[摘 要] 隨著3歲以下嬰幼兒托育服務(wù)的發(fā)展，很多家長(zhǎng)希望孩子更早接受學(xué)前教育，以獲得“時(shí)間的禮物”。為驗(yàn)證家長(zhǎng)的這一想法，本研究基于國(guó)際社會(huì)情感能力研究項(xiàng)目（SSES）2018年中國(guó)蘇州測(cè)試數(shù)據(jù)，從受益歸宿視角分析兒童接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)其青少年時(shí)期學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力的長(zhǎng)期影響。在利用馬氏距離匹配法克服了選擇性偏差之后，本研究發(fā)現(xiàn)，相較于4歲及以上開始接受學(xué)前教育，3歲及以下進(jìn)入學(xué)前教育使青少年時(shí)期的閱讀和數(shù)學(xué)素養(yǎng)顯著更高，不過3歲與3歲以下相比沒有顯著差異;兒童接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)其青少年時(shí)期社會(huì)情感能力的影響甚微;更早接受學(xué)前教育未能使家庭處境不利兒童在長(zhǎng)期的學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力上獲益更多。本研究運(yùn)用夏普里值分解法進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力差距的長(zhǎng)期影響遠(yuǎn)甚于接受學(xué)前教育的起始年齡差異的影響。接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)青少年時(shí)期學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力差異的相對(duì)貢獻(xiàn)率介于3.41%～5.38%之間，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年時(shí)期學(xué)業(yè)素養(yǎng)差距的相對(duì)貢獻(xiàn)率則介于27.27%～30.68%之間，對(duì)社會(huì)情感能力差距的相對(duì)貢獻(xiàn)率更是高達(dá)76.75%。可見，導(dǎo)致青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)與社會(huì)情感能力差距的主要根源絕非接受學(xué)前教育年齡的初始差異，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的持續(xù)性影響更為顯著。家長(zhǎng)應(yīng)消除對(duì)“越早開始越好”的執(zhí)著和焦慮，應(yīng)更加重視為兒童提供具有個(gè)體發(fā)展適宜性的學(xué)前教育。對(duì)處境不利兒童而言，提供高質(zhì)量的學(xué)前教育機(jī)會(huì)比考慮其接受學(xué)前教育的起始年齡更重要，同時(shí)應(yīng)盡力改善其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況，提高其父母的教育期望與情感投入。

[關(guān)鍵詞] 接受學(xué)前教育的起始年齡;學(xué)業(yè)素養(yǎng);社會(huì)情感能力;家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位

一、問題提出

伴隨3歲以下嬰幼兒托育服務(wù)的發(fā)展，很多3歲以下的兒童進(jìn)入了各種形式的學(xué)前教育機(jī)構(gòu)。[1]隨之而來必然會(huì)產(chǎn)生的問題是，接受學(xué)前教育的起始年齡的提前，是否能形成相對(duì)優(yōu)勢(shì)呢？在許多家長(zhǎng)看來，越早接受教育，兒童應(yīng)會(huì)獲得相較于同齡人的早期優(yōu)勢(shì)，即獲得所謂的“時(shí)間的禮物”，這在學(xué)前教育階段也應(yīng)如此。那么，家長(zhǎng)的這一想法是否成立呢？現(xiàn)有研究沒有給出一致的結(jié)論。如就兒童社會(huì)情感能力的發(fā)展來說，依戀理論認(rèn)為更早進(jìn)入非父母照料的養(yǎng)育環(huán)境會(huì)減少發(fā)展母嬰關(guān)系的親密時(shí)間和機(jī)會(huì)，親子互動(dòng)質(zhì)量受持續(xù)分離的沖擊而容易造成情感疏離。那些經(jīng)歷過早期持續(xù)的非母親撫育的兒童，特別是中心式照料的幼兒，比其他兒童更容易出現(xiàn)外化行為問題。盡管當(dāng)保育質(zhì)量較高時(shí)這種關(guān)聯(lián)會(huì)趨于減弱，但也并未完全消除。[2][3]另有一些研究則指出，更早進(jìn)入學(xué)前教育機(jī)構(gòu)對(duì)養(yǎng)育質(zhì)量并無顯著負(fù)向影響，相反獲得托育服務(wù)可能會(huì)改善父母就業(yè)狀況，從而減少家庭壓力進(jìn)而建立更好的親子關(guān)系。[4][5]就兒童將來的學(xué)業(yè)素養(yǎng)來說，來自美國(guó)和歐洲國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)研究表明，2歲以下開始接受學(xué)前教育使兒童相關(guān)的語言和認(rèn)知發(fā)展得到改善。[6][7]但也有一些研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于2歲以下這一年齡組而言并無顯著影響，甚至?xí)霈F(xiàn)一些微弱的負(fù)向影響。[8][9]此外，從接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)兒童認(rèn)知發(fā)展的益處的研究結(jié)果來看，大多在3歲至5歲這一年齡組的兒童身上表現(xiàn)得更為顯著，[10]且得到了基于斷點(diǎn)回歸、工具變量或增值回歸模型等準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究的證實(shí)。[11][12]兒童在第1年過早開始接受學(xué)前教育，則可能會(huì)對(duì)其語言和認(rèn)知發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。[13]比較而言，2歲到3歲而不是在更小或更大年齡開始接受學(xué)前教育對(duì)兒童最有利。[14][15]但是，一項(xiàng)元分析表明，接受學(xué)前教育的初始年齡與兒童發(fā)展之間的關(guān)系比學(xué)前教育的持續(xù)時(shí)間更為密切。[16]本研究為驗(yàn)證家長(zhǎng)的想法是否成立，在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：兒童接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)其青少年時(shí)期學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力發(fā)展具有顯著影響。

家庭背景是影響兒童學(xué)前教育效果異質(zhì)性的關(guān)鍵因素。鑒于兒童早期家庭環(huán)境和社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源稟賦特征的差異，更早接受學(xué)前教育的兒童是否能從學(xué)前教育中獲益更多，不僅囿于接受學(xué)前教育起始年齡及其相對(duì)年齡的差距，而且深受先賦性的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景的影響。處境不利家庭的兒童相比其他群體更易于遭受外生風(fēng)險(xiǎn)事件的沖擊，高質(zhì)量的學(xué)前教育則有助于削弱低家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位造成的相對(duì)劣勢(shì)，故而家庭處境不利的兒童更早接受學(xué)前教育，預(yù)期能從學(xué)前教育中獲益更多。[17]特別是來自經(jīng)濟(jì)困難家庭、父母受教育程度較低以及父母職業(yè)為體力勞動(dòng)者的兒童，更有可能從學(xué)前教育中獲得更大收益。[18][19][20]引入工具變量的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究表明，高質(zhì)量的嬰幼兒托育與處境不利家庭兒童的語言技能和入學(xué)準(zhǔn)備程度最密切相關(guān)，從而能縮小小學(xué)階段閱讀和數(shù)學(xué)相關(guān)的成就差距。[21]然而，關(guān)于早期教育受益歸宿更多的證據(jù)是混合的，特別是關(guān)于0～3歲嬰幼兒保育的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)相當(dāng)模糊。綜合26項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)和準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究的元分析表明，有7項(xiàng)記錄了學(xué)前教育主要惠及家庭處境不利的弱勢(shì)兒童，有1項(xiàng)表明弱勢(shì)兒童在特定領(lǐng)域比優(yōu)勢(shì)家庭的兒童收益更少，另有10項(xiàng)記錄了弱勢(shì)家庭兒童與優(yōu)勢(shì)家庭兒童均等受益，還有8項(xiàng)難以明確歸因。[22]

學(xué)前教育有助于改善低家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的兒童學(xué)業(yè)成就，但并未一致地顯示家庭處境不利的兒童能始終從中獲益。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，學(xué)前教育對(duì)家庭處境不利的兒童的教育不平等影響更深，且更亟待改善。但值得憂慮的是，最有可能受益的弱勢(shì)兒童最不可能獲得高質(zhì)量的幼兒教育與保育機(jī)會(huì)。[23]由于家庭環(huán)境中不利的學(xué)習(xí)條件造成學(xué)習(xí)劣勢(shì)的累積效應(yīng)，以致學(xué)前教育未能有效地彌補(bǔ)處境不利兒童源于先賦性的相對(duì)劣勢(shì)。[24]接受學(xué)前教育的年齡越小，是否越有利于降低處境不利家庭與優(yōu)勢(shì)家庭兒童之間的教育不平等，其補(bǔ)償效應(yīng)的有效性尚需進(jìn)一步檢驗(yàn)。由此，本研究提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)2：接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力發(fā)展的長(zhǎng)期影響因家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景不同而異，即處境不利家庭和優(yōu)勢(shì)家庭之間存在異質(zhì)性的影響。

與聚焦3～5歲學(xué)前兒童早期教育收益評(píng)估相比，目前鮮有探索3歲以下低齡幼兒接受學(xué)前教育對(duì)其長(zhǎng)期影響的證據(jù)，來自中國(guó)的自然實(shí)驗(yàn)及準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究近乎闕如。[25][26][27]鑒于已有研究證據(jù)的不足，本研究著重討論3歲以下接受學(xué)前教育對(duì)于長(zhǎng)期的學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力發(fā)展的影響效應(yīng)，并從早期教育受益歸宿的角度對(duì)來自不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景的微觀個(gè)體進(jìn)行比較。故此，本研究重點(diǎn)分析以下兩方面問題：一是3歲以下開始接受學(xué)前教育，其青少年時(shí)期學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力是否能夠獲得比3歲開始接受學(xué)前教育更高的收益;二是接受學(xué)前教育的起始年齡在多大程度上影響來自不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景兒童之間的教育不平等。在考慮上述問題以及潛在的遺漏變量和選擇性偏差以后，本研究使用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究框架下的馬氏距離匹配法（Mahalanobis distance matching），結(jié)合夏普里值分解法測(cè)度學(xué)前教育的相對(duì)貢獻(xiàn)率，并基于國(guó)際社會(huì)情感能力研究項(xiàng)目（SSES）中國(guó)蘇州數(shù)據(jù)進(jìn)行循證檢驗(yàn)。

二、數(shù)據(jù)來源和變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織2018年進(jìn)行的“社會(huì)情感能力研究項(xiàng)目”（Study on Social and Emotional Skills，以下簡(jiǎn)稱SSES）。SSES采用嚴(yán)格的隨機(jī)抽樣方法，以年齡分布在10歲和15歲兩個(gè)同期群作為抽樣隊(duì)列并從中選取學(xué)生樣本，其中幼時(shí)入托或入園年齡為受試者回溯性的教育史信息。[28]通過設(shè)計(jì)以學(xué)生、家長(zhǎng)、教師和校長(zhǎng)為研究對(duì)象的微觀調(diào)查問卷，全面采集了有關(guān)學(xué)生個(gè)體特征、家庭背景以及班級(jí)和學(xué)校環(huán)境多層嵌套結(jié)構(gòu)信息，囊括了與青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感發(fā)展密切相關(guān)的重要因素。SSES對(duì)青少年社會(huì)情感能力評(píng)估內(nèi)涵豐富，彌補(bǔ)了傳統(tǒng)教育測(cè)驗(yàn)在社會(huì)情感能力維度上測(cè)量不全的缺陷，這些詳細(xì)信息為比較不同家庭背景情境下學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力發(fā)展的差異奠定了基礎(chǔ)支撐。基于研究目的，本研究選取了參與SSES測(cè)試的中國(guó)蘇州學(xué)生及家長(zhǎng)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行循證探微。

（二）變量選取和定義

1. 結(jié)果變量

本研究的結(jié)果變量為參與SSES測(cè)試學(xué)生的學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力測(cè)試得分。不同于識(shí)字、運(yùn)算等認(rèn)知技能，社會(huì)情感能力涉及個(gè)體保持開放心態(tài)和心理韌性，熟諳人際交往和人際協(xié)作技能以及持有自我管理和情緒調(diào)節(jié)的能力。為了評(píng)估上述各項(xiàng)技能，SSES借鑒了社會(huì)情感能力評(píng)估領(lǐng)域的大五人格模型。[29]該模型涵蓋了交往能力、協(xié)作能力、開放能力、盡責(zé)能力和情緒調(diào)節(jié)五個(gè)相互聯(lián)結(jié)的情感技能。五個(gè)維度又各自細(xì)分為三個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)，其中交往能力包含樂趣、果敢和活力;協(xié)作能力分為共情、信任和合作;開放能力包括好奇心、包容度和創(chuàng)造力;盡責(zé)能力分為責(zé)任感、自控力和毅力;情緒調(diào)節(jié)則涉及抗壓力、樂觀和情緒控制。社會(huì)情感能力評(píng)估測(cè)試題采用五點(diǎn)李克特量表，五個(gè)選項(xiàng)依次為“非常不同意”“不同意”“既不同意也不反對(duì)”“同意”和“非常同意”，每道測(cè)試題評(píng)分介于0到4分之間?；谏鲜龉灿?jì)15項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)，利用項(xiàng)目反應(yīng)理論中拓廣分步評(píng)分模型（GPCM）用于衡量所有題項(xiàng)，并通過線性變換轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)化得分。在針對(duì)青少年社會(huì)情感能力進(jìn)行重點(diǎn)測(cè)評(píng)的基礎(chǔ)上，SSES還收集了有關(guān)閱讀、數(shù)學(xué)和藝術(shù)三個(gè)科目的學(xué)業(yè)素養(yǎng)測(cè)試成績(jī)。為保證不同學(xué)校和班級(jí)之間的學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)測(cè)試得分具有可比性，所有科目的測(cè)試得分均在1到50分的取值范圍內(nèi)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化線性變換。

2. 處理變量

本研究的處理變量為開始接受學(xué)前教育的初始年齡，在控制了托幼機(jī)構(gòu)特征變量的條件下，以是否在3歲以下進(jìn)入托兒所或幼兒園作為虛擬變量。接受學(xué)前教育的早晚很大程度上受到個(gè)體生理、心理特征及其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景的影響，而長(zhǎng)期的成就差距可能是由接受學(xué)前教育較早的個(gè)體能力稟賦及其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異共同造成的。由于處理組和控制組在個(gè)體特征及家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景等初始條件不完全相同，故而引致潛在的遺漏關(guān)鍵變量和選擇性偏差。[30]針對(duì)以上問題，本研究使用馬氏距離匹配法加入處理組和控制組的初始條件進(jìn)行匹配，即在控制組中尋找與處理組的個(gè)體特征及其家庭背景相似的樣本進(jìn)行匹配，這樣可以在控制了個(gè)體特征及家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等因素的條件下，使得處理組與控制組的初始條件盡可能相似，從而有助于矯正潛在的遺漏關(guān)鍵變量和選擇性偏差問題。[31]

3. 協(xié)變量

本研究控制的協(xié)變量主要分為三方面。一是學(xué)生個(gè)體特征，包括性別、年齡等人口學(xué)變量和學(xué)前教育年限，其中性別、年齡均采用虛擬變量進(jìn)行二元賦值，年齡分為10歲和15歲兩個(gè)同期群，學(xué)前教育年限則是依據(jù)進(jìn)入小學(xué)年齡與進(jìn)入幼兒園年齡之差進(jìn)行估算。二是家庭背景特征，基于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、家庭遷移經(jīng)歷、父母教育期望以及父母情感鼓勵(lì)指數(shù)來衡量。SSES通過父母最高受教育年限、父母最高職業(yè)地位指數(shù)以及家庭財(cái)產(chǎn)指數(shù)來測(cè)量家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。其中，父母最高受教育年限利用家長(zhǎng)問卷獲得父母一方最高的受教育年限換算得到;職業(yè)地位指數(shù)通過父母職業(yè)編碼轉(zhuǎn)化為國(guó)際社會(huì)經(jīng)濟(jì)指數(shù)（ISEI），對(duì)應(yīng)父母一方較高的職業(yè)地位;家庭財(cái)產(chǎn)指數(shù)則基于家庭固定資產(chǎn)、家庭物質(zhì)資源和家庭藏書量來衡量。除了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以外，已有經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，以情感鼓勵(lì)為導(dǎo)向的父母教養(yǎng)方式對(duì)其子女學(xué)業(yè)成就和社會(huì)情感能力發(fā)展具有顯著正向預(yù)測(cè)作用。[32]父母情感鼓勵(lì)在本研究中主要由五個(gè)指標(biāo)衡量，包括鼓勵(lì)孩子努力學(xué)習(xí)和富有責(zé)任感、鼓勵(lì)孩子保持鎮(zhèn)定和冷靜、鼓勵(lì)孩子與他人交往、鼓勵(lì)孩子善良并幫助他人以及鼓勵(lì)孩子學(xué)習(xí)新事物。結(jié)合上述五個(gè)指標(biāo)利用主成分分析法降維提取公因子，并通過歸一化生成父母情感鼓勵(lì)指數(shù)。三是學(xué)校環(huán)境特征，以托幼機(jī)構(gòu)性質(zhì)為標(biāo)準(zhǔn)劃分為公辦園、公助民辦園和民辦園三類。數(shù)據(jù)處理前初始學(xué)生樣本數(shù)為7 246人，剔除主要變量缺省值以后，最后用于計(jì)量分析的有效樣本為6 932人。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

如表1所示，與5歲及以上開始接受學(xué)前教育相比，3歲以下開始接受學(xué)前教育的學(xué)生在閱讀、數(shù)學(xué)及藝術(shù)素養(yǎng)均值上均顯著更高。具體來說，3歲以下開始接受學(xué)前教育的學(xué)生在閱讀、數(shù)學(xué)及藝術(shù)素養(yǎng)方面，相較于5歲及以上接受學(xué)前教育者分別顯著高2.843、3.191和3.504個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分;在社會(huì)情感能力上，相比5歲及以上開始接受學(xué)前教育者總體上顯著高12.079個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分。從具體維度來看，兩者主要差異集中在交往能力和開放能力上，而在協(xié)作能力、盡責(zé)能力和情緒調(diào)節(jié)能力的差異上均不顯著。除性別以外，處理組和控制組的協(xié)變量均值差異均具有統(tǒng)計(jì)顯著性。因此，在估計(jì)平均處理效應(yīng)即接受學(xué)前教育年齡的邊際影響時(shí)有必要保證處理組和控制組的初始條件相似性進(jìn)行匹配。

三、計(jì)量結(jié)果與分析

（一）影響兒童接受學(xué)前教育的起始年齡的因素：Logistic模型估計(jì)

利用馬氏距離匹配法進(jìn)行估計(jì)的第一階段是檢驗(yàn)處理組和控制組初始條件的平衡性。為此，在控制了個(gè)體特征及家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景等協(xié)變量的條件下，探查更早接受學(xué)前教育的傾向性，以了解哪些幼兒傾向于選擇3歲以下開始接受學(xué)前教育。本研究以3歲以下開始接受學(xué)前教育為對(duì)照組，以3歲、4歲和5歲及以上開始接受學(xué)前教育分別作為處理組，逐步構(gòu)建三組Logistic模型進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果見表2。

如表2所示，家庭處境不利的幼兒選擇3歲以下開始接受學(xué)前教育的機(jī)會(huì)優(yōu)勢(shì)顯著更低。相較于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位處于最低四分位的學(xué)生，家庭最高四分位的學(xué)生選擇4歲、5歲及以上開始接受學(xué)前教育的可能性顯著更低，說明家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越低，3歲以下開始接受學(xué)前教育的概率越小。從托幼機(jī)構(gòu)類型看，相較于公辦園，進(jìn)入民辦園的幼兒3歲以下開始接受學(xué)前教育的可能性顯著更高，因而入讀民辦園的幼兒初始年齡明顯更小。從個(gè)體人口學(xué)背景特征看，性別的估計(jì)參數(shù)在3歲時(shí)開始接受學(xué)前教育顯著更高，說明相較于男孩，女孩傾向于選擇3歲而非3歲以下開始接受學(xué)前教育。與10歲組相比，15歲組的接受學(xué)前教育的起始年齡顯著更高，說明更晚出生的幼兒越來越傾向于更早入托。學(xué)前教育年限對(duì)接受學(xué)前教育的起始年齡的影響顯著為負(fù)，說明在園年數(shù)越短，接受學(xué)前教育就越晚。父母教育期望對(duì)接受學(xué)前教育年齡有顯著的負(fù)向影響，說明期望子女接受研究生及以上教育的父母傾向于選擇3歲以下開始接受學(xué)前教育。從家庭遷移經(jīng)歷看，相比本地人口，外遷人口子女選擇4歲、5歲及以上開始接受學(xué)前教育的可能性顯著更低，說明外遷人口子女更早接受學(xué)前教育年齡。究其原因，外來務(wù)工人員大多缺乏隔代照料和充足的父母雙系撫育時(shí)間，因而選擇更早開始托育的可能性更大。

為保證最大限度精準(zhǔn)匹配，本研究基于參與馬氏距離匹配的協(xié)變量進(jìn)行平衡性診斷（Balancing diagnostics），結(jié)果見圖1。對(duì)比圖1左側(cè)的實(shí)線和虛線可以看出，匹配前，處理組和控制組在協(xié)變量初始條件方面的差異尤為凸顯;匹配后，右側(cè)兩條線顯示的累積概率近乎完全匹配，說明匹配后，處理組和控制組的協(xié)變量在均值分布上的差異變得不再顯著，總體標(biāo)準(zhǔn)化偏差明顯下降，說明處理組和控制組協(xié)變量的平衡性得到大幅提升，匹配質(zhì)量達(dá)到理想狀態(tài)，匹配后的協(xié)變量總體上滿足了平衡性假設(shè)的要求。

（二）接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力的影響效應(yīng)

在第一階段檢驗(yàn)了處理組和控制組協(xié)變量匹配質(zhì)量的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步基于馬氏距離匹配法進(jìn)行估計(jì)，并與匹配前的OLS估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較。表3所示為匹配前后接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)青少年閱讀、數(shù)學(xué)及藝術(shù)素養(yǎng)的影響效應(yīng)。

表3所示的估計(jì)結(jié)果表明，無論是匹配前還是匹配后，相較于3歲以下開始接受學(xué)前教育，3歲及以上開始接受學(xué)前教育對(duì)其閱讀、數(shù)學(xué)及藝術(shù)素養(yǎng)均產(chǎn)生了負(fù)向影響，說明選擇3歲以下開始接受學(xué)前教育，預(yù)期幼兒在青少年時(shí)期從閱讀及數(shù)學(xué)素養(yǎng)中能獲益更多。與3歲以下開始接受學(xué)前教育相比，3歲開始接受學(xué)前教育對(duì)學(xué)生閱讀、數(shù)學(xué)及藝術(shù)素養(yǎng)的影響甚微，且未通過5%水平上的顯著性，這說明無論是3歲以下還是3歲開始接受學(xué)前教育，對(duì)青少年時(shí)期學(xué)業(yè)素養(yǎng)方面的影響并無顯著差異。匹配后的估計(jì)結(jié)果表明，4歲及以上較晚年齡開始接受學(xué)前教育的幼兒在閱讀和數(shù)學(xué)素養(yǎng)上的影響均顯著更低。相較于4歲及以上開始接受學(xué)前教育，3歲及以下開始接受學(xué)前教育可以從長(zhǎng)期的閱讀素養(yǎng)及數(shù)學(xué)素養(yǎng)上獲益更多。

對(duì)比匹配前和匹配后的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，匹配后的估計(jì)參數(shù)總體上要低于匹配前的估計(jì)參數(shù)。由于匹配前遺漏了混雜因素和選擇性偏差的問題，以致3歲以下開始接受學(xué)前教育對(duì)青少年時(shí)期的學(xué)業(yè)素養(yǎng)的邊際貢獻(xiàn)被低估。因此，如果忽視了處理組和控制組協(xié)變量潛在的遺漏變量和選擇性偏差，可能引致接受學(xué)前教育年齡的平均處理效應(yīng)出現(xiàn)向下偏倚的問題。

表4所示為匹配前后接受學(xué)前教育年齡的起始對(duì)青少年社會(huì)情感能力的影響效應(yīng)。與表3的估計(jì)結(jié)果不同，匹配前，3歲開始接受學(xué)前教育相比3歲以下開始接受早期教育對(duì)青少年的社會(huì)情感能力呈微弱顯著的正向影響，但匹配后，這種影響變得不再顯著，且3歲以下相較于4歲、5歲及以上接受學(xué)前教育無論是匹配前還是匹配后均無顯著差異。這意味著更早接受學(xué)前教育，并未明顯地提高青少年社會(huì)情感能力，且這種影響極其微弱。對(duì)比匹配前后估計(jì)參數(shù)的變化，與表3的發(fā)現(xiàn)一致，匹配前的估計(jì)參數(shù)總體上都高于匹配后的估計(jì)參數(shù)。因此，在忽視了潛在的選擇性偏差問題的情況下，可能引致3歲以下開始接受學(xué)前教育對(duì)其社會(huì)情感能力的影響效應(yīng)被低估。

從社會(huì)情感能力各維度來看，匹配后估計(jì)結(jié)果表明，僅有5歲及以上開始接受學(xué)前教育相比3歲以下開始接受早期教育使其在開放能力上有統(tǒng)計(jì)上微弱顯著的差異。無論是匹配前還是匹配后，3歲以下開始接受學(xué)前教育對(duì)青少年時(shí)期的交往能力、協(xié)作能力、開放能力、盡責(zé)能力以及情緒調(diào)節(jié)能力的影響均極其微弱，更早接受學(xué)前教育總體上并未引致青少年時(shí)期社會(huì)情感能力上呈現(xiàn)顯著差異。故而研究假設(shè)1只被部分驗(yàn)證，即3歲及以下開始接受學(xué)前教育對(duì)青少年時(shí)期的閱讀、數(shù)學(xué)等學(xué)業(yè)素養(yǎng)的影響更大，而對(duì)于社會(huì)情感能力的影響甚微。上述結(jié)論在不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件下是否仍具有適用性，下文將做進(jìn)一步的異質(zhì)性檢驗(yàn)。

（三）接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)

本研究著重討論的異質(zhì)性問題是家庭處境不利的幼兒越早開始接受學(xué)前教育，是否從長(zhǎng)期的學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感發(fā)展中獲益更多。對(duì)比家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位最高四分位和最低四分位的差異，分子樣本逐一進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。表5報(bào)告了接受學(xué)前教育年齡對(duì)處境不利家庭和優(yōu)勢(shì)家庭的學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)與社會(huì)情感能力的邊際影響估計(jì)結(jié)果。

如表5所示，無論是處境不利家庭抑或是優(yōu)勢(shì)家庭的兒童，3歲以下開始接受學(xué)前教育對(duì)其青少年時(shí)期閱讀、數(shù)學(xué)及藝術(shù)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力均無顯著影響。相較于3歲及以上開始接受學(xué)前教育，家庭處境不利的幼兒選擇3歲以下開始接受學(xué)前教育，并未促使其長(zhǎng)期的學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力顯著更高。對(duì)于處在最高四分位的優(yōu)勢(shì)家庭而言，也有相似的發(fā)現(xiàn)。優(yōu)勢(shì)家庭的幼兒選擇3歲以下開始接受學(xué)前教育對(duì)其學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力的影響均極其微弱，且很不顯著。

處境不利家庭的幼兒選擇3歲以下開始接受學(xué)前教育未能從中獲益更多，意味著更早接受學(xué)前教育的教育決策難以有效地削弱家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景對(duì)長(zhǎng)期學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力的代際影響。故而假設(shè)2，即處境不利家庭和優(yōu)勢(shì)家庭之間存在異質(zhì)性的影響未得到驗(yàn)證。更早接受學(xué)前教育對(duì)家庭處境不利兒童之所以未能產(chǎn)生有效的“補(bǔ)償效應(yīng)”，其根本原因在于接受學(xué)前教育年齡以外的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素起到更加重要的影響效應(yīng)，特別是面向弱勢(shì)家庭子女的優(yōu)質(zhì)托育服務(wù)供給不足，以致處境不利家庭與優(yōu)勢(shì)家庭之間早期教育機(jī)會(huì)與養(yǎng)育質(zhì)量不平等問題日益凸顯。[33]

（四）接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力的相對(duì)貢獻(xiàn)率

為進(jìn)一步探查接受學(xué)前教育年齡對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力差異的相對(duì)貢獻(xiàn)率，使用夏普里值分解法對(duì)其影響因素進(jìn)行組群分解（見表6）。分解結(jié)果表明，接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力差異的相對(duì)貢獻(xiàn)率介于3.41%～5.38%之間。在控制了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、學(xué)前教育年限、托幼機(jī)構(gòu)性質(zhì)等協(xié)變量的情況下，接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)學(xué)生閱讀、數(shù)學(xué)及藝術(shù)素養(yǎng)差距的相對(duì)貢獻(xiàn)率分別為3.44%、5.38%和5.25%;接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)青少年社會(huì)情感能力差異的影響也極其微小，約有3.41%的社會(huì)情感能力的差距因其接受學(xué)前教育的起始年齡不同而異，說明接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)青少年學(xué)業(yè)成就和社會(huì)情感能力差距的影響甚微。

從先賦性特征看，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年的閱讀、數(shù)學(xué)及藝術(shù)素養(yǎng)差距的相對(duì)貢獻(xiàn)率分別為27.27%、46.32%和30.68%，而對(duì)其社會(huì)情感能力差距的相對(duì)貢獻(xiàn)率高達(dá)76.75%。相較于接受學(xué)前教育的起始年齡，因家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不同而造成的青少年長(zhǎng)期發(fā)展差距明顯更大。因此，具有先賦性的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景是影響青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力差距的關(guān)鍵性因素。相比之下，接受學(xué)前教育的起始年齡、托幼機(jī)構(gòu)性質(zhì)以及學(xué)前教育年限等早期教育特征對(duì)青少年時(shí)期學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力差距的影響遠(yuǎn)低于先賦性的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響。易言之，導(dǎo)致青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)與社會(huì)情感能力不平等的主要根源并非接受學(xué)前教育年齡的初始差異所致，以家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為主的先賦性特征對(duì)長(zhǎng)期的學(xué)業(yè)成就與社會(huì)情感能力發(fā)展的持續(xù)性影響遠(yuǎn)甚于進(jìn)入學(xué)前教育年齡的邊際影響。

四、結(jié)論與討論

基于國(guó)際社會(huì)情感能力研究項(xiàng)目（SSES）2018年中國(guó)蘇州測(cè)試數(shù)據(jù)，運(yùn)用馬氏距離匹配法構(gòu)造了準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究框架以糾正潛在的遺漏變量和選擇性偏差問題，進(jìn)而探查了接受學(xué)前教育的初始年齡對(duì)其青少年時(shí)期的學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力的長(zhǎng)期影響，并從受益歸宿角度對(duì)來自不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景的微觀個(gè)體進(jìn)行了比較，最后結(jié)合夏普里值分解法測(cè)度學(xué)前教育的相對(duì)貢獻(xiàn)率，得出以下幾方面的主要結(jié)論。

（一）主要結(jié)論

第一，相較于4歲及以上開始接受學(xué)前教育，3歲及以下開始接受學(xué)前教育促使其青少年時(shí)期的閱讀和數(shù)學(xué)素養(yǎng)顯著更高，但3歲與3歲以下相比沒有顯著差異。與此同時(shí)，兒童接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)其青少年時(shí)期的交往能力、協(xié)作能力、開放能力、盡責(zé)能力以及情緒調(diào)節(jié)能力的影響甚微。即使在考慮了個(gè)體特征及其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、托幼機(jī)構(gòu)性質(zhì)等初始條件以后，上述結(jié)果仍舊極為穩(wěn)健。

第二，更早接受學(xué)前教育未能促使家庭處境不利的兒童在長(zhǎng)期的學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力上獲益更多。分樣本異質(zhì)性分析表明，相比優(yōu)勢(shì)家庭的兒童，家庭處境不利的兒童選擇更早開始接受學(xué)前教育并未促使其在閱讀、數(shù)學(xué)、藝術(shù)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力上獲得顯著更高的收益。接受學(xué)前教育的起始年齡的影響在處境不利家庭與優(yōu)勢(shì)家庭兒童之間的差異并不顯著，凸顯了更早接受學(xué)前教育未能有效地削弱不同家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景兒童之間的教育不平等。

第三，先賦性的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力差距的長(zhǎng)期影響遠(yuǎn)甚于接受學(xué)前教育起始年齡差異的影響。利用夏普里值分解法估算顯示，相較于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，接受學(xué)前教育的起始年齡對(duì)學(xué)生閱讀、數(shù)學(xué)、藝術(shù)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力差距的相對(duì)貢獻(xiàn)率極低，足見家庭在兒童早期教育發(fā)展中具有強(qiáng)大的影響力。引致青少年學(xué)業(yè)素養(yǎng)與社會(huì)情感能力發(fā)展不平等的更重要的因素來源于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異，選擇更早接受學(xué)前教育未能有效地沖破家庭藩籬根深蒂固的代際影響。

（二）討論

一方面，本研究的結(jié)果證實(shí)了更早接受學(xué)前教育對(duì)其青少年時(shí)期的社會(huì)情感能力發(fā)展的影響甚微，特別是在考慮了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以后，學(xué)前教育起始年齡的邊際效應(yīng)顯得更加微小。究其原因，導(dǎo)致青少年社會(huì)情感能力差距的關(guān)鍵性因素并非接受學(xué)前教育的初始年齡，更重要的是生命早期階段極具分層屬性的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化環(huán)境，家庭在早期兒童教育與保育過程中始終發(fā)揮了不可替代的作用。一些家長(zhǎng)認(rèn)為，選擇讓嬰幼兒更早入托，對(duì)他們而言，越早接受學(xué)前教育，可以獲得越大的長(zhǎng)期收益。但事實(shí)上，一味盲目地追求接受學(xué)前教育起始差異形成所謂的“早期優(yōu)勢(shì)”，未必有利于兒童長(zhǎng)期的社會(huì)情感能力發(fā)展。目前民辦托育機(jī)構(gòu)收費(fèi)價(jià)格相對(duì)昂貴，但3歲以下嬰幼兒照護(hù)服務(wù)仍供不應(yīng)求。故而在不斷擴(kuò)大3歲以下嬰幼兒照護(hù)服務(wù)供給總量的同時(shí)，要注重引導(dǎo)家長(zhǎng)更理性地看待接受學(xué)前教育的起始年齡與長(zhǎng)期收益之間的關(guān)系，尤其是要幫助家長(zhǎng)消除對(duì)“越早開始越好”的執(zhí)著和焦慮，為兒童提供更適合其個(gè)體稟賦特征的學(xué)前教育，這比單純地讓兒童更早地接受啟蒙教育更為重要。

另一方面，本研究證實(shí)了早期兒童教育與保育初始年齡效應(yīng)在不同家庭之間呈非異質(zhì)性的特征，即更早接受學(xué)前教育對(duì)家庭處境不利兒童的影響與優(yōu)勢(shì)家庭的兒童相比并無顯著差異，處境不利的兒童更早接受學(xué)前教育并未因此而獲得顯著更多的長(zhǎng)期收益。已有的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)顯示，家庭處境不利的兒童可以從學(xué)前教育經(jīng)歷中受益更多，更早接受學(xué)前教育對(duì)處境不利的兒童更有利，尤其是在學(xué)業(yè)成就方面甚為凸顯。然而，上述假設(shè)在本研究中并未得到驗(yàn)證。究其根源，盡管更早進(jìn)入學(xué)前教育有利于改善家庭處境不利兒童的學(xué)業(yè)成就，但家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)占據(jù)優(yōu)勢(shì)的兒童長(zhǎng)期處于有利的學(xué)習(xí)條件可能會(huì)抵消早期教育的“補(bǔ)差效應(yīng)”。[34]一些私立的學(xué)前教育機(jī)構(gòu)收取的托育費(fèi)用過高，這對(duì)于處境不利家庭來說是難以負(fù)擔(dān)的。與此同時(shí)，由公共部門提供高質(zhì)量的3歲以下嬰幼兒照護(hù)服務(wù)相對(duì)有限，這都使得處境不利兒童與優(yōu)勢(shì)家庭兒童在獲得學(xué)前教育的機(jī)會(huì)和質(zhì)量方面存在明顯差距。優(yōu)勢(shì)群體有更多機(jī)會(huì)以更高的價(jià)格獲得私立的更高質(zhì)量的學(xué)前教育服務(wù)，而家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的兒童進(jìn)入優(yōu)質(zhì)的公立學(xué)前教育系統(tǒng)的機(jī)會(huì)也明顯偏少。[35]

綜上可見，僅僅擴(kuò)大學(xué)前教育投資總量仍是不夠的，還應(yīng)更多地關(guān)注處境不利的兒童并為其提供有質(zhì)量的學(xué)前教育機(jī)會(huì)，同時(shí)盡力改善其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況，提高其父母的教育期望與情感投入。早期兒童教育與保育作為基礎(chǔ)教育體系中基礎(chǔ)性的組成部分，在促進(jìn)學(xué)前教育公平發(fā)展方面理應(yīng)充分發(fā)揮“社會(huì)均衡器”的作用。[36]在公共預(yù)算日趨收緊的新形勢(shì)下，切實(shí)保障學(xué)前教育質(zhì)量和公平是一項(xiàng)愈加艱巨的任務(wù)。因而需要審慎評(píng)估學(xué)前教育在降低社會(huì)不平等方面的有效性，全面審視各項(xiàng)制度，更好地保障不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景的兒童獲得優(yōu)質(zhì)均等的學(xué)前教育機(jī)會(huì)。具體來說，教育管理者需要充分了解處境不利家庭面臨的育兒困境和照料障礙，重視滿足處境不利家庭的幼兒托育需求，建立健全以財(cái)政投入為主、重在保障家庭經(jīng)濟(jì)困難兒童的學(xué)前教育資助體系，讓這些兒童不僅享有普惠性的照護(hù)服務(wù)，而且享有高質(zhì)量的學(xué)前教育。這對(duì)早期囿于弱勢(shì)家庭環(huán)境的兒童而言意義深遠(yuǎn)。

本研究使用馬氏距離匹配法克服了處理組和控制組初始條件的選擇性偏差問題，但仍存在一些局限。第一，囿于數(shù)據(jù)的可獲得性，未能控制能力稟賦對(duì)個(gè)體學(xué)業(yè)素養(yǎng)和社會(huì)情感能力發(fā)展的長(zhǎng)期影響，未來研究可以考慮采用工具變量來解決遺漏能力變量的內(nèi)生性問題。第二，盡管本研究考慮了托幼機(jī)構(gòu)性質(zhì)、學(xué)前教育年限等因素，但早期教育收益還取決于學(xué)前教育質(zhì)量。相較于托幼機(jī)構(gòu)性質(zhì)和學(xué)前教育年限，學(xué)前教育質(zhì)量能夠更加有效地預(yù)測(cè)兒童早期及長(zhǎng)期的發(fā)展。未來研究可以考慮引入學(xué)前教育質(zhì)量評(píng)價(jià)量表提供的多維信息，分析學(xué)前教育結(jié)構(gòu)性質(zhì)量和過程性質(zhì)量等因素的影響。

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The Effects of the Age Beginning to Accept Preschool Education on Children’s Future Development in Adolescence

CHEN Chunjin

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

Abstract： A widely debated topic in the field of early education and care is whether beginning such education and care at an earlier age is equivalent to higher long-term benefits. Using the data from the Study on Social and Emotional Skills （SSES） in Suzhou， China， this article aimed to examine the long-term effects of early education and care under 3 years old on academic literacy and social and emotional skills from a perspective of benefit destination. After controlling for omitted variables and selection bias using Mahalanobis distance matching， it’s found that when children began to accept early education and care had very little effect on their academic literacy and social and emotional skills when they were ten years old and fifteen years old. The result was the same to children from disadvantaged families. Compared to the age beginning to accept early education and care， the impact of family socio-economic background on children’s long-term development was greater and stronger. Parents should abandon the idea that earlier is better and let children have developmentally appropriate education. The government should focus on children from disadvantaged families and guarantee them to accept high-quality early education and care as well as try to improve their families’ socio-economic status.

Key words： the age beginning to accept early education and care， academic literacy， social and emotional skills， family socio-economic status