王春超 林俊杰

兒童早期的人力資本發(fā)展對(duì)于個(gè)體乃至全社會(huì)人力資本積累具有重要作用，是社會(huì)各界關(guān)注的焦點(diǎn)。世界銀行發(fā)布的《2018年世界發(fā)展報(bào)告》也將主題聚焦于教育，指出學(xué)生應(yīng)該掌握三類能力：認(rèn)知能力、社交情感能力（非認(rèn)知能力）和技術(shù)能力［1］（P1-216）。認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力是人力資本的重要組成部分，Heckman等人更是以能力為核心提出了異于以往的新人力資本理論框架，并強(qiáng)調(diào)了非認(rèn)知能力獨(dú)立于認(rèn)知能力的重要作用［2］（P411-482）。在黨的十九大報(bào)告提出的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中，明確指出要把人力資本開發(fā)放在首要位置，高度重視農(nóng)村義務(wù)教育。

農(nóng)村學(xué)齡兒童的人力資本積累包括認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力的發(fā)展。認(rèn)知能力是理解復(fù)雜想法、有效地適應(yīng)環(huán)境、從經(jīng)驗(yàn)中學(xué)習(xí)、參與各種形式的推理、通過(guò)思考克服困難的能力［3］（P77）。非認(rèn)知能力則是與認(rèn)知能力相對(duì)應(yīng)的人格特征。Roberts認(rèn)為人格特征是相對(duì)穩(wěn)定的思想、感受和行為模式，體現(xiàn)了個(gè)體在特定的環(huán)境和情況下以某種方式做出響應(yīng)的傾向和趨勢(shì)［4］（P137-145）。為進(jìn)一步理解認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力之間的關(guān)系，促進(jìn)農(nóng)村學(xué)齡兒童人力資本的發(fā)展，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，利用農(nóng)村田野實(shí)驗(yàn)收集的跟蹤數(shù)據(jù)，采用國(guó)際公認(rèn)的“大五”人格分類量表衡量非認(rèn)知能力，以學(xué)習(xí)成績(jī)衡量?jī)和恼J(rèn)知能力，并定義期中考試成績(jī)?yōu)槎唐谡J(rèn)知能力，期末考試成績(jī)?yōu)橄鄬?duì)較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力，來(lái)考察期初的非認(rèn)知能力是否對(duì)不同時(shí)期的認(rèn)知能力產(chǎn)生影響，對(duì)非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的因果關(guān)系進(jìn)行識(shí)別，以期為家庭、學(xué)校和社會(huì)合理干預(yù)學(xué)齡兒童非認(rèn)知能力和認(rèn)知能力的發(fā)展提供思路。

一、國(guó)內(nèi)外研究動(dòng)態(tài)

以往的研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力的認(rèn)知能力與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出［5］（P239-270）、人力資本積累［6］（P607-668）等經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)特征有正相關(guān)的關(guān)系。隨著認(rèn)知經(jīng)濟(jì)學(xué)等學(xué)科的發(fā)展，非認(rèn)知能力的重要性得以凸顯。Heckman和Rubinstein對(duì)代際教育發(fā)展（GED）計(jì)劃進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)由于較低的非認(rèn)知能力，受試者的工資比通過(guò)他們認(rèn)知能力預(yù)測(cè)的要低［7］（P145-149）。具有不同人格特征的勞動(dòng)者的工資水平差異顯著［8］（P3131-3150），而且對(duì)不同性別勞動(dòng)者的工資影響效應(yīng)存在差異［9］（P363-384）。人格特征下的外傾性、嚴(yán)謹(jǐn)性等不同維度對(duì)個(gè)體的創(chuàng)業(yè)、金融決策等行為亦會(huì)產(chǎn)生不同影響［10］（P787-814）［11］（P1129-1142）。

認(rèn)知能力和人格特征作為個(gè)體心理的兩大構(gòu)成，既有獨(dú)立性，又有一定的相關(guān)性［12］（P128-143），但其相關(guān)性的強(qiáng)弱意見不一。絕大多數(shù)的人格特征和認(rèn)知能力的相關(guān)性很弱，因而兩者可以獨(dú)立地作為個(gè)體行為的解釋變量［13］（P219-245）；認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力是衡量能力不同維度的指標(biāo)［2］（P411-482）。也有學(xué)者認(rèn)為認(rèn)知能力與人格特征會(huì)相互影響，因此使用非認(rèn)知能力這一概念并不恰當(dāng)［14］（P972-1059），更合理的選擇是直接使用人格特征（Personality Traits）或人格心理（Personality Psychology）與認(rèn)知能力作為個(gè)體心理的兩大構(gòu)成來(lái)進(jìn)行考察。即便存在爭(zhēng)議，但人格特征包含于非認(rèn)知能力，兩者共用已成趨勢(shì)①衡量非認(rèn)知能力的經(jīng)典方法是由Goldberg提出的“大五人格測(cè)試”（big five measures）［15］（P1216-1229）［16］（P26-42），其作為一種心理測(cè)評(píng)法，被廣泛地運(yùn)用于心理學(xué)、教育學(xué)與經(jīng)濟(jì)學(xué)等領(lǐng)域。［17］（P451-464）。

Chamorro-Premuzic 和Furnham 發(fā)現(xiàn)開放性水平高的個(gè)體會(huì)在智力活動(dòng)中投入更多并最終提高其固定智力（Crystallized Ⅰntelligence），而嚴(yán)謹(jǐn)性和流動(dòng)智力（Fluid Ⅰntelligence）之間由于補(bǔ)償作用的存在可能為負(fù)向關(guān)系［18］（P249-264）。嚴(yán)謹(jǐn)性與學(xué)業(yè)表現(xiàn)顯著正相關(guān)，神經(jīng)質(zhì)與學(xué)業(yè)表現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)［19］（P319-338）［20］（P237-250），親和性被發(fā)現(xiàn)與智力能力無(wú)關(guān)［21］（P581-610）。嚴(yán)謹(jǐn)性一直是考試成績(jī)的穩(wěn)定預(yù)測(cè)因素，其相關(guān)性最強(qiáng)［22］（P66-76）。Richardson 和Abraham測(cè)量了五大人格特征和成就動(dòng)機(jī)（achievement motivation），發(fā)現(xiàn)嚴(yán)謹(jǐn)性和成就動(dòng)機(jī)能夠很好解釋平均績(jī)點(diǎn)（GPA）的變化，并證明了嚴(yán)謹(jǐn)性對(duì)男女學(xué)生GPA的影響是由他們的成就動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)的［23］（P589-605）。非認(rèn)知能力會(huì)影響認(rèn)知能力測(cè)試的表現(xiàn)，還可以促進(jìn)整個(gè)生命周期中認(rèn)知能力的獲得［24］（P31-47）。此外，F(xiàn)urnham 和Chamorro-Premuzic還考察了個(gè)體人格特征與知識(shí)水平的內(nèi)在聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)嚴(yán)謹(jǐn)性和開放性與知識(shí)水平有顯著的正相關(guān)關(guān)系［25］（P79-90）。

雖然對(duì)非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力相互關(guān)系的討論和研究較多，但以往主要是基于定性研究或相關(guān)分析，很少有對(duì)它們間的因果關(guān)系進(jìn)行有效識(shí)別。一個(gè)困難在于大多研究采用截面數(shù)據(jù)，非認(rèn)知能力和認(rèn)知能力的數(shù)據(jù)往往同時(shí)獲得，因此很難對(duì)兩者的因果關(guān)系做出準(zhǔn)確判斷［26］（P66-76）。為解決兩者關(guān)系相互影響對(duì)結(jié)果造成干擾，一些學(xué)者在研究工資的影響因素時(shí)用進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)之前的非認(rèn)知能力對(duì)收入進(jìn)行回歸［27］（P535-546），或者直接利用非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的測(cè)量值對(duì)工資方程進(jìn)行回歸，提供潛在偏差的界限［28］（P101-128）。近年來(lái)，兩者的因果關(guān)系得到重視。有文獻(xiàn)利用長(zhǎng)時(shí)段的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，從理論和實(shí)證方面對(duì)人格特征、風(fēng)險(xiǎn)偏好等非認(rèn)知能力與受教育程度、技能狀況、工作經(jīng)驗(yàn)等認(rèn)知能力的因果關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證［29］（P197-246），或?qū)⒎钦J(rèn)知能力作為認(rèn)知能力的影響中介進(jìn)行實(shí)證研究［30］（P54-64）。然而，這些研究主要是為了識(shí)別非認(rèn)知能力與工資收入的因果效應(yīng)；非認(rèn)知能力可能并不穩(wěn)定，由于跨期過(guò)長(zhǎng)導(dǎo)致難以有效識(shí)別非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力的影響；對(duì)非認(rèn)知能力和認(rèn)知能力的衡量標(biāo)準(zhǔn)缺乏一致性，具體的非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力的影響是否具有動(dòng)態(tài)穩(wěn)定性也缺少經(jīng)驗(yàn)研究；此外，以往文獻(xiàn)主要是基于英國(guó)、美國(guó)、德國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)據(jù)庫(kù)，對(duì)發(fā)展中國(guó)家的研究尚不多見。

由于中國(guó)社會(huì)的城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡，人力資本分布不均、醫(yī)療衛(wèi)生等社會(huì)資源分布不平衡，造成城鄉(xiāng)差距客觀存在，相對(duì)于城市而言，對(duì)農(nóng)村兒童認(rèn)知與非認(rèn)知能力發(fā)展的研究更為重要。本文研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村兒童期初非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力的影響并不具有動(dòng)態(tài)穩(wěn)定性，外傾性會(huì)顯著影響兒童短期的認(rèn)知能力；嚴(yán)謹(jǐn)性水平越高，則其較長(zhǎng)期認(rèn)知能力越強(qiáng)。與已有研究相比，本文力求在以下方面有所突破：其一，首次嘗試對(duì)中國(guó)農(nóng)村兒童的非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的因果關(guān)系開展研究，有別于以往文獻(xiàn)對(duì)兩者的相關(guān)性分析［31］（P1-10）；其二，通過(guò)探討期初非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力的促進(jìn)作用，驗(yàn)證了學(xué)齡兒童早期教育干預(yù)的重要性，為非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的協(xié)同提高提供政策參考；其三，發(fā)現(xiàn)兒童期初非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力影響的不同機(jī)制，短期為通過(guò)更多的課外交互，在較長(zhǎng)期則是成就動(dòng)機(jī)起中介作用。上述機(jī)制可為家庭、學(xué)校和社會(huì)教育干預(yù)學(xué)齡兒童非認(rèn)知能力和認(rèn)知能力提供思路。

二、模型構(gòu)建及描述性統(tǒng)計(jì)

本節(jié)首先對(duì)本文使用的數(shù)據(jù)和變量進(jìn)行具體說(shuō)明，其次構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，最后對(duì)變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述。

（一）數(shù)據(jù)和變量

1.數(shù)據(jù)說(shuō)明。本文的調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)自課題組成員始于2015年對(duì)中國(guó)農(nóng)村地區(qū)學(xué)校實(shí)施的一個(gè)跟蹤觀察和田野實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)學(xué)校為湖北省Q縣的3所小學(xué)和湖南省LH縣的5所小學(xué)，實(shí)驗(yàn)對(duì)象為3-5年級(jí)的學(xué)生，湖北實(shí)驗(yàn)的持續(xù)時(shí)間為一學(xué)年①在此研究周期，學(xué)生個(gè)體身上可能會(huì)發(fā)生一些重大事件，而這些會(huì)對(duì)其認(rèn)知能力造成一定的影響。為排除此干擾，我們查閱了該時(shí)間段該實(shí)驗(yàn)地區(qū)的系列新聞，發(fā)現(xiàn)并沒有重大自然災(zāi)害和重大社會(huì)性事件發(fā)生。我們認(rèn)為，如果學(xué)生家庭經(jīng)歷了重大變故，會(huì)體現(xiàn)在最基本的經(jīng)濟(jì)資本上，因此我們還對(duì)該學(xué)年學(xué)生的家庭收入等特征變量進(jìn)行了檢查，發(fā)現(xiàn)并無(wú)明顯的離群值。，湖南實(shí)驗(yàn)的持續(xù)時(shí)間為一學(xué)期。其中，在湖北省進(jìn)行跟蹤觀察，在湖南省進(jìn)行外生干預(yù)實(shí)驗(yàn)②具體而言，從全縣小學(xué)隨機(jī)抽取5 所學(xué)校的3-5 年級(jí)學(xué)生作為研究對(duì)象，每所學(xué)校的每個(gè)年級(jí)隨機(jī)抽取兩個(gè)班級(jí)，并隨機(jī)確定一個(gè)實(shí)驗(yàn)班和一個(gè)對(duì)照班，各有15 個(gè)班級(jí)。對(duì)照班的處理與湖北的實(shí)驗(yàn)完全一樣，均不對(duì)學(xué)生實(shí)施任何干預(yù)，實(shí)驗(yàn)班在對(duì)照班的基礎(chǔ)上加入一個(gè)外生干預(yù)，即在不同的身高組內(nèi)通過(guò)抽簽的方式隨機(jī)把學(xué)生分為6 人學(xué)習(xí)小組（確定后不隨學(xué)生個(gè)人意志改變），在整個(gè)學(xué)期這6 個(gè)人將作為一個(gè)整體，共同完成家庭作業(yè)、互相監(jiān)督在學(xué)校的不良行為，以及考勤登記等；班主任會(huì)對(duì)這些小組的表現(xiàn)進(jìn)行記錄并張貼在班級(jí)的公示墻上。，用于不同的計(jì)量模型對(duì)非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的發(fā)展關(guān)系開展進(jìn)一步論證。在跟蹤觀察期間，每個(gè)學(xué)期初均實(shí)施一輪問(wèn)卷調(diào)查；學(xué)生的考試成績(jī)及時(shí)從班主任處獲取。數(shù)據(jù)收集來(lái)源于教師問(wèn)卷和學(xué)生問(wèn)卷，學(xué)生問(wèn)卷是在教師的監(jiān)督和指導(dǎo)下現(xiàn)場(chǎng)完成。調(diào)查問(wèn)卷內(nèi)容豐富，教師問(wèn)卷包含了年齡、職務(wù)等教師特征，學(xué)生問(wèn)卷包含了個(gè)體特征、在校表現(xiàn)、課余生活情況、家庭信息、學(xué)習(xí)滿意度以及非認(rèn)知能力等信息。湖北實(shí)驗(yàn)的學(xué)校樣本包含了普通學(xué)校和用于教育模式改革的實(shí)驗(yàn)學(xué)校，共3 所學(xué)校、21 個(gè)班級(jí)，在剔除了關(guān)鍵信息缺失及具有異常值的樣本后，得到實(shí)際樣本觀測(cè)值為1936個(gè)。

考慮到學(xué)生在班級(jí)里由于座位鄰近可能產(chǎn)生同群效應(yīng)，從而對(duì)他們的能力表現(xiàn)產(chǎn)生不同影響［32］（P91-122）。因此，為了控制學(xué)生因同伴位置影響個(gè)體兩種能力的發(fā)展，我們?cè)谘芯砍跗趯W(xué)生的座位在身高基礎(chǔ)上進(jìn)行隨機(jī)排列③在每學(xué)期初，班主任按照事先確定的座位表安排座位，并在期中考試后每?jī)芍苓M(jìn)行捆綁式輪換。為避免出現(xiàn)視線遮擋問(wèn)題，只能在同等身高組內(nèi)做到隨機(jī)排座，其主要流程如下：將學(xué)生的身高從低到高排列分組（身高較低組更靠近講臺(tái)），學(xué)生在各自對(duì)應(yīng)的身高組內(nèi)進(jìn)行抽簽，根據(jù)抽簽結(jié)果決定其就座位置。，以緩解同群效應(yīng)可能對(duì)本文識(shí)別兩種能力發(fā)展關(guān)系造成的干擾。

2.被解釋變量。本文的被解釋變量為以成績(jī)測(cè)試分?jǐn)?shù)衡量的認(rèn)知能力，而認(rèn)知能力又分為以期中考試成績(jī)衡量的短期認(rèn)知能力和以期末考試成績(jī)衡量的較長(zhǎng)期認(rèn)知能力④與人格特征結(jié)構(gòu)類似，認(rèn)知能力也有層次劃分，層級(jí)越高，其產(chǎn)生影響的范圍越廣泛［12］（P128-143）。第一級(jí)的認(rèn)知能力也被稱為一般智力能力，其對(duì)幾乎所有社會(huì)經(jīng)濟(jì)行為都有影響；第二級(jí)的認(rèn)知能力包括固定智力和流動(dòng)智力兩大類［33］（P130），其只對(duì)某一方面的行為存在影響。衡量個(gè)體的流動(dòng)智力一般使用智力測(cè)試分?jǐn)?shù)（IQ），而固定智力的衡量則通常使用成績(jī)測(cè)試分?jǐn)?shù)［34］（P1-693）。因此本文所說(shuō)的認(rèn)知能力實(shí)際是指更具體的狹義上的第二級(jí)的認(rèn)知能力。。每次的考試時(shí)間都嚴(yán)格限定為2個(gè)小時(shí)，綜合評(píng)估學(xué)生過(guò)去的存量能力，區(qū)別于在規(guī)定時(shí)間內(nèi)觀察學(xué)生表現(xiàn)的壓力測(cè)試，避免會(huì)過(guò)多受到外部環(huán)境和主觀因素的影響。同時(shí)，為避免受到分?jǐn)?shù)膨脹（grade inflation）的影響［35］（P251-269），所有考試的評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)格且一致?？荚囋嚲碛僧?dāng)?shù)乜h教育局統(tǒng)一出題，但各學(xué)校自主評(píng)卷。鑒于各學(xué)校之間判卷尺度可能存在差異，學(xué)校間成績(jī)的可比性會(huì)受到削弱，因此本文對(duì)各考試成績(jī)進(jìn)行校內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)化處理。相比于以往研究使用的學(xué)業(yè)完成情況［36］（P215-238）、考試等級(jí)［37］（P357-372）和自報(bào)的學(xué)業(yè)表現(xiàn)［38］（P549-579），以學(xué)生原始的百分制考試成績(jī)衡量學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)更加準(zhǔn)確可靠［39］（P49-69）。由于有一所學(xué)校的三年級(jí)并沒有進(jìn)行英語(yǔ)考試，為了保證足夠的樣本量，我們只使用語(yǔ)文和數(shù)學(xué)兩門科目的成績(jī)進(jìn)行分析。每門科目均先通過(guò)均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1的標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后加總再取平均數(shù)構(gòu)造一個(gè)認(rèn)知能力變量。每門科目均為百分制，每次的期中考試和期末考試成績(jī)均由每個(gè)對(duì)應(yīng)班級(jí)的班主任提供，直至實(shí)驗(yàn)結(jié)束。

3.核心解釋變量。由于“大五”人格分類量表比較全面地概括了主要的人格特質(zhì)，用其衡量非認(rèn)知能力已成國(guó)際趨勢(shì)，因此我們使用“大五”人格分類量表衡量學(xué)生的非認(rèn)知能力。

“大五”人格從“詞匯”中總結(jié)分類形成，包含五個(gè)維度，分別為嚴(yán)謹(jǐn)性、外傾性、開放性、親和性以及神經(jīng)質(zhì)。每個(gè)維度又有不同的細(xì)分，其中嚴(yán)謹(jǐn)性是指有責(zé)任心、勤奮、辦事高效率、做事專注且有條理；外傾性是指健談、樂觀活潑、善于社交、有活力并樂于助人、不保守；開放性指有創(chuàng)造力、善于想象、有好奇心、不墨守成規(guī)、有藝術(shù)感；親和性指為人有禮貌、富有同情心、體諒他人、友善；神經(jīng)質(zhì)則指敏感和焦慮、容易緊張、容易感到壓力和沮喪。在“大五”人格測(cè)試中，一般嚴(yán)謹(jǐn)性、外傾性、開放性和親和性的得分越高越理想，而神經(jīng)質(zhì)分值越低越好。

在問(wèn)卷的有關(guān)非認(rèn)知能力部分，一共設(shè)置了60道題目，每個(gè)維度各有12道選擇題，所有問(wèn)題均涉及個(gè)體的典型行為或反應(yīng)。為避免慣性思維對(duì)問(wèn)卷填寫的準(zhǔn)確性造成干擾，對(duì)所有問(wèn)題進(jìn)行了隨機(jī)排序，而且不同維度的測(cè)度均包含“正向問(wèn)題”和“反向問(wèn)題”。學(xué)生在李克特五點(diǎn)量表（five-point Likert scale）中回答，范圍從“非常不同意”到“非常同意”。為使問(wèn)卷準(zhǔn)確地反映受試者的真實(shí)態(tài)度，通常信度系數(shù)的取值范圍在0.70至0.90為佳［40］（P102-138）。我們對(duì)這包含60道問(wèn)題的“大五”人格問(wèn)卷進(jìn)行Cronbach’s alpha 內(nèi)部一致性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，非認(rèn)知能力的每個(gè)維度變量的信度系數(shù)均超過(guò)0.80，符合一致性要求①限于篇幅，相關(guān)結(jié)果有需要可向作者索要。。此外還進(jìn)行了Kolmogorov-Smirnov（KS）檢驗(yàn)，結(jié)果顯示“大五”人格特征（除了開放性）在男女中的分布是相同的。與認(rèn)知能力變量類似，本文對(duì)非認(rèn)知能力的五大維度均進(jìn)行了均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1的標(biāo)準(zhǔn)化處理。

4.控制變量。我們?cè)诖舜螌?shí)驗(yàn)中提取了一系列控制變量：第一，在個(gè)體特征中，我們參考了Lu 和Anderson的方法［32］（P91-122），加入了個(gè)體的性別、基準(zhǔn)成績(jī)、身高、年齡作為控制變量。學(xué)生干部的身份與學(xué)生的能力發(fā)展緊密相關(guān)［41］（P689-707），故我們?cè)诜治鲋屑尤肓耸欠癜喔刹窟@一變量。Neidell 和Waldfogel研究認(rèn)知和非認(rèn)知能力時(shí)加入了個(gè)體的體重、種族變量［42］（P562-576），因此本文在分析時(shí)亦對(duì)此加以考慮。此外，轉(zhuǎn)學(xué)對(duì)學(xué)生的心理健康發(fā)展等會(huì)產(chǎn)生影響［43］（P47-51），故學(xué)生是否轉(zhuǎn)學(xué)也是一個(gè)需要考慮的因素。第二，在家庭特征方面，考慮到家庭因素對(duì)兒童認(rèn)知能力培育的重要作用，文章沿用Fiorini的做法［44］（P55-72），從問(wèn)卷中提取了家庭收入、兄弟姐妹數(shù)量、父母受教育年限②父母受教育年限是將各種教育階段轉(zhuǎn)化為年限的類別變量，如3年、6年等（定義“小學(xué)以下”的受教育年限為3年），并視其為連續(xù)變量。、家庭藏書量、家庭是否擁有電腦和汽車等信息；同時(shí)，影子教育對(duì)學(xué)生的發(fā)展會(huì)產(chǎn)生影響［45］（P263-273），故我們?cè)诨貧w中加入了請(qǐng)家教老師與否的虛擬變量。此外，父母對(duì)孩子學(xué)習(xí)的關(guān)心情況有可能影響非認(rèn)知能力［46］（P787-836），也一并加以控制。第三，在班級(jí)特征中，我們參考了Gong 等學(xué)者研究教師性別對(duì)學(xué)生認(rèn)知和非認(rèn)知能力影響的方法［47］（P743-778），加入了教師性別、教師年齡以及教師教齡作為控制變量③文中所說(shuō)的教師均指與學(xué)生有更多接觸和交流的班主任。。此外，班級(jí)規(guī)模也可能影響教育質(zhì)量［48］（P777-803），從而影響非認(rèn)知能力，因此我們?cè)诜治鰰r(shí)也一并加入。

（二）模型構(gòu)建

為探討期初非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)村兒童不同階段認(rèn)知能力的影響，構(gòu)造基本回歸方程如下：

其中，i表示個(gè)體，h代表認(rèn)知能力的類別，為短期或者較長(zhǎng)期，j表示“大五”人格的維度，t表示時(shí)間（這里為學(xué)期）。C為個(gè)體的認(rèn)知能力；P表示個(gè)體非認(rèn)知能力水平向量；X是衡量學(xué)生各種特征的控制變量向量，包括個(gè)體特征、家庭特征和班級(jí)特征變量。為了有效緩解遺漏變量帶來(lái)的估計(jì)偏誤和充分考慮個(gè)體的異質(zhì)性，控制可能影響個(gè)體認(rèn)知能力表現(xiàn)的特征。除了特征變量，我們還在模型中加入了固定效應(yīng)項(xiàng)，αi表示個(gè)體固定效應(yīng)，γt表示時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)?？紤]到學(xué)生在不同時(shí)期可能存在自相關(guān)的問(wèn)題，本文通過(guò)在個(gè)體層面聚類來(lái)校正標(biāo)準(zhǔn)誤差，并通過(guò)wild 自助抽樣500 次對(duì)統(tǒng)計(jì)推斷進(jìn)行修正。

認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力可能會(huì)因?yàn)榉聪蛞蚬麕?lái)內(nèi)生性的問(wèn)題，即

此方程可視為方程（1）的反向方程，即把方程（1）中的核心解釋變量向量Pjit和被解釋變量Chit分別作為方程（2）的被解釋變量向量和核心解釋變量。其中，Zit表示外生變量向量，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，由于隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)（ε）與非認(rèn)知能力間的方差為正，故方程（1）中的估計(jì)系數(shù)可能會(huì)被高估。為了緩解反向因果帶來(lái)的內(nèi)生性，本文參考Groves的方法，通過(guò)構(gòu)造工具變量進(jìn)行解決，利用上一期的認(rèn)知能力對(duì)非認(rèn)知能力進(jìn)行回歸，消除認(rèn)知能力對(duì)非認(rèn)知能力的影響，從而得到外生的非認(rèn)知能力變量［49］（P827-841）。具體而言，首先非認(rèn)知能力和上一期的認(rèn)知能力同時(shí)進(jìn)入方程（3），通過(guò)回歸得到一個(gè)估計(jì)系數(shù)向量φ^1，然后根據(jù)方程（4）計(jì)算出外生的非認(rèn)知能力得分Peitxog，最后再將此得分放入方程（5）進(jìn)行估計(jì)。

為有效實(shí)現(xiàn)非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力因果關(guān)系的識(shí)別，本文還利用在湖南省實(shí)施的實(shí)驗(yàn)，以外生干預(yù)作為學(xué)生非認(rèn)知能力的工具變量對(duì)兩者的發(fā)展關(guān)系進(jìn)行輔助論證。參考Draca等學(xué)者將外生沖擊作為工具變量的方法［50］（P2157-2181），首先構(gòu)造如下的簡(jiǎn)約式方程：

其中，POST為虛擬變量，干預(yù)前為0，干預(yù)后為1；T為虛擬變量，對(duì)照班表示0，處理班表示1；變量T包含于控制變量向量X中。這些簡(jiǎn)約式方程可以合并為能夠識(shí)別非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力因果關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型，具體的結(jié)構(gòu)方程如下：

由于外生干預(yù)導(dǎo)致學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)生改變，進(jìn)而導(dǎo)致學(xué)生認(rèn)知能力發(fā)生變化。第一階段回歸為方程（6），以外生干預(yù)（Ti× POST）t作為學(xué)生非認(rèn)知能力變化的工具變量（ⅠV）來(lái)估計(jì)方程（8）。此處感興趣的結(jié)構(gòu)性參數(shù)為?（3非認(rèn)知能力系數(shù)），其等于兩個(gè)簡(jiǎn)約式方程系數(shù)之比，即?3= ?2/?1。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表1呈現(xiàn)了上述介紹的核心解釋變量和主要控制變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差等主要描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，本實(shí)驗(yàn)①如無(wú)特別說(shuō)明，下文所用的數(shù)據(jù)及相關(guān)結(jié)果均為在湖北所實(shí)施的實(shí)驗(yàn)。的樣本性別分布比較平衡，學(xué)生民族主要是漢族，而且入學(xué)時(shí)間趨向小齡化。此外，學(xué)生家庭文化資本普遍比較薄弱，家庭收入差異較大。

進(jìn)一步分析得到學(xué)生期初非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力有較強(qiáng)的統(tǒng)計(jì)相關(guān)性②限于篇幅，學(xué)生期初非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的相關(guān)系數(shù)矩陣沒有在正文中呈現(xiàn)，有需要可向作者索要。。嚴(yán)謹(jǐn)性、外傾性、開放性和親和性均與學(xué)生認(rèn)知能力呈正相關(guān)關(guān)系，神經(jīng)質(zhì)則為負(fù)向關(guān)系，這些相關(guān)系數(shù)與預(yù)期方向一致。其中，嚴(yán)謹(jǐn)性與較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力相關(guān)系數(shù)最大，而短期的認(rèn)知能力則與外傾性最相關(guān)。此外，非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的相關(guān)系數(shù)大小與國(guó)外的研究也基本一致。Heckman等學(xué)者以自尊和控制點(diǎn)作為非認(rèn)知能力衡量標(biāo)準(zhǔn)，給出了與各種認(rèn)知能力的相關(guān)系數(shù)，范圍在0.07至0.33［2］（P411-482）。在以“大五”人格衡量非認(rèn)知能力時(shí)，給出與學(xué)生考試成績(jī)的相關(guān)系數(shù)范圍小于0.25［51］（P1-35）。嚴(yán)謹(jǐn)性這一維度與認(rèn)知能力的相關(guān)系數(shù)比基于發(fā)達(dá)國(guó)家數(shù)據(jù)庫(kù)研究的系數(shù)要小，Vedel通過(guò)元分析（meta-analysis）方法對(duì)以往涉及非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的文章進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)嚴(yán)謹(jǐn)性對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的影響非常穩(wěn)定，相關(guān)系數(shù)平均在0.20以上［20］（P66-76）。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果及分析

本文的實(shí)證結(jié)果主要包括三個(gè)部分：首先是基準(zhǔn)回歸結(jié)果，分析了兒童期初非認(rèn)知能力對(duì)不同時(shí)期認(rèn)知能力的影響；其次采用工具變量法解決內(nèi)生性問(wèn)題；最后通過(guò)分組進(jìn)行異質(zhì)性分析。

（一）基礎(chǔ)回歸分析結(jié)果

在上面的描述性統(tǒng)計(jì)中，可發(fā)現(xiàn)農(nóng)村學(xué)生期初非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力有顯著的相關(guān)關(guān)系，下文進(jìn)一步探討它們之間的因果關(guān)系。基于上述模型，本節(jié)首先對(duì)學(xué)生期初非認(rèn)知能力對(duì)不同時(shí)期認(rèn)知能力的影響進(jìn)行基礎(chǔ)回歸?？紤]到非認(rèn)知能力的五個(gè)維度之間存在一定相關(guān)性①限于篇幅，相關(guān)系數(shù)矩陣沒有在正文中呈現(xiàn)，有需要可向作者索要。，因此本文進(jìn)一步通過(guò)主成分分析法合成非認(rèn)知能力的綜合指標(biāo)①對(duì)5個(gè)維度指標(biāo)進(jìn)行主成分分析時(shí)，按照一般慣例，選取的主成分特征根均大于1。最后選取的主成分為2個(gè)，然后利用每個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)數(shù)進(jìn)行加權(quán)求和，得到非認(rèn)知能力的綜合指標(biāo)。。表2 中的模型1-3 是關(guān)于期初非認(rèn)知能力對(duì)短期認(rèn)知能力的影響，模型4-6則是期初非認(rèn)知能力對(duì)較長(zhǎng)期認(rèn)知能力的影響程度，并逐漸向模型中加入不同層面的控制變量，主要計(jì)量結(jié)果見表2。

表2 期初非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力的影響

結(jié)果顯示：在短期，期初非認(rèn)知能力變量中只有外傾性維度對(duì)認(rèn)知能力產(chǎn)生顯著影響，加入不同層面的控制變量，系數(shù)依然比較穩(wěn)定；在控制了三個(gè)層面的變量后，外傾性每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，認(rèn)知能力將平均提高0.040個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（SE=0.018）。在較長(zhǎng)期，影響學(xué)生認(rèn)知能力的只有嚴(yán)謹(jǐn)性，影響系數(shù)同樣穩(wěn)定；當(dāng)其它變量保持不變，嚴(yán)謹(jǐn)性水平每提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將顯著提升學(xué)生0.051個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（SE=0.016）的認(rèn)知能力。當(dāng)利用綜合指標(biāo)衡量非認(rèn)知能力時(shí)，不論是短期還是較長(zhǎng)期，結(jié)果依然顯著②限于篇幅，相關(guān)結(jié)果未在文中展示，有需要可向作者索要。。上述實(shí)證結(jié)果表明，期初非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)村學(xué)生不同階段的認(rèn)知能力的影響程度是不同的，對(duì)學(xué)生較長(zhǎng)期認(rèn)知能力的影響要大于對(duì)短期認(rèn)知能力的影響；而且并非每個(gè)維度的非認(rèn)知能力都對(duì)認(rèn)知能力產(chǎn)生影響，這與以往文獻(xiàn)對(duì)嚴(yán)謹(jǐn)性具有穩(wěn)定一致性的研究結(jié)論不同［52］（P472-477）。本文的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，嚴(yán)謹(jǐn)性只對(duì)較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力起作用，可能的一個(gè)原因是外部環(huán)境在很大程度上會(huì)塑造個(gè)體的動(dòng)機(jī)，如教師更多地使用外在獎(jiǎng)勵(lì)或者懲罰等方式引導(dǎo)學(xué)生的努力和依從，這會(huì)影響學(xué)生動(dòng)機(jī)的形成［53］（P225-236）；教師使用這些方式是以學(xué)生平時(shí)的學(xué)業(yè)表現(xiàn)為基礎(chǔ)的，且學(xué)生動(dòng)機(jī)的形成也需要一定的時(shí)間。

（二）控制內(nèi)生性后的回歸結(jié)果

雖然本文的核心解釋變量與認(rèn)知能力不在同一時(shí)點(diǎn)，能在一定程度上緩解反向因果帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，但為了進(jìn)一步控制內(nèi)生性，根據(jù)方程（2）、方程（3）以及方程（4），利用學(xué)生上一期的認(rèn)知能力構(gòu)造非認(rèn)知能力的外生變量，代入方程（5）進(jìn)行計(jì)量分析，主要結(jié)果如表3所示。

表3 進(jìn)一步控制內(nèi)生性前后的回歸結(jié)果比較

結(jié)果顯示：在短期，外傾性對(duì)農(nóng)村學(xué)生認(rèn)知能力的影響依然顯著，但影響的大小和顯著性水平有所下降（影響系數(shù)0.030，SE=0.017），其它維度的期初非認(rèn)知能力影響依然不顯著。在較長(zhǎng)期，影響學(xué)生認(rèn)知能力的非認(rèn)知因素從外傾性變?yōu)閲?yán)謹(jǐn)性，影響大小與FE回歸系數(shù)差異不大，且同樣在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明了在控制三個(gè)層面的特征變量后，學(xué)生平均每提升一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的期初嚴(yán)謹(jǐn)性得分，能顯著提高0.050個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的認(rèn)知能力（SE=0.016）；通過(guò)非認(rèn)知能力的綜合指標(biāo)對(duì)認(rèn)知能力計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，在進(jìn)一步控制內(nèi)生性后非認(rèn)知能力對(duì)較長(zhǎng)期的影響依然比短期的大①限于篇幅，相關(guān)結(jié)果未在文中展示，有需要可向作者索要。。綜上所述，學(xué)生期初非認(rèn)知能力對(duì)不同階段認(rèn)知能力的影響各維度間具有差異，外傾性會(huì)顯著影響學(xué)生短期的認(rèn)知能力，較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力則只受到學(xué)生期初的嚴(yán)謹(jǐn)性影響，而且期初非認(rèn)知能力對(duì)較長(zhǎng)期認(rèn)知能力的影響程度比短期的大。

將外生干預(yù)作為學(xué)生非認(rèn)知能力（綜合指標(biāo)）的工具變量進(jìn)行分析②通過(guò)分析，發(fā)現(xiàn)此干預(yù)會(huì)顯著影響學(xué)生的非認(rèn)知能力（限于篇幅，相關(guān)回歸結(jié)果有需要可向作者索要），故滿足相關(guān)性；此干預(yù)是外生指定的，不受學(xué)生成績(jī)的影響，為進(jìn)一步消除此干預(yù)可能會(huì)通過(guò)其它途徑影響學(xué)生認(rèn)知能力的擔(dān)憂，在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)加入了個(gè)體特征、家庭特征及班級(jí)特征變量；此外，該外生干預(yù)通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)。，回歸結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明，學(xué)生非認(rèn)知能力越高，其認(rèn)知能力的提升越大，且在5%的顯著性水平上顯著。因此，非認(rèn)知能力確實(shí)會(huì)顯著影響農(nóng)村學(xué)生認(rèn)知能力的發(fā)展。

表4 學(xué)生非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力的影響效果（IV估計(jì)）

表5 期初非認(rèn)知能力對(duì)不同性別學(xué)生的影響

（三）異質(zhì)性分析

通過(guò)上面的實(shí)證分析，本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)村學(xué)生期初的非認(rèn)知能力對(duì)不同時(shí)期的認(rèn)知能力有顯著影響，但由于性別不同，學(xué)生的非認(rèn)知能力和認(rèn)知能力及其相互關(guān)系會(huì)存在差異，因此需要進(jìn)一步就學(xué)生的性別進(jìn)行異質(zhì)性分析①本部分的異質(zhì)性分析以及下文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)和機(jī)制分析的回歸結(jié)果均為進(jìn)一步控制內(nèi)生性后的回歸結(jié)果。，回歸結(jié)果如表5所示。

結(jié)果顯示，期初的非認(rèn)知能力對(duì)男性和女性學(xué)生的認(rèn)知能力影響具有一定的異質(zhì)性。具體而言，不管是男性學(xué)生還是女性學(xué)生，期初的嚴(yán)謹(jǐn)性均能顯著影響較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力，而且對(duì)男性學(xué)生（影響系數(shù)0.051，SE=0.023）的影響程度比女性學(xué)生（影響系數(shù)0.045，SE=0.023）要大?？赡艿脑蚴悄行詫W(xué)生對(duì)激勵(lì)或懲罰措施等外部因素更具敏感性，因此對(duì)其動(dòng)機(jī)的影響更強(qiáng)烈；或男性學(xué)生更具競(jìng)爭(zhēng)力、更自信，并且他們相信自我控制的程度更大［54］（P789-865）。女性學(xué)生期初的非認(rèn)知能力對(duì)短期認(rèn)知能力的影響并不顯著，但是親和性卻顯著降低了男性學(xué)生的短期認(rèn)知能力（影響系數(shù)-0.049，SE=0.026），而且對(duì)其較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力也有顯著的負(fù)向影響（影響系數(shù)-0.056，SE=0.028），隨著時(shí)間的推移，產(chǎn)生的負(fù)面影響變大①本文還對(duì)留守兒童與非留守兒童群體進(jìn)行了異質(zhì)性分析，感興趣的讀者可向作者索要。。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在開展的農(nóng)村地區(qū)隨機(jī)田野實(shí)驗(yàn)中，由于學(xué)生均就讀于小學(xué)3-5 年級(jí)，并非學(xué)校的新生，學(xué)校的環(huán)境、教學(xué)方針、學(xué)校教師等都會(huì)對(duì)學(xué)生的行為產(chǎn)生影響，從而可能使得學(xué)生的非認(rèn)知能力與學(xué)校特征之間存在相關(guān)性，而且我們對(duì)學(xué)生的觀測(cè)周期為一個(gè)學(xué)年，可觀測(cè)因素和不可觀測(cè)因素可能導(dǎo)致選擇性偏誤問(wèn)題，從而對(duì)估計(jì)產(chǎn)生潛在干擾。因此，在本節(jié)我們借鑒Ⅰmbens和Wooldridge以及程虹和李唐的研究成果［55］（P5-86）［56］（P171-186），首先采用極大似然估計(jì)的處理效應(yīng)模型，選取上面已被驗(yàn)證對(duì)學(xué)生短期認(rèn)知能力有顯著影響的期初外傾性和對(duì)較長(zhǎng)期認(rèn)知能力有顯著正向影響的期初嚴(yán)謹(jǐn)性維度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

如果期初非認(rèn)知能力每個(gè)維度水平高于或等于其平均值，則定義為“高”。根據(jù)學(xué)生外傾性和嚴(yán)謹(jǐn)性的平均值，我們將農(nóng)村學(xué)生分成“高外傾性”（extraversion_h=1）、“低外傾性”（extraversion_h=0）兩組以及“高嚴(yán)謹(jǐn)性”（conscient_h=1）、“低嚴(yán)謹(jǐn)性”（conscient_h=0）兩組。假定“高外傾性”和“高嚴(yán)謹(jǐn)性”組將遵從一定的選擇規(guī)則，但真實(shí)的規(guī)則無(wú)法直接觀測(cè)得到，我們通過(guò)選擇方程來(lái)獲得一個(gè)潛變量。

其中，（9）式為回歸方程，（10）式為選擇方程，該式實(shí)為一個(gè)Probit模型；EC表示extraversion_h或者conscient_h，W′為控制變量向量，包括（1）式中的X（三個(gè)層面的所有控制變量向量）和除了外傾性或者嚴(yán)謹(jǐn)性外的其他非認(rèn)知能力維度變量；作為處理?xiàng)l件的extraversion_h或者conscient_h同時(shí)進(jìn)入回歸方程和選擇方程；T*即為潛變量，V為不進(jìn)入回歸方程（9）式的一個(gè)獨(dú)立解釋變量，雖然不進(jìn)入回歸方程，但極可能影響學(xué)生成為“高外傾性（或嚴(yán)謹(jǐn)性）”組的概率，這里用相同班級(jí)除自身外的外傾性或嚴(yán)謹(jǐn)性平均值來(lái)表示。采用此變量的原因，主要考慮到同一班級(jí)的同學(xué)具有一定的同群效應(yīng)，因此非認(rèn)知能力具有一定的相似性。表6給出了外傾性和嚴(yán)謹(jǐn)性的處理效應(yīng)結(jié)果。

結(jié)果顯示，當(dāng)控制不同層面的特征變量時(shí)，回歸方程和選擇方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)ρ 均至少在10%的顯著性水平上顯著，學(xué)生期初的外傾性和嚴(yán)謹(jǐn)性對(duì)短期和較長(zhǎng)期認(rèn)知能力的處理效應(yīng)均在1%水平上顯著為正。結(jié)果表明，當(dāng)考慮到可能存在的選擇性偏誤后，學(xué)生期初的外傾性水平越高，對(duì)其短期的認(rèn)知能力的促進(jìn)效果依然越大；期初的嚴(yán)謹(jǐn)性水平更高，學(xué)生較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力水平也會(huì)更高。這與前面的估計(jì)結(jié)果一致。

此外，我們還分別估計(jì)了期初非認(rèn)知能力對(duì)不同年級(jí)學(xué)生的影響、期初非認(rèn)知能力對(duì)以不同學(xué)科衡量認(rèn)知能力的影響，以及從樣本中隨機(jī)刪除一些班級(jí)，結(jié)果依舊穩(wěn)?、谙抻谄?，相關(guān)結(jié)果未在文中展示，有需要可向作者索要。。

表6 外傾性和嚴(yán)謹(jǐn)性的處理效應(yīng)模型檢驗(yàn)

五、機(jī)制分析

上述的研究結(jié)果表明，農(nóng)村學(xué)生期初的非認(rèn)知能力對(duì)其不同時(shí)期的認(rèn)知能力有不同影響。具體而言，期初的外傾性將顯著影響學(xué)生短期的認(rèn)知能力，嚴(yán)謹(jǐn)性會(huì)對(duì)學(xué)生較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力有顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)。

外傾性通常被認(rèn)為是由社交能力組成的。然而，外傾性是一個(gè)廣泛的概念，它還包括其它因素。外向的人更善于交際，但也被描述為比內(nèi)向的人更活躍、更無(wú)禮、更少焦慮不安、更少內(nèi)省和自我關(guān)注［57］（P767-793）。因此，外向的人更傾向于以社交為導(dǎo)向（外向和合群），但也有上進(jìn)心（主導(dǎo)力和雄心）和有活力（冒險(xiǎn)和果斷）［58］（P621-652）。此外，外傾性與積極情緒的體驗(yàn)有關(guān)，外向者更有可能擔(dān)當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)角色，擁有更多的親密朋友［57］（P767-793）。我們認(rèn)為，期初外傾性水平越高的個(gè)體會(huì)與同學(xué)或朋友聯(lián)系更密切，交際范圍更廣，更具能動(dòng)性（activity），因此更能促進(jìn)其認(rèn)知能力的發(fā)展。參考溫忠麟、葉寶娟的方法［59］（P731-745），我們用學(xué)生的課外交互作為中介變量進(jìn)行分析①在這里，基于問(wèn)卷的信息，我們用學(xué)生每周上網(wǎng)時(shí)間的長(zhǎng)短來(lái)定義學(xué)生的課外交互。每所學(xué)校均禁止學(xué)生攜帶手機(jī)到校，因此學(xué)生的課間交互主要通過(guò)面對(duì)面交流。課外時(shí)間主要利用手機(jī)、電腦等工具通過(guò)QQ、微信等社交媒體進(jìn)行交互聯(lián)系。由于打電話這一渠道的成本更高，而且便利性遠(yuǎn)低于社交媒體，所以一般會(huì)較少采用。。結(jié)果顯示，學(xué)生期初的外傾性水平確實(shí)會(huì)顯著影響其課外交互（見表7），并且課外交互的頻率越高，對(duì)其短期的認(rèn)知能力影響也越大②限于篇幅，回歸結(jié)果未在文中展示，有需要可向作者索要。。

嚴(yán)謹(jǐn)性與個(gè)人的自我控制程度以及對(duì)成就、秩序和毅力的需求有關(guān)［60］（P887-898），而且嚴(yán)謹(jǐn)性是與動(dòng)機(jī)（motivation）密切相關(guān)，而動(dòng)機(jī)是一個(gè)對(duì)所有的表現(xiàn)都相當(dāng)重要的變量。因此，嚴(yán)謹(jǐn)性可能是通過(guò)動(dòng)機(jī)來(lái)與表現(xiàn)（performance）產(chǎn)生聯(lián)系的［21］（P589-605）。動(dòng)機(jī)可以被理解為：（a）花費(fèi)的努力；（b）努力的程度；（c）努力程度的堅(jiān)持［17］（P319-338）。嚴(yán)謹(jǐn)性水平高的個(gè)體具有更強(qiáng)的責(zé)任心、更勤奮、有組織和進(jìn)取的天性，以及高的成就努力性（achievement-striving），因而使得較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力得到顯著提高。鑒于此，我們從動(dòng)機(jī)這一角度出發(fā)，選取學(xué)生上課注意力的集中程度作為動(dòng)機(jī)的代理變量來(lái)探討它的中介效應(yīng)?？梢钥吹?，期初的嚴(yán)謹(jǐn)性水平更高的學(xué)生，其上課注意力會(huì)更集中（見表7），這樣會(huì)顯著提高其較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力。

表7 期初非認(rèn)知能力對(duì)學(xué)生課外交互及上課注意力集中程度的影響

當(dāng)同時(shí)把短期和較長(zhǎng)期的中介變量與學(xué)生期初的非認(rèn)知能力變量放入模型時(shí)，結(jié)果顯示：在短期，學(xué)生課外交互變量的系數(shù)和外傾性維度變量的系數(shù)均具有統(tǒng)計(jì)顯著性；在較長(zhǎng)期，學(xué)生上課注意力變量的系數(shù)和嚴(yán)謹(jǐn)性維度變量的系數(shù)亦具有統(tǒng)計(jì)顯著性①限于篇幅，回歸結(jié)果未在文中展示，有需要可向作者索要。。這表明，外傾性對(duì)學(xué)生短期認(rèn)知能力的影響有一部分是通過(guò)其課外交互來(lái)實(shí)現(xiàn)的；嚴(yán)謹(jǐn)性亦部分通過(guò)成就動(dòng)機(jī)來(lái)影響學(xué)生較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力。

根據(jù)上述分析，我們發(fā)現(xiàn)了學(xué)生期初非認(rèn)知能力對(duì)其不同時(shí)期認(rèn)知能力影響的機(jī)制證據(jù)，為了進(jìn)一步量化這些機(jī)制在多大程度上解釋了學(xué)生期初非認(rèn)知能力的影響，我們采用Heckman 等學(xué)者和Gelbach的分解方法進(jìn)行分析［61］（P1-35）［62］（P509-543）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)生課外交互約解釋了13.53%的期初外傾性對(duì)其短期認(rèn)知能力的影響，學(xué)生的動(dòng)機(jī)（上課注意力的集中程度）約解釋了10.88%的期初嚴(yán)謹(jǐn)性對(duì)其較長(zhǎng)期認(rèn)知能力的影響。我們進(jìn)一步將上述兩種機(jī)制與其它可能的中介變量進(jìn)行比較分析，發(fā)現(xiàn)學(xué)生課外交互在期初外傾性對(duì)短期認(rèn)知能力影響及學(xué)生動(dòng)機(jī)在期初嚴(yán)謹(jǐn)性對(duì)較長(zhǎng)期認(rèn)知能力影響的解釋力度始終最大①限于篇幅，具體的分解方法及相關(guān)結(jié)果未在文中展示，有需要可向作者索要。。

六、結(jié)論與政策含義

本文通過(guò)在湖北和湖南典型農(nóng)村地區(qū)實(shí)施的一個(gè)跟蹤觀察和田野實(shí)驗(yàn)，從學(xué)生期初非認(rèn)知能力的視角探討了其不同階段認(rèn)知能力的因果關(guān)系。結(jié)果表明，學(xué)生期初非認(rèn)知能力對(duì)其不同階段的認(rèn)知能力發(fā)展均具有動(dòng)態(tài)異質(zhì)性，而且非認(rèn)知能力對(duì)較長(zhǎng)期認(rèn)知能力的影響程度比短期更大。具體而言，期初外傾性水平越高的個(gè)體，會(huì)顯著提高其短期的認(rèn)知能力；但在較長(zhǎng)期，這種效應(yīng)并不存在，取而代之的是個(gè)體期初的嚴(yán)謹(jǐn)性，如果嚴(yán)謹(jǐn)性水平越高，對(duì)其認(rèn)知能力的正向促進(jìn)效應(yīng)越明顯。

通過(guò)對(duì)學(xué)生性別的異質(zhì)性檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)，個(gè)體期初的非認(rèn)知能力水平對(duì)其不同時(shí)期的認(rèn)知能力具有較明顯的組間差異。期初的嚴(yán)謹(jǐn)性對(duì)男性學(xué)生以及女性學(xué)生較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力均有顯著促進(jìn)作用。最后，從學(xué)生期初非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力影響的機(jī)制方面進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)個(gè)體期初的外傾性主要通過(guò)課外交互來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)短期認(rèn)知能力的影響，具有大約13.53%的解釋力；嚴(yán)謹(jǐn)性主要通過(guò)成就動(dòng)機(jī)來(lái)影響較長(zhǎng)期的認(rèn)知能力，其解釋力約有10.88%；通過(guò)比較分析，上述兩種機(jī)制的解釋力均為最大。

本文的研究為家庭、教育工作者、社會(huì)政策制定者促進(jìn)農(nóng)村學(xué)齡兒童人力資本發(fā)展提供政策參考。培養(yǎng)農(nóng)村兒童的非認(rèn)知能力非常重要，兒童期初的非認(rèn)知能力會(huì)顯著影響后天認(rèn)知能力的形成和提高，因此對(duì)其早期進(jìn)行合理的教育干預(yù)十分必要。本文認(rèn)為，社會(huì)要重視家庭教養(yǎng)的作用，家長(zhǎng)應(yīng)有效誘導(dǎo)孩子的社會(huì)交互；對(duì)無(wú)法充分發(fā)揮此功能的家庭，如留守兒童家庭，社會(huì)政策的幫扶作用應(yīng)該凸顯出來(lái)；學(xué)校教育工作者應(yīng)該確保學(xué)生非認(rèn)知能力對(duì)其認(rèn)知能力正向影響的作用機(jī)制的順利實(shí)現(xiàn)，在教學(xué)管理過(guò)程中實(shí)施鼓勵(lì)性教育和啟發(fā)式教學(xué)，對(duì)學(xué)生多一些激勵(lì)，培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣，這有助于提高學(xué)生的成就動(dòng)機(jī)水平。教育工作者可嘗試通過(guò)積極干預(yù)農(nóng)村學(xué)生的非認(rèn)知能力進(jìn)而同步提升學(xué)生的認(rèn)知能力。筆者建議學(xué)校充分認(rèn)識(shí)學(xué)生非認(rèn)知能力對(duì)認(rèn)知能力的顯著影響效應(yīng)，積極探索通過(guò)非認(rèn)知能力促進(jìn)認(rèn)知能力的作用渠道。社會(huì)政策制定者不應(yīng)在“靈感還是汗水”間進(jìn)行二選一決策，應(yīng)足夠重視對(duì)靈感的培育或者干預(yù)，如培養(yǎng)更高的動(dòng)機(jī)性社會(huì)氛圍，可以在兒童讀物中加入更多有關(guān)成就和成功的內(nèi)容，并勇于教育改革，鼓勵(lì)多元化教育，破除唯成績(jī)（認(rèn)知能力）現(xiàn)象，促進(jìn)農(nóng)村兒童人力資本的全方位發(fā)展。