劉 雋 張 震 孫 彥 韓布新 陸 勤 劉萍萍

(1中國科學院心理健康重點實驗室(中國科學院心理研究所), 北京 100101) (2中國科學院大學心理學系, 北京 100049)(3中國科學院行為科學重點實驗室(中國科學院心理研究所), 北京 100101) (4香港理工大學電子計算學系, 香港)

1 前言

課外輔導指學生在學校教育系統(tǒng)之外的補充或拓展, 現(xiàn)已成為學生生活的重要方面(Liu & Bray,2017; Mark & Ora, 2013; 薛海平, 2015)?！?017年中國教育培訓行業(yè)白皮書》顯示參加課外輔導的學生平均選擇2.6門課, 其中選課者是小學生的比例最高(91%)。課外輔導課程分兩種, 一種是旨在提高學生學習能力及補習文化知識的基礎課, 如英語、作文、奧數(shù)等, 另一種是旨在培養(yǎng)學生才藝技能且有趣好玩的拓展課, 如音樂、繪畫、游泳等(張冰,2017)。基礎課培養(yǎng)學生的基礎學力, 為其畢生發(fā)展和適應未來社會奠定基石; 拓展課則從知識廣度方面培養(yǎng)學生的發(fā)展性學力, 滿足其個性化需求。兩類課程相互依存, 重要程度相當(沈建民, 謝利民,2001)。

鑒于有趣好玩、多樣性和對學校課程的互補性,人們可能傾向選擇拓展課輔導。伍青生和俞曄(2011)以上海400位小學生家長為樣本, 發(fā)現(xiàn)人們主要從短期內孩子是否開心、感興趣的角度選擇課外輔導。課外輔導的多樣性體現(xiàn)在課程科目和教學形式,課程科目的多樣性指提供常規(guī)學校沒有開設的課程, 教學形式的多樣性指提供特色的場景教學及個性化服務等。拓展課的多樣性顯而易見, 一般從課程名稱(如跆拳道課)即可感知其與學校課程的差異。但是基礎課以教學形式的多樣性為主, 其在內容上的多樣性相對隱蔽, 科目更少(主要圍繞語文、數(shù)學、英語三學科), 且同學校課程相似度高, 易讓人感到“課程重復” (陳曉陸, 2014)。因此, 人們更可能選擇拓展課而非基礎課輔導。

然而, 參照國內外的教育評價體制及日益競爭激烈的人才選拔現(xiàn)狀, 為學生奠定基石的基礎課理應得到更多關注。季林飛(2015)發(fā)現(xiàn), 受全球化和教育指標國際排名的影響, 歐盟各成員國普遍偏好數(shù)學、科學和語言等基礎課輔導, 主要源于這些科目是升學考試科目, 重視它們對學生發(fā)展更有利。基礎課在我國同樣是升學考試學科, 學生可以通過校外輔導奠定基礎, 獲取個性化服務,更好地適應學校教育并達到評價標準。而家長希望通過課外輔導彌補學校教育的不足(黃笛, 2015), 促進孩子全面且個性化發(fā)展。因此, 如何實現(xiàn)基礎課與拓展課均衡的選擇成為目前教育的一個難點。

大量研究發(fā)現(xiàn), 信息呈現(xiàn)方式影響人們的選擇偏好(Bertini, Ofek, & Dan, 2009; Dhar & Wertenbroch,2000; 黃元娜, 宋星云, 邵洋, 李紓, 梁竹苑,2018)。換言之, 我們通過更改信息呈現(xiàn)方式, 可能會助推(nudge)人們的選擇行為。助推是一種行為改變的方法, 通過設計決策環(huán)境, 提供簡約且低成本的選擇架構, 使人們的行為朝著預期的方向改變,已在醫(yī)療健康、能源使用等多個領域的行為改變中取得顯著成果(Benartzi et al., 2017; Chapman, Li,Colby, & Yoon, 2010; Li, Sun, & Chen, in press;Sunstein & Reisch, 2014; Thaler & Benartzi, 2004;Thaler & Sunstein, 2008; 李紓, 2016)。在本研究中,我們將借助行為經(jīng)濟學手段, 通過改變決策偏好的方法, 檢驗反應模式效應(response mode)對人們教育決策的助推作用。

1.1 反應模式效應及其發(fā)生機制

人們的決定通常以“接受”或“拒絕”的反應模式表現(xiàn)出來(李紓, 2016), 其決策偏好受到反應模式的顯著影響(Chen & Proctor, 2017; Mourali & Nagpal,2013; Shafir, 1993; Tversky & Kahneman, 1981; 黃元娜 等, 2018)。Shafir (1993)基于離婚案件、度假地點和彩票選擇等多個決策場景的實證研究發(fā)現(xiàn),率先提出接受或拒絕的反應模式會影響甚至逆轉人們偏好的現(xiàn)象。以離婚案件為例, 他設置了兩個選項, 一個是在不同維度上的積極和消極特征均表現(xiàn)突出(enriched)的選項[即家長A——收入維度：高水平(積極); 工作時間維度：出差頻繁(消極)],另一個是在不同維度上均表現(xiàn)平均(impoverished)的選項[即家長B——收入維度：中等水平(平均);工作時間維度：朝九晚五(平均)], 檢驗被試在不同反應模式中選擇孩子撫養(yǎng)者的偏好變化。結果發(fā)現(xiàn),人們在接受反應模式下大多選擇積極特征突出的選項, 而在拒絕反應模式下大多拒絕消極特征突出的選項, 這導致了一個“矛盾”的結果, 即家長A選項既被大部分人接受, 同時也被大部分人拒絕。且同接受反應模式相比, 人們在拒絕反應模式下對不同選項的偏好分布更均衡(如：家長A和B在接受反應模式下的被選比例為64%對36%, 但在拒絕反應模式下變?yōu)?5% 對45%)。這種怪現(xiàn)象便引出了什么反應模式才真正測量出人們的真愛的爭論。

Shafir (1993)借助兼容性原則(Tversky, Sattath,& Slovic, 1988)解釋該現(xiàn)象, 即當反應模式與選項的屬性兼容度(匹配)更高時, 該選項的決策權重得以增強。Shafir (1993)發(fā)現(xiàn)人們習慣通過挑選而非拒絕做決策, 傾向關注積極特征, 聚焦于自身想要的是什么。據(jù)此, 積極特征與接受反應模式更兼容,在決策中所賦予的權重更大, 在該模式下個體更偏好積極特征突出的選項。而在拒絕反應模式下, 人們會考慮什么是我不需要的, 因此消極特征的兼容性更高, 且在決策中所賦予的權重更大, 個體更容易拒絕消極特征突出的選項。在該拒絕反應模式下, 人們可能會對多個選項充分權衡, 降低偏差(biases)概率, 對積極和消極特征均表現(xiàn)平均的選項偏好有所提升, 因而對兩種選項的偏好分布更均衡。

如前所述, 拓展課更傾向于被類比為積極和消極特征均突出的選項, 而基礎課則傾向于被類比為表現(xiàn)平均的選項。首先, 從積極的角度看, 拓展課指向多元教育目標, 其體驗趣味性更強, 多樣化程度更高,更注重知識的橫向拓展, 內容更豐富(沈建民, 謝利民, 2001; 王維臣, 2002; 伍青生, 俞曄,2011), 可視為其積極特征更突出。相反, 基礎課輔導科目較少, 其主要功能(提高學生學習能力及補習文化知識)因疑似與學校教育重復而更少被關注,其體驗趣味性低, 多樣化程度較低, 可視為其積極特征相對不明顯(陳曉陸, 2014; 付洪秀, 2014; 劉維朝, 2002; 沈建民, 謝利民, 2001)。其次, 從消極的角度看, 拓展課“泛而不精”, 不利于學生系統(tǒng)地掌握知識, 在當前的應試環(huán)境下, 促進升學考試的作用有限(王維臣, 2002), 可視為其消極特征更突出。相反, 基礎課因同學校教育相關密切,更利于學生系統(tǒng)掌握知識, 有利于升學考試, 可視為其消極特征相對不明顯。綜上, 我們假設在接受反應模式下, 人們更接受積極特征突出的拓展課; 而在拒絕反應模式下, 人們更拒絕消極特征突出的拓展課(對消極特征突出的拓展課的偏好減少), 由此對特征表現(xiàn)平均的基礎課的選擇相對增加, 實現(xiàn)基礎課與拓展課均衡的選擇。

接受或拒絕的反應模式不僅會在二擇一決策中引起偏好改變, 還會導致多擇多決策的選中項目數(shù)量發(fā)生顯著變化。Park, Jun和Macinnis (2000)發(fā)現(xiàn)人們在拒絕反應模式(在包括了所有產(chǎn)品配置選項的完整型產(chǎn)品中刪除選項)比在接受反應模式(在只有基本產(chǎn)品配置的基本型產(chǎn)品上添加選項)下選擇了更多產(chǎn)品, 并以“參考依賴和損失厭惡理論”解釋其發(fā)生機制。人們在接受反應模式下以基本型產(chǎn)品為參考, 添加選項獲得產(chǎn)品效用但損失金錢, 因此少添加以規(guī)避金錢損失; 而在拒絕反應模式下以完整型產(chǎn)品為參考, 拒絕選項將損失產(chǎn)品效用但節(jié)省金錢, 因此少拒絕以規(guī)避效用損失, 從而保留更多產(chǎn)品。Levin, Schreiber, Lauriola和Gaeth (2002)援引稟賦效應(Kahneman, Knetsch, & Thaler, 1991)來解釋此現(xiàn)象, 指人們覺得已擁有的東西(即拒絕反應模式下的備擇選項)比未擁有的東西(即接受反應模式下的備擇選項)價值更大, 從而在拒絕反應模式下保留更多選項。因此我們假設, 人們在拒絕比在接受反應模式選擇更多課外輔導課程。鑒于反應模式效應廣泛應用于醫(yī)療、通訊、房地產(chǎn)、旅游、餐飲等領域(Goldstein, Johnson, Herrmann, & Heitmann,2008; Levin et al., 2002; Peng, Xia, Ruan, & Pu, 2016;Pornpitakpan, 2009; 黃元娜 等, 2018; 金立印, 鄒德強, 裘理瑾, 2009; 劉揚, 孫彥, 2014; 張廣宇, 張夢, 2016), 本研究試圖利用該效應影響消費者在教育培訓中的決策, 助推均衡選擇基礎課和拓展課。

1.2 不同決策者的選擇偏好

兒童教育消費是典型的家庭消費決策, 每位家庭成員對決策均有一定的影響力(袁勝軍, 張新陽,段亞麗, 2017)。在中國較為普遍的三代同堂家庭中,兒童教育消費通常需要全家參與：孩子體驗, 父母付費, 祖輩輔助。那么, 三代人對課外輔導的決策是否有顯著差異？

面對同樣情境, 為自己與為他人決策往往存在差異(Liu, Polman, Liu, & Jiao, 2018; Polman, 2010,2012; 劉永芳 等, 2014)。Polman (2010, 2012)發(fā)現(xiàn),人們在為他人決策時多采用提升焦點, 關注事物的積極特征; 而為自己決策時多采用防御焦點, 關注事物的消極特征; 同為自己決策相比, 為他人決策經(jīng)歷更多決策前失真(predecisional distortion), 即根據(jù)事物的突出屬性決策。依據(jù)解釋水平理論(construal level theory) (Trope & Liberman, 2003), 人們?yōu)樽约簺Q策時采用低解釋水平(更關注具體和細節(jié)信息)的認知方式, 傾向考慮選項在多個維度上的表現(xiàn);而為他人決策時采用高解釋水平(更關注抽象和整合信息)的認知方式, 傾向把選項的突出特征看為整體信息(陸靜怡, 尚雪松, 2018)。換言之, 人們?yōu)樽约簺Q策時可能權衡多屬性, 對消極信息更敏感, 為他人決策時可能考慮突出屬性, 對積極信息更敏感。

在課外輔導的選擇上, 小學生為自己決策, 父母和祖輩為他人決策。父母通常是兒童教育消費的主要決策者和付費者, 對課外輔導的需求和體驗比祖輩更直接, 卷入度更高。因此, 父母對課外輔導的決策偏好可能更接近小學生而非祖輩。與低卷入相比, 高卷入時人們愿意付出更多認知努力, 多維度權衡選項(姚杰, 劉俊杰, 高成, 2016)。由此推測,面對課外輔導時, 父母與小學生傾向于多維度權衡且對消極屬性敏感, 可能降低偏差概率, 對基礎課偏好有所提升; 祖輩傾向于考慮課程的突出屬性,對積極屬性敏感,更可能偏好積極特征明顯的拓展課。綜上, 我們假設父母與小學生的決策更接近,兩者比祖輩更偏好基礎課。

1.3 研究概觀

本研究從反應模式切入, 結合實驗室場景(實驗1和實驗2)及真實場景(實驗3), 探討小學生家庭對課外輔導的決策偏好, 檢驗反應模式設置對現(xiàn)實中小學生家庭教育決策的助推作用。實驗1考察各決策者(小學生/父母/祖輩)在不同反應模式下的課程選擇差異。其中, 小學生為自己選課, 父母及祖輩為孩子選課。實驗2以來自同一家庭的小學生、父母、祖輩為被試, 進一步驗證反應模式對不同決策者的課程決策的影響。實驗3在真實的課外輔導報名場景中, 選取為小學生報名的父母為被試, 探討反應模式在現(xiàn)實中對消費者課程選擇的助推作用。如果證明該簡單易行的助推方法有效, 則現(xiàn)實中可以通過更改反應模式, 促使學生家庭關注并主動選擇更多基礎課, 助推學生基礎課及拓展課均衡發(fā)展。

2 實驗1：反應模式對不同決策者課程選擇的影響

2.1 被試

681位來自北京和廣東省的被試參與實驗。為保證準確理解實驗材料, 選擇四年級以上小學生參與實驗。因年級不符及隨意選擇答案等, 刪除81位無效被試數(shù)據(jù)。600位有效被試包括200位小學生(M=11.25 ± 0.68歲, 88位男生)、200位小學生父母(M=37.24 ± 3.35歲, 62位男性)和200位家有在讀幼兒園或小學孫輩的老年人(M=64.92 ± 3.92,114位男性)。小學生父母的數(shù)據(jù)通過問卷網(wǎng)采集,小學生和老年人的數(shù)據(jù)通過一對一訪談采集。

2.2 實驗設計

2 (反應模式：接受/拒絕) × 2 (課程類型：基礎課/拓展課) × 3 (決策者角色：小學生/父母/祖輩)的混合設計。其中, 課程類型為組內變量, 反應模式和決策者角色為組間變量, 因變量為被試選擇的課程數(shù)量。

2.3 自變量的操作檢驗

5門基礎課和5門拓展課的篩選和評定步驟如下。首先, 我們參考市場常見、 開班較多的課外輔導課程, 經(jīng)過預調查篩選出10個選項。其次, 邀請20位被試對10門課程的類型進行5點評價(1=基礎課,5=拓展課)。兒童情商課等5門課程的得分均值都顯著大于3, 即拓展課屬性顯著; 語文作文等5門課程的得分均值都顯著小于3, 即基礎課屬性顯著。這說明本實驗有效設定了兩種不同的課程類型(見表1)。

表1 實驗1和實驗2課程類型控制的分析結果

為了驗證兩種課程類型分別對應于我們所假設的特征突出選項和特征平均選項, 我們對不同課程類型的選項特征進行了操縱檢驗。我們又邀請了50位小學生父母對10門課程在不同特征維度上的符合程度進行7點評價(1=程度非常低, 7=程度非常高)。依據(jù)以往研究(陳曉陸, 2014; 沈建民, 謝利民, 2001; 王維臣, 2002; 伍青生, 俞曄, 2011)和預調查的結果, 我們選定了4個特征維度：趣味性體驗、多樣化程度、促進升學考試和系統(tǒng)知識掌握的程度。其中, 在“趣味性體驗”和“多樣化程度”維度上, 得分越高, 代表積極特征越明顯; 而在“促進升學考試”和“系統(tǒng)知識掌握”的維度上, 得分越低,代表消極特征越突出。我們分別對每個維度的評分進行2 (課程類型：基礎課/拓展課) × 5 (每個課程類型下的5門課程)的重復測量方差分析。結果顯示,課程類型在4個維度下評分的主效應均顯著。兩類課程的特征評分如圖1所示, 拓展課在趣味性體驗[M拓展=5.06,M基礎=4.31,F(1, 49)=16.75,p ＜0.001, η2=0.26]、多樣化程度[M拓展=4.96,M基礎=4.21,F(1, 49)=14.40,p〈 0.001, η2=0.23]維度下的積極特征均比基礎課更突出; 而在促進升學考試[M拓展=4.15,M基礎=5.46,F(1, 49)=28.75,p ＜0.001, η2=0.37]、系統(tǒng)知識掌握[M拓展=4.11,M基礎=4.95,F(1, 49)=22.10,p ＜0.001, η2=0.31]維度下的消極特征均比基礎課更突出。即, 相對于基礎課而言, 拓展課在各特征維度上的積極和消極特征均表現(xiàn)得相對更突出。操縱檢驗的結果表明：將拓展課對應于“特征突出”的選項, 而將基礎課對應于“特征平均”的選項是合理、可接受的。

2.4 實驗程序

參照Levin等(2002)的實驗, 本研究適度修改形成實驗材料。被試首先瀏覽10門課程名稱及其簡介并完成選課任務, 然后填報人口學信息。選課任務分接受和拒絕兩個版本(見圖2), 每位被試只完成其中一種。所有被試的任務幾乎完全一樣, 區(qū)別是小學生被試的實驗要求是為自己選擇課程; 而其他被試都假設要為孩子選擇課程。

為盡可能保證真實客觀,并避免課程價格、上課時間、課程順序和被試的理解偏差等影響, 實驗材料控制如下：(1)按照普通家庭的消費標準, 將課程價格統(tǒng)一確定為每門課500元; (2)上課頻率為每兩周一次課, 上課時間為每天最后一節(jié)學校課之后(不影響周末安排); (3)統(tǒng)一采用市場上同類課程的描述; (4)課程隨機排列; (5)強調材料匿名及選擇無對錯, 請按自己的真實意愿填寫。

2.5 結果與討論

以反應模式(接受/拒絕)、決策者角色(小學生/父母/祖輩)為組間自變量, 課程類型(基礎課/拓展課)為組內自變量, 以選擇課程數(shù)量為因變量, 進行多因素重復測量方差分析。結果表明, 反應模式影響選課數(shù)量的主效應顯著(見圖3), 被試在拒絕反應模式下選擇更多課程,F(1, 594)=432.18,p ＜0.001,η2=0.42; 決策者角色的主效應顯著,F(2, 594) =14.88,p ＜0.001, η2=0.05, 父母組選擇的課程最多(M=5.52), 其次是小學生組(M=4.54), 祖輩組選擇的課程最少(M=4.33); 課程類型的主效應顯著,被試選擇的拓展課顯著多于基礎課,F(1, 594) =51.78,p ＜0.001, η2=0.08。

反應模式和課程類型交互作用顯著,F(1, 594) =11.34,p=0.001, η2=0.02。簡單效應分析發(fā)現(xiàn)(見圖4), 被試在接受和拒絕反應模式下均選擇更多拓展課; 不同的是, 接受反應模式下被試選擇基礎課與拓展課的平均數(shù)量差異較大(0.70門),F(1, 594) =55.78,p〈 0.001, η2=0.09, 而拒絕反應模式下選擇基礎課與拓展課的平均數(shù)量差異顯著減小(0.29門),F(1, 594)=7.33,p=0.007, η2=0.01。課程類型和決策者角色交互作用顯著,F(2, 594)=9.42,p ＜0.001,η2=0.03。簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 各被試組對基礎課的偏好有顯著差異,F(2, 594)=3.47,p=0.032, η2=0.01, 父母組選擇的基礎課(M=2.29 ± 1.98)比祖輩組(M=1.89 ± 1.95)更多; 其他組間偏好比較(即小學生組(M=2.20 ± 1.91)與父母組、小學生組與祖輩組)的差異未達到統(tǒng)計顯著(ps＞0.05)。反應模式、決策者角色和課程類型三因素無顯著交互作用,F(2, 594)=0.93,p=0.39。

為進一步明確被試在不同反應模式下對課程類型的偏好比例變化, 進行卡方檢驗。結果發(fā)現(xiàn),被試在接受反應模式下選擇的基礎課占總選課程比例的36%, 在拒絕反應模式下該比例顯著上升到48%,(1)=35.28,p〈 0.001,?=0.11。也就是說,同接受反應模式相比, 被試在拒絕反應模式下對基礎課的偏好比例顯著提升, 拓展課的偏好比例相對下降, 拓展課和基礎課的偏好分布趨于均衡, 符合預期假設。

本實驗發(fā)現(xiàn)：(1)人們在拒絕反應模式下均比接受反應模式下選擇更多課程; (2)人們在接受和拒絕反應模式下均偏好拓展課程, 但同接受反應模式相比, 拒絕反應模式下對基礎課的偏好顯著提升, 拓展課和基礎課的偏好差異減小。換言之,通過操縱反應模式, 人們在拒絕反應模式下選擇了更多課程, 對課程的關注點從拓展課延伸到了基礎課, 助推了基礎課選擇, 最終實現(xiàn)拓展課和基礎課均衡選擇。

本實驗還發(fā)現(xiàn)不同決策者對課程偏好有顯著差異。父母組選擇的課程顯著多于祖輩組和小學生組, 且比祖輩組更偏好基礎課。但假設“父母與小學生的決策更接近, 兩者比祖輩更偏好基礎課”未得到完全驗證。本實驗選取的小學生、父母、祖輩來自不同家庭, 生活環(huán)境的差異可能增加混淆因素,影響實驗結果。為進一步驗證反應模式對不同決策者角色的課程決策影響, 我們邀請來自同一家庭中的小學生、父母、祖輩為被試, 實施了實驗2。

3 實驗2：反應模式對同一小學生家庭課程決策的影響

3.1 被試

100個來自北京、上海和廣東省的三代同堂的小學生家庭參與實驗。因全部題目選擇相同答案刪除3個無效被試家庭(15位被試)數(shù)據(jù)。97個有效被試家庭包括426位被試, 其中小學生98人(M =9.77 ± 1.45歲, 50位男生)、父母173人(M=41.7 ±4.68歲, 79位男性)和祖輩155人(M=68.62 ± 6.58歲, 79位男性)。52個家庭共227名被試參與接受反應模式?jīng)Q策, 45個家庭共199位被試參與拒絕反應模式?jīng)Q策。

3.2 實驗設計、實驗材料及實驗程序

實驗設計、實驗材料及實驗程序等和實驗1一致, 除了實驗2以同個家庭的三代人為施測對象。實驗完成后贈送每個家庭禮品一份。

3.3 結果和討論

以反應模式(接受/拒絕)、決策者角色(小學生/父母/祖輩)為組間自變量, 課程類型(基礎課/拓展課)為組內自變量, 選擇課程數(shù)量為因變量, 進行多因素重復測量方差分析。同實驗1結果類似, 反應模式的主效應顯著(見圖5), 被試在拒絕反應模式下選擇更多課程,F(1, 420)=283.21,p ＜0.001,η2=0.40; 課程類型的主效應顯著, 被試選擇的拓展課平均數(shù)量顯著多于基礎課,F(1, 420)=52.92,p ＜0.001, η2=0.11; 決策者角色的主效應顯著,F(2, 420)=11.11,p ＜0.001, η2=0.05, 父母組平均選課最多(M=5.09), 其次是祖輩組(M=4.36), 小學生組最少(M=4.05)。反應模式和課程類型交互作用顯著,F(1, 420)=5.69,p=0.018, η2=0.01。簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 同實驗1一致, 被試在接受[F(1,420)=50.18,p ＜0.001, η2=0.11]和拒絕反應模式下[F(1, 420)=11.17,p=0.001, η2=0.03]均選擇更多拓展課, 且同接受反應模式(0.91門)相比, 被試在拒絕反應模式下選擇基礎課與拓展課的數(shù)量差異(0.53門)顯著減小(見圖6)。課程類型和決策者角色,以及反應模式、決策者角色和課程類型三因素均無顯著交互作用(ps 〉 0.05)。

通過卡方檢驗進一步分析被試在不同反應模式下對課程類型的偏好比例變化。結果發(fā)現(xiàn), 被試在接受反應模式下選擇的基礎課占總選課程的35%, 而在拒絕反應模式下該比例顯著上升到 46%,(1)=21.74,p〈 0.001,?=0.11。即在拒絕反應模式下, 被試對基礎課的偏好比例顯著提升, 對拓展課的偏好比例相對下降, 拓展課和基礎課的偏好分布趨于均衡, 符合預期假設。

與實驗1結果幾乎一致, 實驗2同樣驗證了通過操縱反應模式, 可以提高人們對基礎課的關注和選擇, 最終均衡選擇拓展課和基礎課。兩個實驗一致發(fā)現(xiàn)父母組比其他兩組選擇了更多課程, 可能是因為父母期望孩子通過課外輔導在學校教育外得到更多補充。與實驗1不同的是, 實驗2中各決策者角色對課程類型的偏好并無顯著差異。盡管我們要求每位家庭成員單獨完成實驗任務, 但實驗場景仍可能影響家庭成員的感知和決策。當實驗在小學生家庭內部進行時, 家庭成員可能更容易感受到選課任務與自己的高相關度, 即場景卷入度較高, 從而導致三代人的選擇呈現(xiàn)較高一致性。

意外的是, 兩個實驗均表明, 天性愛玩的孩子同樣顯著受到反應模式效應的影響。同父母和祖輩類似, 小學生在拒絕反應模式下選擇更多課程, 且增選更多基礎課。這可能與小學生面臨學業(yè)競爭有關。拒絕反應模式下, 小學生更容易意識到基礎課輔導帶來的學業(yè)幫助, 而學業(yè)成就帶來的愉悅可能抵消學生參加基礎課輔導的壓力(彭湃, 2008), 從而使小學生主動選擇更多基礎課。此外, 由于小學生是課外輔導的直接體驗者, 對輔導內容、教學方式及自己的補課需求均更了解。換言之, 拒絕反應模式可能喚起小學生主動學習的動機, 讓他們做出看似違背“天性”實則對長期發(fā)展有利的決策。

那么, 反應模式效應在現(xiàn)實課外輔導中有效嗎？真的可以助推學生家庭均衡選擇基礎課和拓展課嗎？為了驗證反應模式助推課程均衡選擇的生態(tài)化效度, 我們實施了實驗3, 由于課程的報名人主要為學生父母, 因此該實驗的被試群體僅為小學生父母。

4 實驗3：反應模式影響小學生父母的課程決策的現(xiàn)場實驗

4.1 被試

118位廣東省潮州市某區(qū)文化館學生的課程報名人參與了現(xiàn)場實驗, 成功報名課程的學生于2018年下學年按選定的課程上課。因學生年級不符(幼兒園及中學生), 刪除10位無效被試數(shù)據(jù)。108位有效被試均為小學生父母(M =38.04 ± 3.58歲,22位男性)。55名被試參與接受反應模式?jīng)Q策, 53位被試參與拒絕反應模式?jīng)Q策。

4.2 實驗設計

2 (反應模式：接受/拒絕) × 2 (課程類型：基礎課/拓展課)的混合設計。其中, 反應模式為組間變量, 課程類型為組內變量, 因變量為被試選擇的課程數(shù)量。

4.3 自變量的操作檢驗

3門基礎課和3門拓展課的篩選和評定步驟如下。首先, 在文化館新學年擬開設的課程中, 選擇6門市場上較常見的小學生課外輔導課程。其次, 邀請20位被試對6門課程類型進行5點評價(1=基礎課, 5=拓展課)。結果表明, 書法課、美術課及合唱團3門課程的得分均值都顯著大于3, 即拓展課屬性顯著; 語文作文輔導、數(shù)學輔導及英語輔導3門課程的得分均值都顯著小于3, 即基礎課屬性顯著。說明實驗3有效設定了課程類型(見表2)。由于本實驗與實驗1中所使用的具體課程名稱有所不同, 因此再次做了操縱檢驗。我們采用與實驗1相同的特征維度評定和分析步驟, 邀請了50位小學生父母分別對本實驗中的6門課程的4個特征維度進行評定。結果顯示, 拓展課在趣味性體驗[M拓展=4.82,M基礎=4.33,F(1, 49)=7.25,p=0.01, η2=0.13]、多樣化程度[M拓展=4.69,M基礎=4.29,F(1,49)=4.44,p=0.04, η2=0.08]維度上的積極特征均比基礎課更突出, 而在促進升學考試[M拓展=3.77,M基礎=5.44,F(1, 49)=34.98,p ＜0.001, η2=0.42]、系統(tǒng)知識掌握[M拓展=4.01,M基礎=5.01,F(1, 49) =24.13,p ＜0.001, η2=0.33]維度上的消極特征均比基礎課更突出(見圖7)。操縱檢驗的結果再次表明：將拓展課對應于“特征突出”的選項, 將基礎課對應于“特征平均”的選項是相對可接受的。

表2 實驗3課程類型控制的分析結果

4.4 實驗程序

首先告知準備在文化館上課的學生家長, 可提前報名2018年下學年部分課程, 報名方式為現(xiàn)場報名。家長在報名表上瀏覽6門課程名稱并完成選課任務, 然后填報人口學信息, 并完成其他報名手續(xù)(由于文化館的課程免費向市民開放, 故不存在繳納費用環(huán)節(jié))。選課任務分接受和拒絕反應模式兩個版本(見圖8), 每個反應模式各有6種課程隨機排序版本, 每位被試隨機獲取一種反應模式的報名表。

4.5 結果與討論

以反應模式(接受/拒絕)為組間自變量, 以課程類型(基礎課/拓展課)為組內自變量, 以被試選擇的課程數(shù)量為因變量, 進行雙因素重復測量方差分析。同前兩個實驗的結果類似, 反應模式的主效應顯著(見圖9), 被試在拒絕反應模式下選擇更多課程,F(1, 106)=47.71,p ＜0.001, η2=0.31; 課程類型的主效應顯著, 被試選擇的拓展課顯著多于基礎課,F(1, 106)=41.55,p ＜0.001, η2=0.28。反應模式和課程類型交互作用顯著,F(1, 106)=10.15,p =0.002, η2=0.09。簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 被試在接受和拒絕反應模式下均選擇更多拓展課; 不同的是, 接受反應模式下被試選擇基礎課與拓展課的數(shù)量差異較大(0.83門),F(1, 106)=47.27,p〈 0.001, η2=0.31,拒絕反應模式下選擇基礎課與拓展課的差異顯著減小(0.28門),F(1, 106)=5.22,p=0.024, η2=0.05。

用卡方檢驗進一步分析被試在不同反應模式下對課程類型的偏好比例變化。結果顯示, 被試在接受反應模式下選擇的基礎課數(shù)量僅占總選課程的17%, 而在拒絕反應模式下該比例顯著上升為44%,(1)=13.88,p〈 0.001,?=0.27。即是說,被試在接受和拒絕反應模式下均偏好拓展課, 但在拒絕反應模式下, 對基礎課的偏好比例顯著提升,對拓展課的偏好比例相對下降, 基礎課和拓展課的偏好分布趨于均衡, 符合預期假設。

實驗3在真實場景中考察了反應模式對消費者課程選擇的影響。小學生父母在接受反應模式下選擇的拓展課比例具有壓倒性優(yōu)勢(83%), 而在拒絕反應模式下呈現(xiàn)出拓展課(56%)和基礎課(44%)平分秋色的趨勢。與前兩個實驗結論一致, 實驗3中被試在接受和拒絕反應模式下均偏好拓展課, 但在拒絕反應模式下對基礎課的偏好顯著提升, 基礎課和拓展課的偏好差異減小。如圖9所示, 被試在拒絕反應模式下比接受反應模式下平均多選一門課程, 而這門課程幾乎就是基礎課。也就是說, 被試在拒絕反應模式下增選了基礎課, 從而選擇了數(shù)量相當?shù)耐卣拐n和基礎課?？梢? 調整反應模式助推了小學生父母對基礎課的關注和選擇, 實現(xiàn)基礎課及拓展課均衡發(fā)展。

5 總討論

本研究分別在實驗室(實驗1和2)和真實場景(實驗3)中探討不同反應模式下人們對基礎課和拓展課的決策差異, 確定了反應模式在現(xiàn)實中對學生課外輔導選擇的助推作用, 驗證了反應模式效應的穩(wěn)健性及在兒童教育消費場景中的現(xiàn)實適用性。同以往反應模式效應的結果一致(Levin et al., 2002;Peng et al., 2016; Pornpitakpan, 2009; 黃元娜 等,2018; 金立印 等, 2009; 馬京晶, 馬欣昕, 張黎,2008), 本研究發(fā)現(xiàn)小學生、父母和祖輩三代人在拒絕反應模式下均比在接受反應模式下選擇更多課程; 明確了三代人雖在接受和拒絕反應模式下均偏好拓展課, 但在拒絕反應模式下對基礎課和拓展課的選擇數(shù)均相對增加, 且對拓展課的選擇比例相對減少, 兩種課程的選擇趨于均衡。

現(xiàn)有反應模式的研究主要應用于二選一或多選一情境, 本研究將其應用于多選多情境, 有效拓展了現(xiàn)有反應模式效應研究的范疇(Park et al.,2000; Peng et al., 2016; Sokolova & Krishna, 2016)。本研究發(fā)現(xiàn), 人們在拒絕比在接受反應模式下選擇了更多課程。依據(jù)普遍存在的參考依賴及損失厭惡現(xiàn)象, 人們以結果偏離參照點的程度作為得失雙方的判斷標準(Park et al., 2000; 李鵬娜, 王延伸, 楊金花, 孫彥, 2017)。在接受反應模式下以不選任何課程為參考點, 選擇更少以規(guī)避金錢損失; 而在拒絕反應模式下以選擇全部課程為參考點, 保留更多課程以規(guī)避效用損失。另一種可能性是錨定效應(anchoring effects)的影響, 即人們的判斷受到初始呈現(xiàn)數(shù)值的影響。在接受反應模式下人們內心的錨值為0門課, 但在拒絕反應模式下該錨值分別為10或6門課, 人們參照錨值進行調整, 但調整不充分導致選擇結果接近錨值(Tversky & Kahneman,1974)。因此在接受反應模式下選擇更少課程, 而拒絕反應模式下選擇更多課程1感謝一位審稿專家提出該寶貴建議。。

三個實驗均發(fā)現(xiàn), 人們在接受反應模式下更偏好拓展課, 在拒絕反應模式下對拓展課的偏好減弱,但對基礎課的偏好增加, 兩種課程的選擇差異減少,偏好分布趨于均衡, 與反應模式效應(Shafir, 1993)的預期假設相符。我們猜測, 這是因為課外輔導與學校課程互補的特點是個“雙面硬幣”：一面是積極的“得到”, 小學生得以有更多趣味性體驗, 得以學習多樣化的課程; 一面是消極的“失去”, 小學生相對減少了與升學考試關系更密切的課程學習機會,相對降低了系統(tǒng)知識掌握的程度, 這對于既希望孩子學業(yè)成績好, 又希望孩子全面發(fā)展的家長而言,是兩難的抉擇。同基礎課相比, 拓展課的趣味性更高、科目內容更多樣化, 其積極特征更突出, 與接受反應模式兼容性更強, 因此人們在接受反應模式下更容易選擇拓展課。然而, 拓展課“泛而不精”, 不利有效地促進學生系統(tǒng)深入地掌握知識, 其消極特征也更突出, 與拒絕反應模式的兼容性更強, 因而人們在拒絕反應模式下也更容易拒絕拓展課。利用人們在拒絕反應模式下會更拒絕消極特征突出的拓展課(對消極特征突出的拓展課的偏好減少)的特點, 我們即可助推人們相對增加對特征表現(xiàn)平均的基礎課的選擇, 實現(xiàn)基礎課與拓展課均衡的選擇。

這些重要發(fā)現(xiàn)驗證了在現(xiàn)實教育場景中, 無需更改原有課程內容, 僅以調整反應模式這種低成本、易操作的方式, 即可促使學生家庭充分權衡,將關注點從拓展課延伸到基礎課, 助推基礎課和拓展課均衡發(fā)展。值得注意的是, 課外輔導中是否均衡選擇基礎課和拓展課, 需根據(jù)現(xiàn)實情況靈活調整。如小學生在學校已很好掌握了基礎課內容, 在課外輔導中選擇基礎課則可能不明智2我們感謝兩位審稿專家提出該寶貴意見。; 如果小學生認為基礎課輔導更能滿足自身的個性化需求, 有意愿參與, 則可鼓勵孩子參與。教育的最終目標是“引出”, 因材施教, 引出其興趣和天分, 激發(fā)其潛能, 促其最優(yōu)發(fā)展, 最終使其擁有自我實現(xiàn)的能力。因此, 基礎課和拓展課的平衡發(fā)展應按需而行。

本研究通過行為實驗初步考察了兒童教育領域中反應模式對課程偏好決策的影響機制, 存在一些不足, 值得未來研究探討。首先, 未來研究可采用眼動追蹤、事件相關電位和功能性磁共振成像等多種技術手段, 深入探討反應模式效應的發(fā)生機制。其次, 如果以同樣包括基礎課和拓展課的學校教育體系為研究場景, 是否仍得出類似結論？現(xiàn)在很多學校采用課程選修制, 若得出類似結論, 將對助推學生的學科均衡發(fā)展起重要作用。第三, 本研究的操縱檢驗(課外輔導課程的類型確定及特征評價)被試均為小學生家長, 樣本代表范圍有局限性,檢驗得出的結論是否可推廣至其他群體(例如小學生等)仍需進一步探討。第四, 本文未考察就讀年級、家庭經(jīng)濟水平、地域等可能調節(jié)反應模式和課程偏好關系的變量。這些重要而有趣的科學研究值得深入探討, 將為兒童教育決策提供理論價值和科學指導。

本文驗證了反應模式效應適用于兒童教育決策領域, 聚焦小學生選擇課外輔導的現(xiàn)實熱點問題,為兒童教育研究提供了跨領域的理論線索。更重要的是, 我們用現(xiàn)場實驗證明, 無需更改原有選項,僅調整反應模式這種簡單易行的方式, 即可助推小學生家庭關注并選擇更多基礎課, 促進基礎課和拓展課均衡選擇。這種反應模式效應在實驗室及真實的課外輔導場景中均能影響課程選擇, 可為兒童教育者及學生家庭提供科學指導, 有重要的現(xiàn)實指導意義。

致謝:感謝李紓研究員、沈絲楚博士和欒勝華研究員對本文多次的悉心指導。感謝梁興麗和王晨茜對本文數(shù)據(jù)分析提供的建議。感謝黃婉芳和袁娟娟協(xié)助收集實驗一數(shù)據(jù), 感謝楊雨衡、王熠柯和劉瀟協(xié)助收集實驗二數(shù)據(jù), 感謝廣東省潮州市湘橋區(qū)文化館協(xié)助收集實驗三數(shù)據(jù)。