學(xué)校環(huán)境與學(xué)生成績(jī)的性別差異

1、<p>　　學(xué)校環(huán)境與學(xué)生成績(jī)的性別差異</p><p>　　摘要：近幾十年來(lái)，隨著女生受教育權(quán)利越來(lái)越得到重視，男女生在受教育機(jī)會(huì)方面趨于平等，但學(xué)校中卻出現(xiàn)了男生平均成績(jī)相比女生普遍偏低的現(xiàn)象，學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的性別差異越來(lái)越明顯。本文采用學(xué)校固定效應(yīng)模型，分析不同的班級(jí)環(huán)境對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)斐傻挠绊懠捌湫詣e差異。研究結(jié)果顯示，男生學(xué)習(xí)成績(jī)落后的現(xiàn)象多存在于學(xué)習(xí)環(huán)境相對(duì)較差的學(xué)校。進(jìn)一步加入中間變量，初步

2、探析其形成機(jī)制后發(fā)現(xiàn)，在較差的學(xué)校中，男生容易在同伴群體中形成反學(xué)校的認(rèn)知、態(tài)度和行為，女生則較少受到這種影響，因而容易造成學(xué)習(xí)成績(jī)上的性別差異。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：性別差異 社會(huì)地位 學(xué)校環(huán)境 同伴效應(yīng) </p><p><b>　　一、問(wèn)題的提出 </b></p><p>　　近年來(lái)，中國(guó)學(xué)校中出現(xiàn)了所謂的“陰盛陽(yáng)衰”現(xiàn)象，女生

3、的平均成績(jī)普遍好于男生，成績(jī)的性別差異越來(lái)越明顯。許多媒體對(duì)此進(jìn)行了報(bào)道，比如《教育中國(guó)》刊登了《中國(guó)高?！瓣幨㈥?yáng)衰”現(xiàn)象嚴(yán)重，女生比例不斷上升》一文，文章指出，2008年，廈門大學(xué)的女生比例約為51%，已經(jīng)開始超過(guò)男生；2011年，廈大4904名本科新生中，女生占55.6%，比男生多了500多人。事實(shí)上，大學(xué)新生的男女比例差異其原因可以追溯到更為基礎(chǔ)的教育階段，如高中、初中甚至小學(xué)階段男女生在學(xué)習(xí)成績(jī)上的差異。男生在各科學(xué)習(xí)成績(jī)上低于

4、女生的現(xiàn)象，從基礎(chǔ)教育開始并逐漸向高等教育蔓延，這就是引人關(guān)注的“男孩危機(jī)”。這一概念最早由孫云曉、李文道兩位青年學(xué)者提出。 </p><p>　　國(guó)際學(xué)生評(píng)估項(xiàng)目PISA（Programme for International Student Assessment）對(duì)35個(gè)國(guó)家的研究結(jié)果顯示，女孩在所有教育評(píng)分上都高于男孩，這說(shuō)明“男孩危機(jī)”在國(guó)際上同樣是被熱切關(guān)注的現(xiàn)象。2009年6月，聯(lián)合國(guó)教科文組織統(tǒng)計(jì)研

5、究所的數(shù)據(jù)顯示，在被調(diào)查的148個(gè)國(guó)家和地區(qū)的高等教育階段的學(xué)生中，有104個(gè)國(guó)家和地區(qū)的女生比例超過(guò)50%，而超過(guò)60%以上的有27個(gè)。經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）統(tǒng)籌的學(xué)生能力國(guó)際評(píng)估計(jì)劃報(bào)告也指出，“21世紀(jì)的基本國(guó)民教育，更要關(guān)注的是男生的受教育問(wèn)題”，歐美一些國(guó)家甚至還提出了“拯救男孩計(jì)劃”。 </p><p>　　但國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于中國(guó)是否實(shí)際存在“男孩危機(jī)”這一現(xiàn)象仍然存在爭(zhēng)議，尤其是在青年研究領(lǐng)域。

6、李文道等學(xué)者（李文道、孫云曉，2012；李文道、趙霞，2010）引用實(shí)證數(shù)據(jù)支持“男孩危機(jī)”存在的說(shuō)法，并提出了“因性教育”等“拯救男孩”的建議。徐安琪（2010）則指出，“男孩危機(jī)”是個(gè)危言聳聽的命題。她認(rèn)為，多數(shù)國(guó)家和地區(qū)都存在女生擁有優(yōu)秀學(xué)業(yè)成績(jī)和較高升學(xué)率的現(xiàn)象，以男生學(xué)業(yè)成績(jī)的落后作為衡量“男孩危機(jī)”存在與否的標(biāo)準(zhǔn)，并由此判定“男孩危機(jī)”的存在是一個(gè)偽命題。周松青（2010）認(rèn)為，關(guān)于“男孩危機(jī)”是否存在的判斷缺少一個(gè)統(tǒng)一的形

7、式標(biāo)準(zhǔn)，在評(píng)價(jià)中容易被放大。他指出，實(shí)際存在的是男女生共有的教育危機(jī)問(wèn)題，而不是單獨(dú)的“男孩危機(jī)”。肖富群（2010）則以女生在就業(yè)中相較于男生的劣勢(shì)地位作為依據(jù)，指出現(xiàn)有秩序仍是男強(qiáng)女弱，認(rèn)為“男孩危機(jī)”并不存在。方剛（2010）從性別平等角度出發(fā)，指出“拯救男孩”這樣的觀念體現(xiàn)的是傳統(tǒng)的男權(quán)主義，違背國(guó)家提倡男女平等的基本國(guó)策，更與世界范圍內(nèi)倡導(dǎo)女性參與的理念相沖突。 </p><p>　　雖然本研究并不直接

8、探究在教育獲得的結(jié)果或其他方面上的“男孩危機(jī)”問(wèn)題，但國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于“男孩危機(jī)”的討論起源于學(xué)校過(guò)程中男女生在學(xué)習(xí)成績(jī)上的性別差異，表明這是個(gè)值得研究的問(wèn)題。因此，本文將主要分析在不同學(xué)校、不同人群中，這種學(xué)習(xí)獲得的性別差異是如何造成的，即不考慮學(xué)生將來(lái)的職業(yè)生涯和職業(yè)領(lǐng)域，僅就初中階段學(xué)生學(xué)業(yè)獲得的情況討論男生成績(jī)落后的現(xiàn)象。換而言之，男生在學(xué)習(xí)成績(jī)上差于女生的現(xiàn)象是否真實(shí)存在，這種現(xiàn)象是否會(huì)因?qū)W校環(huán)境的不同而不同？是什么因素導(dǎo)致男女

9、生在學(xué)習(xí)成績(jī)上的差異？對(duì)于這些問(wèn)題的回答將有助于我們對(duì)是否需要以及如何“拯救男孩”提出合理的依據(jù)。 </p><p>　　二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè) </p><p>　　（一）男女生受教育機(jī)會(huì)不平等 </p><p>　　受教育權(quán)利的不平等一直是社會(huì)分層與社會(huì)不平等領(lǐng)域研究的重點(diǎn)，這種不平等的討論多指向城鄉(xiāng)差異或社會(huì)階層地位的差異所導(dǎo)致的教育機(jī)會(huì)、教育過(guò)程和教育結(jié)果的

10、不平等（劉精明，2000；李春玲，2003；方長(zhǎng)春、風(fēng)笑天，2005，2008）。教育領(lǐng)域中關(guān)于性別差異的現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是關(guān)于教育機(jī)會(huì)的男權(quán)主義現(xiàn)象隨著社會(huì)發(fā)展是否弱化的研究。周小李（2007）通過(guò)梳理2000-2006年關(guān)于教育性別不平等的研究指出，性別不平等在教育領(lǐng)域表現(xiàn)為三個(gè)方面：一是教育機(jī)會(huì)的不平等。他認(rèn)為，不管將“教育機(jī)會(huì)均等”的標(biāo)準(zhǔn)定位在義務(wù)教育的入學(xué)率或成人教育的掃盲方面，還是將其定位在接受更高程度的教育機(jī)會(huì)等方面，女生都處

11、于相對(duì)劣勢(shì)地位。二是教育過(guò)程的不平等，如教材和課程中存在的性別歧視、在教學(xué)互動(dòng)過(guò)程中教師的互動(dòng)頻率和對(duì)象都更傾向于男生等現(xiàn)象。三是教育結(jié)果的不平等，即女生在就業(yè)領(lǐng)域的獲得普遍低于男生。 </p><p>　　不可否認(rèn)，由于社會(huì)總體水平的提升，社會(huì)范圍內(nèi)對(duì)男女平等觀念的提倡，計(jì)劃生育政策的實(shí)施和嚴(yán)格執(zhí)行，女生受到的教育不平等正在逐步減少，尤其是在受教育機(jī)會(huì)方面。葉華、吳曉剛（2011）的研究指出，國(guó)家促進(jìn)男女平等政

12、策和計(jì)劃生育政策的實(shí)施，通過(guò)影響家庭對(duì)子女教育的投資方式，縮小了性別間的教育差異，從而使得教育的性別不平等呈現(xiàn)縮小的趨勢(shì)。方長(zhǎng)春（2009）通過(guò)構(gòu)造性別平等指標(biāo)GPI（Gender Parity Index），利用2005年全國(guó)人口1%的抽樣調(diào)查資料分析指出，由于均衡男女受教育機(jī)會(huì)的政策的完善，男女之間的受教育差異正在逐步縮小。 </p><p>　　國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研究多采用定量分析方法，以被調(diào)查者最終獲得的受教育年限

13、作為教育獲得的測(cè)量，探討影響教育獲得的結(jié)果是否存在性別差異，研究教育獲得性別不平等的發(fā)展趨勢(shì)，較少討論和分析在學(xué)校過(guò)程中學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得是否存在性別差異，而毫無(wú)疑問(wèn)，學(xué)校過(guò)程是個(gè)人社會(huì)化的重要階段。 　?。ǘW(xué)校環(huán)境、同伴群體對(duì)學(xué)業(yè)獲得的性別差異的影響 </p><p>　　勒格維和蒂皮特（Legewie and DiPrete，2012）通過(guò)研究德國(guó)的情況指出，在學(xué)校學(xué)習(xí)過(guò)程中的學(xué)習(xí)成績(jī)獲得存在性別差異。他們

14、的研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會(huì)地位對(duì)學(xué)生進(jìn)入何種層次的學(xué)校具有重要影響，不同的學(xué)校環(huán)境對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的獲得及其性別差異的形成有重要作用；而同一個(gè)學(xué)校、不同的同伴群體會(huì)對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)獲得存在顯著影響，且同樣存在著性別差異。 </p><p>　　家庭社會(huì)地位一直是探討教育獲得機(jī)制的重要因素。1966年，科爾曼（Coleman，1966）發(fā)表了基于實(shí)證數(shù)據(jù)形成的報(bào)告《教育機(jī)會(huì)之均等》，揭示了家庭社會(huì)地位對(duì)個(gè)人學(xué)業(yè)獲得的重要影響，在

15、社會(huì)學(xué)界和教育學(xué)界引起重大反響。之后，國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者的研究也指出，家庭背景對(duì)個(gè)人最終的教育獲得具有重要影響（李春玲，2003；劉精明，2000；方長(zhǎng)春、風(fēng)笑天，2005；布爾迪厄，1997；Buchmann and DiPrete，2006；Legewie and DiPrete，2009）。 </p><p>　　在《教育機(jī)會(huì)之均等》報(bào)告發(fā)表后的20年，人們認(rèn)為學(xué)校效應(yīng)遠(yuǎn)不如家庭資本重要，學(xué)校不是理想概念中社會(huì)

16、資源的再分配機(jī)制。漢努舍（Hanushek，1989）的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制了學(xué)生家庭背景之后，一般意義上衡量教師和學(xué)校質(zhì)量的指標(biāo)，如學(xué)校投入、教師教育水平、經(jīng)驗(yàn)等與學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得不存在系統(tǒng)相關(guān)。但是，隨著學(xué)校系統(tǒng)的改善，這種觀點(diǎn)已經(jīng)有所改變。新近研究指出，學(xué)校資源和學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得有正相關(guān)關(guān)系（Greenwald et al，1996），且教師質(zhì)量也是學(xué)生學(xué)業(yè)獲得的重要指標(biāo)（Jennings and DiPrete，2010）。結(jié)合經(jīng)驗(yàn)，各

17、個(gè)學(xué)校的基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境、師資力量、課程設(shè)置以及生源、學(xué)習(xí)氛圍和文化環(huán)境等都是不盡相同的，而這些對(duì)每個(gè)學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得具有重要影響?？梢哉f(shuō)，從小學(xué)到大學(xué)，甚至包括幼兒園，學(xué)校常常因其所提供的各種教育資源存在質(zhì)量方面的差異而被人為地劃分出等級(jí)層次，因此說(shuō)，學(xué)生學(xué)業(yè)獲得是存在學(xué)校效應(yīng)的。 </p><p>　　但關(guān)于學(xué)業(yè)獲得的性別差異是否也存在學(xué)校效應(yīng)則存在爭(zhēng)議，只有少數(shù)學(xué)者考察了學(xué)習(xí)成績(jī)性別差異的程度在不同學(xué)校之間的分布

18、?，斊娴热耍∕achin et al，2005）認(rèn)為，學(xué)校環(huán)境對(duì)學(xué)業(yè)獲得的影響不存在性別差異，但德國(guó)學(xué)者德瑟爾等人的研究結(jié)果表明，在不同學(xué)校，學(xué)習(xí)成績(jī)的性別差異程度存在顯著不同（轉(zhuǎn)引自Legewie and DiPrete，2012：466）。勒格維和蒂皮特（Legewie and Diprete，2012）贊同科爾曼所說(shuō)的學(xué)校能像家庭那樣提供一個(gè)學(xué)習(xí)導(dǎo)向型的學(xué)習(xí)環(huán)境，從而激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)，但認(rèn)為這種環(huán)境的影響過(guò)程是存在性別差異的，男生能夠

19、比女生獲得更多的激勵(lì)，究其原因是因?yàn)槟信谒诃h(huán)境中建構(gòu)了性別特征，這種性別文化能夠影響男女生之間的互動(dòng)以及對(duì)學(xué)習(xí)的不同態(tài)度和方法（Howe，1997）。男生競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)較強(qiáng)，對(duì)所在環(huán)境的敏感性比較高，而女生則較少受到這種影響。因此，總體而言，在差學(xué)校中，男生因?yàn)槭艿椒菍W(xué)習(xí)導(dǎo)向的環(huán)境影響較大，所以成績(jī)比女生落后，而在好學(xué)校中，學(xué)習(xí)導(dǎo)向氛圍比較濃厚，男生能受到更多的激勵(lì)，因此學(xué)習(xí)成績(jī)與女生的差距會(huì)較小，甚至比女生好。根據(jù)上述討論，本文提出假

20、設(shè)1：</p><p>　　假設(shè)1：在差學(xué)校中，男生學(xué)習(xí)成績(jī)落后于女生的現(xiàn)象比較明顯；而在好學(xué)校中，這種學(xué)習(xí)成績(jī)的性別差異不存在或者不明顯。 </p><p>　　不同的學(xué)校效應(yīng)產(chǎn)生于該校投入的教學(xué)資源以及在學(xué)校內(nèi)部形成的文化環(huán)境，后者的形成一部分取決于學(xué)校的規(guī)章制度，另一部分則取決于學(xué)生群體中形成的文化，即同伴效應(yīng)（peer effect）。 </p><p>　

21、　科爾曼（Coleman，1961）認(rèn)為，家庭社會(huì)資本是學(xué)業(yè)獲得最重要的決定因素，但他同時(shí)也指出，班級(jí)同伴群體如果擁有更多的社會(huì)資源和種族融合度，學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得就能有所提高?；趯?duì)美國(guó)芝加哥地區(qū)10所中學(xué)學(xué)生的研究，科爾曼發(fā)現(xiàn)，同伴關(guān)系對(duì)青少年的社會(huì)參與、領(lǐng)導(dǎo)力及團(tuán)體身份等具有強(qiáng)烈影響，而且同伴的認(rèn)同比父母與老師的認(rèn)同對(duì)青少年而言更為重要，因此他認(rèn)為，學(xué)生的社會(huì)組成與學(xué)生學(xué)業(yè)獲得及個(gè)人背景的關(guān)系遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于學(xué)校的其他因素。這種相關(guān)背后的機(jī)制

22、是文化，擁有較強(qiáng)學(xué)習(xí)動(dòng)力和來(lái)自較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的學(xué)生群體更容易形成學(xué)習(xí)導(dǎo)向型的環(huán)境，同時(shí)有利于老師的教學(xué)過(guò)程。而同伴群體的效應(yīng)，主要是利用學(xué)生的平均社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位組成進(jìn)行測(cè)量，它對(duì)學(xué)校文化和學(xué)生學(xué)業(yè)獲得具有重要影響（Crosnoe，2009）。 </p><p>　　國(guó)外其他學(xué)者針對(duì)同伴效應(yīng)的研究，多是以定量研究方法檢驗(yàn)并肯定了同伴效應(yīng)在塑造教育成就和學(xué)業(yè)獲得中的作用。日門（Ream，2003）對(duì)墨西哥裔美國(guó)青少年

23、的研究表明，同伴社會(huì)資本是提升中學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的有力支持與資源。亞伯夫（Ryabov，2011）使用多層模型，以同伴社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（peer network）的平均成就來(lái)測(cè)量同伴社會(huì)資本，在學(xué)校層面和個(gè)體層面測(cè)量了同伴效應(yīng)，是一項(xiàng)針對(duì)所有種族的教育成就與學(xué)業(yè)獲得的預(yù)測(cè)。他的研究結(jié)果揭示出，處于隔離的同伴社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的學(xué)校的學(xué)生會(huì)比處于整合的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得與教育成就要好。同伴群體的網(wǎng)絡(luò)指數(shù)和學(xué)校的種族構(gòu)成被認(rèn)為可以顯著預(yù)測(cè)教育成就和學(xué)業(yè)獲得

24、，同伴群體的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在學(xué)校層面是最顯著的變量。 </p><p>　　國(guó)內(nèi)研究同伴效應(yīng)與學(xué)業(yè)獲得間關(guān)系的重點(diǎn)主要是同伴關(guān)系在青少年社會(huì)化過(guò)程中的重要性及其影響機(jī)制。陳亮、于鳳杰（2009）指出，新近的研究開始重視同伴群體對(duì)個(gè)體發(fā)展的重要性。譚莉（2007）指出，同伴群體是社會(huì)化過(guò)程的一個(gè)重要機(jī)制，且具有關(guān)系平等性、交流開放性和交往互動(dòng)性的特點(diǎn)，對(duì)青少年行為規(guī)范和生活目標(biāo)的社會(huì)化具有重要影響。在社會(huì)化過(guò)程中，青

25、少年在與同伴的互動(dòng)中形成自己的亞文化，確立自己的理想、價(jià)值取向并為之奮斗。龍君偉等人（2004）在討論同伴學(xué)習(xí)環(huán)境及其作用機(jī)制時(shí)，將同伴學(xué)習(xí)環(huán)境分為“指導(dǎo)性學(xué)習(xí)環(huán)境”和“泛化性學(xué)習(xí)環(huán)境”?！爸笇?dǎo)性學(xué)習(xí)環(huán)境”是指由教育者為促進(jìn)學(xué)習(xí)而建構(gòu)的通過(guò)同伴之間的相互作用來(lái)提供支持性與建設(shè)性氛圍的環(huán)境，這種環(huán)境通過(guò)惰性知識(shí)的激活、認(rèn)知沖突和合作建構(gòu)等機(jī)制發(fā)揮作用；而“泛化性學(xué)習(xí)環(huán)境”的特點(diǎn)是學(xué)生通過(guò)觀察獲取內(nèi)隱的信息，比如非正式群體中的價(jià)值觀、態(tài)度等

26、，這種學(xué)習(xí)環(huán)境隨處可見。在泛化性學(xué)習(xí)環(huán)境中，同伴群體在日常生活中形成的非正式群體，反映并影響著學(xué)生的行為、態(tài)度和價(jià)值觀等，通過(guò)同伴之間的社會(huì)性比較、反饋及觀察學(xué)習(xí)三種作用機(jī)制而產(chǎn)生積極或消極影響。 　　總的來(lái)說(shuō)，同伴</p><p>　　這種同伴群體的效應(yīng)對(duì)男生的影響相較于女生會(huì)更明顯（Legewie and DiPrete，2012）。一般而言，男生更活躍且更容易分心，同時(shí)也更具競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)（Francis，20

27、00；Howe，1997）。莫里斯（Morris，2008）在他的田野調(diào)查中指出，學(xué)校中存在的學(xué)習(xí)成績(jī)的性別差異，其可能的原因是男生受群體中認(rèn)同不努力學(xué)習(xí)的文化氛圍影響較大，而女生則較少受到這種影響，能夠較好地完成學(xué)業(yè)任務(wù)。 </p><p>　　本研究將學(xué)校過(guò)程中學(xué)生學(xué)業(yè)獲得的同伴效應(yīng)的主體界定為同一個(gè)班級(jí)環(huán)境中的學(xué)生群體，依據(jù)前述文獻(xiàn)，以班級(jí)學(xué)生社會(huì)地位組成的平均值作為測(cè)量同伴群體社會(huì)組成的指標(biāo)，班級(jí)平均社會(huì)

28、地位值越高，表示同伴群體社會(huì)組成的得分越高，而同伴群體社會(huì)組成的得分越高，學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)也應(yīng)該會(huì)越高，且這種影響對(duì)男生的作用可能會(huì)大于對(duì)女生的作用。由此，本文提出假設(shè)2： </p><p>　　假設(shè)2：在班級(jí)內(nèi)部形成的同伴群體的平均社會(huì)地位對(duì)學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)存在正相關(guān)的影響，且這種影響對(duì)于男生的作用大于女生，即影響存在性別差異。 </p><p>　　假設(shè)2.1：在控制其他變量不變的情況下，

29、班級(jí)平均社會(huì)地位越高，學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)胶谩?</p><p>　　假設(shè)2.2：在控制其他變量不變的情況下，班級(jí)平均社會(huì)地位對(duì)學(xué)生成績(jī)的正相關(guān)影響在男生群體中的作用要大于女生，即隨著班級(jí)平均社會(huì)地位的增加，男女生之間的學(xué)習(xí)成績(jī)差距縮小。 </p><p>　　前述文獻(xiàn)中提到，同伴群體的作用是通過(guò)形成同伴群體的文化環(huán)境來(lái)影響學(xué)生的認(rèn)知、行為和態(tài)度，從而影響到學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)。同時(shí)，班級(jí)環(huán)境造成的

30、男女生學(xué)習(xí)成績(jī)上的差異很有可能是由于在相同的同伴群體中，男女生在認(rèn)知、態(tài)度和行為方面受到的影響不同而造成的。我們可以把學(xué)生對(duì)男女生之間在學(xué)習(xí)能力方面差異的認(rèn)知、是否自主積極上學(xué)的態(tài)度和具體的學(xué)習(xí)行為作為中間變量，檢驗(yàn)同伴效應(yīng)在這三個(gè)方面是否也會(huì)造成影響以及這種影響是否存在性別差異，并檢驗(yàn)這三個(gè)測(cè)量指標(biāo)與學(xué)習(xí)獲得的關(guān)系。就此，本文提出假設(shè)3： </p><p>　　假設(shè)3：班級(jí)平均社會(huì)地位對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的影響所存在

31、的性別差異主要是通過(guò)影響男女生的認(rèn)知、態(tài)度和行為而發(fā)生作用。 </p><p>　　假設(shè)3.1：在控制其他條件不變的情況下，班級(jí)平均社會(huì)地位越高，學(xué)生的認(rèn)知、態(tài)度和行為得分越高。 </p><p>　　假設(shè)3.2：在控制其他條件不變的情況下，班級(jí)平均社會(huì)地位越高，男女生在認(rèn)知、態(tài)度和行為方面的得分差異越小。 </p><p>　　假設(shè)3.3：在控制其他條件不變的情況

32、下，學(xué)生在認(rèn)知、態(tài)度和行為方面的得分越高，學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)礁摺?</p><p>　　假設(shè)3.4：在控制其他條件不變的情況下，學(xué)生在認(rèn)知、態(tài)度和行為方面的得分越高，男女生之間的學(xué)習(xí)成績(jī)差距越小。 </p><p>　　三、數(shù)據(jù)、變量和方法 </p><p><b>　?。ㄒ唬?shù)據(jù) </b></p><p>　　本次研究采用的是

33、由國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金“城市、農(nóng)村、流動(dòng)人群的社會(huì)差別的形成與再生產(chǎn)”項(xiàng)目所收集的數(shù)據(jù)。該項(xiàng)目以在廣州市就讀的初中生群體作為研究對(duì)象。廣州是一個(gè)大型移民城市，其學(xué)生群體包括流動(dòng)青少年和城市青少年。流動(dòng)青少年主要源于民辦學(xué)校，城市青少年則集中在公立學(xué)校，因此，調(diào)查有針對(duì)性地選取了廣州市三個(gè)區(qū)七所學(xué)校（三所公立學(xué)校、四所民辦學(xué)校）中的七年級(jí)、八年級(jí)學(xué)生。七所學(xué)校包括位于廣州市越秀區(qū)的一所重點(diǎn)公立中學(xué)，位于荔灣區(qū)的一所普通公立學(xué)校、一所全日制公辦

34、外國(guó)語(yǔ)中學(xué)、一所新型的公有民辦外國(guó)語(yǔ)學(xué)校，以及位于天河區(qū)的三所農(nóng)民工子弟學(xué)校。其中，位于越秀區(qū)的重點(diǎn)公立中學(xué)（學(xué)校A）由于每個(gè)年級(jí)有12個(gè)班，班級(jí)數(shù)比其他學(xué)校平均班級(jí)數(shù)多一倍，因此每個(gè)年級(jí)只抽取了總班級(jí)數(shù)目（12個(gè)班）的1/2，即以隨機(jī)方式抽取6個(gè)班級(jí)號(hào)碼，兩個(gè)年級(jí)共抽取12個(gè)班，被抽到班級(jí)的全部學(xué)生均參與調(diào)查。其余六所中學(xué)的七年級(jí)、八年級(jí)共60個(gè)班級(jí)的全部學(xué)生都參與調(diào)查。抽得的樣本狀況如下： </p><p>

35、　　調(diào)查主要通過(guò)結(jié)構(gòu)式問(wèn)卷和標(biāo)準(zhǔn)化測(cè)試的方法收集數(shù)據(jù)，采用跟蹤調(diào)查的方式，于2011年3月正式開始，2012年6月結(jié)束，歷時(shí)三個(gè)學(xué)期，每學(xué)期進(jìn)行一次調(diào)查，目前已完成了三波問(wèn)卷調(diào)查的數(shù)據(jù)收集、錄入和清理工作。調(diào)查在第一階段共回收有效學(xué)生問(wèn)卷3233份，本次數(shù)據(jù)暫只使用第一次收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。 </p><p>　　學(xué)生問(wèn)卷測(cè)量了學(xué)生個(gè)人在認(rèn)知、態(tài)度、行為和學(xué)術(shù)上的表現(xiàn)，學(xué)生對(duì)于學(xué)習(xí)的能力、動(dòng)力和機(jī)會(huì)，以及學(xué)生在學(xué)

36、校、家庭、社區(qū)中的結(jié)構(gòu)性和關(guān)系性因素。伴隨每一次調(diào)查的進(jìn)行，都會(huì)有一次七所學(xué)校統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)學(xué)測(cè)試。數(shù)學(xué)成績(jī)的標(biāo)準(zhǔn)化測(cè)試方法為：七年級(jí)和八年級(jí)各用一套統(tǒng)一的數(shù)學(xué)試卷，在七個(gè)學(xué)校進(jìn)行測(cè)試，由數(shù)據(jù)項(xiàng)目組成員作為監(jiān)考人，統(tǒng)一考試時(shí)間，保證學(xué)生在條件相對(duì)一致的環(huán)境下進(jìn)行測(cè)試，最后由項(xiàng)目組成員進(jìn)行閱卷和分?jǐn)?shù)統(tǒng)計(jì)。 </p><p><b>　?。ǘ┮蜃兞?</b></p><p&

37、gt;　　在人們的一般期望中，男生的數(shù)學(xué)成績(jī)會(huì)比女生好，而語(yǔ)文、英語(yǔ)等成績(jī)相較于女生會(huì)差一些，教育學(xué)領(lǐng)域的不少研究也指出，女生由于感覺、思維、記憶等心理品質(zhì)的原因以及傳統(tǒng)的期望而在理科學(xué)習(xí)上差于男生，且這種情況到高中以上階段比較明顯（劉仁云、趙勝文，2003；談悅?cè)A，2006）。而本文主要研究的是初中階段男生學(xué)習(xí)成績(jī)相對(duì)于女生較差的現(xiàn)象，因此選用數(shù)學(xué)成績(jī)作為依據(jù)，討論男生在擁有較高期望的學(xué)科上的成績(jī)是否也落后于女生，這在某種程度上也許更

38、能說(shuō)明問(wèn)題。當(dāng)然，選用語(yǔ)文或英語(yǔ)成績(jī)或許更突出男生成績(jī)的落后，但是，我們無(wú)法據(jù)此猜測(cè)造成男女生各個(gè)學(xué)科成績(jī)的性別差異的機(jī)制是不一樣的。另外，由于數(shù)學(xué)測(cè)試有著較為客觀的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，可以避免英語(yǔ)、語(yǔ)文等文科主觀題測(cè)試過(guò)程中個(gè)人偏好所造成的誤差，同時(shí)，數(shù)學(xué)成績(jī)也最容易量化和測(cè)量，因此，數(shù)據(jù)只收集了學(xué)生的數(shù)學(xué)成績(jī)，我們將其定為本次分析的因變量。 　　（三）自變量 </p><p>　　1 個(gè)體/家庭因素測(cè)量指標(biāo) <

39、/p><p>　?。?）性別。本次研究的核心變量之一，其中男性=0，女性=1。 </p><p>　?。?）戶籍。其中農(nóng)村=0，城市=1。戶籍制度作為中國(guó)特有的現(xiàn)象，反映了學(xué)生的城鄉(xiāng)身份，在研究學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得中具有重要意義，是重要的控制變量。 </p><p>　?。?）父親的受教育年限。將該類別變量重新編碼為連續(xù)變量，即教育年限：小學(xué)及以下=6、初中=9、高中=12、

40、中專技校及職高=11、大專或大學(xué)本科=16、研究生及以上=19。在學(xué)生問(wèn)卷中，由于學(xué)生自身對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)條件的了解相對(duì)較少，如家庭收入、父母職業(yè)的分類等都難以給出確切的填答，所以我們選取父親的受教育程度這一相對(duì)可靠的變量作為對(duì)學(xué)生家庭社會(huì)地位的測(cè)量。不可否認(rèn)，家庭社會(huì)地位在很大程度上是與父親的教育程度相關(guān)的。 </p><p>　?。?）年級(jí)。模型的控制變量之一，其中七年級(jí)=0，八年級(jí)=1。 </p>

41、<p>　　（5）班級(jí)平均父親受教育年限。根據(jù)文獻(xiàn)，同伴群體的社會(huì)組成對(duì)于學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)具有重要影響，而每個(gè)學(xué)生的社會(huì)組成都是以父親的教育年限作為測(cè)量的，因此，在本文的數(shù)據(jù)分析中，都將以班級(jí)平均父親受教育年限作為同伴社會(huì)組成的衡量。 </p><p>　?。?）班級(jí)平均父親受教育年限和性別的交互項(xiàng)。為了檢驗(yàn)同伴效應(yīng)對(duì)數(shù)學(xué)成績(jī)產(chǎn)生的影響是否存在性別差異，設(shè)置了性別和班級(jí)平均父親受教育年限的交互變量。 <

42、;/p><p>　?。?）認(rèn)知量表。關(guān)于男女生能力差異認(rèn)知的4分同意量表（非常不同意、不同意、同意和非常同意），題目包括男生更擅長(zhǎng)理工類學(xué)科、女生更擅長(zhǎng)文史類學(xué)科、女生不適合體育項(xiàng)目等共計(jì)6小題。通過(guò)重新編碼使得量表中的每個(gè)小題具有同向性（分越高越趨向于男女平等），然后加總成為認(rèn)知測(cè)量。 </p><p>　　（8）態(tài)度量表。對(duì)上學(xué)態(tài)度的測(cè)量的4分同意量表（非常不同意、不同意、同意和非常同意）

43、，包括上學(xué)是因?yàn)橛腥?、上學(xué)是因?yàn)闆]有其他事情可做、上學(xué)是因?yàn)閯e人上學(xué)我也上學(xué)等共計(jì)9小題。同樣，通過(guò)重新編碼使得量表中的每個(gè)小題具有同向性（分越高越趨向具有積極的上學(xué)態(tài)度），然后加總成為態(tài)度測(cè)量。 </p><p>　?。?）行為量表。對(duì)學(xué)習(xí)行為的測(cè)量的4分同意量表（非常不同意、不同意、同意和非常同意），包括課前預(yù)習(xí)、上課認(rèn)真聽講、下課復(fù)習(xí)等共計(jì)7小題。同樣，通過(guò)重新編碼使得量表中的每個(gè)小題具有同向性（分越高越趨

44、向具有良好的學(xué)習(xí)行為），然后加總成為行為測(cè)量。 </p><p>　　2 學(xué)校層次測(cè)量指標(biāo) </p><p>　　學(xué)校的代碼。不同學(xué)校之間的成績(jī)存在差異是本研究的假設(shè)之一。本文給不同的學(xué)校賦予不同的代碼以區(qū)分學(xué)校的固定效應(yīng)，體現(xiàn)不同學(xué)校環(huán)境對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的基本影響。 </p><p>　?。ㄋ模?shù)據(jù)預(yù)處理：缺失值的多重插補(bǔ) </p><p>

45、　　在社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)的收集過(guò)程中難免會(huì)出現(xiàn)數(shù)據(jù)缺失，而缺失數(shù)據(jù)容易造成在原數(shù)據(jù)上進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析的效率偏低或結(jié)果偏倚，因此在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析之前往往需要對(duì)缺失值進(jìn)行處理。常規(guī)的缺失值處理方法包括刪除法和插補(bǔ)法。刪除法，即直接刪除包含缺失值的個(gè)案。但如果數(shù)據(jù)不是完全隨機(jī)缺失的，這種方法也可能會(huì)造成分析結(jié)果的偏倚。插補(bǔ)法則是指，根據(jù)一定的準(zhǔn)則，用合理的替補(bǔ)值代替原數(shù)據(jù)的缺失值（金勇進(jìn)、朱琳，2000）。合理有效地插補(bǔ)能夠使替換值最大可能地接近原有的缺

46、失值，幫助我們調(diào)整并構(gòu)造完整的數(shù)據(jù)集，從而有效減少由于數(shù)據(jù)缺失可能造成的估計(jì)偏差。 </p><p>　　插補(bǔ)法包括單一值插補(bǔ)法和多重插補(bǔ)法（multiple imputation）。單一插補(bǔ)法常見的有均值插補(bǔ)、中位值插補(bǔ)、極大似然法插補(bǔ)等，但單一插補(bǔ)法容易低估變量的方差，造成數(shù)據(jù)分布的改變。為了彌補(bǔ)這種不足，魯賓（Rubin，1987）提出了多重插補(bǔ)法，后來(lái)經(jīng)過(guò)學(xué)者們的不斷完善得到了很好的發(fā)展。不過(guò)，由于這種方

47、法需要計(jì)算多個(gè)插補(bǔ)值，占用更多計(jì)算機(jī)內(nèi)存，而且數(shù)據(jù)處理工作也很麻煩，因此在國(guó)內(nèi)的研究中較少使用。多重插補(bǔ)法，從根本上而言是一種模擬方法（金勇進(jìn)、朱琳，2000），它的邏輯是根據(jù)一定的法則，為每個(gè)缺失值計(jì)算m個(gè)插補(bǔ)值（m>1），由此產(chǎn)生出m個(gè)不含缺失值的數(shù)據(jù)集。繼而，分別對(duì)每個(gè)不含缺失值的數(shù)據(jù)集使用同樣的方法處理，并得到m個(gè)處理結(jié)果，綜合這些數(shù)據(jù)的處理結(jié)果，實(shí)現(xiàn)對(duì)目標(biāo)變量的估計(jì)。 </p><p>　　本研究

48、采用多重插補(bǔ)法對(duì)缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，其中m=30。在R軟件中進(jìn)行30次模擬插補(bǔ)，每一次插補(bǔ)都能得到一個(gè)完整的數(shù)據(jù)集，利用完整的數(shù)據(jù)集進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，儲(chǔ)存分析結(jié)果，取其平均，形成對(duì)模型的評(píng)估。 </p><p>　?。ㄎ澹颖竞突咀兞棵枋?</p><p>　　為了更直觀地對(duì)比多重插補(bǔ)前后數(shù)據(jù)的區(qū)別，我們?cè)谧兞糠植蓟厩闆r表中呈現(xiàn)插補(bǔ)前的原始數(shù)據(jù)和插補(bǔ)后的完整數(shù)據(jù)的情況（參見表3～表6）。 &

49、lt;/p><p><b>　　（六）分析模型 </b></p><p>　　結(jié)合文獻(xiàn)資料和經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，我們采用學(xué)校固定效應(yīng)模型（school fixed-effect）對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。因?yàn)樾枰獧z驗(yàn)班級(jí)同伴群體對(duì)成績(jī)的影響及其性別差異，所以模型納入了班級(jí)層次的學(xué)生平均社會(huì)地位得分、性別及其交互項(xiàng)，另外還加入了個(gè)體和班級(jí)層次的控制變量。因此，我們將研究模型設(shè)定為： </

50、p><p>　　其中，i、j和k分別代表不同的個(gè)體、學(xué)校和班級(jí)，aj表示各個(gè)學(xué)校的固定效應(yīng)，而Xi、μk分別代表個(gè)人和班級(jí)層次的控制變量。θ表示班級(jí)學(xué)生平均父親受教育年限組成效應(yīng)，δ表示這種效應(yīng)在男女生之間的區(qū)別。利用這個(gè)模型，我們可以分析在控制了學(xué)校間觀測(cè)不到的特征（學(xué)校的固定效應(yīng)）之后，性別、父親的受教育年限和班級(jí)同學(xué)的平均父親受教育年限是否對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)的獲得具有顯著影響，以及班級(jí)平均父親受教育年限的影響是否存在性

51、別差異。 </p><p><b>　　四、數(shù)據(jù)分析 </b></p><p>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)描述分析 </p><p>　　七所學(xué)校男女生平均數(shù)學(xué)成績(jī)的比較情況如圖1所示： </p><p>　　由圖1可以看出，不同學(xué)校之間，學(xué)生標(biāo)準(zhǔn)化測(cè)試的數(shù)學(xué)成績(jī)存在較大差別，學(xué)校1、3、4的平均成績(jī)比較高，學(xué)校5、6、7的比較低，

52、學(xué)校2處于中間。對(duì)應(yīng)實(shí)際的情況，學(xué)校1、3、4是學(xué)校資源和評(píng)價(jià)較好的學(xué)校，學(xué)校2雖然也是公立學(xué)校，但學(xué)風(fēng)評(píng)價(jià)遠(yuǎn)不如學(xué)校1、3、4，學(xué)校5、6、7則是各方面條件比較差的民辦學(xué)校。圖1的結(jié)果初步支持了學(xué)校固定效應(yīng)的存在，肯定了分析模型的合理性。 　　進(jìn)一步觀察圖1還可以發(fā)現(xiàn)，平均成績(jī)高的學(xué)校，也就是實(shí)際條件較好的學(xué)校，男女生之間的學(xué)習(xí)成績(jī)的差距會(huì)相對(duì)較小，有的學(xué)校男生成績(jī)甚至比女生高，如學(xué)校1。而在三所民辦學(xué)校，即學(xué)校5、6、7和相對(duì)較差

53、的公立學(xué)校2，男女生的成績(jī)差距是比較大的。這初步支持了假設(shè)2，即男女生的成績(jī)差距在差學(xué)校中存在，在好學(xué)校中則不存在或者不明顯存在。 </p><p>　　（二）分班的隨機(jī)過(guò)程 </p><p>　　勒格維和蒂皮特（Legewie and Diprete，2012）在分析德國(guó)的情況時(shí)提到，德國(guó)學(xué)生選擇學(xué)校并不是隨機(jī)過(guò)程，而是與家庭背景相關(guān)。為避免因分班的非隨機(jī)性而質(zhì)疑分析班級(jí)群體影響的合理性

54、，首先需要檢驗(yàn)學(xué)校內(nèi)部分班過(guò)程是否隨機(jī)。他們指出，德國(guó)第一階段的教育中，學(xué)校內(nèi)部的分班過(guò)程在劃片范圍內(nèi)是隨機(jī)的，而數(shù)據(jù)模擬的結(jié)果也顯示，各學(xué)校內(nèi)部的實(shí)際分班過(guò)程符合隨機(jī)原則。 </p><p>　　對(duì)比中國(guó)的現(xiàn)狀，學(xué)生選擇學(xué)校的過(guò)程同樣沒有遵循隨機(jī)原則。方長(zhǎng)春、風(fēng)笑天（2008）兩位學(xué)者指出，在國(guó)家推行義務(wù)教育的政策影響及社會(huì)整體發(fā)展水平提高的情況下，家庭階層地位對(duì)于教育機(jī)會(huì)獲得不平等的影響減小了，從整體而言，受

55、教育機(jī)會(huì)趨于平等。但是，家庭背景好的人往往能夠選擇優(yōu)質(zhì)教育資源，其子女往往更有可能獲得更好的教育機(jī)會(huì)。在中國(guó)，由于劃片和擇校機(jī)制，好學(xué)校所在區(qū)域的房?jī)r(jià)往往比較高，因此，能夠進(jìn)入好學(xué)校的學(xué)生通常是城市戶籍或家庭背景比較好的。而相對(duì)較差的學(xué)校，尤其是民辦學(xué)校則主要招收被身份制度阻擋在公立體制之外的農(nóng)村戶籍或外來(lái)城市戶籍、低收入階層的子女。家庭背景對(duì)于學(xué)生進(jìn)入不同層次的學(xué)校有著較為直接的影響。 </p><p>　　但

56、是，隨機(jī)分班的原則應(yīng)當(dāng)是適用于中國(guó)的情況的。國(guó)家明確規(guī)定，義務(wù)教育階段不允許設(shè)置和區(qū)分重點(diǎn)班、平行班，不管是分配學(xué)生還是教師都應(yīng)該遵循隨機(jī)原則以達(dá)到公平效果。但因?yàn)楸疚牡臄?shù)據(jù)中沒有關(guān)于家庭社會(huì)地位的較好測(cè)量（如SEI），因此無(wú)法仿照勒格維和蒂皮特的研究進(jìn)行隨機(jī)分班的有說(shuō)服力的檢驗(yàn)。而在實(shí)際調(diào)研過(guò)程中，我們了解到，只有1所公立學(xué)校（學(xué)校A）根據(jù)入學(xué)成績(jī)分了快慢班，這種根據(jù)學(xué)生成績(jī)分班的方法屬于自選擇過(guò)程，與家庭背景無(wú)直接關(guān)系；另外一所民辦

57、學(xué)校（學(xué)校E）確實(shí)存在家長(zhǎng)利用家庭經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)讓子女就讀重點(diǎn)班的情況，除此之外，其他絕大部分學(xué)校遵循了隨機(jī)分班原則。 </p><p>　　結(jié)合現(xiàn)有制度規(guī)定和實(shí)際調(diào)研情況，我們可以認(rèn)為，分學(xué)校的過(guò)程不是隨機(jī)的，而學(xué)校內(nèi)部分班的過(guò)程是隨機(jī)的。因此，選用班級(jí)群體而不是學(xué)校群體作為同伴群體的界定可以減少由于自選擇問(wèn)題引起的對(duì)數(shù)據(jù)結(jié)果的質(zhì)疑。 </p><p>　?。ㄈ?shù)據(jù)分析結(jié)果 </p&g

58、t;<p>　　我們首先以數(shù)學(xué)成績(jī)?yōu)橐蜃兞孔龆鄬哟文Ｐ偷牧隳Ｐ蜋z驗(yàn)，結(jié)果顯示rho=0.398，即總變異中的39.8%是由于學(xué)校之間的差異引起的，說(shuō)明數(shù)據(jù)具有高關(guān)聯(lián)強(qiáng)度的層次結(jié)構(gòu)，適合用固定效應(yīng)模型分析。 </p><p>　　接著，以數(shù)學(xué)成績(jī)作為因變量，以性別、父親受教育年限、班級(jí)平均父親受教育年限以及性別和班級(jí)平均父親受教育年限的交互作為自變量，以年級(jí)和戶籍作為控制變量，以7個(gè)學(xué)校作為分層，進(jìn)行

59、固定效應(yīng)回歸模型的分析，分析結(jié)果為表7的模型一。 </p><p>　　表7的結(jié)果說(shuō)明，在控制其他條件不變的情況下，女生的學(xué)習(xí)成績(jī)會(huì)顯著比男生高18.34分（p<0.01），正好支持了假設(shè)l。同樣，控制其他條件不變的情況下，班級(jí)的平均父親受教育年限每提高一年，學(xué)生的成績(jī)就會(huì)增加3.57分（p<0.01），支持了假設(shè)2.1；控制其他條件不變的情況下，班級(jí)平均經(jīng)濟(jì)地位每增加1分，女生的學(xué)習(xí)成績(jī)會(huì)比男生低1

60、.39分（p%0.01），即男女生之間學(xué)習(xí)成績(jī)的差距縮小了1.39分，假設(shè)2.2同樣得到了數(shù)據(jù)支持。模型一的結(jié)果支持了假設(shè)2。 </p><p>　　表8報(bào)告了以學(xué)生的認(rèn)知、態(tài)度、行為作為因變量，放人性別、父親受教育年限、班級(jí)平均父親受教育年限以及性別和班級(jí)平均父親受教育年限的交互作為自變量，以學(xué)生的年級(jí)和戶籍作為控制變量進(jìn)行固定效應(yīng)回歸的結(jié)果。 </p><p>　　模型一的結(jié)果說(shuō)明，在

61、控制其他條件不變的情況下，女生在認(rèn)知方面的得分比男生低1.217分（p<0.1），即女生更認(rèn)同男女生在學(xué)習(xí)能力上有差異的說(shuō)法；但在控制其他變量不變的情況下，班級(jí)平均父親受教育年限每增加一年，女生在認(rèn)知上的得分就會(huì)比男生多0.13分（p<0.05），即越不認(rèn)同男女生在學(xué)習(xí)能力上有差異的說(shuō)法。 </p><p>　　模型二的結(jié)果說(shuō)明，在控制其他條件不變的情況下，女生的態(tài)度得分比男生高2.433分（p<

62、;0.01）；在控制其他變量不變的情況下，父親的受教育年限每增加一年，學(xué)生的態(tài)度得分就會(huì)增加0.071分（p<0.01）；在控制其他條件不變的情況下，班級(jí)平均父親受教育年限每增加一年，學(xué)生的態(tài)度得分就增加0.254分（p<0.05）；在控制其他變量不變的情況下，班級(jí)平均父親受教育年限每增加一年，男生的態(tài)度得分比女生多0.149分（p<0.1）。 </p><p>　　模型三的結(jié)果說(shuō)明，在控制其他

63、變量不變的情況下，女生的學(xué)習(xí)行為得分比男生高4.145分（p<0.01）；在控制其他變量不變的情況下，父親的受教育年限每增加一年，學(xué)生的學(xué)習(xí)行為得分就會(huì)增加0.086分（p<0.01）；在控制其他變量不變的情況下，班級(jí)平均父親受教育年限每增加一年，學(xué)生的學(xué)習(xí)行為得分就會(huì)增加0.292分（p<0.05），在控制其他變量不變的情況下，班級(jí)平均父親受教育年限每增加一年，男生的學(xué)習(xí)行為得分比女生多0.303分（p<0.0

64、1）。 </p><p>　　表8的結(jié)果基本支持了假設(shè)3.1和假設(shè)3.2。表9是把學(xué)生認(rèn)知、態(tài)度和行為及其與性別的交互項(xiàng)這兩組變量依次作為自變量放進(jìn)表7模型一中進(jìn)行固定效應(yīng)回歸的嵌套模型的結(jié)果。 </p><p>　　表9中模型二的結(jié)果說(shuō)明，在控制其他條件不變的情況下，認(rèn)知得分每增加1分，學(xué)習(xí)成績(jī)就會(huì)增加0.586分（p<0.01），即越認(rèn)為男女生在學(xué)習(xí)能力上沒有差異，學(xué)習(xí)成績(jī)就越好

65、。在控制其他條件不變的情況下，態(tài)度得分每增加一分，學(xué)習(xí)成績(jī)就會(huì)提升0.533分（p<0.01），即學(xué)生上學(xué)態(tài)度越積極，學(xué)習(xí)成績(jī)就會(huì)越好。在控制其他條件不變的情況下，學(xué)習(xí)行為得分每增加一分，學(xué)習(xí)成績(jī)就會(huì)提高1.331分（p<0.01），即學(xué)生學(xué)習(xí)越勤奮，學(xué)習(xí)成績(jī)就會(huì)越好。模型二的結(jié)果支持了假設(shè)3.3。 　　比較模型一和模型二的BIC結(jié)果可知模型二優(yōu)于模型一。此外，還可以發(fā)現(xiàn)，性別與班級(jí)平均父親受教育年限及其交互項(xiàng)均保留了顯著

66、度，但回歸系數(shù)都變小了：性別的系數(shù)由18.34降為12.24，減少了6.14分；性別和班級(jí)平均父親受教育年限的交互項(xiàng)的系數(shù)則從-1.390變?yōu)?0.982，系數(shù)的絕對(duì)值減小0.408。這說(shuō)明，認(rèn)知、態(tài)度和行為作為對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)產(chǎn)生影響的中間變量，對(duì)于學(xué)習(xí)成績(jī)的性別差異也具有一定解釋力。 </p><p>　　模型三新加入的三個(gè)交互變量中，只有態(tài)度得分與性別的交互項(xiàng)是顯著的，即在控制其他條件不變的情況下，態(tài)度得分每增加

67、1分，男生的學(xué)習(xí)成績(jī)就會(huì)比女生高0.443分（p<0.1）。其他兩個(gè)交互項(xiàng)不顯著，說(shuō)明盡管認(rèn)知和學(xué)習(xí)行為對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)的影響是顯著的，但這種影響不存在性別差異，假設(shè)3.4僅得到部分支持。而對(duì)比三個(gè)模型的BIC結(jié)果也說(shuō)明，模型二仍是這組嵌套模型中的最優(yōu)模型。 </p><p><b>　　五、總結(jié)與討論 </b></p><p>　　數(shù)據(jù)分析的結(jié)果說(shuō)明，班級(jí)環(huán)境對(duì)學(xué)生

68、學(xué)習(xí)成績(jī)的影響是顯著的，且存在性別差異，這種差異來(lái)源于班級(jí)環(huán)境對(duì)男女生在認(rèn)知、態(tài)度和學(xué)習(xí)行為影響上的不同，而認(rèn)知、態(tài)度和學(xué)習(xí)行為對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)有著重要影響，但這種影響基本不存在顯著性別差異。 </p><p>　　盡管在認(rèn)知、態(tài)度和行為的測(cè)量上可能存在一定差別，但本研究對(duì)于廣州市七所中學(xué)的數(shù)據(jù)分析結(jié)果基本上支持了勒格維和蒂皮特的研究結(jié)論。在廣州市，男生學(xué)習(xí)成績(jī)落后的現(xiàn)象多存在于較差的學(xué)校，可能的原因是男生對(duì)同伴文化的

69、敏感度較高，相比女生更容易受到同伴群體的影響。當(dāng)同伴文化認(rèn)同學(xué)習(xí)成績(jī)時(shí)，男生能從中獲得更多的激勵(lì)，而在一個(gè)學(xué)習(xí)環(huán)境較差的學(xué)校中，同伴群體不認(rèn)同學(xué)習(xí)成績(jī)時(shí)，男生更容易培養(yǎng)出一種反學(xué)校的態(tài)度和行為，相反，女生同齡群體則較少受到這種環(huán)境因素的影響。因此，在較差的學(xué)校里更有可能存在男生學(xué)習(xí)成績(jī)落后于女生的現(xiàn)象。 </p><p>　　定性訪談的資料也說(shuō)明了這一點(diǎn)。其中，學(xué)校D的老師提到，男生群體中一旦熱衷于某些運(yùn)動(dòng)就會(huì)容

70、易分神，一下課或放學(xué)就去操場(chǎng)踢球，時(shí)間都花在運(yùn)動(dòng)上，學(xué)業(yè)成績(jī)就會(huì)變差，所以需要引導(dǎo)他們以學(xué)習(xí)為主。學(xué)校E的老師表示，學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)差，根本不想學(xué)習(xí)，學(xué)校在學(xué)習(xí)行為上的約束也只是流于表面，在這樣的環(huán)境中，學(xué)生要學(xué)好難，學(xué)壞很容易。所以，要減少男生學(xué)業(yè)成績(jī)落后的現(xiàn)象，合理的方法應(yīng)該’是在男生群體中塑造積極學(xué)習(xí)的文化氛圍。尤其是在學(xué)校環(huán)境較差的情況下，如何調(diào)動(dòng)學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣，提高他們的學(xué)習(xí)投入度，端正他們的學(xué)習(xí)行為，而不是在教育過(guò)程中將資源分配