學(xué)前教育對青少年成就發(fā)展的影響_基于CEPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

1、學(xué)前教育對青少年成就發(fā)展的影響基于CEPS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究摘要：基于中國人民大學(xué)提供的中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法，實(shí)證檢驗(yàn)學(xué)前教育經(jīng)歷對青 少年成就發(fā)展的現(xiàn)實(shí)影響，討論“去小學(xué)”化的現(xiàn)實(shí)必要性(結(jié)果發(fā)現(xiàn)：接受學(xué)前教育和未接受學(xué)前教育的青少年 在學(xué)業(yè)表現(xiàn)、家庭特征與個(gè)體特征等方面存在著一定的差異；Logit模型發(fā)現(xiàn)了家庭人力資本存量、經(jīng)濟(jì)資本以及 家庭規(guī)模均對學(xué)前教育參與率的提升起到積極影響，但農(nóng)村青少年的學(xué)前教育參與率相對于城鎮(zhèn)要低2.3個(gè)百分 點(diǎn)，顯示出學(xué)前教育資源在城鄉(xiāng)間的非均衡分布；傾向得分匹配法揭示了學(xué)前教育經(jīng)歷對青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)具有 正向影響，尤其是對語文和數(shù)學(xué)成績的促進(jìn)

2、作用最為明顯，但提前接觸小學(xué)教育內(nèi)容并不能幫助青少年贏在起跑 線上。、引言學(xué)前教育作為國民受教育的起點(diǎn)，對于促進(jìn)的 人的全面發(fā)展、推動人口受教育程度以及阻斷貧困 的代際傳遞具有重要的戰(zhàn)略價(jià)值為加快學(xué)前教 育發(fā)展，解決適齡兒童入園難與入園貴的現(xiàn)實(shí) 問題，黨和政府在國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃 綱要(20102020年)中提出了“普及學(xué)前教育”的 發(fā)展目標(biāo)，并在2011年啟動了“學(xué)前教育三年行動 計(jì)劃*教育規(guī)劃綱要(20102020年)中期評估 報(bào)告提供的數(shù)據(jù)顯示，我國學(xué)前教育在2009 2014年發(fā)展迅速，各項(xiàng)指標(biāo)均實(shí)現(xiàn)了大幅增長。其 中，學(xué)前教育三年毛入園率由2009年的50.9%，上 升到了

3、 2014年的70.5%，增長了 19. 6個(gè)百分點(diǎn)， 幼兒園數(shù)、班級數(shù)與專任教師數(shù)分別實(shí)現(xiàn)了 51. 88. 59.26以及87. 05個(gè)百分點(diǎn)的增長，各項(xiàng)保障舉措 有力的解決了 入園難的問題，尤其是充分保證了 處境不利的幼兒，包括農(nóng)村、留守、隨遷幼兒以及殘 障兒童等平等接受學(xué)前教育權(quán)利，因而在園幼兒數(shù) 于2014年達(dá)到了 4 050. 71萬人，相對于2009年實(shí) 現(xiàn)了 52.41%的增長。在學(xué)前教育充分發(fā)展、入園幼兒數(shù)量不斷攀升 的今天，學(xué)前教育不僅面臨著有沒有的生存問題， 更面臨著“好不好”的發(fā)展問題。因此，學(xué)前教育經(jīng) 歷能否幫助青少年實(shí)現(xiàn)成就發(fā)展，提高青少年進(jìn)入 學(xué)歷教育階段后的在學(xué)

4、表現(xiàn)，便成為政策制定者與 學(xué)術(shù)界所關(guān)心的焦點(diǎn)問題。鑒于此，本文基于中國 教育追蹤數(shù)據(jù)，利用傾向得分匹配法估計(jì)學(xué)前教育 經(jīng)歷影響青少年在學(xué)表現(xiàn)的凈效應(yīng)，以期對既有 文獻(xiàn)形成有益的學(xué)術(shù)增量，并為政策制定者提供有 益的借鑒。二、文獻(xiàn)綜述學(xué)前教育經(jīng)濟(jì)價(jià)值的相關(guān)研究始于美國的兩項(xiàng) 追蹤研究計(jì)劃，即高詹佩里學(xué)前教育研究計(jì)劃和芝 加哥親子中心研究計(jì)劃，兩項(xiàng)計(jì)劃對幼兒追蹤至 其成年，發(fā)現(xiàn)了學(xué)前教育對社會和個(gè)人不斷增長的 經(jīng)濟(jì)回報(bào)率，并且正外部性隨個(gè)體年齡的增長而呈 上升趨勢基于兩項(xiàng)追蹤調(diào)查，詹姆斯赫克曼的 研究進(jìn)一步揭示了學(xué)前教育的投入產(chǎn)出比為1 =17, 這一比例遠(yuǎn)高于其他學(xué)歷教育層級的投資收益 率。此后，

5、國外學(xué)界將研究重心逐步轉(zhuǎn)入學(xué)前教育 對人的增值影響，發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育對人的增值功能在 幼兒時(shí)期突出表現(xiàn)為加速技能的積累與認(rèn)知能力的 發(fā)展，促進(jìn)個(gè)體形成良好的衛(wèi)生習(xí)慣并保持較好的健 康狀況在青少年時(shí)期則表現(xiàn)為提高學(xué)生的學(xué)業(yè) 成績與升學(xué)轉(zhuǎn)化率;$4句在成年期則體現(xiàn)為外部性或 社會效益，如降低犯罪率或提高納稅率等748近年來，國內(nèi)學(xué)者有關(guān)學(xué)前教育對青少年成就 發(fā)展的影響研究不斷涌現(xiàn)，并在研究焦點(diǎn)上著重關(guān) 注學(xué)前教育對認(rèn)知能力或非認(rèn)知能力發(fā)育的影響 譬如，陳純槿基于PISA項(xiàng)目上海數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn) 接受一年以上學(xué)前教育的學(xué)生，在15歲時(shí)能夠獲得 更好的閱讀、數(shù)學(xué)以及科學(xué)素養(yǎng)龔欣和李貞義的 研究則發(fā)現(xiàn)我國學(xué)

6、前教育機(jī)會獲得存在不平等，而 學(xué)前教育經(jīng)歷對于初中生的思維開通性、自律性和 朋友質(zhì)量具有正效應(yīng)o10賈晉、李雪峰、王慧基于多 維能力的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育經(jīng)歷有助于提高 青少年在初中階段的認(rèn)知能力、學(xué)業(yè)成績和社交能 力，但對探索求知、語言表達(dá)和健康水平的增進(jìn)卻未 表現(xiàn)出積極的干預(yù)效果011鄭磊、翁秋怡、龔欣新近 的研究則以城鄉(xiāng)分割的二元結(jié)構(gòu)為切入點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)學(xué) 前教育能夠顯著影響學(xué)生的認(rèn)知能力，并且是導(dǎo)致 城鄉(xiāng)學(xué)生認(rèn)知能力產(chǎn)生差距的重要原因尸對總的看來，國內(nèi)外學(xué)者針對學(xué)前教育價(jià)值幾何 的研究業(yè)已形成一些共識：學(xué)前教育投資具有市場 化和非市場化收益，市場化收益能夠增進(jìn)個(gè)體進(jìn)入 勞動力市場后的收入水

7、平，非市場化收益則表現(xiàn)為 對人的增值屬性，包括提高青少年在學(xué)期間的學(xué)業(yè) 水平，推動認(rèn)知與非認(rèn)知能力的發(fā)育。但是基于對 既有研究的總結(jié)，我們發(fā)現(xiàn)學(xué)前教育在影響青少年 成就發(fā)展上仍然存在著兩點(diǎn)可挖掘的空間：第一，聚 焦青少年成就發(fā)展中的學(xué)業(yè)表現(xiàn)，用因果推斷研究 方法取代相關(guān)性回歸，厘清學(xué)前教育影響學(xué)業(yè)成績 的“凈效應(yīng)”，為學(xué)前教育“去小學(xué)化”提供信息支撐& 第二，聚焦學(xué)業(yè)表現(xiàn)中的學(xué)科差異，利用全國的有代 表的樣本探討學(xué)前教育對于不同科目的差異化影響。三、研究設(shè)計(jì)()研究方法模型設(shè)定為了檢驗(yàn)是否接受學(xué)前教育對學(xué)生發(fā)展的影 響，本文設(shè)定如下線性模型：Edtic: =Preschool: + C: +(

8、1)式中，下標(biāo)i與t分別表示青少年和家庭，被解 釋變量Educ:為t家庭i學(xué)生的成就發(fā)展核心解 釋變量Preschool:學(xué)生i是否具有學(xué)前教育經(jīng)歷, C:是由個(gè)體特征與家庭特征構(gòu)成的一組矢量，代表 影響學(xué)生發(fā)展的相關(guān)因素#:為方程的殘差項(xiàng)。技術(shù)處理：傾向得分匹配(PSM)由于普通最小二乘法在估計(jì)式(1)時(shí)可能會因 選擇性偏差引致估計(jì)偏誤，為實(shí)現(xiàn)學(xué)前教育與學(xué)業(yè) 成績間的因果關(guān)系推斷，本文在技術(shù)處理上將采用 Rosenbaum & Rubin提供的傾向得分匹配法(Prcr pensity Score Matching, PSM)13。傾向得分匹配 需要滿足條件獨(dú)立與共同支撐假設(shè)。對于條件獨(dú)立 假

9、設(shè)而言，可觀測的協(xié)變量X既影響了青少年是否 接受學(xué)前教育，又影響其后期的學(xué)業(yè)成就，但卻不會 受到學(xué)業(yè)成就的反向干預(yù)，控制這些協(xié)變量后，接受 學(xué)前教育便近似于隨機(jī)分配的過程，該過程可通過 傾向得分的降維予以實(shí)現(xiàn)，而無需控制所有的協(xié)變 量。對于共同支撐假設(shè)而言，則要求接受和未接受 學(xué)前教育的青少年在傾向得分上有著重疊。若滿足 條件獨(dú)立和共同支撐的假設(shè)，傾向得分的估計(jì)量落 在公共支撐的區(qū)間內(nèi)。因此，學(xué)前教育干預(yù)青少年 成就發(fā)展的表達(dá)式可寫為：ATTdE-EQEduc |D, = 1,”(X)% E$Educ0+ | D+ = 0, p(X)J(2)式中，Educu與Educr+分別表示接受和未接受

10、學(xué)前教育的青少年在學(xué)期間的學(xué)業(yè)表現(xiàn),D+為二元 啞變量表示的式性函數(shù)，若青少年接受學(xué)前教育則 有D, = 1,反之則令D, = 0 p(X)控制相應(yīng)協(xié)變量 后青少年接受學(xué)前教育的概率值。為保證估計(jì)結(jié)果 的穩(wěn)健性，本文將分別采用k近鄰匹配，半徑(卡尺) 匹配，非參數(shù)的核匹配法以及馬氏匹配估計(jì)學(xué)前教 育對學(xué)生發(fā)展的凈影響$性。（二）研究數(shù)據(jù)樣本本文所用的實(shí)證研究數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)數(shù) 據(jù)與調(diào)查中心（NSRC）提供的中國教育追蹤調(diào)查 （China Education Panel Survey,CEPS）20132014 年的基線調(diào)研數(shù)據(jù) CEPS設(shè)立了七年級（初一）與 九年級（初三）兩個(gè)同期群，以人

11、口平均受教育程度 與流動人口比例作為分層變量同時(shí),CEPS在抽 樣時(shí)遵循了按規(guī)模大小成比例的概率抽樣原則 （Probability Proportiona l to Size,PPS）,歷經(jīng)四個(gè) 時(shí)期，從全國28個(gè)縣級單位隨機(jī)選取了 112所學(xué)校 的438個(gè)班級，總計(jì)涉及基線調(diào)研學(xué)生將近2萬名 CEPS也是現(xiàn)階段我們能夠找到的初中教育階段學(xué) 生成績研究的最具代表性的樣本。變量處理根據(jù)表1給出的統(tǒng)計(jì)描述可知，從組內(nèi)差異上 看，處理組在語文、數(shù)學(xué)、英語以及總成績上的得分 分別為 70. 228,70. 667,70. 690 以及 212. 46 分，表 明接受學(xué)前教育的青少年在英語成績上表現(xiàn)最為

12、優(yōu) 異；控制組在語文、數(shù)學(xué)、英語以及總成績上的得分 分別為 69. 473、69. 289、69. 583 以及 208. 357 分，表 明未接受學(xué)前教育的青少年同樣在英語成績上表現(xiàn) 的最為優(yōu)越從組間差異上看，處理組在語文、數(shù) 學(xué)與英語成績上相對于控制組要分別高出1. 255、 1.388以及1. 107分，表明接受與不接受學(xué)前教育 的青少年在數(shù)學(xué)成績上產(chǎn)生了最大差值表1各變量的統(tǒng)計(jì)描述變量名定義處理組（接受學(xué)前教育）控制組（未接受學(xué)前教育）雙TP均值標(biāo)準(zhǔn)差均值標(biāo)準(zhǔn)差語文標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)70. 7280. 08469. 4730. 172-6. 6240. 000$數(shù)學(xué)標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)70. 6770.

13、 08569. 2890. 1767. 2390. 000$英語標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)70. 6900. 08569. 5830. 174-5. 7920. 000$總成績?nèi)瞥煽兗涌?12.1460. 222208.3570. 4537. 6060. 000$留級1 =留過；0 =未留過0. 1280. 0030. 2740. 00820.9640. 000$跳級1 =跳過;0 =未跳過0. 0130. 0010. 0240. 0034. 6810. 000$母親受教育程度教育層級定序變量（19級）3. 9920. 0173. 1690. 030-21. 6570. 000$父親受教育程度教育層級定序變

14、量（19級）4. 3450. 0183. 6430. 031-18. 2560. 000$教育期望教育層級定序變量（1#10級）6. 8050. 0146. 4850. 032-9. 9340. 000$家庭經(jīng)濟(jì)條件1 =貧困;0=非貧困0. 1020. 0030. 2100. 00717. 0590. 000$家庭規(guī)模1 =獨(dú)生子女;0=有兄弟姐妹0. 4730. 0040. 3020. 008-17. 8290. 000$互聯(lián)網(wǎng)1 =無;0=有0. 3520. 0040. 5510. 00921.1520. 000$年齡2014-出生年份14. 4770. 01014. 8860. 023

15、17. 0650. 000$性別1 =男孩；0 =女孩0. 4990. 0040. 5220. 0092. 4110. 0159$年級1 =九年級;0 = 7年級0. 4890. 0040. 5310. 0094. 2760. 000$戶籍1 =農(nóng)村;0 =城鎮(zhèn)0. 5090. 0040. 6640. 00816.1160. 000$民族1 =漢族;0=少數(shù)民族0. 9280. 0020. 8650. 006-11. 6910. 000$學(xué)業(yè)壓力1 =無;0=有0. 3810. 0040. 3420. 008-4. 1580. 000$學(xué)業(yè)水平1=中等以下;0=中等以上0. 5740. 004

16、0. 6690. 0089. 9020. 000$注：*、$、$分別表示在10%、5%以及1%水平上顯著父母受教育程度、教育期望、經(jīng)濟(jì)條件以及家庭 規(guī)模是本文重點(diǎn)控制的家庭特征變量其中，雙親 的受教育程度用來反映人力資本存量的家庭差異, 兩組變量均是由19級教育層級構(gòu)成的定序變量, 分別表示父母的受教育程度在沒讀過書、小學(xué)、初 中、中專（技校）、職高、普高、?？?、本科、研究及以上 等教育層級。從均值上看，處理組中父母受教育程 度分別為3. 992與4. 345,表明父母受教育程度在 中專（技校）到普高以及初中到中專（技校）之間,父 親的教育層級高于母親，而控制組中父母的受教育 程度為3. 16

17、9與3. 643,低于處理組。教育期望則 是由110級教育層級構(gòu)成的定序變量，反映的是 父母對子女未來受教育程度的期望，數(shù)值越高表明 期望值越高15 （,處理組與控制組中教育期望的均值 分別為6. 805和6. 485,反映了接受學(xué)前教育的家 庭對子女未來受教育程度的期望值要高于未接受學(xué) 前教育的家庭。我們用賦值為0或1構(gòu)成的虛擬變量表示家庭 經(jīng)濟(jì)條件，用以控制經(jīng)濟(jì)資本的家庭差異，當(dāng)該變量 取值為1時(shí)表示貧困家庭，包括學(xué)齡兒童認(rèn)為自身 家庭條件處于非常困難與比較困難的水平，當(dāng)該變 量取0時(shí)則表示非貧困家庭，包括學(xué)齡兒童認(rèn)為自身 家庭條件在中等及以上的水平，處理組中有10. 2% 的學(xué)齡兒童認(rèn)為

18、家庭條件較差，而在控制組中則為 21%。有無互聯(lián)網(wǎng)一方面反映了教育信息化的覆蓋 范圍，另一方面也衡量了家庭經(jīng)濟(jì)條件16（,該變量 同樣是由賦值0或1的二分變量構(gòu)成，當(dāng)取值為1 時(shí)表明家庭無電腦和網(wǎng)絡(luò)或者是有電腦但無網(wǎng)絡(luò), 而取值為0時(shí)則表明有電腦和網(wǎng)絡(luò),55. 1%的控制 組家庭未給子女在學(xué)習(xí)或娛樂過程中提供互聯(lián)網(wǎng), 比處理組中的35.2%高出了 19.9個(gè)百分點(diǎn)。家庭 規(guī)模同樣由賦值為0或1的虛擬變量組成,用來控 制家庭成員數(shù)量對學(xué)前教育資源的稀釋，該變量取0 時(shí)代表非獨(dú)生子女家庭，取1時(shí)則表示獨(dú)生子女家 庭。處理組與控制組中分別有47. 3%與30. 2%的學(xué) 齡兒童為獨(dú)生子女，未接受學(xué)前

19、教育的控制組有更 多的兄弟姊妹，因而家庭規(guī)模更大。此外，我們還對 青少年的性別、年齡、年級、戶籍、民族等人口統(tǒng)計(jì)學(xué) 特征加以控制。四、實(shí)證研究結(jié)果與分析（一）學(xué)前教育的影響因素分析：基于Logit模 型估計(jì)基于準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)的研究思路，利用傾向得分匹配法 估計(jì)學(xué)前教育影響青少年成就發(fā)展的“凈效應(yīng)”時(shí), 在技術(shù)操作上應(yīng)分為兩步：第一步，利用Logit概率 模型進(jìn)行青少年是否接受學(xué)前教育的影響因素分 析；第二步，在數(shù)據(jù)平衡的基礎(chǔ)上，采用不同的匹配 策略估計(jì)學(xué)前教育經(jīng)歷對在學(xué)期間學(xué)業(yè)表現(xiàn)的影 響，即估計(jì)平均處理效應(yīng)（ATT）0因此，本小節(jié)首 先利用Logit概率模型估計(jì)是否接受學(xué)前教育的影 響因素，表2給出

20、了估計(jì)結(jié)果。表2傾向得分的Logit估計(jì)結(jié)果變量系數(shù)Z值平均邊際效應(yīng)Z值母親受教育程度0. 097* (0. 016)6. 090. 016* (0. 002)6. 43父親受教育程度0. 016(0. 015)1. 040.002(0.002)0. 95教育期望0. 020(0. 013)1. 550. 003* (0. 002)1. 65家庭經(jīng)濟(jì)條件-0. 365* (0. 057)6. 39-0. 058* (0. 008)-6. 94家庭規(guī)模0. 262* (0. 049)5. 400. 037* (0. 007)5. 24互聯(lián)網(wǎng)-0. 310* (0. 046)6. 66-0. 04

21、5* (0. 007)-6. 67年齡-0. 344* (0. 028)-12. 11-0. 050* (0. 004)-12. 24性別-0. 051(0. 042)-1. 23-0. 007(0. 006)-1. 13年級0. 541* (0. 070)7. 740. 080* (0. 010)7. 83戶籍-0. 159* (0. 048)3. 28-0. 023* (0. 007)-3. 24民族0. 240* (0. 069)3. 480. 033* (0. 010)3. 25學(xué)業(yè)壓力0. 028(0. 043)0. 640.005(0.006)0. 73學(xué)業(yè)水平-0. 210* (

22、0. 045)-4. 650. 029* (0. 007)-4. 37續(xù)表變量系數(shù)Z值平均邊際效應(yīng)Z值截距項(xiàng)5. 732* (0. 429)13. 36對數(shù)似然值 7494. 3818Pesudo R20. 0663觀測值16 06616 445注：（1）括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差；（2）$、$、$分別表示在10%、5%以及1%水平上顯著。根據(jù)表2提供的回歸結(jié)果可知，估計(jì)系數(shù)與平 均邊際效應(yīng)在方向性與顯著性上較為一致，一定程 度上說明了方程的構(gòu)建與回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。具體 看來，家庭人力資本存量正向影響學(xué)齡兒童的學(xué)前 教育參與率，并且母親受教育程度的邊際影響高于 父親的受教育程度，母親的受教育程度提高一個(gè)教

23、 育層級，能夠?qū)⑶嗌倌晟嫌變簣@或?qū)W前班的概率值 提高1.6個(gè)百分點(diǎn)。家庭經(jīng)濟(jì)條件的估計(jì)值在1% 水平上負(fù)向顯著，說明貧困家庭對學(xué)前教育的參與 率施加負(fù)向影響，青少年對家庭經(jīng)濟(jì)的貧困認(rèn)知上 升一個(gè)單位值，將造成學(xué)前教育參與的邊際概率下 降5.8個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)，有無互聯(lián)網(wǎng)作為家庭經(jīng)濟(jì) 條件的補(bǔ)充變量，其估計(jì)值負(fù)向顯著也證明了這一 論斷，即無計(jì)算機(jī)和互聯(lián)網(wǎng)的家庭可能在家庭經(jīng)濟(jì) 條件上相對較差，因而相對于有互聯(lián)網(wǎng)（含計(jì)算機(jī)） 的家庭而言，子女接受學(xué)前教育的邊際概率值要低 4. 5個(gè)百分點(diǎn)。家庭規(guī)模在1%水平上正向影響學(xué)前教育參與 率，相對于非獨(dú)生子女家庭，獨(dú)生子女家庭的學(xué)前教 育參與率要高出3.7個(gè)百

24、分點(diǎn)，而這部分說明了學(xué) 前教育投資與同胞競爭效應(yīng)與資源稀釋理論存在著 正相關(guān)性。家庭教育期望與學(xué)前教育參與率呈正相 關(guān)，父母對子代受教育程度的期望值越高，則子女有 著越高的概率接受學(xué)前教育，這與理論預(yù)期較為一 致。個(gè)體特征方面，戶籍對學(xué)前教育參與率施加消極 影響，相對于城鎮(zhèn)戶籍而言（非農(nóng)和居民戶口），農(nóng)村 戶籍（農(nóng)業(yè)戶口）的青少年在學(xué)前教育參與率上要低 2.3個(gè)百分點(diǎn)，這說明了城鄉(xiāng)學(xué)前教育資源分布的 非均衡性）17*。漢族學(xué)生接受學(xué)前教育的概率值要 比少數(shù)民族高出3.3個(gè)百分點(diǎn)。初三（九年級）學(xué)生 比初一學(xué)生（七年級）學(xué)前教育的參與率高8%。（二）學(xué)前教育對教育獲得的影響：基于PSM模 型的估

25、計(jì)協(xié)變量的平衡性檢驗(yàn)基于Logit模型對學(xué)前教育影響因素的分析， 我們進(jìn)一步采用PSM模型估計(jì)學(xué)前教育對學(xué)齡兒 童教育獲得的凈影響，但在利用不同匹配策略估 計(jì)前，需要對處理組與參照組中協(xié)變量的平衡性進(jìn) 行檢驗(yàn)，因而本文采用核密度函數(shù)圖刻畫協(xié)變量在 匹配前后的平衡性（見圖1）。根據(jù)圖1可知，在匹 配前后，處理組相對于控制組而言，在語文成績分布 的高峰上要更向右偏移，并且控制組呈現(xiàn)出左拖尾 的特征，說明接受學(xué)前教育的學(xué)齡兒童在語文成績 的表現(xiàn)上相對于未接受學(xué)前教育的個(gè)體要更為優(yōu) 異。在實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)匹配后，處理組與控制組的重心間 距則呈現(xiàn)出收斂的態(tài)勢，而這一特點(diǎn)則為比較匹配 后的處理效應(yīng)（A；）提供了便

26、利條件。）18*圖1處理組與控制組的核密度函數(shù)估計(jì)在核密度函數(shù)圖的基礎(chǔ)上，我們通過計(jì)算偏差 消減的百分比來進(jìn)一步評價(jià)數(shù)據(jù)匹配后的平衡性， 表3匯報(bào)了各變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。其中，第三 列和第四列分別為處理組與參照組在實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)匹配 后的樣本均值，第五列為匹配前后的削減的標(biāo)準(zhǔn)偏 誤，也就是接受學(xué)前教育與為接受學(xué)前教育的學(xué)齡 兒童，在語文成績上的均值差與方差均值的平方根 比，而第六列與第七列則為偏差降低百分比的絕對 值以及t值。表3協(xié)變量的平衡性檢驗(yàn)變量名匹配狀態(tài)處理組控制組標(biāo)準(zhǔn)誤減少(%)消減絕對值t值母親受教育程度匹配前匹配后4. 0023. 9993. 1823. 95343. 92. 594

27、. 421. 3*1. 86*父親受教育程度匹配前匹配后4. 3534. 35164731637. 21.895. 118. 11*1. 37教育期望匹配前匹配后6. 8156. 8146. 4936. 78118. 81. 989. 89. 90*1. 61家庭經(jīng)濟(jì)條件匹配前匹配后0. 1010. 1010. 2070. 099 29. 50. 897. 4 16. 41*0. 72家庭規(guī)模匹配前匹配后0.4750.4750. 3020. 47136. 10. 797. 917. 85*0. 57互聯(lián)網(wǎng)匹配前匹配后0. 3510. 3510. 5500. 353 40. 80. 399. 2

28、 20. 93*0. 25年齡匹配前匹配后14. 46614. 46714. 88314. 45332. 81. 196. 7 17. 16*0. 91性別匹配前匹配后0. 4960. 4970. 5200. 4944. 80. 588. 62. 42*0. 44年級匹配前匹配后0. 4860. 4870. 5320. 4919. 00. 990. 54. 57*0. 69戶籍匹配前匹配后0. 5080. 5080. 6640. 52432. 23. 289. 9 16. 03*2. 53*民族匹配前匹配后0. 9300. 9300. 8680. 94420. 84. 578. 211. 53

29、*4. 49*學(xué)業(yè)壓力匹配前匹配后0. 3830. 3830. 3450. 3667.83. 654. 33. 95*2. 86*是否留級匹配前匹配后0. 1260. 1260. 2730. 124 37. 50. 698. 4 20. 91*0. 57是否跳級匹配前匹配后0. 0120. 0120. 0220. 0127. 70. 198. 34. 26*0. 13學(xué)業(yè)水平匹配前匹配后0. 5690. 5700. 6660. 58020. 22. 289. 29. 97*1. 70注：*、$、$分別表示在10%、5%以及1%水平上顯著根據(jù)表3提供的平衡性檢驗(yàn)可知，所有協(xié)變量 的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均在數(shù)

30、據(jù)匹配后實(shí)了不同程度的削減, 家庭是否擁有互聯(lián)網(wǎng)的偏誤實(shí)現(xiàn)了最大幅度的削 減，降幅達(dá)到了 99. 2%，而偏誤下降最小的是青少 年對學(xué)業(yè)壓力的感知，即是否在班級中的排名為中 等以下，偏誤減少了 54.3%?？傮w上看，處理組與 控制組中的協(xié)變量在數(shù)據(jù)匹配前均存在著不同程度 的差異，而在實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)匹配后，除少數(shù)變量如民族、 戶籍等在統(tǒng)計(jì)上接受了備擇假設(shè)外，絕大多數(shù)協(xié)變 量在匹配后均不顯著，因而無法拒絕處理組與控制 組間不存在顯著差異的原假設(shè)因此，我們有理由 認(rèn)為數(shù)據(jù)匹配消除了接受與未接受學(xué)前教育的青少 在個(gè)體特征與家庭特征方面的諸多差異，而圖2刻 回的傾向得分的共同取值范圍則表明本文滿足傾向得分匹配

31、對共同支撐假設(shè)的現(xiàn)實(shí)要求。圖2傾向得分的共同取值范圍處理效應(yīng)估計(jì)在協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們利用k近 鄰匹配，令n=4估計(jì)了是否接受學(xué)前教育對青少年 學(xué)業(yè)成績的影響，表4報(bào)告了學(xué)前教育處理效應(yīng)的 估計(jì)結(jié)果?？傮w上看，接受過像學(xué)前班或幼兒園等 形式的學(xué)前教育的青少年，在語文、數(shù)學(xué)、英語以及 總成績上的表現(xiàn)均要優(yōu)于未接受過學(xué)前教育青少 年。具體看來，處理組的語數(shù)外以及總成績在匹配 前分別為70.728分、70. 677分、70. 691分以及 212. 146分，而控制組的四科成績在匹配前分別為 69. 473 分、69. 289 分,69. 583 分以及 208. 356 分, 同時(shí)處理組

32、與控制組的差異均在1%水平上顯著異 于零,平均處理效應(yīng)（A；）為1. 255、1. 388、 1. 107以及3. 790&而在實(shí)現(xiàn)匹配后，除英語成績 以外，處理組與控制組的差異同樣在1%水平上 正向顯著，并且平均處理效應(yīng)相應(yīng)的縮小為0. 889、 0. 831,0. 265以及1.780,而這意味著利用PSM糾 正了選擇性偏差后，學(xué)前教育對青少年在學(xué)表現(xiàn)的 正向干預(yù)作用有所收斂，這則說明了選擇性偏差將 會高估學(xué)前教育對在學(xué)表現(xiàn)的正效應(yīng)！表4學(xué)前教育對學(xué)業(yè)成績的影響（k近鄰匹配教育獲得匹配狀態(tài)處理組控制組ATTt值語文成績匹配前匹配后70.72870.72469. 47369. 8351.25

33、5*0. 889*6. 623. 70數(shù)學(xué)成績匹配前匹配后70. 67770. 67169. 28969. 8401. 388*0. 831*7. 243. 37英語成績匹配前匹配后70. 69170. 6875834221. 107*0. 2655. 791. 10總成績匹配前匹配后212.146212.126208.356210.3463. 790*1. 780*7. 612. 83注：*、$、$分別表示在10%、5%以及1%水平上顯著。表4提供的估計(jì)結(jié)果還表明，學(xué)前教育對青少 年在學(xué)表現(xiàn)的影響會因?yàn)閷W(xué)科的不同而產(chǎn)生一定的 差異。相對于未接受學(xué)前教育的青少年而言，接受 學(xué)前教育能夠顯著提升

34、學(xué)生后期的在學(xué)表現(xiàn)，并且對 語文成績的促進(jìn)作用最為明顯，達(dá)到了 0.889,對數(shù)學(xué) 成績的促進(jìn)作用次之，為0.831,并且語文和數(shù)學(xué)成績 的積極影響在1%水平上正向顯著。由于語文成績 強(qiáng)調(diào)對學(xué)生的閱讀與理解能力的考察，而數(shù)學(xué)成績則 指向了學(xué)生的邏輯推演能力，因而這一估計(jì)結(jié)果在一 定程度上說明了學(xué)前教育能夠通過智力開發(fā)游戲、養(yǎng) 成良好的閱讀習(xí)慣等方式，加速兒童在幼年時(shí)期的認(rèn) 知能力發(fā)展，從而對在學(xué)期間的語文與數(shù)學(xué)成績的提 高施加積極影響。同時(shí)，學(xué)前教育對英語成績的影 響雖然在方向上為正,ATT的估計(jì)值為0.265,但 在統(tǒng)計(jì)上卻并不顯著，因此表明在幼兒園或?qū)W前班 時(shí)期提前進(jìn)行英語學(xué)習(xí)，并不能幫助

35、兒童在后期的 英語學(xué)習(xí)“贏在起跑線上”，而這一研究結(jié)論能夠?qū)?于學(xué)前教育“去小學(xué)”化形成有力的證據(jù)支撐。穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了驗(yàn)證k近鄰匹配估計(jì)結(jié)果是否穩(wěn)健，我們 進(jìn)一步采用半徑（卡尺）匹配、核匹配與馬氏匹配對 處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）進(jìn)行估計(jì)。其中，半 徑（卡尺）匹配選擇卡尺的范圍為0.01,核匹配則使 用默認(rèn)的核函數(shù)和帶寬，表5給出了平均處理效應(yīng) 的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)表5的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)半徑匹配、核匹配以 及馬氏匹配在估計(jì)結(jié)果上較為一致，即接受學(xué)前教 育能夠顯著提高青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)，并且在不同 的學(xué)科間存在著一定差異！學(xué)前教育對學(xué)齡兒童數(shù) 學(xué)成績的促進(jìn)作用最為明顯，平均處理效應(yīng)落入了 $0. 6

36、29,0. 917的取值區(qū)間內(nèi)，其次是對語文成績的 提高也能起到積極的效果，處理組的平均處理效應(yīng) 落入$0. 541,0.867的取值區(qū)間內(nèi)，對英語成績的影 響雖然方向?yàn)檎?，但未能通過顯著性檢驗(yàn)。三種匹 配策略的估計(jì)結(jié)果與k近鄰匹配所得的研究結(jié)果基 本趨同，反映了本文的研究結(jié)論較為穩(wěn)健，即學(xué)前教 育經(jīng)歷有助于青少年在義務(wù)教育階段實(shí)現(xiàn)更好的成 就發(fā)展，但在幼兒園、學(xué)前班時(shí)期進(jìn)行小學(xué)教學(xué)，或 者說學(xué)前教育小學(xué)化并不能給學(xué)生形成優(yōu)勢的積 累，推動學(xué)業(yè)成績的提高。表5學(xué)前教育對學(xué)業(yè)成績的影響(穩(wěn)健性檢驗(yàn))教育獲得匹配狀態(tài)半徑(卡尺)匹配核匹配馬氏匹配ATTtATTtATTt語文成績匹配前1. 255*6. 621. 255*6. 621. 255*6. 62匹配后0.760*3. 430. 867*3. 980. 541*2. 91數(shù)學(xué)成績匹配前1. 388*7. 241. 388*7. 241. 388*7. 24匹配后0. 805*3. 560. 917*4. 120. 629*3. 14英語成績匹配前1. 107*5. 791. 107*5. 791. 107*5. 79匹配后0. 2681. 200. 416*1. 890. 2181. 21總成績匹配前3. 790*7. 613. 79