小学入学年龄对儿童义务教育阶段学校表现的影响 ＊

徐浙宁

（上海社会科学院社会学研究所，上海 200020）

《中华人民共和国义务教育法》（简称《教育法》）规定：“凡年满六周岁的儿童，其父母或者其他法定监护人应当送其入学接受并完成义务教育；条件不具备的地区的儿童，可以推迟到七周岁。”《中华人民共和国义务教育法实施细则》进一步规定，“适龄儿童的入学年龄以新学年始业前达到的实足年龄为准”。通常，每年的9 月1 日为全国新学年的开始日，也就是说，8 月31 日为每年适龄儿童进入义务教育的入学截止日期，即前一年9 月1 日至当年8 月31 日满六周岁的儿童可以开始九年义务教育。由于这一入学年龄截止日期的设定，就必然造成同年入学的儿童，因其出生时间不同，而实际入学年龄存在差异。特别是距离截止日期最近的当年8 月31 日出生的儿童，与距离截止日期最远的前一年9 月1 日出生的儿童，其二者实际入学年龄相差近1 周岁。因此，本研究关注的重点是：这样的相对年龄差异，会对儿童的学习成绩、同伴交往、师生相处等学校表现造成怎样的影响呢?

一、文献回顾与问题提出

自20 世纪三四十年代起，国外已有相关研究（Knight，et al.，1930；Bigelow，1934）对不同入学年龄儿童的学业表现、社会性发展及健康等问题进行了分析与探讨，反思“入学年龄限制”这一制度性设计的合理性与适切性。这些研究有以下几个方面的发现：第一，年龄越小的儿童，其学业、社会性发展等受“入学年龄”或“出生月”“出生日期”的影响越大，呈现出显著的“相对年龄效应”（The Relative-Age Effect）。那些离入学截止日期越近的、同年入学的小年龄儿童，在幼儿园、小学中表现出更多的学习、情绪、社交和自我认知等方面的问题；相反，那些入学年龄较大的儿童，学业成绩更好，更少被诊断为学习困难生，也更可能成为班级领袖（Hall，1966；Beattie，1970；Teltsch，1988；Cesarone，1998；Crowford et al.，2007，2010，2013；Dhuey & Lipscomb，2008）。第二，随着儿童年龄增长，入学年龄对学习成绩、社会性发展及健康等方面的影响逐渐减弱，甚至消失（Crowford et al.，2007，2010，2013；Wright，2014；Miller &Norris，1967；Shepard & Smith，1986；Langer et al.，1984）。比如，埃尔德等人发现，相对年龄效应仅出现在儿童初入学前班的头几个月里，随后入学年龄对于儿童学业表现的影响很快就消失了（Elder，et al.，2009）。德布勒等人对北爱尔兰儿童的10 年追踪研究发现，靠近“入学截止日期”出生的儿童，其教育获得和健康状况均不存在相对不利的影响（Doebler，et al.，2017）。第三，入学年龄对儿童发展的影响与儿童的家庭社经地位（即“社会经济地位”）、性别等方面存在关联性。比如，弗雷德里克森和奥克特的研究发现，若父母受教育水平较低，则个体的入学年龄与成年期收入之间的相关性更高（Fredriksson &Öckert，2014）。又比如，小年龄男孩的学习成绩等更可能受到入学年龄的影响（Kinard & Reinhertz，1986；Langer et al.，1984）。另外，在日本，入学年龄对于男性的收入薪资有着更显著的影响（Kawaguchi，2011）。但另一方面，国外众多研究在对以下两个问题的回答上，差异较大：第一，“相对年龄效应”的持续时间，即因入学年龄所导致的发展差异会持续到何时，或者何时会消失。比如，有的研究发现这一效应会在小学三年级消失（Shepard & Smith，1985），而有的则发现“消失点”在四年级（Miller & Norris，1967）、八年级（Davis et al.，1980）或十一年级（Langer et al.，1984）；而有的研究则指出这一效应将持续影响整个义务教育阶段（Bedard & Dhuey，2006；Mühlenweg & Puhani，2010；Fredriksson & Öckert，2014），甚至还会一直延续到高中（Du et al.，2012），乃至进入高等教育和就业领域。比如，英国学者Crawford et al.（2007，p. 135）发现，夏季生儿童（入学年龄相对小）进入高等学府求学的比例比秋季生儿童（入学年龄较大者）低。这一研究结果得到了美国、瑞典、智利等研究数据的支持（Datar，2005；McEwan & Shapiro，2008）。另外，有学者发现，在高端就业中（比如决策层），出生月靠近“截止日期”的人比例更低（Kawaguchi，et al.，2011）。第二个有争议的问题主要集中在“入学年龄”对于儿童发展的影响力上，即相对于家庭社经地位、儿童性别、智商等因素而言，“入学年龄”所带来的学业差异是否具有解释力。比如，有研究发现，母亲的受教育水平和初育年龄对儿童学习成绩的影响更为显著（Bickel et al.，1991）；高智商的资优儿童并不因入学年龄差异而呈现学业差异（Sweeney，1995）。甚至有研究显示，晚入学者存在更多的发展风险。比如，晚入学的男孩在18 岁时有更多的健康问题以及更可能发生不安全性行为而导致青春期怀孕问题（Black et al.，2011）。尽管国外研究的相关结论之间也存在不一致性，但对该问题的研究已历时九十多年，成果极为丰富。特别是新近的研究更加注重长时性，具有精细化特征。比如，有研究发现，入学年龄对不同学科的学习具有不同的影响（Attar，et al.，2018）。

相较之下，国内相关研究非常有限。在20 世纪80 年代末，朱静宇（1988）曾在文章中探讨过儿童入学年龄的性别差异。该研究认为，由于女生相对同龄男生有更高的心理成熟度，因此女生可以比男生早上学一至二年。之后鲜有研究涉及这一领域。直到近几年，有学者开始从社会学视角探讨“入学年龄限制”这一制度性设计或微观政策对于个体发展的影响，分析由此是否导致教育不平等现象。例如，刘德寰、李雪莲（2015）认为，这一制度性设计对个体发展显著不利，因为出生于“七八月”的孩子们“存在明显的相对年龄劣势与适应性危机”，而且这种“相对年龄效应”强势到连家庭经济社会地位都无法产生有效的抑制作用。他们将其称之为“七八月陷阱”，且认为难以逾越。但张春泥、谢宇（2017）则认为“入学年龄限制”不足以解释儿童的发展差异，不应该过分夸大入学年龄劣势的长远影响。他们对不同出生月份成人的教育成就（平均受教育年数）和收入（平均月收入）进行了研究，发现“七八月”陷阱并不存在，因为教育成就和收入最低点者均不是七月生或八月生人。尽管两项研究都集中对“入学年龄限制”进行了探讨，但研究样本的年龄段偏大，前者为13—18 岁，后者为35 岁以上成年人，因此，其研究结论是否适用于从小学到初中的义务教育阶段青少年（即6—15 岁儿童）尚存疑问。事实上，他们在研究的讨论与反思中均提到样本年龄选择的重要性。刘德寰、李雪莲（2015）在文章中表示：“我们在调查过程中没有将小学阶段的学生群体纳入抽样范围，因此对适应危机最为强烈的学龄阶段缺乏足够的考察。”张春泥、谢宇（2017）也提到，“理论上，随着儿童成长，早期由于年龄差别而造成的表现差异会不断缩小，相对劣势会消失，相对优势也会减弱。”上述这些讨论表明，需要更多的研究来充实对相对年龄效应的研究，特别是应补充义务教育阶段儿童的相关研究，因为这是入学年龄制度最直接的作用群体。此外，以上研究在入学年龄所影响的因变量以及可能的调节变量选择上也值得探讨。比如，刘德寰和李雪莲通过引入“家庭社会经济地位”这一变量，检验其对于七八月生孩子的“相对年龄劣势”缺乏抑制作用，从而得出“七八月陷阱”的理论模型。但在家庭资源研究中，家庭社经地位并不是影响青少年发展的唯一或关键变量，因为家庭教育投入和教养方式是更为凸显的家庭资源变量。因此，有必要进一步引入更多的家庭因素来检验“七八月陷阱”的存在。

本研究重点关注义务教育阶段青少年的生活世界，集中讨论以下四个问题：其一，“相对年龄效应”在我国义务教育阶段是否存在？那些出生月接近入学截止日期的夏季生儿童在学校的发展是否处于相对劣势？其二，入学年龄对于不同性别儿童学校表现的影响是否具有异质性？入学年龄是否对男孩学校表现的影响更为显著？其三，“相对年龄效应”是否贯穿整个义务教育阶段，即从小学到初中均表现出持续效应？还是随着学段升高，初中生的学校表现比小学生更少受到入学年龄的影响？其四，家庭资源是否对“相对年龄效应”具有调节作用？

二、数据、变量与方法

（一）数据来源

本研究的数据来源于国家社科基金一般项目“基于家庭的青少年流动人口心理健康发展及干预对策研究”（13BRK009）的上海学生问卷调查。该调查的时间为2016 年9 月至12 月。调查采用多阶段抽样，先后按照PPS 抽样、整群抽样等方法，依次确定不同城区（中心城区、郊区）、不同学段（小学、初中）及不同学校等样本量。考虑到青少年自陈问卷的填答有效性，并兼顾调研经费、时间及可操作性，本研究确定小学三年级、小学四年级、初中预备年级和初一学生为调查对象。最终，在上海市4 个区的14 所学校（8 所小学、6 所中学）共发放2598 份青少年问卷，有效回收2562 份。经检验，调查样本在城区、学段上的分布与全上海市一致，可以作为推定总体的有效样本。根据本文分析需要，剔除“出生年”“出生月”有缺失值以及不符合入学法定年龄的样本，即“未满6 周岁”提前入学的儿童或“7 周岁后”推迟入学的儿童。经整理，最终得到的有效样本量为2381 人。其中，小学生1515 人，约占63.6%；初中生866 人，约占36.4%。本文结果均基于这一样本分析所得。

（二）变量及其定义

1. 自变量：入学年龄。入学年龄即“实际入学年龄”，指某儿童实际入读小学一年级时、距离当年8月31 日的年龄，精确到月。由于本文数据来源为2016 年调查，故“入学年龄”的计算公式为：

公式中Ai 表示儿童i 入学的实际年龄（岁），YBi 表示儿童i 的出生年份，MOBi 表示儿童i 的出生月份，Gi 表示儿童i 目前就读的年级。小学三年级、四年级、初中预备年级和初中一年级分别对应的G 数值为3，4，6，7。经计算，符合入学条件的8 月生儿童入学时年龄最小，为6.00 周岁；9 月生儿童的入学年龄最大，为6.92 岁，二者相差0.92 岁（见图1）。样本儿童入学平均年龄为6.45±0.30 岁。这一结果与张春泥、谢宇（2017）所计算出的不同出生月儿童的“期望入学年龄”一致。因本文样本均为遵循入学年龄规定的儿童，故“实际入学年龄”与“期望入学年龄”相一致。同时，根据出生月份，将儿童分为四组，按入学年龄从大到小依次为：秋季生组（出生月份为9、10、11 月）、冬季生组（出生月份为12、1、2 月）、春季生组（出生月份为3、4、5 月）和夏季生组（出生月份为6、7、8 月），对应的实际入学平均年龄分别是6.83 岁、6.58 岁、6.34 岁和6.07 岁，四组样本比例依次为27.0%、22.4%、24.3%和26.3%。另外，为了便于同国内文献的比较讨论，本研究也会关注7、8 月生儿童与9、10 月生儿童之间的发展差异。

图1 不同出生月份儿童的实际入学年龄比较

2. 因变量：学校表现。学校表现主要包括学习成绩、同伴关系和师生关系等三个变量。其中，“学习成绩”通过“班级排名”和“学习困难”来测量，前者是儿童对班级排名的自我估计，后者分别对语、数、外等三个科目存在的学习困难程度进行测量；“同伴关系”通过朋友/玩伴数量、消极交往经历（被同学取笑、被同学忽视）等测量；“师生关系”以师生互动的积极和消极体验来测量。

3. 其他变量。其他变量包括儿童个人情况及家庭中可能影响学校表现的重要变量。具体包括：儿童性别、学段和身体健康状况、家庭社会经济地位、教育投入、教养方式等。其中，“家庭社会经济地位”主要通过家庭收入、父亲学历、母亲学历等三项来确定；“教育投入”通过课外补习时间、父母对子女的知识性教育（诸如经常带孩子去图书馆、博物馆；经常带孩子去听讲座、看电影等；经常交流科技、文化及社会等知识或信息等）来测量；“教养方式”则基于经典教养方式研究，设定四个维度，即温情（warmness）、控制（control）、独立性（independence）和顺从性（obedience）（Baumrind，1991；黄超，2018）。

本研究选择的变量及其描述统计见表1。

（三）数据处理与分析

数据采用SPSS 22. 0 进行管理和分析，以描述性统计（如频次分析、均值和标准差分析等）、多元线性回归分析及多变量方差分析等方法，逐步揭示变量之间的关系与特点。

三、数据结果与分析

（一）入学年龄对儿童学校表现的影响

在控制家庭社会经济地位、儿童性别、年级、校外补习时间等相关变量（为了行文简洁，后文中的分析结果均为控制变量后所得）后，本研究以入学年龄和出生组为固定因子，以学习成绩、同伴关系、师生关系等为因变量，采用多变量方差分析（MANOVA），结果显示：不同入学年龄或出生组的儿童，在成绩排名、同伴交往、师生关系等方面均存在显著差异性。具体表现为：入学年龄越小的儿童，班级排名则越靠后（F=3.129，p＜0.001），数学学习也越困难（F=2.099，p＜0.05）；朋友玩伴越少（F=1.962，p＜0.05），越感觉不被老师喜欢（F=1.967，p＜0.05）。经多重比较分析结果显示：6—8 月的夏季生儿童，其在班级成绩排名、语文学习、数学学习、同伴数量、被老师喜欢等方面均呈现出显著的弱势，尤其弱于9—11 月的秋季生儿童（见表2）。同样地，对出生于7、8 月和9、10 月的两组儿童进行比较，即比较实际入学平均年龄最小和最大的两组儿童，结果与前述分析一致。这证实了刘德寰、李雪莲（2015）的文章中所提到的“七八月陷阱”，即临近入学截止日期的儿童面临更多的学校处境不利的情况，即出现显著的“相对年龄弱势”，这也与国外相关研究的结果一致。

（二）入学年龄对不同性别儿童学校表现的影响

在前文MANOVA 分析的基础上，本研究将“性别”从协变量改为固定因子，探讨入学年龄与性别之间是否存在交互效应。结果显示，入学年龄与性别均对儿童的学校表现有显著影响，但入学年龄与性别之间不存在交互效应。这说明，男孩、女孩之间的学校表现存在差异，但这一差异不受入学年龄的影响。而且，各个出生组内均存在的显著性别差异，广泛存在于学习成绩、同伴交往和师生关系等方面之中，特别是在“语文学习困难”“数学学习困难”“被同学取笑”“被老师喜欢”等方面具有高度一致性。也就是说，出生组相同的女孩较男孩的语文学习更轻松、更少被同学取笑、更感到被老师喜欢，但同一出生组男孩的数学学习则较女孩更轻松（见表3）。7、8 月生儿童的性别差异分析结果与夏季生儿童高度一致。

表1 变量及其描述统计

表2 不同出生组儿童学校表现的多变量方差分析结果（平均数±标准差）

表3 不同出生组儿童学校表现的性别差异分析结果（F 值）

本研究分别选择男孩和女孩的数据分析入学年龄对学校表现的影响。MANOVA 结果显示：就男孩而言，入学年龄显著影响男孩的班级排名（F=3.461，p＜0.05），夏季生男孩在班级排名上显著低于秋季生男孩（p＜0.01）和冬季生男孩（p＜0.01）。对于女孩而言，不同出生组在班级排名、朋友数量、被老师喜欢等三方面存在显著差异（F班级排名=3.948，p班级排名＜0.01；F朋友数量=2.704，p朋友数量＜0.05；F被老师喜欢=5.413，p被老师喜欢＜0.01）。夏季生女孩存在更多的学校处境不利：她们的班级排名显著低于秋季生女孩（p＜0.01）和冬季生女孩（p＜0.05），学习困难显著多于秋季生女孩（p＜0.05），朋友数量显著少于秋季生女孩（p＜0.05），对“被老师喜欢”的评价也显著低于秋季生女孩（p＜0.01）和冬季生女孩（p＜0.05）。以上结果与已有研究有所不同。它一方面证实了“相对年龄效应”普遍存在于男孩和女孩之中，但另一方面却并未发现这一效应在男孩身上更为显著（Davis，1980；DeMeis，et al.，1992；Kinard & Reinhertz，1986；Langer et al.，1984；刘德寰、李雪莲，2015），而是发现这一效应具有性别异质性：对男孩的影响集中体现在学习成绩上，对女孩的影响则是在学习成绩和人际关系方面。不过可以肯定的是，入学年龄较小的男、女孩，在学习成绩上均更可能处于班级劣势情形中。

（三）入学年龄对儿童从小学到初中学校表现的持续性影响

表4 报告了不同出生组儿童在小学和初中的学校表现，比较结果显示：在小学阶段，不同出生组儿童在学习成绩、同伴关系和师生关系等方面均存在显著差异性，且入学年龄越小的儿童越多不利，而入学年龄越大的儿童越显示出优势；但至初中阶段，不同出生组之间在学校表现的各个方面均无显著性差异。这似乎表明，小学阶段存在的因入学年龄差异导致的学校表现差异，随着儿童升入初中后逐渐消失，即相对年龄效应并未从小学持续到初中。

表4 不同学段儿童学校表现的出生组差异分析结果（F 值）

通过进一步分析发现，入学年龄对夏季生儿童的影响具有持续效应。在小学阶段，不同出生组之间的差异主要表现为：入学年龄较小的夏季生儿童，其班级排名显著低于秋季生儿童（p＜0.001）和冬季生儿童（p＜0.001），语文学习困难显著多于其他出生组儿童（p＜0.01）；夏季生儿童的朋友数量显著少于秋季生儿童（p＜0.01），且相对秋季生儿童（p＜0.05）和冬季生儿童（p＜0.05）更少感到被老师喜欢。在初中阶段，总体上不同出生组之间在学校表现的诸方面均无显著性差异，但夏季生儿童依然在学习成绩和师生关系上相对弱势：夏季生儿童的班级排名显著低于秋季生儿童（p＜0.05），对于“被老师喜欢”的评价也显著低于秋季生（p＜0.05）和冬季生（p＜0.05）两组。若以每两个月分组进行比较，则结果与分四组相似，即初中阶段主要表现为7、8 月生儿童较9、10 月生儿童的学校表现显弱，比如班级排名较低（p＜0.05），且有更多的数学学习困难（p＜0.05）。以上结果一方面证实了国外相关研究的发现，即“相对年龄效应”在低学段或低年龄儿童中更为显著，但不一定会持续影响高学段或高学龄儿童；另一方面，也显示出入学年龄较小的儿童受这一效应的影响可能会更持久。值得注意的是，不论入学年龄大小，初中生均相对小学生有更多的学习困难和同伴交往不利。多变量方差分析（MANOVA）显示：相对小学生而言，初中生所遇到的学习困难更大（F=14.331，p＜0.001），主要在英语（F=26.955，p＜0.001）和数学（F=25.005，p＜0.001）这两方面；初中生的朋友数量显著小于小学生（F=14.642，p＜0.001），也更可能感到“被同伴忽视”（F=8.537，p＜0.01）。

（四）家庭资源对相对年龄效应的调节作用

表5 报告了多因素对儿童学校表现的回归分析结果：入学年龄是影响儿童学校表现的重要因素。但同时，家庭的社经地位、教育投入及教养方式等资源以及儿童的性别、学段和健康状况等个体性因素也与儿童的学校表现有显著关联，即儿童的学校表现是众多因素共同作用的结果。而且，从标准回归系数Beta 值来看，入学年龄对儿童的学习困难、同伴关系和师生关系等问题的解释力度有限，而父母对子女的知识性教育及独立性培养等对于儿童学校表现的影响更显著。这与贝克尔等人研究发现相类似（Bickel et al.，1991）。

表5 学校表现各维度与多因素之间的回归分析结果（标准回归系数）

我们采用分层回归法，在控制性别、学段、健康状况等个体特征变量下，以学习成绩、同伴关系和师生关系等学校表现为因变量，依次检验家庭社经地位、教育投入和教养方式等各家庭资源变量在入学年龄和儿童学校表现中的调节作用，探讨家庭资源是否可以起到调节作用，即是否可以缓解或削弱入学年龄所产生的“相对年龄效应”。首先，将自变量、调节变量和控制变量进行标准化处理，然后，再依次检验各家庭资源变量的调节效应。表6 报告了具有调节作用的家庭因素，其中各模型的第一步和第二步分别对应了在控制相关变量的条件下，调节变量加入前、后的回归分析结果。可以看到：第一，家庭社经地位在儿童的入学年龄和学校表现之间不具有调节作用。也就是说，入学年龄所导致的儿童学校表现差异，不因家庭社经地位（包括家庭收入、父母学历）的不同而发生变化。家庭社经地位的高或低，不会改变入学年龄所导致的儿童学校表现差异。第二，家庭对儿童的教育投入在入学年龄和学校表现之间起到调节作用。分析显示，校外补习时间与入学年龄的交互项对总体学习困难、英语学习困难、数学学习困难、同伴交往消极经历和被老师喜欢等方面的预测作用显著；父母对子女的知识性教育与入学年龄的交互项对朋友数量具有显著预测作用。比如，通过采用多元方差分析，将每周校外补习时间根据频次分布，依次分为“不补习”“不超过2 小时”“超过2 小时”等三等组进行对比，可以发现：在入学年龄等相近的条件下，三组在英语学习困难和数学学习困难上存在显著性差异（F英语=3.488，p英语＜0.05；F数学=4.561，p数学＜0.05），且主要表现在“超过2 小时”组的英语学习困难显著少于“不补习”组（p＜0.05）；“超过2 小时”组的数学学习困难显著低于“不超过2 小时”组（p＜0.01）。第三，父母教养方式在入学年龄和儿童的同伴关系和师生关系之间具有调节作用。父母对子女的温情与入学年龄的交互作用显著影响儿童的朋友数量；父母对子女独立性的培养与入学年龄的交互作用对儿童被老师羞辱经历的影响显著。值得注意的是，尽管家庭社经地位不直接调节入学年龄和学校表现之间的关系，但家庭社经地位对于教育投入和教养方式有着显著影响。在本研究中，低、中和高三组不同社经地位的家庭，其子女的校外补习时间、亲子之间的知识性互动、父母对子女的温情和独立性培养等之间的差异均具有显著性。具体而言，高社经地位家庭显著高于中或低社经地位家庭，中社经地位家庭的又显著高于低社经地位家庭，即社经地位较高的家庭，其子女的校外补习时间更长（F=35.175，p＜0.001），亲子之间的知识性互动更多（F=9.913，p＜0.001），父母对子女更温情（F=19.929，p＜0.001），父母也更注重子女的独立性培养（F=20.065，p＜0.001）。这与相关文献的研究结果相类似（朱晓文等，2019；范静波，2019；朱美静，2019；王玲晓等，2018）。另外，我们以不同出生组进行分析，检验家庭资源是否在出生组和学校表现之间充当调节变量，结果与前述一致。

表6 家庭资源在入学年龄和学校表现中的调节效应

续表6

本研究进一步采用简单斜率来分析家庭资源的具体调节模式。在表6 的基础上，分别依据校外补习、知识性教育、温情和独立性等调节变量的得分将样本分为高分组（如校外补习得分高于均值一个标准差的组）与低分组（如校外补习得分低于均值一个标准差的组），然后分析高、低两组样本的入学年龄与学校表现之间的关系。结果表明：在校外补习高分组中，入学年龄对学习困难、数学学习困难和同伴交往消极经历等具有显著负向预测作用（β＜0，p＜0.05），对被老师喜欢具有显著正向预测作用（β＞0，p＜0.05）；在校外补习低分组中，入学年龄对英语学习困难具有显著正向预测作用（β＞0，p＜0.05）；在知识性教育低分组和温情低分组中，入学年龄对朋友数量具有正向预测作用（β＞0，p＜0.05）；在独立性高分组中，入学年龄对被老师羞辱具有显著负向预测作用（β＜0，p＜0.05）（见表7）。

表7 家庭资源在入学年龄和学校表现之间的调节模式分析结果

图2 家庭资源在入学年龄和学校表现之间的调节效果图

图2 清晰呈现了表7 中校外补习、知识性教育、温情和独立性等作为调节变量在入学年龄与儿童学校表现之间的作用模式。以下几点尤其值得注意：第一，校外补习并不能减弱或抑制相对年龄效应。高分组反而更增强了入学年龄高、低两组之间在学习困难、数学学习困难、同伴交往消极经历和被老师喜欢等方面的差异性；而且，校外补习时间对于入学年龄低组（低于均值一个标准差的组）的学习成绩、同伴关系和师生关系等均无显著影响；每周校外补习时间“超过2 小时”的入学年龄高组（高于均值一个标准差的组）的学习困难、英语学习困难相对补习时间“不足2 小时”的更少（F学习困难=3.900，p学习困难＜0.05；F英语学习困难=9.666，p英语学习困难＜0.01），也更容易被老师喜欢（F=8.599，p＜0.01）。第二，父母对子女的知识性教育和温情可以缓冲入学年龄对同伴交往的影响。在知识性教育和温情的低分组中，入学年龄显著影响儿童的朋友数量，相对年龄效应显著；但在知识性教育和温情的高分组中，相对年龄效应不再显著，即随着知识性教育增加，或当父母对子女投入更多温情时，入学年龄对于儿童朋友数量的影响会减小、甚至不再显著。一般线性模型的单变量分析也可看到，知识性教育和温情对于入学年龄低组的朋友数量具有显著影响，知识性教育多或父母投入更多温情的低龄入学儿童，其朋友数量更多（F知识性=1.897，p知识性＜0.05；F温情=2.835，p温情＜0.01）。第三，父母对子女的独立性培养会减少儿童被老师羞辱的遭遇。尽管父母对子女的独立性培养不会抑制相对年龄效应，但会扩大入学年龄低组和高组在“被老师羞辱”中的差异。不论对入学年龄低组还是入学年龄高组，父母对子女的独立性培养都会减少儿童遭受被老师羞辱的可能性（F入学年龄低=2.236，p入学年龄低＜0.05；F入学年龄高=3.397，p入学年龄高＜0.01）。

四、结论与思考

本研究基于2381 名上海市小学生和初中生的调查数据，分析了入学年龄对义务教育阶段儿童学业表现的影响，并依次探讨了性别、学段、家庭资源等因素在其中的作用，得到了如下结论：

第一，“相对年龄效应”存在且有随学段升高而趋弱的发展特点。不同出生月的儿童，因实际入学年龄不同，其学习成绩、同伴交往和师生关系等学校表现之间确实存在差异，特别是在小学阶段存在显著的“相对年龄效应”。夏季生儿童的入学年龄较小，他们有更多的学习困难、更少的同伴朋友、更容易感到不被老师喜欢等。另一方面，本研究也发现，随着儿童从小学升入初中后，“相对年龄效应”总体不再显著。这与之前国外文献分析结果相似，表明随着年龄或年级的升高，儿童的学校表现受出生月或入学年龄的限制逐步减少、甚至消失。同时，也证实了我国学者张春泥、谢宇（2017）的推断。

第二，相对年龄效应对于入学年龄较小儿童的影响更持久。通过比较不同出生月儿童的学校表现，我们发现：入学年龄对于夏季生（特别是7、8 月生）儿童具有更为显著而持久的影响。即使到了初中阶段，当样本总体的入学年龄效应不再显著时，夏季生儿童依然比秋季生儿童的学校表现较弱，诸如学习成绩较差、有更多的数学学习困难等，这也证实了刘德寰、李雪莲（2015）所提出的“七八月陷阱”的理论模型。但同时，也必须看到，随着年级的升高，初中阶段夏季生的孩子与其他出生月孩子之间的差异在逐步缩小。尽管本研究尚不能像国外一些研究那样明确指出相对年龄效应消失的“时间点”，但从总体发展趋势来看，“七八月陷阱”也有随年龄增长、年级或学段升高而逐渐消弱的趋势。

第三，相对年龄效应对于不同性别儿童的学校表现具有异质性影响。本研究证实了“相对年龄效应”普遍存在于男孩和女孩之间，但在一方面却并未发现这一相对年龄效应对于男孩更为显著（刘德寰、李雪莲，2015；Kinard & Reinhertz，1986；Langer et al.，1984），另一方面则发现对男孩和女孩有着不同的作用方式。性别对于儿童的学校表现，具有独立而独特的作用，且与入学年龄之间不存在交互作用。但由于在不同出生组中，女孩的学校表现均好于男孩，夏季生（特别是7、8 月生）的男孩又是同性别中最弱的一组，所以很容易会将年龄效应混淆为性别效应，误以为小年龄的男孩更容易受到入学年龄的影响。事实上，无论男孩还是女孩，入学年龄较小者，都面临更大的学习挑战，在学习成绩上均更可能处于班级劣势。

第四，家庭资源对于相对年龄效应有着显著的调节作用。尽管家庭社经地位（包括家庭收入、父母学历等）对于相对年龄效应不具有调节作用，支持了刘德寰、李雪莲（2015）的研究发现，即“家庭社经地位并不能对‘七八月陷进’产生抑制作用”。但家庭资源中的“软件”，诸如教育投入、教养方式等在入学年龄与学校表现之间能起到显著的调节作用。而且，家庭社经地位与这些调节变量之间存在显著的关联性。这表明，入学年龄固然是影响儿童学校表现（特别是小学阶段）的重要变量，但这种“相对年龄效应”却可以通过家庭资源的投入给予调节，并非强势到不可补偿，更不像刘德寰、李雪莲（2015）的研究所言“难以逾越”。

第五，学段、学科等也是影响儿童学校表现及相对年龄效应的重要变量。其一，就学段而言，随着学段升高，相对年龄效应会减弱，但必须看到其前提是当家庭社经地位、课外补习、儿童健康状况等条件一定时。所以，如果这些控制变量并不对等时，相对年龄效应在同一学段中的作用就应当引起足够重视。同时，我们的研究也发现，相对于小学生而言，初中阶段的儿童在课业学习和同伴交往等方面的困难均更多。也就是说，相对于入学年龄导致的同一学段内儿童的相对发展问题而言，儿童因学段升高而普遍存在的绝对发展问题也同样不容忽视。其二，就学科而言，相对年龄效应在语文、英语、数学等不同学科上的表现不同。正像表5 显示的，入学年龄主要对数学学习具有显著影响，入学年龄与数学学习困难之间呈显著负相关，入学年龄越大则数学学习困难相对越小。另外，如前文所述，入学年龄小的夏季生儿童，在小学阶段的学业不利主要表现在语文学习上，而到了初中则主要在数学学习上。这与近期以色列的研究结果部分接近。以色列学者的研究发现，随着年级升高，入学年龄对于语言学习的影响逐渐减弱，而对于数学学习的影响反而扩大了；从五年级到八年级的学生，入学年龄较大者的希伯来语学习优势降低，但数学优势扩大为五年级时的两倍（Attar，et al.，2018）。

最后，需要指出的是，因研究取样限于上海地区，所以上述结论的适用性还有待其他地区的数据验证。相关结果也是基于横断研究，对于小学生和初中生的发展性分析，有待跟踪数据予以考量。但就以上结论而言，还有一个很重要的问题值得讨论：既然“相对年龄效应”会随着儿童年级（或年龄）的升高而渐趋减弱、甚至消失，而且家庭资源也会对其起到调节作用，那么在义务教育阶段是否有必要重视这一问题？在教育实践中，是否应关注入学年龄较小的儿童并给予一定的教育支持？对我们来说，回答是肯定的。其理由至少有三：其一，对于小学阶段的儿童而言，相对年龄效应确实存在，而且，这种效应对于年级越低、年龄越小的儿童越为显著。其二，家庭资源对于相对年龄效应可以起到调节作用，但这一调节作用的方向和大小不尽相同。如前所述，校外补习反而会强化相对年龄效应，在目前愈演愈烈的补习浪潮中，入学年龄较小者将更凸显学习困难或成绩劣势，从而可能面临更多的来自同伴或教师的排斥。而且，家庭资源本身就存在内部异质性，那些父母低经济收入、父母低学历的低家庭社经地位的儿童，在校外补习、父母知识性传递及教养方式等方面均存在不利，如果儿童入学年龄又偏低，那么相对年龄效应会更大。同时，也必须看到，对于入学年龄较小者，校外补习对于学习成绩的影响并不显著，即使每周“超过2 小时”的校外补习也没有带来太多学习成绩的改变。而这样的补习强度本身会给小年龄儿童带来沉重的学习负担，不利于儿童身心健康的发展。其三，入学年龄的持续性和系统性影响尚不清晰，即入学年龄导致的最初学业表现、情绪与社会性发展等差异对于后期发展甚至成年期生活究竟有哪些影响，不仅目前国内研究回答不了，即使是持续了近一个世纪的国外研究，也不能取得一致的结论。新近研究指出，尽管随着年龄增长、年级升高，入学年龄所带来的儿童在学习、社交乃至成年期的教育获得和薪资收入等方面的差异均会缩小甚至消失，但不能因此排除其对于个体内部心理世界的影响。比如，班级中的小年龄儿童更有可能形成低自尊心理，而且如果始终在班级中成绩不良，则会影响其学习动力甚至影响到他对自我掌控命运的信心，即影响其对生活的“内控性”（locus of control）。总之，出生月的差异带来的短期或长期影响远不止对于教育获得的影响（Crawford，et al.，2014）。另外，还应看到，随着我国《教育法》和各地儿童发展规划的推行和落实，以及在“求早、求快、求优”等家庭教育观念影响下，适龄儿童入学率已达90%以上，导致家庭对儿童入学年龄的弹性选择越来越少。比如，在本研究中，上海市94.2%的儿童为“正常入学”，即当年达到6 周岁即入学；仅有1.5%“提前入学”和4.3%“推迟入学”。这也与之前国内的研究有所不同（刘德寰、李雪莲，2015；张春泥、谢宇，2017）。因此，在很难为子女选择入学时机的情况下，因“入学截止日期”而产生的入学年龄差异及其伴随而来的儿童发展问题，一方面不应被过分夸大，但另一方面也应引起家庭、学校、政策制定者及研究者的足够重视，应对相对弱势的入学年龄较小儿童（特别是小学生）给予必要而适切的教育支持与协助。比如，父母对子女的知识性教育、温情养育及独立性培养等，是可能抑制相对年龄效应或协助低龄入学儿童发展的家庭介入手段。