張文宏，韓 鈺

(上海大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，上海 200444)

一、引言

教育公平問(wèn)題一直是教育學(xué)和社會(huì)學(xué)關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題，當(dāng)前對(duì)我國(guó)教育公平問(wèn)題的分析主要包括兩個(gè)方面：首先是家庭背景導(dǎo)致的教育不平等，其次是學(xué)校間的教育質(zhì)量不平等。對(duì)于家庭背景因素的影響，本文將不展開(kāi)深入的討論，本文旨在分析學(xué)校因素在教育不平等中的作用。根據(jù)美國(guó)著名教育經(jīng)濟(jì)學(xué)家Hanushek建立的經(jīng)典教育生產(chǎn)函數(shù)模型*Hanushek, E. A., “The economics of schooling: production and efficiency in public schools”, in Journal of Economic Literature, Vol.3 (1986), p.1141-1177.，除家庭背景之外，學(xué)校在教師、經(jīng)費(fèi)上的投入將會(huì)對(duì)教育質(zhì)量(成績(jī))產(chǎn)生影響。作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，教育資源在我國(guó)仍屬稀缺資源，在配置方面仍有很大的不均衡性，不同地區(qū)、不同學(xué)校之間所享受到的教育經(jīng)費(fèi)投入、教育基礎(chǔ)設(shè)施、師資力量等仍有較大差異，對(duì)教育資源配置在學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)中的作用展開(kāi)分析是十分必要的。

但是隨著研究的深入，學(xué)者們也開(kāi)始在原有的教育生產(chǎn)函數(shù)模型之外加入同伴關(guān)系的影響。根據(jù)社會(huì)心理學(xué)的研究成果，同輩群體是一個(gè)人成長(zhǎng)發(fā)展的重要環(huán)境因素，尤其是在青少年時(shí)期，同輩群體的影響日趨重要，甚至有可能超過(guò)父母和教師的影響。在一些實(shí)證研究中，學(xué)者們也已經(jīng)多方面證實(shí)了同伴關(guān)系對(duì)學(xué)生性格、心理和人際交往等方面的影響。在著名的科爾曼報(bào)告中，就開(kāi)始將同伴的作用運(yùn)用到分析學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)中，隨后也有一些學(xué)者展開(kāi)了對(duì)這一問(wèn)題的分析。但是在國(guó)內(nèi)的相關(guān)研究中，針對(duì)同伴關(guān)系對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)影響的研究還比較少，隨著我國(guó)教育機(jī)會(huì)的不斷擴(kuò)大，學(xué)生結(jié)構(gòu)越來(lái)越復(fù)雜，對(duì)這一問(wèn)題的實(shí)證分析也逐漸提上日程。隨著中國(guó)城市化的進(jìn)程，傳統(tǒng)的鄰里關(guān)系發(fā)生了變化，鄰里交往日漸減少，再加上我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行獨(dú)生子女政策的影響，目前處于青少年階段的學(xué)生較少擁有社區(qū)和家庭同輩群體，學(xué)校同學(xué)成為他們接觸最多、產(chǎn)生影響最大的同輩群體。

當(dāng)前我國(guó)初中階段基本上實(shí)行的是以“學(xué)區(qū)房”為基礎(chǔ)的就近入學(xué)政策，高中階段大多都是根據(jù)考試分?jǐn)?shù)的擇校入學(xué)政策?，F(xiàn)實(shí)生活中，不管哪種入學(xué)政策，擁有較多教育資源的重點(diǎn)學(xué)?？偸菚?huì)吸引更多家庭背景較好或?qū)W習(xí)成績(jī)較高的學(xué)生聚集，從而會(huì)出現(xiàn)一定程度的同質(zhì)聚集效應(yīng)。所以，在我國(guó)教育資源投入和同伴關(guān)系之間就具有一定的相關(guān)性，那么兩種效應(yīng)聚合在一起將會(huì)對(duì)學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)產(chǎn)生什么樣的影響？本文就旨在采用國(guó)際學(xué)生能力評(píng)估項(xiàng)目(PISA2015)中國(guó)四省市數(shù)據(jù)，以定量研究的方式分析學(xué)校因素中的教育資源和同伴關(guān)系對(duì)15周歲青少年學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的影響。

二、文獻(xiàn)述評(píng)與研究假設(shè)

對(duì)于教育投入即教育資源配置均衡問(wèn)題的關(guān)注一直是國(guó)內(nèi)學(xué)者研究的熱點(diǎn)，但這些研究主要在于分析不同區(qū)域、不同學(xué)校之間資源配置的不均衡及由此帶來(lái)的教育獲得方面的不平等問(wèn)題。他們往往把就讀學(xué)校的質(zhì)量作為重要的影響因素，認(rèn)為重點(diǎn)學(xué)校通常集中了優(yōu)秀的師資和生源，對(duì)兒童下一階段教育機(jī)會(huì)的獲得具有重要的影響*李忠路，邱澤奇：《家庭背景如何影響兒童學(xué)業(yè)成就?——義務(wù)教育階段家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響差異分析》，《社會(huì)學(xué)研究》，2016年第4期。。對(duì)于學(xué)校內(nèi)部教育資源配置與學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)之間關(guān)系的分析在國(guó)內(nèi)則起步較晚。然而國(guó)外這方面的研究早在20世紀(jì)60年代《科爾曼報(bào)告》中就展開(kāi)了討論，之后國(guó)外學(xué)者圍繞學(xué)校投入與學(xué)生成績(jī)之間的關(guān)系問(wèn)題展開(kāi)了大量的研究。但是，根據(jù)Hanushek的總結(jié)，學(xué)校資源配置與學(xué)生成績(jī)之間并不存在很強(qiáng)的相關(guān)性*Hanushek, E. A., “Assessing the effects of school resources on student performance: an update”, in Educational Evaluation & Policy Analysis, Vol.2 (1997), p.141-164.，但是這一因素在發(fā)展中國(guó)家中對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)的影響卻比發(fā)達(dá)國(guó)家更為明顯。近幾年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)教育資源配置與學(xué)生成績(jī)之間的關(guān)系也展開(kāi)了實(shí)證研究，在這些研究中也陸續(xù)用到了最新的多層線性模型分析技術(shù)。在這些研究中，對(duì)學(xué)校教育資源在學(xué)生成績(jī)中的作用，研究者們?nèi)匀淮嬖跔?zhēng)論。一些研究表明，學(xué)校的教育資源和學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)之間具有顯著的正向關(guān)系*薛海平，王蓉：《我國(guó)義務(wù)教育公平研究——教育生產(chǎn)函數(shù)的視角》，《教育與經(jīng)濟(jì)》，2009年第3期；張啟睿，邊玉芳，王燁暉，等：《學(xué)校教育環(huán)境與資源對(duì)青少年學(xué)業(yè)成就的影響》，《教育研究》，2012年第8期。，但也有研究發(fā)現(xiàn)，二者之間幾乎沒(méi)有影響*胡詠梅，杜育紅：《中國(guó)西部農(nóng)村小學(xué)教育生產(chǎn)函數(shù)的實(shí)證研究》，《教育研究》，2009年第7期。。造成這種結(jié)果差異的原因在很大程度上是由于對(duì)教育資源的測(cè)量不一致導(dǎo)致的，所以有些研究就發(fā)現(xiàn)不同的教育資源對(duì)學(xué)生成績(jī)的影響是不同的。李祥云、魏萍研究發(fā)現(xiàn)，教育經(jīng)費(fèi)、圖書數(shù)量與學(xué)生各科成績(jī)正相關(guān)，但高級(jí)教師比例對(duì)學(xué)生成績(jī)沒(méi)有影響，師生比例和生均固定資產(chǎn)對(duì)學(xué)生不同科目的成績(jī)產(chǎn)生了不完全一致的影響*李祥云，魏萍：《學(xué)校資源配置對(duì)學(xué)生成績(jī)的影響機(jī)制研究——基于對(duì)JX縣小學(xué)問(wèn)卷調(diào)查的實(shí)證分析》，《教師教育學(xué)報(bào)》，2014年第5期。。所以，學(xué)校教育資源對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的影響可能是不穩(wěn)定的，如何從多個(gè)方面對(duì)學(xué)校教育資源進(jìn)行測(cè)量，并嘗試將各種不同的教育資源整合成一個(gè)綜合性的指標(biāo)進(jìn)行分析是在今后的相關(guān)研究中需要注意的。另外，在分析過(guò)程中控制家庭背景因素也是必須的，因?yàn)榧彝ケ尘耙蛩貙?duì)學(xué)習(xí)成績(jī)和所選學(xué)校的教育資源都有很大的影響，并且這種影響也會(huì)對(duì)教育資源在學(xué)習(xí)成績(jī)中的作用產(chǎn)生干預(yù)。

近年來(lái)，隨著我國(guó)教育機(jī)會(huì)的擴(kuò)大，中小學(xué)布局的調(diào)整以及人口流動(dòng)帶來(lái)的學(xué)生流動(dòng)的增加，學(xué)生的構(gòu)成結(jié)構(gòu)也發(fā)生了很大的變化，對(duì)學(xué)生同伴效應(yīng)的研究也逐漸展開(kāi)。對(duì)同伴效應(yīng)的研究起源于社會(huì)互動(dòng)論，起初這些研究也主要集中在分析同伴關(guān)系對(duì)學(xué)生性格、心理和人際交往等方面的影響?！犊茽柭鼒?bào)告》之后，越來(lái)越多的研究將同伴效應(yīng)運(yùn)用到對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的分析中。在本文中我們說(shuō)的同伴效應(yīng)主要參照Z(yǔ)immer & Toma的界定*Zimmer, R. W., & Toma, E. F. , ”Peer effects in private and public schools across countries”, in Journal of Policy Analysis & Management, Vol.1(2000), p.75-92.，主要是指學(xué)校、班級(jí)內(nèi)學(xué)生構(gòu)成的特點(diǎn)對(duì)學(xué)生個(gè)體成績(jī)的影響。對(duì)于學(xué)生的同伴交往行為、特征則不是本文討論的問(wèn)題，所以對(duì)這方面的研究文獻(xiàn)不再梳理。同伴效應(yīng)對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的影響途徑也是多種多樣的，Sacerdote總結(jié)了幾種常見(jiàn)的效應(yīng)模型*Sacerdote, B., “Chapter 4 - peer effects in education: how might they work, how big are they and how much do we know thus far?”, in Handbook of the Economics of Education,Vol.4 (2011), p.249-277.，這些模型效應(yīng)有些是相對(duì)立的。就班級(jí)結(jié)構(gòu)而言，既有可能出現(xiàn)聚集效應(yīng)(同質(zhì)的同伴更有可能產(chǎn)生積極影響)，也有可能出現(xiàn)彩虹效應(yīng)(班級(jí)的異質(zhì)性對(duì)每個(gè)人都是好的)。

在具體的實(shí)證研究中，學(xué)者們對(duì)同伴效應(yīng)的測(cè)量主要集中在以下兩部分：(1)班級(jí)平均成績(jī)和班級(jí)平均家庭背景，有些學(xué)者針對(duì)其中一方面進(jìn)行分析，有些則對(duì)兩方面均展開(kāi)分析。Hanushek & Kain用年級(jí)同伴過(guò)去的平均考試成績(jī)和標(biāo)準(zhǔn)差作為衡量同伴效應(yīng)的指標(biāo)*Hanushek, E. A., & Kain, J. F., “Does peer ability affect student achievement?”, in Journal of Applied Econometrics, Vol.5 (2003), p.527-544.；Mcewan用班級(jí)學(xué)生父母的平均受教育程度及其平方、家庭收入及其平方、本土學(xué)生的比例等作為衡量同伴效應(yīng)的指標(biāo)*Mcewan, P. J., “Peer effects on student achievement: evidence from Chile”, in Economics of Education Review, Vol.2 (2003), p.131-141.。國(guó)內(nèi)學(xué)者或針對(duì)中國(guó)情況的相關(guān)研究也基本從以上兩方面展開(kāi)，但具體的實(shí)證研究并不多見(jiàn)。在一些研究中還加入了同伴性別構(gòu)成和班級(jí)規(guī)模*楊釙：《同伴特征與初中學(xué)生成績(jī)的多水平分析》，《北京大學(xué)教育評(píng)論》，2009年第4期。，同時(shí)也有一些學(xué)者將研究對(duì)象鎖定在大學(xué)生群體，分析宿舍同伴效應(yīng)*梁耀明，何勤英：《大學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的宿舍同伴效應(yīng)分析》，《教育與經(jīng)濟(jì)》，2017年第4期。。在為數(shù)不多的實(shí)證研究中，大都發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)論，即同伴水平的平均程度對(duì)個(gè)體具有正向作用，而異質(zhì)程度具有負(fù)向作用，也就是說(shuō)在中國(guó)班級(jí)結(jié)構(gòu)更可能出現(xiàn)聚集效應(yīng)而不是彩虹效應(yīng)。

根據(jù)以上梳理，在很多研究中，研究者使用的班級(jí)成績(jī)均值或標(biāo)準(zhǔn)差是與因變量中的學(xué)習(xí)成績(jī)同期測(cè)量的，筆者認(rèn)為這是很不合適的。首先，同期測(cè)量的數(shù)據(jù)在時(shí)間上并不具有先后性，很難分析真正的因果關(guān)系；其次，在中國(guó)，家庭背景對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的影響是巨大的，同時(shí)我國(guó)教育中又存在嚴(yán)重的學(xué)校階層分割*吳愈曉，黃超：《基礎(chǔ)教育中的學(xué)校階層分割與學(xué)生教育期望》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》，2016年第4期。，所以同時(shí)納入平均家庭背景和學(xué)習(xí)成績(jī)有可能存在共線性問(wèn)題。如果不能像楊釙那樣獲得初期學(xué)習(xí)成績(jī)*楊釙：《同伴特征與初中學(xué)生成績(jī)的多水平分析》，《北京大學(xué)教育評(píng)論》，2009年第4期。，采用其他同伴指標(biāo)分析影響學(xué)習(xí)成績(jī)的同伴效應(yīng)才是更好的選擇。很遺憾，筆者并沒(méi)有收集到具有初期學(xué)習(xí)成績(jī)或其他生源質(zhì)量指標(biāo)的數(shù)據(jù)，所以在本研究中只好選擇一些替代指標(biāo)對(duì)同伴效應(yīng)進(jìn)行分析。另外，我們?cè)诜治鐾樾?yīng)時(shí)，還應(yīng)注意到其在不同群體中的作用可能具有差異*Ding, W., & Lehrer, S. F., “Do peers affect student achievement in china's secondary schools?”, in Review of Economics & Statistics, Vol.2 (2007), p.300-312.*Carman, K. G., & Zhang, L., “Classroom peer effects and academic achievement: evidence from a Chinese middle school”, in China Economic Review, Vol.2 (2012), p.223-237.*Lu, F., & Anderson, M. L., “Peer effects in microenvironments: the benefits of homogeneous classroom groups”, in Journal of Labor Economics, Vol.1 (2015), p. 91-122.。

需要注意的是，在分析同伴效應(yīng)時(shí)也不應(yīng)忘記教育資源投入的作用，因?yàn)樵谥袊?guó)背景下，二者本身就具有很大的相關(guān)性，一個(gè)學(xué)校的教育投入狀況可能會(huì)吸引不同的生源，從而組合成不同的同伴群體，不同的同伴組合又會(huì)產(chǎn)生不同的火花，影響到組合內(nèi)部每位學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)。由此，本文的分析框架和研究假設(shè)如下：

圖1 分析框架

三、研究方法

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的數(shù)據(jù)是由經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(Organization for Economic Co-operation and Development，OECD)發(fā)起開(kāi)展的國(guó)際學(xué)生能力評(píng)估項(xiàng)目(Program for International Student Assessment，PISA)*關(guān)于PISA2015項(xiàng)目的介紹均來(lái)自O(shè)ECD的PISA官方網(wǎng)站：http://www.oecd.org/pisa/ ，要了解更多此項(xiàng)目的信息，請(qǐng)參考網(wǎng)站內(nèi)容。2015年中國(guó)四省市的調(diào)查數(shù)據(jù)。PISA自2000年開(kāi)始，每三年舉行一次，中國(guó)上海在2009年正式加入，而到2015年，中國(guó)首次以國(guó)家身份正式參加，選取了北京、上海、江蘇、廣東四省市作為調(diào)查點(diǎn)。PISA項(xiàng)目的研究對(duì)象是就讀于各級(jí)各類教育機(jī)構(gòu)7年級(jí)及以上的15歲在校生。經(jīng)過(guò)學(xué)校和校內(nèi)學(xué)生兩個(gè)階段的科學(xué)抽樣，我國(guó)在以上四省市中共有268所學(xué)校的9841位學(xué)生有效完成了調(diào)查測(cè)試。但是，有些學(xué)生的部分變量存在缺失值，剔除了本研究中所有變量的缺失樣本后，最終獲得了256所學(xué)校的8658份樣本。樣本均值T檢驗(yàn)結(jié)果表明，樣本變量值的缺失是隨機(jī)的，所以，樣本的剔除并不影響分析的結(jié)果。

PISA項(xiàng)目所關(guān)注的不僅僅是學(xué)生是否掌握相應(yīng)的學(xué)科內(nèi)容，更主要的是評(píng)價(jià)學(xué)生在義務(wù)教育即將或剛剛結(jié)束時(shí)，學(xué)生是否具備參與未來(lái)社會(huì)所必需的知識(shí)和技能。2015年的測(cè)試內(nèi)容包括數(shù)學(xué)、閱讀、科學(xué)、財(cái)經(jīng)四個(gè)方面的素養(yǎng)，其中對(duì)科學(xué)素養(yǎng)的測(cè)試是2015年的主要測(cè)試領(lǐng)域。所以在本研究中主要對(duì)影響15周歲學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)的學(xué)校因素展開(kāi)分析。

(二)變量

本文的因變量是每位學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)，在PISA2015中，對(duì)科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)的測(cè)試結(jié)果并不是一個(gè)具體的分?jǐn)?shù)，而是以Rasch模型估計(jì)出的十個(gè)“擬真值”(Plausible Values， PV)。PV是在估計(jì)學(xué)生能力時(shí)，除了考慮學(xué)生答題反應(yīng)外，再加入相關(guān)背景變量估計(jì)學(xué)生能力值的概率分布，從中隨機(jī)抽取能力值，呈現(xiàn)學(xué)生該領(lǐng)域分?jǐn)?shù)的可能范圍。

本文的自變量包括兩部分：第一部分是學(xué)生所在學(xué)校的資源配置情況，由學(xué)?？梢韵?qū)W生提供的活動(dòng)數(shù)量、科學(xué)教研組設(shè)備水平、學(xué)校教師具有本科學(xué)歷的比例三個(gè)變量按照主成分分析法整合成一個(gè)綜合的教育資源投入變量*節(jié)省篇幅，模型中所用變量的具體處理過(guò)程不再詳細(xì)展示，如果需要可聯(lián)系作者獲取。；第二部分是同伴特征變量，包括同一學(xué)校學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和日常表現(xiàn)的均值與標(biāo)準(zhǔn)差。其中家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是由父母最高職業(yè)地位、父母最高教育程度、家庭物品擁有量三個(gè)指標(biāo)整合而成。日常表現(xiàn)是由學(xué)生遲到、逃課、逃學(xué)等失范行為發(fā)生的頻率，進(jìn)取心，科學(xué)課堂紀(jì)律，對(duì)科學(xué)的興趣四個(gè)指標(biāo)整合而成。這些指標(biāo)本身多是由OECD公布的經(jīng)過(guò)處理后的變量*各個(gè)變量的具體處理過(guò)程和涉及到的問(wèn)卷題目在PISA2015技術(shù)報(bào)告中有詳細(xì)的介紹，詳情請(qǐng)參見(jiàn)http://www.oecd.org/pisa/data/2015-technical-report/.。本文在最終的處理過(guò)程中已經(jīng)將各個(gè)變量的方向調(diào)整一致，最終的數(shù)值越大，相應(yīng)的程度越高。

除了自變量之外，本研究中還加入了其他可能會(huì)影響學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的一些變量作為控制變量，這些變量主要包括性別、就學(xué)階段、學(xué)校位置、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。另外也將學(xué)生個(gè)人的日常表現(xiàn)納入模型中，包括遲到、逃課、逃學(xué)等失范行為發(fā)生的頻率，進(jìn)取心，對(duì)科學(xué)的興趣三個(gè)指標(biāo)。另外，在分析自變量影響的群體差異時(shí)還用到學(xué)生在班級(jí)的表現(xiàn)變量，該變量被處理成二分變量，如果學(xué)生個(gè)人的綜合表現(xiàn)高于學(xué)校平均值，賦值為1，否則賦值為0。

本文使用的所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果參見(jiàn)表1和表2，這些變量共兩個(gè)層次，樣本量為8658的變量均為個(gè)人層次的變量，樣本量為256的變量均為學(xué)校層次的變量。其中科學(xué)素養(yǎng)的均值和標(biāo)準(zhǔn)誤(標(biāo)準(zhǔn)差列顯示)是根據(jù)stata中的pv模塊加權(quán)計(jì)算得出的，無(wú)法顯示最小值和最大值。

表1所有連續(xù)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)研究方法

由于PISA2015的數(shù)據(jù)是多層的，個(gè)體的學(xué)生嵌套于學(xué)校層次，并且我們的兩個(gè)解釋變量在學(xué)校層次有很大的差異性，為了更好地解釋學(xué)校教育資源配置與同伴特征對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的影響，我們采用多層線性模型(Hierarchical Linear Model, HLM)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)估計(jì)。另外，因?yàn)槲覀兊囊蜃兞渴恰皵M真值”，所以在分析的過(guò)程中，我們使用的是stata中的pv模塊進(jìn)行多層線性模型的系數(shù)估計(jì)。

表2所有類別變量的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)楊菊華的介紹*楊菊華：《多層模型在社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域的應(yīng)用》，《中國(guó)人口科學(xué)》，2006年第3期。，多層線性模型的基本原理在于，它可以將因變量中的變異分解成兩部分：一部分歸之于寓于同一群體的個(gè)體差異(即“群內(nèi)變異”)；另一部分歸之于不同群體之間的個(gè)體差異(即“群間變異”)。通過(guò)分解變異，可以區(qū)分群體效果和個(gè)體效果，揭示群體與個(gè)體變量之間的關(guān)系。本文使用的兩層線性隨機(jī)截距模型的具體形式如下：

第一層(個(gè)體層次)：

(1)

公式(1)中，Yij和Xkij分別表示第j所學(xué)校第i個(gè)學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)得分和個(gè)體層次n個(gè)解釋變量取值，εij為個(gè)體層次的隨機(jī)誤差項(xiàng)，β0j是隨機(jī)變量，表示第j所學(xué)校在所有解釋變量為0時(shí)學(xué)生教育期望的取值(即截距)。

第二層(學(xué)校層次)：

(2)

βkj=γk，(k=1,2,…,n)

(3)

公式(2)中，Waj表示第j所學(xué)校的m個(gè)學(xué)校層次變量的取值，μ0j為學(xué)校層次的隨機(jī)誤差項(xiàng)，表示第j所學(xué)校學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)得分與所有學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)得分均值的離差，γ0表示在所有學(xué)校層次解釋變量為0時(shí)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)得分(即截距)。將公式(2)(3)帶入公式(1)可得到本文使用的模型，其中隨機(jī)誤差項(xiàng)均假定服從正態(tài)分布且相互獨(dú)立：

(4)

四、研究結(jié)果

表3是我們是用兩層線性回歸模型對(duì)教育資源配置和同伴特征對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)得分影響進(jìn)行的估計(jì)。在具體建模策略上，采用嵌套模型的方式，通過(guò)逐步在模型中加入變量的方式分析各類變量對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)defender凈效應(yīng)。模型1是沒(méi)有納入任何自變量的零模型，從模型的分析結(jié)果看，校間的關(guān)聯(lián)度系數(shù)(ρ)為0.513，該數(shù)值表示校間的變異值占總變異值的比例，也就是說(shuō)學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)有51.3%的可變性來(lái)自學(xué)校，48.7%的可變性來(lái)自學(xué)生。所以學(xué)校對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的影響至關(guān)重要，這也表明多層次模型是比簡(jiǎn)單線性模型更加合理的估計(jì)方法。在模型2中，我們納入了可能影響學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的性別、就學(xué)階段、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、失范行為、進(jìn)取心、科學(xué)興趣等個(gè)人變量和學(xué)校位置作為控制變量，模型2是基準(zhǔn)模型，這些因素是理論上可能會(huì)影響學(xué)生科學(xué)成績(jī)但本文并不展開(kāi)討論的變量。

表3教育資源與同伴效應(yīng)對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的多層線性模型結(jié)果

注：括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)誤，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

1.男生為參照組；2.初中為參照組；3.縣鎮(zhèn)為參照組。

模型3在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上納入了我們的第一個(gè)解釋變量——學(xué)校教育資源配置情況。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)校教育資源配置對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)有顯著的正向作用，資源配置每提高1個(gè)單位，學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)將會(huì)提高17.44分，且該系數(shù)在1%的水平上顯著。此時(shí)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的校間關(guān)聯(lián)度系數(shù)也從基準(zhǔn)模型中的32.3%降低至29.4%，我們的假設(shè)1得到了驗(yàn)證。

模型4在模型3的基礎(chǔ)上納入了我們的第二個(gè)解釋變量——同伴特征。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除了學(xué)校內(nèi)部家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的標(biāo)準(zhǔn)差變量不具有顯著性，另外三個(gè)變量對(duì)學(xué)生的科學(xué)成績(jī)均有顯著影響，假設(shè)2.1、2.2和2.4均得到證實(shí)，假設(shè)2.3沒(méi)有得到證實(shí)。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的平均值每增加1個(gè)單位，學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)就會(huì)提高36.62分。同伴日常表現(xiàn)的平均值每增加1個(gè)單位，學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)就會(huì)提高15.72分。而同伴表現(xiàn)差異性越大，學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)就會(huì)越低。此時(shí)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的校間關(guān)聯(lián)度系數(shù)也從基準(zhǔn)模型中的32.3%降低至19.6%，這說(shuō)明學(xué)校的同伴特征對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的影響是很大的，其影響程度甚至高于學(xué)校教育資源配置的影響程度。

另外需要注意的一點(diǎn)是，在我們納入同伴特征變量之后，原本顯著的教育資源配置變量卻變得不顯著了，并且系數(shù)也從17.44下降至2.856。但這并不表明教育資源配置對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)沒(méi)有影響，而是說(shuō)二者之間存在中介效應(yīng)，并且同伴特征是二者之間關(guān)系的唯一中介。為了進(jìn)一步驗(yàn)證二者之間的中介是否真實(shí)存在，我們?cè)趯W(xué)校層次上計(jì)算了資源配置變量對(duì)同伴特征的影響系數(shù)，模型加入了學(xué)校位置和學(xué)校等級(jí)作為控制變量，具體結(jié)果見(jiàn)表4。結(jié)果顯示，教育資源配置每提高一個(gè)單位，該校學(xué)生的平均家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)提高0.228個(gè)單位，平均日常表現(xiàn)會(huì)提高0.425個(gè)單位，且兩個(gè)系數(shù)均在1%的水平上顯著。這也就意味著較高的學(xué)校教育資源配置確實(shí)可以吸引家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的學(xué)生和日常表現(xiàn)較好的學(xué)生。我們的假設(shè)3.1和假設(shè)3.2均得到了證實(shí)。這一統(tǒng)計(jì)結(jié)果也為剛剛的猜測(cè)提供了依據(jù)，教育資源配置對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)存在間接效應(yīng)，而同伴特征是其唯一的作用中介。

表4學(xué)校教育資源配置對(duì)同伴特征的影響回歸模型

注：括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)誤，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

1.縣鎮(zhèn)為參照組；2.初中為參照組。

綜合來(lái)看，教育資源和同伴效應(yīng)對(duì)學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)確實(shí)產(chǎn)生了不同的影響，但這種影響有可能對(duì)不同群體的作用也是不同的，為了驗(yàn)證假設(shè)4，我們對(duì)不同性別和不同教育階段的學(xué)生分別進(jìn)行了多層線性模型估計(jì)結(jié)果的計(jì)算，具體結(jié)果見(jiàn)表5。根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，同伴的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位結(jié)構(gòu)對(duì)不同性別的學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)得分影響差別不大，但是同伴日常表現(xiàn)對(duì)女生的影響要大于男生，不管是均值還是標(biāo)準(zhǔn)差均是如此。就教育階段而言，盡管教育資源配置的影響系數(shù)不顯著，但其大小有很大的差異，在初中階段影響最小，甚至在方向上是負(fù)的，而到了高中階段影響系數(shù)顯著提高。在不同階段，同伴特征的影響具有很大差異，總體而言，初中階段，同伴家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的標(biāo)準(zhǔn)差的影響非常顯著，且系數(shù)很大，這是其他任何階段都沒(méi)有的影響。筆者認(rèn)為這主要是因?yàn)槌踔须A段是義務(wù)教育，學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異較大，而到職業(yè)教育階段或高中階段，很多低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位家庭的孩子放棄接受教育或沒(méi)能通過(guò)上一階段教育的入學(xué)篩選，使得總體學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位差異性較低。職業(yè)教育階段同伴的平均家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)成績(jī)影響最為顯著。高中階段，同伴表現(xiàn)的影響較其他階段更為顯著，不論是均值還是標(biāo)準(zhǔn)差?？傮w而言，普通教育階段的學(xué)生更容易受同伴日常表現(xiàn)的影響，而職業(yè)教育階段的學(xué)生更容易受同伴家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響。假設(shè)4得到驗(yàn)證。

表5教育資源與同伴效應(yīng)對(duì)學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)的群體差異

注：括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)誤，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

1.男生為參照組；2.初中為參照組；3.縣鎮(zhèn)為參照組。

五、結(jié)論與討論

通過(guò)對(duì)國(guó)際學(xué)生能力評(píng)估項(xiàng)目2015年中國(guó)四省市的調(diào)查數(shù)據(jù)(PISA2015)的實(shí)證分析，本文探討了學(xué)校因素中的教育資源配置和同伴特征對(duì)15周歲學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，學(xué)校的教育資源投入對(duì)學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)有正向的作用，但是這種作用并不是直接的，而是通過(guò)吸引具有較高家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和日常表現(xiàn)的生源來(lái)實(shí)現(xiàn)的。第二，在同伴效應(yīng)中，全校學(xué)生的平均家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和日常表現(xiàn)對(duì)學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)具有正向作用，而日常表現(xiàn)的異質(zhì)程度會(huì)阻礙學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)成績(jī)的提高。第三，同伴效應(yīng)在不同學(xué)生群體中的作用并不一致，與男生相比，女生的科學(xué)素養(yǎng)水平更容易受同伴日常表現(xiàn)的影響，初中生的科學(xué)素養(yǎng)更容易受同校學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位異質(zhì)程度的影響。職業(yè)教育階段的學(xué)生更容易受同校學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位平均水平的影響，而普通教育階段的學(xué)生更容易受同學(xué)學(xué)生日常表現(xiàn)的影響。

以上研究發(fā)現(xiàn)對(duì)我國(guó)中學(xué)的教育和招生政策、家庭的學(xué)校選擇均有一定的參考價(jià)值。首先，加大對(duì)教育的投入尤其是高中階段的教育投入仍然是十分必要的，因?yàn)榻逃Y源配置對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)的影響并不像有些學(xué)者分析的那樣，它依然發(fā)揮重要作用。其次，對(duì)于初中教育，應(yīng)盡量縮小同一學(xué)校內(nèi)部學(xué)生家庭背景的差距，而到了高中階段，同校學(xué)生家庭背景的差距所帶來(lái)的負(fù)面影響已經(jīng)不再顯著，但是學(xué)生的日常表現(xiàn)在普通高中階段開(kāi)始發(fā)揮重要影響，所以建議普通高中的管理者一定要注意維護(hù)學(xué)校學(xué)生的日常表現(xiàn)，加強(qiáng)紀(jì)律管理，多鼓舞士氣，提高全校學(xué)生的日常表現(xiàn)，縮小內(nèi)部差異將在提高學(xué)生科學(xué)素養(yǎng)方面發(fā)揮積極作用。

當(dāng)然，本文仍有不足之處，首先，由于缺乏初期的成績(jī)對(duì)比，無(wú)法更好地控制學(xué)校內(nèi)部生源的初始差異，難免存在一定的內(nèi)生性問(wèn)題。正如杜育紅和袁玉芝在對(duì)國(guó)內(nèi)教育中同伴效應(yīng)研究的總結(jié)中指出的*杜育紅，袁玉芝：《教育中的同伴效應(yīng)研究述評(píng):概念、模型與方法》，《教育經(jīng)濟(jì)評(píng)論》，2016年第3期。，我們應(yīng)該采用隨機(jī)試驗(yàn)、自然實(shí)驗(yàn)以及準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)的因果推斷研究更好的分析同伴效應(yīng)在學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)中的作用，顯然本文還沒(méi)有很好地解決這一問(wèn)題。但是本文也做了嘗試，利用多層線性模型加控制變量的方式盡可能地控制生源的選擇機(jī)制對(duì)結(jié)果造成的干擾。