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        基于多層線性模型的青少年認(rèn)知能力作用機(jī)制研究

        2021-09-25 10:05:22
        關(guān)鍵詞:變量系數(shù)青少年

        趙 贊

        (湖南工程學(xué)院 計(jì)算科學(xué)與電子學(xué)院,湘潭411104)

        0 引言

        不同的家庭、不同的社會(huì)背景究竟對(duì)學(xué)生能力發(fā)展的影響如何,成為學(xué)者們研究的熱點(diǎn)問題.影響青少年認(rèn)知能力的因素來自不同層次,如學(xué)生個(gè)體層次(第一層)的自我教育期望、父母教育程度和家庭經(jīng)濟(jì)條件等,以及班級(jí)組織層次(第二層)的女生比例、群體父母教育程度和群體經(jīng)濟(jì)條件等.現(xiàn)有的相關(guān)研究大多采用最小二乘(OLS)回歸或結(jié)構(gòu)方程(SEM)的傳統(tǒng)線性模型[1-3],僅支持對(duì)涉及一層數(shù)據(jù)的問題進(jìn)行分析,從而忽略了群體因素(學(xué)?;虬嗉?jí)層面的因素)對(duì)于青少年認(rèn)知能力發(fā)展的直接和間接影響.為了解決這一問題,本文將通過多層線性模型進(jìn)行深入分析.HLM模型針對(duì)的是多層嵌套關(guān)系數(shù)據(jù)的研究,如學(xué)生嵌套于班級(jí),班級(jí)鑲嵌于學(xué)校.該模型不僅能夠研究各層變量的直接影響,而且能夠同時(shí)研究學(xué)生層次變量與班級(jí)層次變量之間的交互作用,從而分別揭示在個(gè)體和群體層面影響青少年認(rèn)知能力的重要和中介因素,全面構(gòu)建青少年能力發(fā)展的作用機(jī)制模型,并據(jù)此提出具有建設(shè)性的相關(guān)建議.

        1 數(shù)據(jù)來源

        本文所采用的CEPS數(shù)據(jù)來源于中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心,它所針對(duì)的調(diào)查對(duì)象為初中生群體,并對(duì)他們進(jìn)行長期的追蹤調(diào)查,因此該大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目具有全國性和連續(xù)性.它采用的調(diào)查方法為多階段的概率與規(guī)模成比例(PPS)抽樣方法,基線調(diào)查于2013-2014學(xué)年進(jìn)行,對(duì)七年級(jí)和九年級(jí)進(jìn)行同步調(diào)查,隨機(jī)抽取了112所學(xué)校、438個(gè)班級(jí)進(jìn)行調(diào)查,被調(diào)查學(xué)生人數(shù)共19487名,根據(jù)對(duì)研究變量的選取,在剔除缺失值和無效數(shù)據(jù)后,最終來自112所學(xué)校共15869名學(xué)生的樣本進(jìn)入了本次研究.

        本文的被解釋變量為青少年的認(rèn)知能力,通過CEPS數(shù)據(jù)中的cog3pl變量來測量.此項(xiàng)測驗(yàn)題目的內(nèi)容與學(xué)??颇恐兴淌诘木唧w識(shí)記性知識(shí)并無太大關(guān)聯(lián),而是考察各年級(jí)中學(xué)生的邏輯推理與解決問題的能力,在國際上具有可比性.該指標(biāo)為連續(xù)性變量,分?jǐn)?shù)越高,表示青少年的認(rèn)知能力越強(qiáng).本文的解釋變量則是由CEPS學(xué)生問卷中相應(yīng)的問題進(jìn)行測量,通過對(duì)這些問題的選項(xiàng)進(jìn)行編碼得到其問卷調(diào)查結(jié)果的均值和標(biāo)準(zhǔn)差等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù).最終的研究變量賦值與描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示.

        表1 變量賦值與描述性統(tǒng)計(jì)表

        2 多層線性模型

        影響個(gè)體行為的因素來自兩個(gè)方面,一是自身特征對(duì)個(gè)體的影響,二是個(gè)體所處環(huán)境對(duì)其造成的影響,其中環(huán)境指群體或者層次.傳統(tǒng)的線性回歸模型具有一定的自身局限性,使得它在對(duì)不同層次的數(shù)據(jù)進(jìn)行變異分解時(shí)難以將群組效應(yīng)進(jìn)行分離,導(dǎo)致模型的誤差項(xiàng)數(shù)值增大.此外,由于實(shí)際研究的數(shù)據(jù)往往比較復(fù)雜且存在不同的分布方式,因此會(huì)破壞傳統(tǒng)回歸模型建立之前應(yīng)當(dāng)滿足的方差齊性假設(shè).綜合上述傳統(tǒng)回歸模型與研究數(shù)據(jù)的特性,傳統(tǒng)模型在本次研究中適用性較差,因此本研究通過引入多水平分析的方法來解決上述問題.

        普通最小二乘(OLS)回歸方程如下:

        其中β0表示截距,β1表示線性回歸系數(shù),殘差項(xiàng)γi的假設(shè)為:1)γi服從正態(tài)分布;2)γi是相互獨(dú)立的;3)γi的方差恒定;4)γi與因變量不相關(guān).對(duì)于自然存在的嵌套數(shù)據(jù),其殘差很難滿足上述假設(shè),因此考慮使用多層線性模型解決這一問題:

        對(duì)第一層:

        對(duì)第二層:

        合并后的模型為:

        其中Y ij表示第j個(gè)班級(jí)第i個(gè)學(xué)生的因變量值(如:學(xué)生的學(xué)業(yè)成績),X ij表示第j個(gè)班級(jí)第i個(gè)學(xué)生的自變量值(如:學(xué)生的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)強(qiáng)度),W j表示第j個(gè)班級(jí)的特征變量(如:班主任的工作年限);β0j和β1j分別表示第j個(gè)班級(jí)學(xué)生的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)學(xué)業(yè)成績回歸直線的截距和斜率,γij表示第j個(gè)班級(jí)第i個(gè)學(xué)生的測量誤差;對(duì)于第二層變量,γ00和γ10分別為β0j和β1j的平均值,為固定成分;μ0j和μ1j分別為β0j和β1j的隨機(jī)成分,代表第二層不同組織之間的變異.

        多層線性模型能夠?qū)埐铐?xiàng)進(jìn)行分解,使得殘差滿足OLS回歸的理論假設(shè),對(duì)于多層嵌套數(shù)據(jù)的研究更為合理.

        3 分析架構(gòu)

        本文的因變量為青少年的認(rèn)知能力,屬個(gè)體層次.第一層的解釋變量主要用于反映個(gè)體因素、家庭因素和社會(huì)因素的影響.個(gè)體因素主要考慮青少年的自我教育期望;家庭因素包括家庭經(jīng)濟(jì)資本、家庭社會(huì)資本和家庭文化資本;社會(huì)因素包括師生關(guān)系和同學(xué)關(guān)系.第二層的解釋變量主要包含女生比例、群體經(jīng)濟(jì)水平、群體父母教育程度和父母職業(yè)多樣性四個(gè)解釋變量.女生比例表示班級(jí)中女生所占的百分比,主要體現(xiàn)群體性別因素的影響;群體經(jīng)濟(jì)水平和群體教育程度均是通過第一層相應(yīng)的解釋變量,以班級(jí)為單位分類整合而來.父母職業(yè)多樣性的計(jì)算方法參考Fu和Cities(2007)[4]的計(jì)算方法,具體如下:

        其中OD j表示第j個(gè)班級(jí)的父母職業(yè)多樣性,取值介于0和1之間,數(shù)值越大,表示該班級(jí)內(nèi)的父母職業(yè)多樣化程度越高.PN j表示第j個(gè)班級(jí)的父母人數(shù),PN ij表示第j個(gè)班級(jí)內(nèi)從事第i類職業(yè)的父母人數(shù),n j表示第j個(gè)班級(jí)內(nèi)父母所從事的全部職業(yè)類型數(shù).

        根據(jù)上述所選變量,變量間的假設(shè)關(guān)系如圖1所示,其中實(shí)線箭頭(H1~H12)表示各層變量對(duì)認(rèn)知能力直接正向影響的假設(shè),虛線箭頭(H13~H15)表示第二層變量對(duì)第一層變量與認(rèn)知能力關(guān)系的間接正向調(diào)節(jié)作用的假設(shè).

        圖1 認(rèn)知能力研究架構(gòu)圖

        4 實(shí)證分析

        本文使用HLM模型來驗(yàn)證圖1架構(gòu)中的相關(guān)假設(shè),估計(jì)結(jié)果如表2所示.

        表2 青少年認(rèn)知能力驅(qū)動(dòng)因素的多水平分析結(jié)果

        續(xù)表2

        其中模型1~模型4分別表示零模型、隨機(jī)系數(shù)回歸模型、截距模型和完整模型.根據(jù)表2可知,四種模型中完整模型的偏離值(deviance)最小,說明它與實(shí)際情況最為契合,適配度最佳.

        4.1 零模型(模型1)

        零模型中只有被解釋變量和群組變量,不含任何解釋變量,用于檢驗(yàn)青少年的認(rèn)知能力是否會(huì)因?yàn)榘嗉?jí)的不同而有所差異.具體模型如下:

        式中,cog ij表示第j個(gè)班級(jí)中編號(hào)為i的青少年的認(rèn)知能力測試分?jǐn)?shù),εij表示個(gè)體層次誤差項(xiàng),u0j表示班級(jí)層次誤差項(xiàng),γ00表示青少年認(rèn)知能力在不同班級(jí)的平均值.通過零模型結(jié)果可計(jì)算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC值,該值用于檢驗(yàn)個(gè)體數(shù)據(jù)是否可以正當(dāng)?shù)鼐酆蠟楦唠A的數(shù)據(jù),在更高階進(jìn)行分析.ICC(1)表示組間方差對(duì)總方差的解釋占比,ICC(2)表示組均值代表組員的可信程度.據(jù)表2零模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,組間方差和組內(nèi)方差分別為0.233和0.510,經(jīng)(9)式計(jì)算得到其ICC(1)和ICC(2)分別為0.295和0.938,分別大于0.05和0.5的經(jīng)驗(yàn)值,表明不同班級(jí)間的認(rèn)知能力存在明顯差異,滿足多水平分析的要求.

        ICC值具體計(jì)算方式如下:

        4.2 隨機(jī)系數(shù)回歸模型(模型2)

        隨機(jī)系數(shù)回歸模型只將第一層變量代入方程,而第二層方程中不代入變量.這一模型旨在檢驗(yàn)第一層變量的影響是否顯著存在,具體設(shè)定如下:

        估計(jì)結(jié)果如表2(模型2)所示.零模型的組內(nèi)方差是0.510,而隨機(jī)系數(shù)回歸模型降低到了0.470,改善了7.842%.這表明第一層變量能夠有效解釋青少年認(rèn)知能力的組內(nèi)差異,隨機(jī)系數(shù)回歸模型的適配性得到了驗(yàn)證.

        (1)控制變量

        控制變量中,性別系數(shù)γ10=-0.034(t=-3.251,p=0.002),在1%水平顯著,說明男生認(rèn)知能力的整體水平高于女生;年級(jí)系數(shù)γ20=-0.032(t=-0.709,p=0.478),說明年級(jí)對(duì)青少年的認(rèn)知能力無顯著影響.

        (2)個(gè)人因素的影響

        自我教育期望的系數(shù)γ30=0.032(t=17.956,p=0.000),說明青少年的自我教育期望越高,認(rèn)知能力越強(qiáng),研究假設(shè)H1得到驗(yàn)證,表明對(duì)自己未來的教育發(fā)展有強(qiáng)烈愿望的青少年,其認(rèn)知能力能得到更好的發(fā)展.

        (3)家庭因素的影響

        家庭經(jīng)濟(jì)資本系數(shù)γ40=0.022(t=2.199,p=0.028),青少年所處家庭的經(jīng)濟(jì)條件越好,更可能為孩子提供優(yōu)越的學(xué)習(xí)和認(rèn)知能力發(fā)展環(huán)境,研究假設(shè)H2得到驗(yàn)證.家庭社會(huì)資本中的親子溝通頻率系數(shù)γ50=0.003(t=0.240,p=0.811),說明家長與孩子之間的普通親子溝通對(duì)青少年認(rèn)知能力的影響并不顯著,研究假設(shè)H3不成立.父母教育期望系數(shù)γ60=0.019(t=10.623,p=0.000),學(xué)生家長對(duì)孩子的教育期望越高,青少年的認(rèn)知能力越強(qiáng),研究假設(shè)H4得到驗(yàn)證.家庭文化資本中的父母教育程度系數(shù)γ70=0.010(t=3.633,p=0.001),父母的教育程度越高,其孩子的認(rèn)知能力越強(qiáng),研究假設(shè)H5得到驗(yàn)證.家庭藏書量的系數(shù)γ80=0.036(t=6.055,p=0.000),家庭的藏書越多,越能激發(fā)青少年對(duì)知識(shí)的興趣,其認(rèn)知能力越強(qiáng),研究假設(shè)H6得到驗(yàn)證.

        (4)班級(jí)社會(huì)因素的影響

        在班級(jí)社會(huì)因素的影響中,師生關(guān)系系數(shù)γ90=0.025(t=2.289,p=0.023),與老師的關(guān)系越親近,青少年的認(rèn)知能力水平越高;同學(xué)關(guān)系系數(shù)γ100=0.007(t=0.650,p=0.516),表明與同學(xué)關(guān)系越好的中學(xué)生,其認(rèn)知能力越強(qiáng).研究假設(shè)H7和H8均被證實(shí),說明在班級(jí)中維系良好的人際關(guān)系可為青少年提供良好的認(rèn)知能力發(fā)展環(huán)境.

        4.3 截距模型(模型3)

        第二層變量對(duì)青少年認(rèn)知能力的影響通過截距模型來測量.截距模型在第一層方程中只加入控制變量,再以第一層的截距項(xiàng)β0j作為因變量,加入第二層的解釋變量.模型設(shè)定如下:

        估計(jì)結(jié)果見表2(模型3).零模型的組間方差是0.483,而截距模型降低到了0.135,改善率高達(dá)72.052%,這表明第二層變量能夠有效解釋青少年認(rèn)知能力的組間差異,截距模型與零模型相比有所改進(jìn).

        女生比例的系數(shù)γ01=0.850(t=4.274,p=0.000),說明班級(jí)中的女生比例對(duì)青少年的認(rèn)知能力水平有顯著的正向影響,即女生比例越高(在一定范圍內(nèi)),班級(jí)中學(xué)生的平均認(rèn)知能力水平就越高,研究假設(shè)H9得到證實(shí).群體經(jīng)濟(jì)水平系數(shù)γ02=0.349(t=3.510,p=0.001),說明群體經(jīng)濟(jì)水平對(duì)青少年認(rèn)知能力的影響顯著為正,若某班級(jí)的群體平均經(jīng)濟(jì)條件越好,則該班級(jí)中學(xué)生的認(rèn)知能力水平越高,研究假設(shè)H10得到證實(shí).群體教育程度系數(shù)γ03=0.116(t=8.256,p=0.000),說明群體教育程度對(duì)青少年認(rèn)知能力具有顯著的正向影響,若班級(jí)中學(xué)生父母的平均教育程度越高,青少年個(gè)體的認(rèn)知能力水平越高,研究假設(shè)H11得到證實(shí).父母職業(yè)多樣性系數(shù)γ04=0.460(t=3.075,p=0.003),說明班級(jí)中的父母職業(yè)越多樣化,青少年個(gè)體的認(rèn)知能力水平越高,研究假設(shè)H12得到證實(shí).

        4.4 完整模型(模型4)

        班級(jí)中各群體因素對(duì)影響青少年認(rèn)知能力因素的調(diào)節(jié)作用通過完整模型來進(jìn)行分析,即將第一層方程的截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)作為因變量,并加入第二層的解釋變量,具體設(shè)定如下:

        估計(jì)結(jié)果見表2(模型4),零模型的組內(nèi)方差和組間方差分別是0.510和0.483,而完整模型的兩項(xiàng)指標(biāo)分別降到了0.471和0.136,改善了7.653%和71.842%,則完整模型能夠有效解釋青少年認(rèn)知能力的各項(xiàng)差異,表明該模型的適配性較好.

        在家庭平均經(jīng)濟(jì)水平對(duì)自我教育期望的調(diào)節(jié)作用上,其系數(shù)γ31=0.016(t=2.347,p=0.019),說明隨著班級(jí)中家庭平均經(jīng)濟(jì)水平的提高,自我教育期望對(duì)青少年認(rèn)知能力的正向影響會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng),研究假設(shè)H13得到證實(shí).在父母平均教育程度對(duì)父母教育期望的調(diào)節(jié)作用上,其系數(shù)γ61=0.003(t=2.838,p=0.005),說明隨著班級(jí)中父母平均教育程度的提高,父母教育期望對(duì)青少年認(rèn)知能力的正向影響會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng),研究假設(shè)H14得到證實(shí).而父母平均教育程度對(duì)家庭藏書量的調(diào)節(jié)作用系數(shù)為γ81=0.006(t=1.618,p=0.106),說明此調(diào)節(jié)作用不顯著,研究假設(shè)H15不成立.

        5 結(jié)論

        本文利用CEPS全國數(shù)據(jù),結(jié)合HLM多水平模型探討了青少年認(rèn)知能力的作用機(jī)制,得到以下結(jié)論:在個(gè)體因素方面,自我教育期望對(duì)青少年認(rèn)知能力具有顯著影響;在家庭因素方面,包括家庭經(jīng)濟(jì)資本、家庭社會(huì)資本和家庭文化資本,普遍對(duì)青少年的認(rèn)知能力具有正向影響;在社會(huì)因素方面,師生關(guān)系對(duì)青少年的認(rèn)知能力有正向影響.因此建議每個(gè)青少年應(yīng)對(duì)自己的未來做長期規(guī)劃,充滿自信;每個(gè)家庭需盡量為孩子提供良好的教育環(huán)境,增大在文化資本方面的投入,盡可能地提高青少年發(fā)展能力的機(jī)會(huì);教師在教學(xué)中不但要傳授知識(shí),還要注意增強(qiáng)與學(xué)生的互動(dòng),讓學(xué)生體會(huì)到老師對(duì)自己的關(guān)心和關(guān)注.

        考慮到本文數(shù)據(jù)為兩層嵌套關(guān)系,因此使用多水平線性模型進(jìn)行了分析,從理論和實(shí)證結(jié)果均可表明HLM模型非常適合于此類嵌套數(shù)據(jù)的研究.針對(duì)不同類型的多層數(shù)據(jù),可通過建立兩層、三層甚至四層線性模型,得到更加精準(zhǔn)的研究結(jié)果,進(jìn)而延伸應(yīng)用到其他領(lǐng)域.

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