幼年父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展影響的實(shí)證研究
——生命歷程理論的視角

方建華 時(shí)曉青

（石河子大學(xué) 師范學(xué)院，新疆石河子 832003）

一、問(wèn)題提出

多數(shù)研究顯示，個(gè)體所具備的人力資本對(duì)其教育成就及勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)有重要影響，而人力資本的積累是一個(gè)動(dòng)態(tài)漸進(jìn)的過(guò)程，幼兒階段是個(gè)體人力資本可塑性最強(qiáng)的時(shí)期。[1]赫克曼(Heckman)通過(guò)使用佩里學(xué)前教育項(xiàng)目（Perry Preschool program）的實(shí)驗(yàn)性數(shù)據(jù)證實(shí)了3—4 歲的幼兒每天接受2.5—3 小時(shí)的學(xué)前教育會(huì)對(duì)其成年后的教育獲得、勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)產(chǎn)生重要影響，降低犯罪行為發(fā)生的可能性。[2]幼兒年齡越小，可塑性越強(qiáng)，早期投資的累積效應(yīng)也就越大。[3]父母作為子女成長(zhǎng)過(guò)程中的重要主體，在子女成長(zhǎng)早期的時(shí)間投入對(duì)子女的認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力發(fā)展有著舉足輕重的影響。[4]維斯沃爾（Wiswall）的研究表明，父母與子女在一起的時(shí)間與子女發(fā)展之間存在著積極的聯(lián)系，父母陪伴子女通常比為其購(gòu)買(mǎi)商品（玩具、輔導(dǎo)等）對(duì)子女的發(fā)展更有效。[5]然而，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展與社會(huì)分工模式的轉(zhuǎn)變，大量的女性參與到社會(huì)勞動(dòng)中來(lái)，父母親自撫育子女成長(zhǎng)的時(shí)間減少。城市中的父母因工作—生活沖突、勞動(dòng)強(qiáng)度加大而減少與子女共處的時(shí)間，農(nóng)村家庭因在農(nóng)村收入來(lái)源單一且較低選擇外出務(wù)工，受經(jīng)濟(jì)、戶(hù)籍制度所限無(wú)法將子女帶到身邊而使其成為留守兒童。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2018 年8 月底，我國(guó)農(nóng)村雙親外出的留守兒童人數(shù)為697 萬(wàn)人，其中學(xué)齡前兒童人數(shù)高達(dá)126 萬(wàn)人，占比21.7%。盡管2018 年留守兒童人數(shù)與2016 年的902 萬(wàn)人相比雖有所下降，但數(shù)量依舊龐大。[6]上述這一群體由于父母缺席，其未來(lái)的學(xué)業(yè)成就、精神健康、就業(yè)質(zhì)量得到了眾多學(xué)者的關(guān)注，卻鮮有研究提及父母缺席子女生命早期或“上游”階段是否會(huì)影響到青少年期能力的發(fā)展。因此，本研究試圖探究幼年階段父母缺位與青少年時(shí)期能力發(fā)展的關(guān)系，并嘗試回答以下問(wèn)題：生命早期父母缺位是否影響到青少年時(shí)期的能力發(fā)展？如確有影響，那影響又有多大？這種影響是否因城鄉(xiāng)、家庭經(jīng)濟(jì)條件而呈現(xiàn)異質(zhì)性效應(yīng)？本文旨在針對(duì)以上問(wèn)題展開(kāi)實(shí)證研究，為我們深入理解幼年時(shí)期家庭照料方式對(duì)個(gè)體生命歷程特征的影響、重視個(gè)體的生命周期成長(zhǎng)規(guī)律提供實(shí)證參考。

二、文獻(xiàn)綜述

生命歷程理論與方法在20 世紀(jì)90 年代被引入我國(guó)，為我國(guó)心理學(xué)、社會(huì)學(xué)、人口學(xué)研究帶來(lái)了一種嶄新的科學(xué)研究視角。埃爾德（Elder）總結(jié)了生命歷程研究范式的四個(gè)核心原理：

（1）一定時(shí)空中的生活（lives in time and place），即關(guān)注歷史變化與個(gè)體生命歷程的聯(lián)結(jié)，由此出發(fā)去關(guān)注歷史事件和環(huán)境對(duì)人的影響。（2）個(gè)人能動(dòng)性（human agency），即時(shí)空的影響力只有通過(guò)個(gè)體的能動(dòng)作用和自我選擇才能滲透到生命歷程的框架中。（3）相互聯(lián)系的生活（linked lives），即關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中人與人之間的生命事件相互聯(lián)系，早期的生命事件可能會(huì)影響后續(xù)生命事件的發(fā)生。（4）生活的時(shí)間性（the time of lives），即個(gè)體生命事件在恰當(dāng)?shù)臅r(shí)間發(fā)生比事件本身更有意義。[7]可見(jiàn)，生命歷程理論不僅關(guān)注社會(huì)性、結(jié)構(gòu)性及文化性因素對(duì)個(gè)體整個(gè)生命歷程產(chǎn)生的長(zhǎng)遠(yuǎn)影響，而且重視生命歷程中生命事件發(fā)生的時(shí)間，并認(rèn)為發(fā)生時(shí)間的影響甚至?xí)桨l(fā)生事件的本身。[8]

個(gè)人生命歷程中的“早期”——嬰幼兒時(shí)期，是大腦認(rèn)知功能和技能發(fā)展的敏感期和關(guān)鍵期。這一時(shí)期進(jìn)行認(rèn)知能力和社會(huì)交往、社會(huì)情感等非認(rèn)知能力投資，其回報(bào)率遠(yuǎn)高于后期。[9-10]赫克曼在“2018年兒童早期發(fā)展國(guó)際論壇”中強(qiáng)調(diào)，幼兒早期發(fā)展質(zhì)量對(duì)個(gè)體的童年及其終身的健康、社會(huì)性收益都有重大影響。[11]赫克曼曲線表明了在個(gè)體的生命周期中，早期掌握一系列認(rèn)知、社會(huì)和情感能力會(huì)使以后的學(xué)習(xí)更加高效，早期投資能極大提升后期干預(yù)的效果。神經(jīng)科學(xué)家的研究顯示，個(gè)體的技能在早期是最具有可塑性的，早期投資與未來(lái)的生活結(jié)果最為相關(guān)，個(gè)體在十幾歲或年輕時(shí)進(jìn)行干預(yù)，往往費(fèi)用較高，效果較差，因此早期干預(yù)比后期干預(yù)更有效。[5]經(jīng)濟(jì)學(xué)家采用生產(chǎn)函數(shù)框架分析幼兒早期投資與義務(wù)教育階段結(jié)果之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明：個(gè)體發(fā)展過(guò)程呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)性和累積性；對(duì)于生命最初幾年的關(guān)注尤為重要，早期投資回報(bào)率的結(jié)果由父母的時(shí)間和金錢(qián)投入決定。[5]生命歷程理論為從父母早期撫育出發(fā)分析青少年時(shí)期的能力發(fā)展提供了新的思路，揭示了青少年時(shí)期能力發(fā)展的劣勢(shì)可追溯至關(guān)鍵期發(fā)生的具有重要影響的生命事件。

生命歷程早期——嬰幼兒時(shí)期，也是家庭環(huán)境對(duì)個(gè)人影響最為關(guān)鍵的時(shí)期。家庭環(huán)境是影響青少年成長(zhǎng)的關(guān)鍵場(chǎng)域。核心家庭即父母雙親與子女共同居住的家庭被認(rèn)為是最有利于子女發(fā)展的家庭結(jié)構(gòu)或居住安排形式。[12]而具備較高親密度與適應(yīng)性的家庭能夠促進(jìn)幼兒的健康發(fā)展，在此類(lèi)家庭中成長(zhǎng)的孩子通常更具自律性，行為問(wèn)題產(chǎn)生更少。[13]家庭環(huán)境中父母的教養(yǎng)方式成為影響子女認(rèn)知與行為發(fā)展的因素之一。鮑姆林德（Baumrind）依據(jù)父母對(duì)子女的管束和自由的相對(duì)重視程度將教養(yǎng)方式分成三種類(lèi)型，認(rèn)為高關(guān)注與高自由限制的教養(yǎng)方式往往使子女具有更好的認(rèn)知與行為表現(xiàn)。[14]家庭環(huán)境中的主要撫養(yǎng)人成為影響子女長(zhǎng)期發(fā)展的因素之二。與父母參與撫養(yǎng)相比，非父母參與撫養(yǎng)的幼兒在不同方面表現(xiàn)出較差的適應(yīng)性，存在更多的性格缺陷、情緒問(wèn)題、社會(huì)交往不適以及行為障礙。朱靈艷發(fā)現(xiàn)個(gè)體幼年父母撫養(yǎng)缺位會(huì)對(duì)個(gè)體成年后的社會(huì)交往行為產(chǎn)生顯著的消極影響，且父親缺位產(chǎn)生的消極影響比母親更大。[15]邢慧敏等研究發(fā)現(xiàn)幼年時(shí)父母撫養(yǎng)缺位的初中生在適應(yīng)環(huán)境、調(diào)節(jié)情緒、自我約束與自我效能方面明顯低于父母撫養(yǎng)組，這種負(fù)面影響在農(nóng)村群體、女性群體中更為凸顯。[16]而且，早期父母缺位對(duì)青少年的生理、心理健康皆產(chǎn)生負(fù)面影響且存在長(zhǎng)期效應(yīng)[17]，早期經(jīng)歷雙親缺位的幼兒在青年期患抑郁癥的傾向更高。[18]還有諸多研究者考察了父母撫養(yǎng)缺位對(duì)青少年認(rèn)知能力的影響，但得出的結(jié)論不盡相同。

國(guó)內(nèi)外已有研究對(duì)于兒童認(rèn)知能力的考察主要以考試成績(jī)來(lái)進(jìn)行替代分析。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)只有母親缺位時(shí)才對(duì)農(nóng)村留守子女的學(xué)習(xí)成績(jī)產(chǎn)生負(fù)向影響，而父親缺位或父母同時(shí)缺位對(duì)子女學(xué)業(yè)成績(jī)的影響并不顯著。[19]也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，父母撫養(yǎng)缺位對(duì)子女的學(xué)習(xí)成績(jī)具有時(shí)間累積劣勢(shì)，相比于小學(xué)生群體，初中及以上群體的學(xué)習(xí)成績(jī)受到的負(fù)向影響更為顯著。[20]總之，幼年父母缺位對(duì)青少年能力的影響是多方面的，不僅會(huì)對(duì)青少年的認(rèn)知能力產(chǎn)生影響，而且會(huì)對(duì)除認(rèn)知能力以外的社會(huì)交往、情緒管理、環(huán)境適應(yīng)、自我效能感以及心理健康等方面的能力產(chǎn)生影響。赫克曼構(gòu)建了以能力為核心的廣義人力資本理論框架[21]，指出能力包括除認(rèn)知能力以外的自我約束、自我效能感、社會(huì)交往能力、責(zé)任心等非認(rèn)知能力。[22]因此，結(jié)合已有研究者對(duì)于能力的考察以及赫克曼對(duì)于能力的分類(lèi)，本研究認(rèn)為，評(píng)價(jià)青少年能力發(fā)展應(yīng)從認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力（自我效能感知、社會(huì)交往能力、情緒調(diào)節(jié)能力）多個(gè)維度綜合考察。

綜合以上研究發(fā)現(xiàn)，幼年時(shí)經(jīng)歷雙親缺席不僅會(huì)影響兒童當(dāng)期的成長(zhǎng)，而且會(huì)通過(guò)劣勢(shì)累積在個(gè)體生命周期中產(chǎn)生更為長(zhǎng)期的影響。通過(guò)梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，已有關(guān)于父母缺位對(duì)子女能力發(fā)展影響的研究，較多從認(rèn)知能力或非認(rèn)知能力兩個(gè)維度單獨(dú)予以考察，鮮有研究將其置于同一框架內(nèi)綜合考察；已有研究較多關(guān)注父母缺位對(duì)農(nóng)村個(gè)體能力發(fā)展的影響，對(duì)城市個(gè)體關(guān)注不足；較多學(xué)者關(guān)注父母缺位對(duì)子女能力發(fā)展的影響，但鮮有研究將父母缺位置于兒童成長(zhǎng)的整個(gè)生命歷程之中來(lái)考察對(duì)兒童影響的長(zhǎng)期效應(yīng)。基于此，本研究試圖探究?jī)和缙诨颉吧嫌巍苯?jīng)歷父母缺位對(duì)其能力發(fā)展的長(zhǎng)期效應(yīng)。本文可能的創(chuàng)新之處在于：（1）在研究視角上，本文試圖從生命歷程理論視角探究幼年階段父母缺位對(duì)青少年認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力的長(zhǎng)期影響；（2）在研究?jī)?nèi)容上，本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上擴(kuò)充了研究范圍,豐富了研究?jī)?nèi)容，綜合考察父母缺位對(duì)城市與農(nóng)村兒童能力發(fā)展的影響及其存在的異質(zhì)性；（3）在研究方法上，考慮到父母缺位并非隨機(jī)發(fā)生的，可能取決于一系列的家庭特征，即父母缺位與否的家庭存在系統(tǒng)性差異，對(duì)此，本研究采用傾向得分匹配法糾正自選擇偏誤，以提高研究結(jié)論的可靠性。

三、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民大學(xué)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計(jì)且具有全國(guó)代表性的中國(guó)教育追蹤調(diào)查（China Education Panel Survey，簡(jiǎn)稱(chēng)CEPS）基線數(shù)據(jù)，以當(dāng)期七年級(jí)與九年級(jí)學(xué)生為調(diào)查對(duì)象，分別對(duì)家長(zhǎng)或監(jiān)護(hù)人、班主任老師、主任課教師及學(xué)校負(fù)責(zé)人展開(kāi)問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查運(yùn)用多階段概率與規(guī)模成比例（PPS）的抽樣方法，依次從全國(guó)28 個(gè)區(qū)縣抽取112 所學(xué)校、438 個(gè)班級(jí)中約2 萬(wàn)名初中生展開(kāi)調(diào)查，通過(guò)數(shù)據(jù)處理后最終保留13 516 個(gè)有效樣本。

（二）變量說(shuō)明

1.解釋變量

父母缺位變量的測(cè)度。父母缺位分為生理缺位與心理缺位。[15，23]生理缺位是指父母因離婚分居、外出務(wù)工、遷移、死亡等致使父母雙方或單方暫時(shí)或長(zhǎng)期缺位，主要體現(xiàn)為因家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)或居住安排不當(dāng)而缺乏對(duì)子女的日常陪伴。心理缺位是指父母由于各種原因與子女溝通較少，或以不合理方式對(duì)待子女，致使父母與子女在情感上出現(xiàn)疏離，甚至關(guān)系惡化。本研究中的父母缺位主要指?jìng)€(gè)體在上小學(xué)之前（0—6 歲）所經(jīng)歷的父母“生理缺位”現(xiàn)象，即父母雙方由于各種主客觀原因在居住方式上與子女長(zhǎng)期分離。CEPS 家長(zhǎng)問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)了“孩子上小學(xué)以前主要由誰(shuí)來(lái)帶？”“主要”一詞體現(xiàn)的是在兒童撫養(yǎng)中占據(jù)主導(dǎo)地位的撫養(yǎng)者。若回答主要由孩子父母來(lái)帶，則視為父母未缺位，賦值為0；否則視為父母缺位，賦值為1。需要特別說(shuō)明的是，囿于數(shù)據(jù)，本文無(wú)法進(jìn)一步區(qū)分雙親中某一方缺位的情況，僅研究父母雙方共同缺位的情況。

2.被解釋變量

基于上述文獻(xiàn)分析并結(jié)合赫克曼基于多維能力構(gòu)建的以能力（認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力）為核心的理論框架，本文將被解釋變量確定為“認(rèn)知能力”與“非認(rèn)知能力”兩大類(lèi)別，具體測(cè)度方法如下：

第一，“認(rèn)知能力”變量的測(cè)度。認(rèn)知能力主要包括語(yǔ)言、閱讀、寫(xiě)作以及計(jì)算、邏輯能力等方面。[24]CEPS 為七年級(jí)和九年級(jí)的學(xué)生分別提供了一套認(rèn)知能力測(cè)試題，旨在考察學(xué)生的邏輯思維能力與問(wèn)題解決能力，不涉及學(xué)校課程所授的具體識(shí)記性知識(shí)，具有國(guó)際可比性和全國(guó)標(biāo)準(zhǔn)化特點(diǎn)。試題分為語(yǔ)言、圖形及計(jì)算、邏輯3 個(gè)維度，內(nèi)含11 個(gè)構(gòu)念，以最終答對(duì)題目數(shù)量計(jì)算得分。本研究使用轉(zhuǎn)換后的標(biāo)準(zhǔn)化得分作為測(cè)度青少年認(rèn)知能力的被解釋變量。

第二，“非認(rèn)知能力”變量的測(cè)度。由戈德堡（Goldberg）提出的大五人格測(cè)試量表是衡量非認(rèn)知能力的經(jīng)典方法。[25]作為一種心理測(cè)評(píng)方法，該方法被廣泛應(yīng)用于心理學(xué)、教育學(xué)與經(jīng)濟(jì)學(xué)等領(lǐng)域。大五人格測(cè)試量表包括情緒穩(wěn)定性、外向性、開(kāi)放性、宜人性、盡責(zé)性五個(gè)方面。[26]由于沒(méi)有形成統(tǒng)一的測(cè)量指標(biāo)，實(shí)證研究者往往基于具體的問(wèn)卷指標(biāo)，結(jié)合大五人格測(cè)試量表重新構(gòu)建非認(rèn)知能力代理指標(biāo)。因此，本文參考王慧敏等，邢慧敏和張航以及胡南燕和寧滿(mǎn)秀的研究成果[16,27-28]，將大五人格測(cè)試量表與CEPS 具體問(wèn)卷相結(jié)合，從自我效能感知、社會(huì)交往能力以及情緒調(diào)節(jié)能力三個(gè)方面測(cè)度青少年非認(rèn)知能力。

自我效能感知指青少年對(duì)自己能否達(dá)成目標(biāo)的主觀判斷，體現(xiàn)其自信程度與積極心態(tài)。學(xué)生問(wèn)卷通過(guò)四個(gè)問(wèn)題來(lái)測(cè)量自我效能感知：“我能夠很清楚地表述自己的意見(jiàn)”“我的反應(yīng)能力很迅速”“我能夠很快學(xué)會(huì)新知識(shí)”“我對(duì)新鮮事物很好奇”（得分1—4 表示完全不同意-完全同意）。將這些題目得分加總后取平均值，得到一個(gè)綜合性的反映“自我效能感知”的變量（Cronbach’s α 信度系數(shù)=0.7242）。

社會(huì)交往能力指青少年與教師、同學(xué)以及其他同輩群體的互動(dòng)與交往情況，體現(xiàn)個(gè)體待人友好程度與環(huán)境適應(yīng)能力。CEPS 學(xué)生問(wèn)卷通過(guò)“我對(duì)這個(gè)學(xué)校的人感到親切，我所在班級(jí)班風(fēng)良好，我經(jīng)常參加學(xué)?；虬嗉?jí)組織的活動(dòng)，我認(rèn)為自己很容易與人相處，班上大多數(shù)同學(xué)對(duì)我很友好”五個(gè)問(wèn)題構(gòu)建變量（得分1—4 表示完全不同意-完全同意）。對(duì)這些題目得分加總后取平均值，得到一個(gè)綜合性的反映“社會(huì)交往能力”的變量（Cronbach’s α 信度系數(shù)=0.8128）。

情緒調(diào)節(jié)能力指青少年在復(fù)雜情況下對(duì)于情緒的自控力。該變量由學(xué)生問(wèn)卷中的五個(gè)問(wèn)題合成得到，即“過(guò)去七天你是否感到沮喪/抑郁/不快樂(lè)/生活沒(méi)有意思/悲傷”。以上五個(gè)問(wèn)題賦值從1 到5 分別表示 “從不”“很少”“有時(shí)”“經(jīng)?！薄翱偸恰?。將其反向計(jì)分后加總?cè)∑骄?，得到一個(gè)綜合反應(yīng)“情緒調(diào)節(jié)能力”的變量（Cronbach’s α 信度系數(shù)=0.8573）。

為了使不同能力得分具有可比性，本研究將各變量平均得分做標(biāo)準(zhǔn)化處理；然后，將各維度非認(rèn)知能力標(biāo)準(zhǔn)化后的得分加總得到非認(rèn)知能力總指數(shù)。

3.控制變量

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本研究對(duì)影響青少年能力發(fā)展的其他因素進(jìn)行了控制。這些因素包括個(gè)體特征、家庭特征與學(xué)校特征。其中個(gè)體特征包括性別、年齡、年級(jí)、民族、戶(hù)籍、是否獨(dú)生、自評(píng)健康狀況以及學(xué)前教育經(jīng)歷；家庭特征包括幼兒階段貧困經(jīng)歷、父母關(guān)系、父母教育期望和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位①本研究借鑒方光寶的做法，采用廣為接受的科爾曼的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位框架來(lái)測(cè)量家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。該框架由金融資本、人力資本和社會(huì)資本構(gòu)成。文中以家庭經(jīng)濟(jì)條件測(cè)量金融資本，以父母最高受教育水平表示人力資本，以父親職業(yè)表示社會(huì)資本。。[29]學(xué)校特征包括是否寄宿、老師關(guān)注度②CEPS 問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)學(xué)生“語(yǔ)文/數(shù)學(xué)/外語(yǔ)老師是否經(jīng)常提問(wèn)/表?yè)P(yáng)自己”（得分1—4 表示完全不同意-完全同意），將以上六道題目得分加總作為老師關(guān)注度變量的取值。、同伴質(zhì)量③同伴質(zhì)量用來(lái)表示同儕群體的良好表現(xiàn)。CEPS 學(xué)生問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)了被訪者好朋友的積極表現(xiàn)（成績(jī)優(yōu)良、學(xué)習(xí)刻苦、期望上大學(xué)）和消極表現(xiàn)（違反校規(guī)、上網(wǎng)吧或游戲廳、打架或退學(xué)），將積極表現(xiàn)加總為“優(yōu)秀同伴得分”，將消極表現(xiàn)加總為“消極同伴得分“，再用前者除以后者，構(gòu)建出“同伴質(zhì)量”變量，得分越高表示同伴的上進(jìn)程度越高。[27]和學(xué)校排名。表1 為各變量的具體定義與描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量的具體定義與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）研究方法

1.用于識(shí)別父母缺位效應(yīng)的OLS 模型

鑒于國(guó)內(nèi)目前隨機(jī)試驗(yàn)與連續(xù)追蹤的研究設(shè)計(jì)不足，難以嚴(yán)格識(shí)別出父母缺位對(duì)個(gè)體能力發(fā)展的長(zhǎng)期效應(yīng)。因此，本文參照國(guó)內(nèi)學(xué)者的普遍做法[30]，采用OLS 模型進(jìn)行估計(jì)，并進(jìn)一步采用傾向得分匹配法以糾正偏誤。

OLS 模型設(shè)定如下：

2.用于糾正選擇性偏誤的PSM 估計(jì)

父母缺位的狀況是一種家庭“自我選擇”的結(jié)果，這種選擇并非隨機(jī)發(fā)生的，可能受到個(gè)體、家庭等各方面特征的影響。例如，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更高（父母受教育程度更高、家庭經(jīng)濟(jì)狀況更好、父親社會(huì)資本更豐富）的個(gè)體與家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更低的個(gè)體相比，更不易產(chǎn)生父母缺位的狀況。因此，僅使用OLS 回歸簡(jiǎn)單比較父母缺位與未缺位家庭子女的能力發(fā)展，可能會(huì)產(chǎn)生由選擇性偏誤引致的內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)此，本文采用傾向得分匹配法(propensity score matching，下文簡(jiǎn)稱(chēng) PSM)，依據(jù)可觀測(cè)變量構(gòu)建反事實(shí)框架以糾正選擇性偏誤。

PSM 的基本步驟是依據(jù)可觀測(cè)變量估計(jì)青少年個(gè)體在幼年經(jīng)歷過(guò)父母缺位的概率，然后根據(jù)接受干預(yù)的概率將實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組進(jìn)行匹配，以平衡數(shù)據(jù)。為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，研究中分別采用近鄰匹配、半徑匹配與核匹配三種匹配方法。之后通過(guò)匹配之后的樣本計(jì)算“處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）”，也即對(duì)于幼年經(jīng)歷父母缺位的個(gè)體來(lái)說(shuō)，幼年經(jīng)歷父母缺位與幼年未經(jīng)歷父母缺位兩種狀態(tài)下的多維能力水平平均差異。

四、研究結(jié)果與分析

（一）OLS 模型估計(jì)結(jié)果

表2 報(bào)告了幼年階段父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表2 的第（1）列結(jié)果顯示，幼年階段父母缺位對(duì)青少年認(rèn)知能力的影響在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明幼年階段父母缺位對(duì)青少年認(rèn)知能力發(fā)展具有促進(jìn)作用。已有研究更傾向于用收入效應(yīng)解釋上述現(xiàn)象。[31]父母缺位縮減了其投資于子女成長(zhǎng)的時(shí)間，釋放了勞動(dòng)市場(chǎng)參與時(shí)間，由此獲得的收益有助于改善子女成長(zhǎng)的生活環(huán)境與條件，為子女認(rèn)知能力發(fā)展提供更為安全的物質(zhì)基礎(chǔ)，在一定程度上可彌補(bǔ)父母缺席對(duì)青少年認(rèn)知能力發(fā)展所造成的損失。

表2 幼年階段父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展的影響

表2 第（2）（3）（4）（5）列的結(jié)果顯示，幼年階段父母缺位顯著抑制了青少年非認(rèn)知能力發(fā)展。與幼年階段父母未缺位的同齡人相比，幼年階段經(jīng)歷父母缺位的青少年，他們的自我效能感知降低0.007個(gè)單位，社會(huì)交往能力降低0.011 個(gè)單位，情緒調(diào)節(jié)能力降低0.012 個(gè)單位，非認(rèn)知能力總指數(shù)降低0.030個(gè)單位。這是因?yàn)橛變簳r(shí)期是個(gè)體發(fā)展的關(guān)鍵期，是幼兒與外界建立聯(lián)系、與父母建立情感的初始階段，充分的陪伴會(huì)讓幼兒產(chǎn)生溫暖、安全與被接納感，從而獲得自我效能感知、情緒體驗(yàn)與社會(huì)交往能力的提升。而幼年階段經(jīng)歷父母缺位會(huì)導(dǎo)致青少年的非認(rèn)知能力處于滯后發(fā)展?fàn)顟B(tài)。

在個(gè)體特征層面，戶(hù)籍是一個(gè)值得關(guān)注的變量，除情緒調(diào)節(jié)能力外，農(nóng)業(yè)戶(hù)籍變量在所有模型中均不顯著。這意味著城鄉(xiāng)青少年在情緒調(diào)節(jié)能力以外的認(rèn)知與非認(rèn)知能力上的差異由模型中的其他變量進(jìn)行解釋。青少年能力在性別上的差異也很明顯：幼年階段父母缺位對(duì)男生的認(rèn)知能力、自我效能感知與情緒調(diào)節(jié)能力的影響均顯著高于女生，但是在社會(huì)交往能力上顯著低于女生。較之于少數(shù)民族，漢族學(xué)生在多維能力發(fā)展方面表現(xiàn)得更好。學(xué)前教育經(jīng)歷可以顯著地正向預(yù)測(cè)青少年階段能力發(fā)展，這意味著生命歷程早期能力的獲得可以顯著促進(jìn)后期能力的持續(xù)積累。這與我國(guó)學(xué)者鄭磊、賈晉等人[15，32，33]所得結(jié)論一致。經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究也表明，學(xué)前教育對(duì)個(gè)體發(fā)展的投資收益高于后期教育培訓(xùn)的投資收益。[34]

就家庭特征而言，早期貧困經(jīng)歷顯著抑制了青少年能力發(fā)展。經(jīng)濟(jì)上的貧困限制了家庭為子女提供高質(zhì)量的生活環(huán)境與教育投資，致使青少年的能力發(fā)展存在滯后。高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭更注重為子女能力資本積累提供豐富的物資資料，更傾向于參與子女成長(zhǎng)的全過(guò)程，有利于青少年能力資本積累。和諧的父母關(guān)系所營(yíng)造的溫馨家庭環(huán)境更有利于子女形成積極的心理品質(zhì)，塑造他們高自我效能體驗(yàn)、良好的情緒自控力與社會(huì)交往力等非認(rèn)知能力。父母教育期望可以正向預(yù)測(cè)青少年的能力發(fā)展。在學(xué)校特征方面，同伴質(zhì)量與教師關(guān)注會(huì)顯著促進(jìn)學(xué)生的人力資本發(fā)展：高質(zhì)量同伴因其學(xué)習(xí)與行為的優(yōu)秀性所表現(xiàn)出的輻射作用對(duì)群體發(fā)展產(chǎn)生積極的影響；教師作為學(xué)生成長(zhǎng)過(guò)程中的重要支持者之一，對(duì)學(xué)生的積極關(guān)注與支持能夠有效激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣，學(xué)習(xí)毅力與自信心。[35]排名靠前的學(xué)校匯聚更多的優(yōu)質(zhì)教育資源，如授課教師的受教育程度更高、教學(xué)設(shè)施更完備，這些優(yōu)渥的條件均能顯著影響學(xué)生個(gè)體的發(fā)展。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.傾向得分估計(jì)及匹配效果

表3 報(bào)告了幼年階段父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展的估計(jì)結(jié)果。從表3 可知，在控制選擇性偏誤后，采取三種匹配方法的結(jié)果均為幼年階段父母缺位對(duì)認(rèn)知能力與自我效能感知、社會(huì)交往、情緒調(diào)節(jié)等非認(rèn)知能力具有顯著的影響。此結(jié)果與OLS 模型估計(jì)結(jié)果基本一致，這意味著兩種方法估計(jì)得到的父母缺位效應(yīng)具有很好的穩(wěn)健性。

表3 幼年階段父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展的影響

在認(rèn)知能力方面，近鄰匹配下幼年階段經(jīng)歷父母缺位的青少年的ATT 值為0.035，按照指數(shù)函數(shù)①指數(shù)函數(shù)換算方法為e0.035-1≈0.036換算為0.036，說(shuō)明幼年階段經(jīng)歷父母缺位使青少年的認(rèn)知能力升高了3.6%；非認(rèn)知能力方面的自我效能感知、社會(huì)交往能力、情緒調(diào)節(jié)能力以及非認(rèn)知能力綜合得分，幼年階段經(jīng)歷父母缺位的青少年的ATT值分別為-0.010、-0.011、-0.014、-0.035，按照指數(shù)函數(shù)換算為-0.010、-0.011、-0.014、-0.035，即幼年階段經(jīng)歷父母缺位使青少年的自我效能感知、社會(huì)交往能力、情緒調(diào)節(jié)能力及非認(rèn)知能力綜合得分分別下降了1.0%、1.1%、1.4%、3.5%。由此可見(jiàn)，幼年階段雙親缺位會(huì)對(duì)青少年時(shí)期的能力發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。

圖1 展示了共同支撐域檢驗(yàn)的結(jié)果。從圖中可以看出，只有極少對(duì)照組傾向得分樣本不在共同取值范圍內(nèi)，表明匹配效果較好，滿(mǎn)足共同支撐的假設(shè)。

圖1 PSM 共同取值范圍

（三）異質(zhì)性分析

本部分分別從城鄉(xiāng)、早期家庭經(jīng)濟(jì)條件兩個(gè)角度分析幼年父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展的影響。在劃分“城”“鄉(xiāng)”組別時(shí)，本文以調(diào)查時(shí)幼兒的戶(hù)籍性質(zhì)為劃分標(biāo)準(zhǔn)。這樣劃分的理由是：我國(guó)包括學(xué)前教育在內(nèi)的許多基本公共服務(wù)獲得均與戶(hù)籍制度相關(guān)，以戶(hù)籍劃分城鄉(xiāng)組別可以盡可能地保證學(xué)生接受調(diào)查時(shí)的戶(hù)籍身份與學(xué)齡階段的戶(hù)籍身份相同，以確定青少年幼時(shí)的生活地域。在劃分“貧困家庭”與“非貧困家庭”組別時(shí)，以家長(zhǎng)對(duì)青少年上小學(xué)以前的自評(píng)家庭經(jīng)濟(jì)狀況為依據(jù)劃分為二分類(lèi)變量：貧困家庭（含比較困難、非常困難）和非貧困家庭（含中等、比較富裕、很富裕）。

1.城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

幼年父母缺位對(duì)青少年能力影響的城鄉(xiāng)差異見(jiàn)表4。就青少年認(rèn)知能力而言，幼年階段父母缺位對(duì)城市青少年的認(rèn)知能力發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)農(nóng)村青少年的認(rèn)知能力影響并沒(méi)有呈現(xiàn)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性。這種結(jié)論可能有如下解釋?zhuān)河捎谵r(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施不夠完備，幼兒的托管、看護(hù)、學(xué)前教育水平等基礎(chǔ)設(shè)施都落后于城市，而城市中這些優(yōu)越的條件和配套服務(wù)體系在一定程度上彌補(bǔ)了幼年父母缺位對(duì)城市青少年生命早期發(fā)展的影響[36]，因而幼年父母缺位對(duì)城市兒童呈現(xiàn)顯著的促進(jìn)作用。鄉(xiāng)村中雙親缺席現(xiàn)象大多是因?yàn)楦改竿獬?，兒童由長(zhǎng)輩照看。隔代照料雖在一定程度上彌補(bǔ)父母缺位的不足[37]，但祖父母作為監(jiān)護(hù)人年紀(jì)較大且文化水平較低，并不能為個(gè)體成長(zhǎng)與學(xué)習(xí)提供有效的指導(dǎo)[38]，忽視了個(gè)體早期認(rèn)知能力的開(kāi)發(fā)，錯(cuò)過(guò)兒童認(rèn)知能力發(fā)展的關(guān)鍵期，因而幼年時(shí)期父母缺位并未對(duì)農(nóng)村青少年認(rèn)知能力產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。這一研究結(jié)果與寧滿(mǎn)秀等對(duì)我國(guó)兒童學(xué)前階段隔代照料對(duì)初中生認(rèn)知能力影響的研究結(jié)果一致。他們實(shí)證檢驗(yàn)了學(xué)前階段隔代照料對(duì)城市初中生的認(rèn)知能力積累具有顯著的促進(jìn)作用，對(duì)于農(nóng)村初中生并沒(méi)有呈現(xiàn)明顯的促進(jìn)作用。

表4 幼年父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展的影響：城鄉(xiāng)異質(zhì)性

對(duì)青少年的非認(rèn)知能力而言，幼年階段父母缺席不利于青少年期非認(rèn)知能力的發(fā)展。與城市青少年相比，幼年父母缺位對(duì)農(nóng)村青少年的社會(huì)交往能力、情緒調(diào)節(jié)能力及非認(rèn)知能力總指數(shù)產(chǎn)生的抑制作用更大。在農(nóng)村地區(qū)，撫養(yǎng)者往往過(guò)度關(guān)注幼兒的身體健康而忽視幼兒心理、性格及社會(huì)性能力的開(kāi)發(fā)和培養(yǎng)，形成重“養(yǎng)”輕“育”的現(xiàn)象。[17,39]而個(gè)體生命歷程的早期又是其依戀性、社會(huì)性形成的“敏感期”或“關(guān)鍵期”，這一時(shí)期雙親缺席會(huì)對(duì)幼兒的非認(rèn)知能力發(fā)展產(chǎn)生長(zhǎng)期的負(fù)面影響。[15]

2.早期家庭條件的異質(zhì)性

表5 報(bào)告了幼年階段父母缺位對(duì)青少年能力影響的早期家庭經(jīng)濟(jì)條件差異。結(jié)果表明，無(wú)論早期是否經(jīng)歷貧困，幼年階段父母缺位均會(huì)對(duì)青少年的能力發(fā)展產(chǎn)生影響。就青少年的認(rèn)知能力而言，幼年父母缺位會(huì)顯著促進(jìn)早期未經(jīng)歷貧困的青少年認(rèn)知能力發(fā)展，對(duì)早期經(jīng)歷貧困的青少年認(rèn)知能力影響并沒(méi)有呈現(xiàn)統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性。其根本原因在于早期家庭經(jīng)濟(jì)條件會(huì)影響幼兒的認(rèn)知能力發(fā)展。幼年家庭貧困所帶來(lái)的物質(zhì)條件的嚴(yán)重匱乏，如貧乏的營(yíng)養(yǎng)、惡劣的醫(yī)療條件與生活條件等，會(huì)對(duì)幼兒的智力發(fā)展造成嚴(yán)重的負(fù)面影響，正如研究報(bào)告所指出的較之于家境富裕的孩子，貧困家庭的孩子大腦發(fā)育更慢，大腦灰質(zhì)也更少。[40]在富裕家庭成長(zhǎng)的孩子因經(jīng)濟(jì)條件上的富足為其成長(zhǎng)帶來(lái)了更多的安全感，減少了外在物質(zhì)條件匱乏對(duì)幼兒生理及心理上的沖擊，為個(gè)體成長(zhǎng)初期的能力獲得奠定物質(zhì)基礎(chǔ)。

表5 幼年父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展的影響：早期家庭條件的異質(zhì)性

就非認(rèn)知能力而言，無(wú)論家庭經(jīng)濟(jì)條件優(yōu)越與否，幼年期父母缺位均會(huì)負(fù)向影響青少年的非認(rèn)知能力發(fā)展。與早期非貧困家庭的青少年相比，早期貧困家庭中父母缺位對(duì)青少自我效能感知和社會(huì)交往能力的影響并未呈現(xiàn)顯著性。這可能是由于貧困家庭與非貧困家庭的樣本量差異較大，早期貧困家庭中父母缺位的樣本量為3 501 個(gè)，而非貧困家庭的樣本量為10 015 個(gè)。前者樣本量較小導(dǎo)致個(gè)體間的變異性較低，因此估計(jì)結(jié)果相對(duì)不那么顯著。由此可見(jiàn)，即使富足的經(jīng)濟(jì)條件能夠?yàn)樽优砷L(zhǎng)提供充足的物質(zhì)基礎(chǔ)，但幼年時(shí)期缺乏父母關(guān)愛(ài)與陪伴仍會(huì)對(duì)個(gè)體能力發(fā)展產(chǎn)生長(zhǎng)期的負(fù)面影響。

總而言之，父母缺位會(huì)因城鄉(xiāng)、早期家庭經(jīng)濟(jì)條件的不同對(duì)青少年能力發(fā)展產(chǎn)生長(zhǎng)期異質(zhì)性影響。而青少年階段是個(gè)體能力發(fā)展的重要時(shí)期，青少年作為我國(guó)未來(lái)勞動(dòng)力市場(chǎng)的主力軍，其能力發(fā)展不足無(wú)疑會(huì)制約我國(guó)未來(lái)勞動(dòng)力市場(chǎng)高質(zhì)量發(fā)展。因此，對(duì)于子女幼年階段的照料模式應(yīng)引起社會(huì)和學(xué)界高度重視。

五、結(jié)果與討論

（一）結(jié)果

本文使用中國(guó)教育追蹤調(diào)查（CEPS）基線數(shù)據(jù)，詳細(xì)分析了幼年階段父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展的影響，得出如下結(jié)論：

第一，生命早期階段父母缺位經(jīng)歷顯著促進(jìn)了青少年認(rèn)知能力發(fā)展，但對(duì)青少年的自我效能感知、社會(huì)交往能力和情緒調(diào)節(jié)等非認(rèn)知能力產(chǎn)生顯著的抑制作用。研究結(jié)論在經(jīng)過(guò)PSM 穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。第二，生命早期階段父母缺位對(duì)青少年能力發(fā)展在城鄉(xiāng)和早期家庭經(jīng)濟(jì)條件方面存在顯著差異。具體而言，城鄉(xiāng)分樣本異質(zhì)性分析表明，幼年父母缺位會(huì)顯著促進(jìn)城市青少年認(rèn)知能力發(fā)展，但對(duì)農(nóng)村青少年認(rèn)知能力的促進(jìn)作用并不顯著；與城市青少年相比，幼年經(jīng)歷父母缺位對(duì)農(nóng)村青少年的非認(rèn)知能力負(fù)面影響更大。早期家庭經(jīng)濟(jì)條件的分樣本異質(zhì)性分析表明，幼年父母缺位對(duì)非貧困家庭的青少年認(rèn)知能力具有顯著的促進(jìn)作用，對(duì)貧困家庭青少年認(rèn)知能力的促進(jìn)作用并不顯著；無(wú)論早期家庭經(jīng)濟(jì)條件如何，幼年父母缺位均顯著抑制了青少年非認(rèn)知能力發(fā)展。

（二）討論

首先，本研究的結(jié)果證實(shí)了生命早期或“上游”階段父母缺位會(huì)對(duì)個(gè)體能力發(fā)展產(chǎn)生長(zhǎng)期的影響，尤其對(duì)青少年非認(rèn)知能力發(fā)展產(chǎn)生了更為不利的影響。幼年父母缺位對(duì)個(gè)體整個(gè)生命歷程而言本身就是一種劣勢(shì)，這種劣勢(shì)所引發(fā)的負(fù)面效應(yīng)隨時(shí)間的推移在個(gè)體生命歷程中逐步累積，構(gòu)成了雙重累積劣勢(shì)。[41]前者是指事件發(fā)生的影響的累積，是最為基礎(chǔ)性與至關(guān)重要的；后者是負(fù)面影響傳導(dǎo)的過(guò)程累積，呈現(xiàn)梯度性：幼年父母缺位的負(fù)面影響越多，青少年能力發(fā)展尤其是非認(rèn)知能力發(fā)展越差。在雙重累積劣勢(shì)的影響下，個(gè)體在生命開(kāi)端所經(jīng)歷的不平等將隨著年齡的增長(zhǎng)呈現(xiàn)漸進(jìn)擴(kuò)大趨勢(shì)，擴(kuò)散面也從家庭領(lǐng)域逐步延伸至學(xué)校領(lǐng)域直至社會(huì)領(lǐng)域。因此，家長(zhǎng)應(yīng)充分重視子女成長(zhǎng)的生命周期規(guī)律，關(guān)注其生命歷程發(fā)展中的重要時(shí)間及事件，促成優(yōu)勢(shì)累積；同時(shí)，政府在頂層設(shè)計(jì)上需進(jìn)一步考慮構(gòu)筑青少年多維能力發(fā)展的生命周期源頭保護(hù)機(jī)制，以緩解不平等狀況的擴(kuò)大。

其次，本研究也證實(shí)了生命早期階段父母缺位與青少年非認(rèn)知能力發(fā)展并未因家庭經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)而呈現(xiàn)非異質(zhì)性特征，即早期父母缺位對(duì)優(yōu)勢(shì)家庭與劣勢(shì)家庭中青少年非認(rèn)知能力發(fā)展均呈現(xiàn)抑制作用，早期家庭經(jīng)濟(jì)條件更好的青少年并未因家庭優(yōu)勢(shì)而在非認(rèn)知能力發(fā)展方面獲得顯著的長(zhǎng)期收益。已有的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)顯示，生命早期的貧困經(jīng)歷會(huì)顯著降低青少年的非認(rèn)知能力發(fā)展，具有經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)的家庭為子女提供的高質(zhì)量生活條件對(duì)子女非認(rèn)知能力發(fā)展產(chǎn)生重要影響。然而，上述的研究結(jié)論在本文中并未全部得到驗(yàn)證。究其根源，盡管家庭經(jīng)濟(jì)條件方面的優(yōu)勢(shì)為個(gè)體早期發(fā)展提供物質(zhì)基礎(chǔ)，但很難彌補(bǔ)早期缺失父母關(guān)愛(ài)與互動(dòng)而造成的大腦發(fā)育欠缺。[42]由此可知，對(duì)于青少年來(lái)說(shuō)，生命早期家庭經(jīng)濟(jì)條件與父母陪伴成為影響其非認(rèn)知能力發(fā)展的重要因素，二者相互補(bǔ)充，不可替代。這表明父母在子女成長(zhǎng)周期中扮演著不可或缺的作用，父母在關(guān)注兒童早期生活條件的同時(shí)，也要重視加強(qiáng)與子女間的情感互動(dòng)與時(shí)間投入。

最后，本研究回應(yīng)了赫克曼曲線所強(qiáng)調(diào)的兒童早期投資對(duì)后期收益的影響。孩童幼年時(shí)期父母時(shí)間與情感投入的“缺席”，影響了孩童青少年時(shí)期的多維能力積累。當(dāng)然，我們強(qiáng)調(diào)生命歷程“上游”投入的重要性，并不意味著后期的干預(yù)就是全然無(wú)效的，但研究結(jié)論確實(shí)提示我們關(guān)注個(gè)體早期經(jīng)歷對(duì)未來(lái)成長(zhǎng)的重要意義，尤其是關(guān)注留守兒童、貧困兒童等弱勢(shì)群體的早期發(fā)展，為他們的成長(zhǎng)提供更多的政策支持與社會(huì)支持。

本研究也存在如下不足之處：首先，囿于數(shù)據(jù)，本研究并沒(méi)有區(qū)分母親缺位與父親缺位分別對(duì)青少年能力產(chǎn)生的影響；其次，受數(shù)據(jù)限制，本研究只考慮了兒童上小學(xué)前父母缺位對(duì)其青少年（初中階段）能力發(fā)展的影響，并沒(méi)有區(qū)分兒童0—3 歲與3—6 歲兩個(gè)生命階段父母缺位對(duì)多維能力發(fā)展的異質(zhì)性；最后，本文雖盡可能多的納入控制變量，但仍可能存在遺漏變量所引發(fā)的內(nèi)生性問(wèn)題。這些問(wèn)題有待后續(xù)研究進(jìn)一步彌補(bǔ)。