教師資格證音體美教育精選(九篇)

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第1篇：教師資格證音體美教育范文

一、基本情況：

我?，F(xiàn)有教職工13名，在校學生167名，教學班6個，我校從實際出發(fā)，在村委支部和中心校的領導和大力支持下，辦學條件極大改善，校園環(huán)境正在改造之中，教學設備不斷添置更新，學校管理逐漸制度化、規(guī)范化，教學質(zhì)量逐年穩(wěn)步提高。

二、自查情況：

(一)普及程度

學校實行小學六年義務教育，學生適齡少年入學率100%，在校生鞏固率100%，學校規(guī)模能夠滿足學生入學需要，所有班級班容量控制在規(guī)定范圍內(nèi)。

(二)校舍建設

(三)教育教學設施設備

1、學生實驗所需的儀器不足，只有常見的教學儀器，實驗室一個63平方米，但配備不夠齊全。

2、學校的電教設備：有遠程教育一套，教學光盤有160盤，學生電腦15臺，電教設備基本能滿足教學要求。

4、不足之處：音體美器材數(shù)量少，不能滿足教師需要，衛(wèi)生器械配備較少。

(四)經(jīng)費保障

1、稅費改革后，生均公用經(jīng)費足額撥付，09年429元/年/生，10年550元/年/生，11年650元/年/生。

2、教師工資按照國家規(guī)定工資標準按時足額發(fā)放。

3、嚴格執(zhí)行收費標準，不亂收費。經(jīng)費合理使用，教材循環(huán)使用，確保學校正常運轉(zhuǎn)。

(五)機構(gòu)與隊伍建設

1、義務教育工作有專人負責，人員配備符合編制標準，能滿足教學需要，無代教及教師自雇代教現(xiàn)象，教師人人有教師資格證，在編教師13人中?？茖W歷9人，大學本科學歷4人，學歷達標率100%;全體教師均有繼續(xù)教育證及普通話證，都能積極參加各類培訓，符合課改形式。

2、校長持證上崗，符合任職條件，學校重視教師職業(yè)道德規(guī)范，社會、家長和學生評價良好;無任何體罰、侮辱學生及傷害學生身心健康的行為。

(六)教育管理

1、學校堅持依法辦學，依法執(zhí)教;有符合本校實際的各項常規(guī)管理制度，管理措施不斷完善，管理機制健全。安全教育工作有制度且落實較好，近幾年來無重大責任事故。

2、學校管理工作民主科學、管理規(guī)范;能體現(xiàn)德育為首的指導思想，學校德育工作實效性、針對性強，無留級開除學生現(xiàn)象，嚴格規(guī)范學生在校作息時間，保證學生的課外活動時間，組織開展文化娛樂等課外活動。

3、教學管理制度完備，形成了以人為本的管理模式，建立了科學的學生與教師評價制度。

(七)課程實施與素質(zhì)教育

1、嚴格執(zhí)行國家課程設置方案和課程標準要求，開足開全課程、開足課時，落實學生每天參加一小時鍛煉制度，按規(guī)定開設地方課程和校本課程，能圍繞教學需要組織課程資源。能創(chuàng)造性的開設有特色的綜合實踐活動課(寫字課)。

2、教師培訓工作機制完善，有能承擔課程改革實驗培訓和指導工作的骨干教師。

(八)學習化學校建設

依據(jù)我校實際情況，積極開展校本教研，建立健全了各項校本教研制度，為教師創(chuàng)設各種學習條件，充分利用各種教育資源，努力提高業(yè)務素質(zhì)。

(九)教學質(zhì)量

小學階段學生畢業(yè)率100%，學生道德行為合格率100%，《學生體質(zhì)健康標準》達標率100%。學生具有積極向上精神風貌，學生個性與特長得到一定發(fā)展，學科教學成績整體優(yōu)良。

三、創(chuàng)建標準化學校努力方向：

1、以優(yōu)質(zhì)教育共享過程為出發(fā)點，啟動學校校舍配套改造工程。依據(jù)上級安排，謀求多方支持，加緊校舍改造工程建設。

2、以教師培訓為重點，培養(yǎng)一流的教師隊伍。創(chuàng)建學習型學校，提升教師教學水平。

第2篇：教師資格證音體美教育范文

隨著我國城市化進程的不斷深入，城鄉(xiāng)之間人口流動的種種限制被打破，農(nóng)村地區(qū)的剩余勞動力源源不斷地向城市流動，許多已婚已育人群也加入了流動大軍。父母的流動直接影響到子女的去留①：一方面，大量已婚流動人群在自己進城的同時，無力解決孩子進城就學所要面對的諸多現(xiàn)實問題，只好將子女留在農(nóng)村，造成父母與子女分隔兩地的局面，形成了規(guī)模較大的留守兒童群體；另一方面，部分農(nóng)民工將其子女帶在身邊，形成了一批被動遷移的隨遷兒童（即流動兒童），但由于受到包括戶籍管理制度和公共資源分配方式在內(nèi)的諸多條件制約，這類兒童往往無法享受與當?shù)爻鞘袃和嗤拇龊透鞣N公共服務，淪為城市兒童中的弱勢群體。據(jù)《中國2010年第六次人口普查資料》數(shù)據(jù)推斷②，我國0～17歲之間的農(nóng)村流動兒童和留守兒童規(guī)模分別高達2877萬和6103萬，約占全國農(nóng)村兒童的178％和377％，全國兒童的103％和219％。從國家層面來看，約占農(nóng)村兒童55％和全國兒童30％的留守兒童和流動兒童的健康成長，不僅直接關系到當前社會的公正與和諧，也關系到未來我國經(jīng)濟發(fā)展和社會進步的大局。目前，關于留守兒童和流動兒童的多學科研究取得大量成果，研究方法也在逐漸規(guī)范，然而，已有研究集中在留守兒童與一般農(nóng)村兒童①②③④或者流動兒童與一般城市兒童⑤的比較分析上，而較少將留守兒童和流動兒童納入同一框架中直接進行比較。即使在為數(shù)不多的幾篇比較研究中，研究者主要討論流動與留守兒童的社會化程度⑥、就學地選擇問題⑦和入學率差異⑧等方面，針對學習表現(xiàn)差異的研究非常缺乏。一個自然而然的問題就是，留守兒童和流動兒童的學習表現(xiàn)究竟有何差異？進一步來看，就流動或留守兒童而言，不同流動方式（隨父親流動、隨母親流動或隨父母流動）、不同留守方式（隨父親留守、隨母親留守或無父母留守）之間是否存在差異？對這些問題的回答事關兒童福利政策的制定和完善，因此十分重要。在分析農(nóng)民工子女的學習表現(xiàn)是否隨其所處狀態(tài)（即流動還是留守）產(chǎn)生變化時，一個值得關注的方面就是內(nèi)生性問題。這種內(nèi)生性問題來源于樣本自選擇（SelfSelection），它是社會科學定量研究中進行因果推斷時必須要解決的問題。事實上，無論農(nóng)民工子女處于何種狀態(tài)，其決策的做出并不是隨機的，而是具有自選擇性的。同為農(nóng)民工子女，無論參與流動還是留守，作為未成年人，少年兒童幾乎沒有能力或權(quán)利決定是否跟隨父母外出，他們的“去”或“留”很大程度上是外出務工的父母綜合考慮兒童狀況、自身狀況以及家庭特征等因素影響后的結(jié)果。因此，流動兒童家庭和留守兒童家庭往往在總體上（如孩子特征、家庭特征等）存在差異。梁文艷等學者認為，利用帶有農(nóng)民工子女狀態(tài)虛擬變量（即是否流動）的經(jīng)典線性回歸模型，以估計“流動”對其學習表現(xiàn)的影響，這種樣本自選擇導致的差異往往會造成OLS估計的不一致性和內(nèi)生性估計偏誤。以家庭社會經(jīng)濟水平指標為例，若樣本中流動兒童家庭經(jīng)濟水平高于留守兒童家庭，在大多數(shù)研究已經(jīng)證實家庭社會經(jīng)濟水平對兒童認知發(fā)展存在正向影響的情況下，研究者將兩組樣本在結(jié)果變量上的差異作為因果效應的估計值，將低估“流動”的影響效應；反之，將高估影響效應。本文利用作者及團隊成員2012年在四川和江西兩個外出務工大省進行大樣本調(diào)查所獲得的微觀數(shù)據(jù)進行研究。與現(xiàn)有研究相比，本文主要在以下方面做了較深入的探索：（1）將流動兒童和留守兒童納入同一框架中進行研究，實證分析農(nóng)民工子女的學習表現(xiàn)是否隨其所處狀態(tài)產(chǎn)生顯著差異，并進一步比較分析不同留守方式（隨父親留守、隨母親留守與無父母留守）、不同流動方式（隨父親流動、隨母親流動與隨父母流動）影響的差異。（2）采用PSM模型，有效避免了樣本自選擇引致的內(nèi)生性估計偏誤，所得結(jié)果更具針對性和說服力。（3）進一步研究農(nóng)民工子女所處狀態(tài)對其學習表現(xiàn)影響的性別差異。本文剩余部分安排如下：第二部分是建立PSM模型以分析農(nóng)民工子女所處狀態(tài)對其學習表現(xiàn)影響的差異；第三部分描述樣本數(shù)據(jù)來源，并對相關變量進行解釋和說明；第四部分給出實證結(jié)果，并進行穩(wěn)健性檢驗；最后總結(jié)研究結(jié)論。

二、計量分析方法

在利用經(jīng)典線性回歸模型進行項目評估、政策分析或因果推斷時，簡單地采用最小二乘法進行估計，不能解決樣本自選擇引致的內(nèi)生性估計偏誤①。對于內(nèi)生性問題，最主要的解決方法有：工具變量法（IV）、隨機實驗法、固定效應估計或倍差法（DID）和匹配法（Matching）。但是要尋求一個好的工具變量并非易事，有時甚至靠運氣；隨機社會實驗實際操作困難且存在倫理爭議；固定效應或倍差法需要面板數(shù)據(jù)。在截面數(shù)據(jù)情形下，一些學者應用基于傾向得分匹配法（PropensityScoreMatching，簡稱PSM）的平均處理效應模型（TreatmentEffectModel），較好地解決了樣本自選擇引致的內(nèi)生性估計偏誤問題①，本文亦采用這種方法進行分析。所謂基于PSM思路的處理效應模型，是指一種用于控制協(xié)變量（或稱為特征變量）的研究策略，最早由Rosenbaum和Rubin提出②，現(xiàn)已成為一類因果推斷的經(jīng)驗研究的重要工具。PSM模型適用于研究者感興趣的因果變量是表示處理與否的二值變量（本文為農(nóng)民工子女是否參與流動），因此本文采用PSM模型是合適的。PSM估計值的形成機制比較直觀：先在協(xié)變量的每個觀測值處計算處理組和控制組之間的平均差異，再用加權(quán)平均的方式將這些平均因果效應加總為總的因果效應。近年來一些學者，譬如梁文艷、李云森以及陶然和周敏慧等人，采用PSM模型研究農(nóng)民工外出對其留守子女學習表現(xiàn)的影響以解決內(nèi)生性問題，并取得了較好的研究成果。

三、數(shù)據(jù)來源和描述統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)調(diào)查涉及四川和江西兩地農(nóng)村3～6年級學生，目的是研究父母外出對其子女發(fā)展的影響。四川省和江西省是我國兩個典型的農(nóng)業(yè)大省，經(jīng)濟不發(fā)達，均是農(nóng)村勞動力外出務工大省，因此本文樣本數(shù)據(jù)具有較好的代表性。本文數(shù)據(jù)通過分層隨機抽樣的方法采集，即從四川和江西兩省中分別隨機選取4個縣（區(qū)），每個縣（區(qū)）隨機選取8個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）隨機選取2個村，每個村隨機選取25個家庭中有兒童處于義務教育階段且正在上學的農(nóng)民工家庭，從而得到3200戶抽樣家庭的問卷信息。此外，調(diào)查以抽樣家庭為中心，并據(jù)此形成不同的鏈接問卷（如社區(qū)問卷、學校問卷和村莊問卷等），從而為本文研究奠定了良好的數(shù)據(jù)基礎。抽樣調(diào)查是在2012年春節(jié)前后進行的，記錄的是2011年的相關數(shù)據(jù)信息。為確保信息的真實性，我們還通過電話、郵件和委托他人等形式進行了補充調(diào)查。由于政府和學校等相關部門的配合，調(diào)查開展的較為順利。去除一些缺失變量的樣本之后，樣本有效率達到9172％，共計2935戶。由于本文的分析對象為農(nóng)民工子女，因此，作者利用統(tǒng)計軟件的數(shù)據(jù)處理程序，將農(nóng)民工子女數(shù)據(jù)信息由寬記錄轉(zhuǎn)換為長記錄，即將農(nóng)民工家庭中一個或多個子女的記錄轉(zhuǎn)換為單個農(nóng)民工子女的個人記錄，從而獲得農(nóng)民工子女調(diào)查數(shù)據(jù)4817條。本文所指留守兒童為父母雙方或一方在過去一年從農(nóng)村流動到其他地區(qū)半年以上，孩子留在戶籍所在地的農(nóng)村地區(qū)，并因此不能和父母雙方共同生活在一起的兒童；流動兒童為隨務工父母到戶籍所在地以外生活學習半年以上的兒童。本文將流動兒童和留守兒童界定為處于3～6年級義務教育階段且正在上學的非勞動年齡人口，即選取年齡約在9～12歲之間的兒童進行分析。之所以選擇這一階段的兒童，是由于初中階段兒童的自理能力顯著增強，流動與否可能對其學習表現(xiàn)并不會產(chǎn)生顯著影響，而3年級以下的兒童由于年齡較小在回答問卷方面存在一定困難。最終，調(diào)查符合條件的農(nóng)民工子女記錄為2132條，其中四川省1043人（占4892％），江西省1089人（占5108％）。在這些農(nóng)民工子女中，女孩共計988人（占4634％），男孩共計1144人（占5366％）。農(nóng)民工子女的學習表現(xiàn)通過2011—2012學年第一學期期末考試的語文、數(shù)學以及英語成績等進行反映，相關數(shù)據(jù)是調(diào)查者通過詢問兒童的老師得到的。由表1可知，總體上看，與留守兒童相比，流動兒童的語數(shù)外三科成績相對較低，其中數(shù)學和英語成績的差異較為明顯，語文成績差異相對較小，這一特點在江西地區(qū)和四川地區(qū)也均得到體現(xiàn)。分地區(qū)來看，江西地區(qū)的農(nóng)民工子女，無論是流動兒童還是留守兒童，其成績均高于四川地區(qū)對應類型農(nóng)民工子女的學習成績，其中流動兒童的差異程度相對更大一些。表2給出了抽樣兒童的類型分布情況。由表2可知，留守兒童和流動兒童分別占總數(shù)的7148％和2852％，農(nóng)民工的子女仍然以留守農(nóng)村為主。具體來看，對留守兒童，無父母留守和隨母親留守是留守兒童的主要形式，分別占全體留守兒童的5603％和3327％，全體抽樣兒童的4005％和2378％；隨父親留守所占比率較少，僅占全體留守兒童的1070％，全體抽樣兒童的765％。對流動兒童，隨父母流動是流動兒童的主要形式，占全體流動兒童的7319％，全體抽樣兒童的2088％；隨父親流動和隨母親流動所占比率較少，僅占全體流動兒童的1464％和1217％，全體抽樣兒童的417％和347％。此外，由表2可知，農(nóng)民工子女排在前三位的狀態(tài)依次為無父母留守、隨母親留守以及隨父母流動（分別為4005％、2378％和2088％），排在后三位的狀態(tài)依次為隨父親留守、隨父親流動和隨母親流動（分別為765％、417％和347％）。然而，鑒于我國外出人口基數(shù)巨大，后三種情形在實踐中同樣應予以重視。分地區(qū)來看，對于同一種分布類型，江西和四川地區(qū)民工子女在該類型所占的比率較為接近，其差異大部分上可以控制在10％的范圍內(nèi)。其中，隨母親留守和隨父母流動為最為接近的類型（分別為5207％vs4793％，4697％vs5303％），隨父親流動和隨母親流動是差異最為懸殊的類型（分別為4270％和5730％，6215％vs3784％）。

（二）變量選取

應用PSM選擇匹配變量的基本原則是，匹配變量應是影響農(nóng)民工子女學習表現(xiàn)及其自身是否流動的協(xié)變量（或稱為特征變量）。結(jié)合已有文獻和可得數(shù)據(jù)，本文用于第一步估計農(nóng)民工子女參與流動的傾向分數(shù)的特征變量主要如下：首先，農(nóng)民工子女的特征變量，主要包括兒童年齡、性別（規(guī)定1男，0女）以及是否獨生子女（1是0否）等。由于農(nóng)民工子女尚未成年，往往不能完全決定自己是與外出務工的父母流動，還是留守農(nóng)村。但是，他們的個人特征通常會是家長做出兒童流動與否決策的考慮因素，外出務工的父母及其他家庭成員很可能會由于不同的特征（如性別、年齡特征和是否獨生子女等）決定他們的“去”或“留”。其次，作為父母的農(nóng)民工特征變量，主要包括父母年齡、父母是否具備高中及以上學歷（1是0否）、月均收入（單位為萬元）以及是否希望獲得城市戶口（1是0否）等。作為外出務工者，他們的年齡、受教育狀況以及收入水平從客觀方面說明了在子女撫養(yǎng)和教育方面所擁有的能力大小和資源多少，同時他們對城市社會的主觀認同（是否希望獲得城市戶口）也可能會對其子女是否流動的決策產(chǎn)生影響。再次，農(nóng)民工子女學習特征變量，主要包括父母對兒童未來的教育期望①、兒童對各科教師是否滿意（1是0否）以及兒童與同學關系是否融洽（1是0否）等。農(nóng)民工對兒童未來的教育期望越高，則增加教育投資的可能性越大，對其督促和管理就會越嚴格，從而可能影響子女的學習表現(xiàn)。此外，兒童對各科教師是否滿意以及與同學關系是否融洽一般也會對自身的成績產(chǎn)生一定影響。然后，農(nóng)村社會支持與遷移信息特征變量，主要包括家庭人口規(guī)模、父母是否有一方在老家、家中65歲以上老人數(shù)、遷移區(qū)域（本文規(guī)定省內(nèi)遷移為0，鄰省遷移為1，外省遷移為2）、是否位于四川省（1是0非）等。參照相關研究，如果將農(nóng)村家庭的人口規(guī)模以及家中老人數(shù)看作是衡量農(nóng)村社會支持數(shù)量因素，那么，父母是否有一方在老家則可以看作是反映農(nóng)村社會支持質(zhì)量因素。另外，遷移區(qū)域反映了遷移的成本，其中包括物質(zhì)成本和心理成本，遷移的區(qū)域離家越遠，這些成本可能越高。此外，農(nóng)民工的日常生活及相關制度因素，本文參照相關研究②，提出變量主要包括居住方式③（本文規(guī)定資本主導型取值為0，社會主導型為1）、居住質(zhì)量④、老家教育政策（是否有優(yōu)惠政策）⑤、城市教育政策⑥（是否有收費政策）等。城市打工的日常生活狀況不僅決定著農(nóng)民工個人的生活質(zhì)量，還很可能是影響他們決定子女流動與否的重要條件。比如，相對于出租屋而言，工廠宿舍的房間多是集體居住，使農(nóng)民工攜帶及照顧子女存在諸多不便；在城市，居住質(zhì)量的高低也在某種程度上影響著農(nóng)民工是否有條件隨帶和照顧子女。此外，政策因素（如老家和城市教育政策）也可能會對農(nóng)民工子女是否流動產(chǎn)生影響。最后，為學校特征變量，主要包括是否公辦學校（1是0否）、學校師生比、大專以上學歷教師比率、具有教師資格證教師比率等。相關變量反映了農(nóng)民工子女所在學校的教學和師資質(zhì)量，而這些因素往往會對其成績產(chǎn)生一定影響。值得注意的是，傾向值匹配要求在計算傾向得分后進行樣本匹配，為此還需檢驗這種匹配是否能平衡相關控制變量的分布。該條件要求匹配之后的流動兒童（處理組）和留守兒童群體（控制組）在各個控制變量上不應有系統(tǒng)差別，這個過程被稱為平衡性檢驗①（BalancingTest）。我們對樣本數(shù)據(jù)進行的檢驗表明，樣本匹配后能夠通過平衡性檢驗，即在處理組和控制組之間進行匹配所使用的控制變量不再存在系統(tǒng)差異或差異很微小，基本達到了隨機試驗類似的效果。這就表明，本文采用PSM方法可以消除或大大削弱樣本自選擇所導致的內(nèi)生性估計偏誤。

四、估計結(jié)果與穩(wěn)健性分析

（一）實證結(jié)果

在回歸之前，我們對成績按照兒童所在學校和年級進行了標準化。因為不同學?？荚囋嚲?、評分標準不同，不經(jīng)過處理就很容易造成不同學校和年級之間的分數(shù)不可比，標準化成績?yōu)閮和诒灸昙壍南鄬Τ煽?，因而更具有可比性，相關結(jié)果參見表4。首先，分析農(nóng)民工子女流動與否對語文成績的影響。由表4可知，相對于留守兒童，農(nóng)民工子女參與流動的影響（ATE）負向不顯著，即就總體而言，農(nóng)民工子女無論是流動還是留守，其語文成績并無顯著變化；處理組的處理效應（ATT）負向且在10％水平上顯著，即對于流動兒童而言，若其不隨遷而成為留守兒童，其語文成績會增加0133個標準差；控制組的處理效應（ATU）負向且在10％水平上顯著，即對于留守兒童而言，若其隨遷而成為流動兒童，其語文成績會降低01541個標準差。其次，分析農(nóng)民工子女流動與否對數(shù)學成績的影響。相對于留守兒童，農(nóng)民工子女參與流動的影響負向且在5％水平上顯著，即就總體而言，農(nóng)民工子女如果選擇流動而不是留守，其數(shù)學成績會降低01693個標準差；處理組的處理效應負向且在1％水平上顯著，即對于流動兒童而言，若其不隨遷而成為留守兒童，其數(shù)學成績會增加0238個標準差；控制組的處理效應負向且在10％水平上顯著，即對于留守兒童而言，若其隨遷而成為流動兒童，其數(shù)學成績會降低01865個標準差。最后，分析農(nóng)民工子女流動與否對英語成績的影響。相對于留守兒童，農(nóng)民工子女參與流動的影響負向且在5％水平上顯著，即就總體而言，農(nóng)民工子女如果選擇流動而不是留守，其英語成績降低02436個標準差；處理組的處理效應負向且在1％水平上顯著，即對于流動兒童而言，若其不隨遷而成為留守兒童，其英語成績增加03275個標準差；控制組的處理效應負向且在1％水平上顯著，即對于留守兒童而言，若其隨遷而成為流動兒童，其英語成績將會下降04037個標準差。綜上可知，農(nóng)民工子女如果選擇流動而不是留守，會對其數(shù)學和外語成績產(chǎn)生負面影響，但對語文成績并無顯著影響；流動兒童如果不外出而成為留守兒童，其語數(shù)外成績均顯著提升；留守兒童如果隨遷而成為流動兒童，其語數(shù)外成績均顯著降低。

（二）穩(wěn)健性分析

1．穩(wěn)健性檢驗一：隨父母流動VS無父母留守由表2可知，隨父母流動是農(nóng)民工子女流動的主要形式，隨母親留守和無父母留守是農(nóng)民工子女留守的主要形式。因此，在穩(wěn)健性檢驗中，我們嘗試對處理組和控制組進行重新定義，即將“隨父母流動”的兒童作為處理組，而將“無父母留守”和“隨母親留守”的兒童作為控制組。此時，滿足上述定義的處理組兒童為445人，控制組兒童為1361人。表6給出了重新定義處理組和控制組之后的回歸結(jié)果。由表6可知，就總體而言，相對于無父母留守兒童，隨父母流動兒童的數(shù)學和英語成績顯著下降，但語文成績并無顯著變化；對于隨父母流動的兒童而言，若其成為無父母留守兒童，語數(shù)外成績均顯著提升；對于無父母留守兒童而言，若其隨父母流動，其語數(shù)外成績均顯著下降。2．穩(wěn)健性檢驗二：父母在留守狀態(tài)中扮演的角色父母在兒童成長過程中所扮演的角色是不一樣的，一旦其缺失時所產(chǎn)生的影響也是有區(qū)別的：父親角色的缺失可能導致子女缺乏足夠的學業(yè)輔導和行為監(jiān)管；母親角色的缺失可能致使子女缺乏必要的日常生活照料、情感呵護和心理支持；父母親角色的同時缺失可能造成子女多方面的需求得不到應有的滿足。以上各種情況，都可能會影響兒童的學習表現(xiàn)。那么對于留守兒童或者流動兒童而言，不同留守形式和流動形式之間對其學習表現(xiàn)影響是否具有顯著差異，本文對此展開分析。首先，我們分析不同留守形式之間的影響是否存在顯著差異。在此部分的穩(wěn)健性檢驗中，我們將區(qū)分隨父親留守、隨母親留守以及無父母留守影響之間的差異。我們以“隨父親留守VS隨母親留守”為例，在這個穩(wěn)健性檢驗中，我們將“隨父親留守”的兒童定義為處理組，將“隨母親留守”的兒童定義為控制組，其余依此類推。簡便起見，表7只給出ATE的估計結(jié)果。由表7可知，相對于隨母親留守兒童，隨父親留守兒童的數(shù)學和英語成績顯著下降，但語文成績并無顯著變化；相對于無父母留守兒童而言，隨父親留守兒童的語數(shù)外成績并無顯著變化；相對于無父母留守的兒童而言，隨母親留守的數(shù)學和英語成績均有明顯提升，但語文成績并無顯著變化。換句話說，在留守兒童群體中，隨父親留守和無父母留守對兒童學習表現(xiàn)的影響基本上沒有差異，而隨母親留守的留守兒童相對來說成績會高一些。上述結(jié)果表明，相對于父親角色的缺失，母親角色缺失的影響更為顯著，這也與陶然和周敏慧的結(jié)論是相類似的。3．穩(wěn)健性檢驗三：父母在流動狀態(tài)中扮演的角色在此部分的穩(wěn)健性檢驗中，我們將區(qū)分隨父親流動、隨母親流動以及隨父母流動影響之間的差異。以“隨父親流動VS隨母親流動”為例，在這個穩(wěn)健性檢驗中，我們將“隨父親流動”的兒童定義為處理組，將“隨母親流動”的兒童定義為控制組，其余依此類推。簡便起見，表8只給出ATE的估計結(jié)果。由表8可知，相對于隨母親流動兒童，隨父親流動兒童的數(shù)學和英語成績顯著下降，但語文成績并無顯著變化；相對于隨父母流動兒童而言，隨父親流動兒童的數(shù)學和英語成績顯著下降，但語文成績并無顯著變化；相對于隨父母流動的兒童而言，隨母親流動的語數(shù)外成績并無顯著變化。換句話說，在流動兒童群體中，隨母親流動和隨父母流動對兒童學習表現(xiàn)的影響基本上沒有差異，而隨父親流動的流動兒童相對來說成績會低一些。上述結(jié)果表明，母親角色對流動兒童學習表現(xiàn)的影響同樣至關重要，一旦母親參與外出，父親外出與否基本上不會對流動兒童成績產(chǎn)生顯著影響。

五、研究結(jié)論