涂詠梅,劉若泓,祁 毓
(1.武漢紡織大學經濟學院,武漢 430073;2.中南財經政法大學財稅學院,武漢 430074;3.武漢大學經濟與管理學院,武漢 430072)
近年來,一些學者開始利用微觀數據和教育生產函數方法分析學生成績的影響因素,如胡詠梅、杜育紅(2009)和薛海平、王蓉(2010)所做的研究。這兩項研究均證明了我國初等學校的資源配置對校際間學生平均成績有顯著影響。此外,胡詠梅、杜育紅(2009)還討論了學校資源配置與學生個體因素(如學習態(tài)度、性別等)的交互作用。
當前,學者們在義務教育均衡發(fā)展的內涵、表現、影響因素等方面已取得了卓有成效的研究。與此同時,更為深層次的問題也開始“浮出水面”,一是義務教育均衡發(fā)展的理論基礎;二是對義務教育質量不均衡評估及其影響因素的分析;三是包括學校資源和家庭資源在內的廣義教育資源是如何影響義務教育質量的,這是義務教育質量均衡的核心問題;四是如何制定更具針對性的財政政策。
筆者于2011年5月7日~5月15日對某區(qū)(縣)31所小學進行了調研,共發(fā)放問卷1860份,回收問卷1826份,有效問卷1597份,回收率98.17%,有效率84.76%。
本文分析的重點在縣域內義務教育質量均衡發(fā)展及影響因素上,核心解釋變量為教育質量,以該區(qū)中小學2010~2011學年度第一學期期末考試語文和數學成績度量。我們將影響學生成績的因素分為家庭因素(含個體)和學校因素。家庭層面的因素包括性別、父母教育背景、父母職業(yè)、家庭收入、學習態(tài)度等;學校層面的因素包括生均公用經費、生均事業(yè)費、生均體育場館面積、師生比等。
表1報告的是樣本地學校之間和學校內部個體之間四年級和六年級語文和數學成績的差異,我們將分別就學校因素和家庭因素對學生成績的影響進行描述分析。
表1 語文成績與數學成績校際間成績差異與內部成績平均差異
通過對數據的統(tǒng)計處理,我們發(fā)現,在學校層面:①無論是生均人員經費還是生均公用經費,均與平均成績負相關,而人員經費總額和公用經費總額卻與平均成績正相關;②生均校舍面積、生均圖書冊書、生均運動場館面積和生均計算機臺數均與學生成績呈負相關;③專任教師比、40歲以下教師比、高級教師比與學生成績正相關;④除六年級數學成績外,學校規(guī)模與學生成績呈較為明顯的正相關關系。
在家庭層面:①女生成績較男生有優(yōu)勢;②父母學歷越高,其子女成績越高;③家庭和睦可以顯著促進學生成績的提高;④來自于鄉(xiāng)村地區(qū)的孩子成績明顯低于城鎮(zhèn)地區(qū)的孩子成績;⑤上過幼兒園的學生,其成績具有較為明顯的優(yōu)勢;上課經常舉手回答問題的學生成績相對較高;培優(yōu)對學生成績的影響不顯著。
本文使用多層線性回歸模型(HLM),目的在于:一是分析學生家庭層面和學校層面的因素分別在多大程度上解釋教育質量的差異;二是挖掘學生家庭層面與學校層面的交互效應。根據第二部分描述性分析的初步判斷,我們對影響教育質量的因素分別進行了歸類,一方面消除可能存在的多層共線性問題,如父親的教育背景和母親的教育背景取其一即可;二是將一些不顯著的因素剔除。
本文首先使用HLM的零模型來判斷兩個層面因素分別對教育質量的影響,以此決定是否有必要將兩個層面的因素納入完整的模型中做進一步分析。零模型如下:
第一層:Yij=βoj+rij其中,Var(ri)=σ2
第二層:β0j=r00+μoj其中,Var(μ0j)=τ00
其中,β0j為第一層截距,rij為隨機效應,r00為第一層截距在第二層的固定效應,μ0j為第二層隨機效應。要確定Y的總體變異中有多大比例是由第二層的差異造成的,就需要計算一個跨級相關ICC(Intra-Class Correlation)。若ICC值太小,表明樣本之間差異不顯著,ICC大于0.1才適合進行第二層分析。
通過方差分解發(fā)現,第一層面和第二層面的因素均能夠在較大程度上來解釋教育質量的差異。接下來,我們將探討學校因素對學生成績的兩個影響機制:一是對平均成績的直接影響作用;二是對家庭(含個體)因素影響成績的結構性調整作用。相應的,在零模型的基礎上加入自變量來構成完整的兩層線性回歸模型。
第一層模型:
Yij=βoj+β1jgender+β2jmedu+β3jfcareer+β4jfamin com+β5jfmrela+β6jstuattitude+β7jpresch+rij
第二層模型:
國內學者對現金持有的研究已經持續(xù)了很久,無論是外部因素還是內部因素都有涉及。因為只有管理層最終能決定企業(yè)現金持有策略,所以要想解決由于現金持有不當帶來的問題,應該重點挖掘管理層出現錯誤決策的原因。企業(yè)只有制定規(guī)范的日常治理制度,才能有效地監(jiān)督管理層的活動,而董事會的實際辦事效率在很大程度上取決于獨立董事真正發(fā)揮出的日常作用,這也是公司治理制度的關鍵所在。
β0j=r00+r01sjgyjf+r02sjts+r03ssb+r04gjjsb+r05xxgm+μ0j
β1j=r10+r11sjgyjf+r12sjts+r13gjjsb+r14xxgm+μ1j
β2j=r20+r21sjts+r22ssb+r23gjjsb+μ2j
β3j=r30+r31sjgyjf+r32gjjsb+μ3j
β4j=r40+r41sjgyjf+r42sjts+r43ssb+r44gjjsb+r45xxgm+μ4j
β5j=r50sjth+r51ssb+r52gjjsb+r53xxgm+μ5j
β6j=r60+r61sjgyjf+r62ssb+r63gjjsb+r64xxgm+μ6j
β7j=r70μ7j
以四年級為例,出語文和數學成績的截距平均數為79.998分和83.998分,在方差成分中,語文成績和數學成績組內方差分別為4.449和4.039,而組間方差則為9.511和10.318,chi-square值分別為159.024和115.493,在23個自由度下P值接近于0,表明學校間和學校內部的成績差異均較為顯著。
2.3.1 學校因素對學生成績的影響
總體上看,生均公用經費與學生成績顯著負相關,生均公用經費每提高100元,四年級學生的語文和數學成績分別下降0.05分和0.066分,這一點與薛海平、王蓉(2010)的研究結論相反。實證研究進一步表明,學校規(guī)模與學生語文成績呈正相關,但不顯著,與學生數學成績呈顯著的正相關,當學校規(guī)模每增加100人時,學生語文和數學成績分別提高0.5分和0.7分。最后,教師數量越多、質量越高對學生成績的正面效應越大,其中高級教師比重每提高1個百分點,學生語文和數學成績分別提高0.26分和0.37分。
表2 學校因素和家庭因素對教育質量影響的實證分析結果
2.3.2 家庭因素對學生成績的影響
表2所示的第一層面自變量下的截距項回歸系數就是家庭因素對成績的影響。總體上,學生家庭因素對學生成績的影響較為顯著。女生成績均顯著高于男生,男女生之間的語文和數學成績差距在5分和3.53分。母親的學歷越高,其子女成績可能更好,但并不顯著。家庭經濟條件越好的學生,其成績也相對較高。學習態(tài)度會影響學生成績。有過幼兒園經歷的學生,其成績也相對較高。
2.3.3 學校因素調整家庭因素對學生成績的影響
盡管家庭因素和學校因素均能夠獨立的影響到學生成績,但是這并不利于我們準確判斷教育質量差異背后的因素。家庭因素對成績影響是如何隨著學校因素的不同而發(fā)生變化的,這一影響由模型中鑲嵌于第一層面自變量下的第二層面自變量的回歸系數顯示。我們發(fā)現,在第一層面的性別變量項下,公用經費、高級教師比例和學校規(guī)模具有調節(jié)男女生成績差異的積極作用。在第一層面的母親教育背景變量項下,師生比具有降低母親教育背景對學生成績差異的作用。在第一層面的父親職業(yè)背景變量下,生均公用經費和高級教師比具有調節(jié)因父親職業(yè)背景所導致成績差異的效應。在第一層面的家庭收入變量下,高級教師比、學校規(guī)模具有緩解因學生家庭經濟條件差對成績生產負面影響的作用。在第一層面的學習態(tài)度變量下,公用經費越多、高級比重越高、學校規(guī)模越大,學生因學習態(tài)度所產生的成績差異越小。
本文基于對縣域內學生成績及影響因素的調查數據,實證分析了家庭因素、學校因素及其交互項對學生成績的影響,探尋了影響教育質量的三種路徑。總體上看,公用經費、高級教師比例和學校規(guī)模具有調節(jié)男女生成績差異的積極作用;師生比具有削弱母親教育背景對學生成績差異解釋的作用;生均公用經費和高級教師比具有調節(jié)因父親職業(yè)背景所導致成績差異的效應;高級教師比、學校規(guī)模具有緩解因學生家庭經濟條件差而對成績生產負面效應的作用。
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