J]. American Economic Review， 2007，97（2）：31-47.

[19]CURRIE J， ALMOND D. Human capital development before age five[M]//ASHENFELTER O， CARD C. Handbook of Labor Economics. Elsevier，2011：1315-1486.

[20]GUPTA N D， SIMONSEN M. Non?cognitive child outcomes and universal high quality child care[J]. Journal of Public Economics，2010，94（1-2）：30-43.

[21]HECKMAN J， PINTO R， SAVELYEV P. Understanding the mechanisms through which an influential early childhood program boosted adult outcomes[J]. American Economic Review，2013，103（6）： 2052-2086.

[22]BAILEY M J， SUN S， TIMPE B. Prep School for poor kids： the long?run impacts of Head Start on human capital and economic self?sufficiency[J]. American Economic Review，2021，111（12）：3963-4001.

[23]GRAY?LOBE G， PATHAK P A， WALTERS C R. The long?term effects of universal preschool in Boston[J]. The Quarterly Journal of Economics，2023，138（1）：363-411.

[24]LOEB S， BRIDGES M， BASSOK D， et al. How much is too much？The influence of preschool centers on childrens social and cognitive development[J]. Economics of Education Review，2007，26（1）： 52-66.

[25]DUNCAN G J， MAGNUSON K. Investing in preschool programs[J]. Journal of Economic Perspectives， 2013，27（2）：109-132.

[26]MAGNUSON K A， RUHM C， WALDFOGEL J. The persistence of preschool effects： Do subsequent classroom experiences matter？[J]. Early Childhood Research Quarterly，2007，22（1）：18-38.

[27]JENKINS J M， WATTS T W， MAGNUSON K， et al. Do high?quality kindergarten and first?grade classrooms mitigate preschool fadeout？[J]. Journal of Research on Educational Effectiveness，2018，11（3）：339-374.

[28]謝宇，胡婧煒，張春泥.中國(guó)家庭追蹤調(diào)查：理念與實(shí)踐[J].社會(huì)，2014，34（2）：1-32.

[29]HECKMAN J J， MOSSO S. The economics of human development and social mobility[J]. Annual Review of Economics，2014，6（1）：689-733.

[30]ATTANASIO O， CATTAN S， FITZSIMONS E， et al. Estimating the production function for human capital： results from a randomized controlled trial in Colombia[J]. American Economic Review， 2020，110（1）：48-85.

[31]CELIDONI M， DAL BIANCO C， WEBER G. Retirement and cognitive decline： a longitudinal analysis using SHARE data[J]. Journal of Health Economics，2017（56）：113-125.

[32]吳賈，陳麗萍，范承澤.母親收入、家庭氛圍和子女人力資本發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2022，22（4）：1169-1192.

[33]MURALIDHARAN K， SHETH K. Bridging education gender gaps in developing countries： the role of female teachers[J]. Journal of Human Resources，2016，51（2）：269-297.

[34]謝桂華，劉昕毓.數(shù)學(xué)的性別——性別觀念對(duì)初中生數(shù)學(xué)水平的影響[J].社會(huì)學(xué)研究，2021，36（4）：201-224+230.

[35]王偉同，謝佳松，張玲.中國(guó)區(qū)域與階層代際流動(dòng)水平測(cè)度及其影響因素研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2019，36（1）：78-95.

[36]DEARY I J， CORLEY J， GOW A J， et al. Age?associated cognitive decline[J]. British Medical Bulletin，2009，92（1）：135-152.

[37]SALTHOUSE T. Consequences of age?related cognitive declines[J]. Annual Review of Psychology，2012（63）：201-226.

[38]BECKER G S. Human capital： a theoretical and empirical analysis， with special reference to education[M]. Chicago：University of Chicago Press，2009：17.

[39]ZHAO G， YE J， LI Z， et al. How and why do Chinese urban students outperform their rural counterparts？[J]. China Economic Review，2017（45）：103-123.

[40]滕媛，張建.學(xué)生學(xué)業(yè)成就的城鄉(xiāng)差距及其影響因素——基于PISA 2015數(shù)據(jù)的分析[J].教育與經(jīng)濟(jì)，2021，37（2）：58-67.

[41]胡志安.中國(guó)教育代際流動(dòng)——方法與事實(shí)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2022（05）：164-176.

[42]HUIZEN T， PLANTENGA J. Do children benefit from universal early childhood education and care？ A meta?analysis of evidence from natural experiments[J]. Economics of Education Review，2018（66）：206-222.

[43]李玲，蔣洋梅，孫倩文.新人力資本理論下學(xué)前教育經(jīng)歷對(duì)初中生能力發(fā)展的影響[J].學(xué)前教育研究，2020（01）：64-75.

[44]BREDA T， NAPP C. Girls comparative advantage in reading can largely explain the gender gap in math?related fields[J]. Proceedings of the National Academy of Sciences，2019，116（31）：15435-15440.

[45]孫志軍，彭順緒，王駿，等.誰(shuí)在學(xué)業(yè)競(jìng)賽中領(lǐng)先？——學(xué)業(yè)成績(jī)的性別差異研究[J].北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2016（03）：38-51.

[46]SU Y， LAU C， RAO N. Early education policy in China： reducing regional and socioeconomic disparities in preschool attendance[J]. Early Childhood Research Quarterly，2020（53）：11-22.

[47]布魯斯·富勒.中國(guó)學(xué)前教育：公共政策與實(shí)證研究[J].北京大學(xué)教育評(píng)論，2020，18（3）：2-31+187.

[48]FIDJELAND A， REGE M， SOLLI I F， et al. Reducing the gender gap in early learning： evidence from a field experiment in Norwegian preschools[J]. European Economic Review，2023（154）：1-13.

[49]鄭磊，翁秋怡，龔欣.學(xué)前教育與城鄉(xiāng)初中學(xué)生的認(rèn)知能力差距——基于CEPS數(shù)據(jù)的研究[J].社會(huì)學(xué)研究，2019，34（3）：122-145+244.

[50]WAN S， BOND T N， LANG K， et al. Is intervention fadeout a scaling artefact？[J]. Economics of Education Review，2021（82）：1-13.

[51]QIN X， WANG T， ZHUANG C C. Intergenerational transfer of human capital and its impact on income mobility： evidence from China[J]. China Economic Review，2016（38）：306-321.

[52]李軍，周安華.“學(xué)二代”現(xiàn)象普遍存在嗎？——基于教育數(shù)量和質(zhì)量的代際流動(dòng)研究[J].教育與經(jīng)濟(jì)，2018，146（6）：33-44.

[53]GUO Y， SONG Y， CHEN Q. Impacts of education policies on intergenerational education mobility in China[J]. China Economic Review，2019（55）：124-142.

[54]SACERDOTE B. The nature and nurture of economic outcomes[J]. American Economic Review， 2002，92（2）：344-348.

[55]BLANDEN J， GREGG P， MACMILLAN L. Accounting for intergenerational income persistence： noncognitive skills， ability and education[J]. The Economic Journal，2007，117（519）：43-60.

[58]ZHOU H， YE R， SYLVIA S， et al. “At three years of age， we can see the future”： cognitive skills and the life cycle of rural Chinese children[J]. Demographic Research，2020，43（7）：169.

[59]MAZUMDER B， ROSALES?RUEDA M F， TRIYANA M. Social Interventions， health， and well?being： the long?term and intergenerational effects of a school construction program[J]. Journal of Human Resources，2023，58（4）：1097-1140.

[61]CORNELISSEN T， DUSTMANN C， RAUTE A， et al. Who benefits from universal child care？ Estimating marginal returns to early child care attendance[J]. Journal of Political Economy，2018，126（6）： 2356-2409.

[62]CASCIO E U. Does universal preschool hit the target？Program access and preschool impacts[J]. Journal of Human Resources，2023，58（1）：1-42.

[63]RAMEY C T， RAMEY S L. Early intervention and early experience[J]. American Psychologist， 1998，53（2）：109.

[64]任曉玲，嚴(yán)仲連，張澤東.農(nóng)村幼兒發(fā)展歷程：家庭教育時(shí)間投入與經(jīng)費(fèi)投入哪個(gè)更重要[J].學(xué)前教育研究，2022，325（1）：22-33.

[65]JOHNSON R C， JACKSON C K. Reducing inequality through dynamic complementarity： evidence from Head Start and public school spending[J]. American Economic Journal： Economic Policy， 2019，11（4）：310-349.

[66]張延吉，唐杰，王潔晶.中國(guó)城鎮(zhèn)居民代際流動(dòng)的地區(qū)差異和理論解釋[J].社會(huì)學(xué)評(píng)論，2022，10（3）：199-219.

[67]AYDEMIR A B， YAZICI H. Intergenerational education mobility and the level of development[J]. European Economic Review，2019（116）：160-185.

Intergenerational Mobility of Cognitive Abilities：

the Role of Preschool Education

XUE Yuankang， WU Enci， HU Yaozong

（Faculty of Education， East China Normal University， Shanghai 200062 China）

Abstract： Previous research has extensively explored intergenerational mobility in education and its influencing factors， but there is relatively limited literature analyzing the intergenerational mobility of cognitive abilities from the perspective of new human capital theory. Approaching the topic from the perspective of abilities may help to uncover the“black box” of intergenerational educational transmission. Using data from the China Family Panel Studies （CFPS） in 2010， 2014， and 2018， this study finds that disadvantaged groups not only have a higher proportion of individuals with lower cognitive ability scores， but also exhibit lower upward mobility rates. The intergenerational correlation of mathematical test scores ranges from 0.269 to 0.299， while the correlation for word test scores ranges from 0.306 to 0.323 （both significantly higher than the intergenerational correlation of years of education）， and the correlation between fathers and children is lower than that between mothers and children. Additionally， early childhood education significantly negatively moderates the intergenerational correlation of cognitive abilities. Heterogeneity analysis reveals that the intergenerational correlation of cognitive abilities is higher in rural and central?western regions， among parents with lower educational levels， and in younger samples. Moreover， early childhood education has a more pronounced moderating effect in these sample groups， indicating its greater benefits for disadvantaged populations and its role in promoting intergenerational mobility of cognitive abilities.

Key words： intergenerational transmission， cognitive abilities，? early childhood education，? human capital，? educational inequality

（責(zé)任編輯：楊文）