中圖分類號(hào)：G639.2 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A DOI: 10.3969/j.issn.1672-1128.2025.06.004

一、引言

義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展是新時(shí)代中國(guó)教育改革的核心任務(wù)之一。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快和人口流動(dòng)規(guī)模擴(kuò)大，部分地區(qū)“擇校熱”“學(xué)區(qū)房”等現(xiàn)象加劇了教育公平的深層矛盾。集團(tuán)化辦學(xué)作為一種制度創(chuàng)新，通過“強(qiáng)校帶弱?！薄懊＾k分?！钡饶Ｊ?，推動(dòng)師資、課程、管理資源的共享與輻射，成為促進(jìn)義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展的重要政策工具。2023年6月，中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于構(gòu)建優(yōu)質(zhì)均衡的基本公共教育服務(wù)體系的意見》，明確提出“完善集團(tuán)化辦學(xué)和學(xué)區(qū)制管理辦法及運(yùn)行機(jī)制”“加快實(shí)現(xiàn)集團(tuán)內(nèi)、學(xué)區(qū)內(nèi)校際優(yōu)質(zhì)均衡”，以此加快校際均衡發(fā)展，全面保障義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展。

集團(tuán)化辦學(xué)作為一項(xiàng)教育政策，其成效的評(píng)估已經(jīng)為學(xué)界所關(guān)注2。然而，現(xiàn)有政策效果評(píng)估多聚焦于硬件資源均衡、學(xué)業(yè)成績(jī)提升等顯性指標(biāo)，而對(duì)學(xué)生發(fā)展中的“軟性”維度——尤其是非認(rèn)知能力（Non-cognitive Skills）的關(guān)注嚴(yán)重不足。非認(rèn)知能力，包括開放思維、情緒控制、社會(huì)適應(yīng)力、責(zé)任感等，是現(xiàn)代人力資本理論的核心范疇。大量研究表明，非認(rèn)知能力不僅影響學(xué)生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)，更與其長(zhǎng)期職業(yè)發(fā)展、社會(huì)融入和心理健康密切相關(guān)。在義務(wù)教育階段，學(xué)校環(huán)境、同伴互動(dòng)和教師引導(dǎo)是塑造非認(rèn)知能力的關(guān)鍵場(chǎng)域4。因此，高質(zhì)量集團(tuán)化辦學(xué)還應(yīng)重視學(xué)生非認(rèn)知能力的發(fā)展。本研究以學(xué)生非認(rèn)知能力為指標(biāo)，評(píng)估集團(tuán)化辦學(xué)政策的影響效應(yīng)，進(jìn)一步拓展政策產(chǎn)出的衡量體系，同時(shí)也對(duì)教育評(píng)價(jià)方式轉(zhuǎn)變作出回應(yīng)。

綜上，本研究以現(xiàn)代人力資本理論為框架，基于中國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用普通最小二乘法（OLS）和傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行實(shí)證研究，分析集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)，針對(duì)城鄉(xiāng)變量進(jìn)行異質(zhì)性分析，評(píng)估集團(tuán)化辦學(xué)的政策成效，以期為集團(tuán)化辦學(xué)政策的推進(jìn)與改善提供參考，助力教育資源均衡向?qū)W生能力均衡深化。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

已有研究多集中在集團(tuán)化辦學(xué)取得的成效、困境與優(yōu)化策略等方面，而集團(tuán)化教育的評(píng)估大多從資源整合與共享、師資隊(duì)伍、教育質(zhì)量等成效方面進(jìn)行研究。其中關(guān)于教育質(zhì)量評(píng)估的研究聚焦到學(xué)生個(gè)人層面上的學(xué)業(yè)成績(jī)、認(rèn)知能力等指標(biāo)，以此來(lái)評(píng)估學(xué)生在集團(tuán)化辦學(xué)背景下的個(gè)人能力，并作為集團(tuán)化辦學(xué)推進(jìn)中的政策制定參考指標(biāo)5。但需要引起重視的是，學(xué)生個(gè)人能力不僅包含認(rèn)知能力，還包括情感、社交、心理與人格特質(zhì)等非認(rèn)知能力。

（一）非認(rèn)知能力的概念與測(cè)量

現(xiàn)代人力資本理論將能力作為人力資本的關(guān)鍵要素，并將之劃分為認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力兩大維度。后者區(qū)別于可量化的智商與學(xué)習(xí)能力，涵蓋了一系列難以直接測(cè)量的個(gè)人特質(zhì)，諸如樂觀態(tài)度、情感管理、自律性、意志力及真誠(chéng)度等。這些特質(zhì)對(duì)個(gè)人在學(xué)業(yè)、就業(yè)以及收人等方面展現(xiàn)出深遠(yuǎn)影響。赫克曼（Heckman）將自制力、持久力等作為個(gè)人的非認(rèn)知能力，認(rèn)為它在人生中起著重要作用，并且這一能力不能在學(xué)力測(cè)驗(yàn)中被測(cè)量出來(lái)[]。祖霽云和帕特里克（Patrick）認(rèn)為非認(rèn)知能力包含價(jià)值觀、態(tài)度、信念和行為等要素，對(duì)學(xué)生未來(lái)生活和工作具有重要幫助]。趙勇則認(rèn)為非認(rèn)知能力“不是一個(gè)簡(jiǎn)單的概念，也不是一項(xiàng)技能”，具體包含“堅(jiān)韌性、成長(zhǎng)性思維、動(dòng)機(jī)、自我決定、自我控制、情商、社交能力、感恩、信心、好奇心以及開放心態(tài)等”內(nèi)容。隨著非認(rèn)知能力對(duì)個(gè)體發(fā)展的重要性日益凸顯，學(xué)界逐漸構(gòu)建并完善其測(cè)量框架。1991年，由美國(guó)心理學(xué)家戈德堡（Goldberg）提出的“大五人格”模型最為典型[2]，該模型將非認(rèn)知能力的測(cè)量分為外傾性、宜人性、神經(jīng)質(zhì)、開放性、盡責(zé)性五個(gè)要素，我國(guó)學(xué)者多以此為參照。學(xué)者燕國(guó)材首倡本土概念“非智力因素”，將其界定為智力因素之外的心理要素集合，涵蓋動(dòng)機(jī)、興趣、情感、意志及性格五個(gè)維度，并強(qiáng)調(diào)其可量化的評(píng)估特性[13]；雷萬(wàn)鵬和李貞義在研究非認(rèn)知能力對(duì)學(xué)生成績(jī)的影響時(shí)，將學(xué)習(xí)毅力、情緒穩(wěn)定性、自信心和自我教育期望作為非認(rèn)知能力的測(cè)量維度4；關(guān)愛萍等人認(rèn)為非認(rèn)知能力包含性格、情感和意志等方面的能力，并以“親和性、盡責(zé)性、情緒穩(wěn)定性、自主性和外向性”作為衡量指標(biāo)[15]。

基于以上文獻(xiàn)梳理，本研究關(guān)注的非認(rèn)知能力聚焦于可測(cè)量的人格特征、心理狀態(tài)及情緒等方面，以“大五人格”模型為參照，選取開放思維、學(xué)習(xí)毅力、交往能力、情緒控制以及學(xué)校適應(yīng)五個(gè)維度來(lái)對(duì)學(xué)生的非認(rèn)知能力進(jìn)行檢驗(yàn)。

（二）集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的整體影響

學(xué)界已經(jīng)肯定了集團(tuán)化辦學(xué)模式對(duì)學(xué)生發(fā)展的積極影響，指出該模式通過師資力量的整合、課程內(nèi)容的創(chuàng)新及校園文化的共享等方式，有效促進(jìn)了學(xué)生教育產(chǎn)出的提升，初步顯現(xiàn)出在促進(jìn)學(xué)生個(gè)人發(fā)展方面的顯著成效[。

現(xiàn)有實(shí)證研究多以學(xué)生成績(jī)和認(rèn)知能力作為個(gè)人發(fā)展的指征，研究集團(tuán)化辦學(xué)政策的影響效應(yīng)。如雷萬(wàn)鵬等人以學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)衡量教育服務(wù)產(chǎn)出，利用多元線性回歸模型以及系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法，對(duì)集團(tuán)化辦學(xué)的整體成效進(jìn)行評(píng)估7；菲利普（Philip）以認(rèn)知能力作為學(xué)生發(fā)展的代理變量，利用傾向得分匹配的方法，證明集團(tuán)化辦學(xué)能夠正向影響學(xué)生的認(rèn)知能力，但是會(huì)受到學(xué)生社會(huì)地位和家庭支持等變量的影響2。只有少部分學(xué)者關(guān)注到學(xué)生成績(jī)和認(rèn)知能力以外的其他變量，探討集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生綜合素質(zhì)或者非認(rèn)知能力的影響作用。如馬丁(Martin）和馬修（Matthew）等人通過自我報(bào)告，將學(xué)生的自覺性、自控力、勇氣和成長(zhǎng)心態(tài)作為學(xué)生非認(rèn)知能力開展了調(diào)查，未能發(fā)現(xiàn)參與集團(tuán)化辦學(xué)的學(xué)生的優(yōu)勢(shì)，但他們認(rèn)為這是由參考偏差和社會(huì)背景因素所引致[I8；程鈺琳對(duì)特定教育集團(tuán)內(nèi)的師生開展問卷調(diào)研與訪談，評(píng)估了集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生高層次思維能力的影響；趙陳基于田野調(diào)查，指出集團(tuán)化辦學(xué)忽略對(duì)學(xué)生綜合素質(zhì)的培養(yǎng)，影響學(xué)生全面發(fā)展20。整體而言，大部分學(xué)者以學(xué)生的成績(jī)和認(rèn)知能力衡量集團(tuán)化辦學(xué)的產(chǎn)出，少量文獻(xiàn)關(guān)注到集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響，但并未進(jìn)行實(shí)證研究以得出確切的結(jié)論。據(jù)此，本研究提出研究假設(shè)1 (H1)：集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力具有影響效應(yīng)，參與集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力有正向促進(jìn)作用。

（三）集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力影響的城鄉(xiāng)異質(zhì)性

集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生發(fā)展的影響屬于軟性質(zhì)量維度，城鄉(xiāng)教育質(zhì)量仍存在梯度差異，成為學(xué)生異質(zhì)性分析的關(guān)鍵部分。已有研究證實(shí)集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生的認(rèn)知能力、學(xué)業(yè)成績(jī)以及非認(rèn)知能力等產(chǎn)生的影響效應(yīng)具有異質(zhì)性。因此，集團(tuán)化辦學(xué)的參與主體和學(xué)生個(gè)體之間，城鄉(xiāng)學(xué)校作為不同踐行主體的實(shí)施效果有差異，學(xué)生個(gè)體作為服務(wù)對(duì)象受到的影響也不同[2l。集團(tuán)化辦學(xué)政策實(shí)施后，農(nóng)村地區(qū)學(xué)校依托集團(tuán)內(nèi)課程等教學(xué)資源的共享與高質(zhì)量師資人員的流動(dòng)，能夠大幅改善基礎(chǔ)辦學(xué)條件，對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展產(chǎn)生較大影響[2。相比于農(nóng)村，城市地區(qū)學(xué)校本身辦學(xué)條件較優(yōu)，集團(tuán)化辦學(xué)并未帶來(lái)學(xué)?；A(chǔ)條件的顯著改變；同時(shí)由于城市學(xué)生家庭背景因素的影響，此政策投射在學(xué)生非認(rèn)知能力上的影響微不足道23]。目前研究集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力關(guān)系的實(shí)證文獻(xiàn)還不夠全面，較少直接關(guān)注城鄉(xiāng)異質(zhì)性對(duì)非認(rèn)知能力的影響。綜上，本研究提出研究假設(shè)2（H2)：集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性，相對(duì)于城市學(xué)生而言，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)農(nóng)村學(xué)生非認(rèn)知能力的影響更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究采用中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心的中國(guó)教育追蹤調(diào)查（ChinaEducation PanelSurvey，以下簡(jiǎn)稱CEPS）數(shù)據(jù)庫(kù)中2013—2014基期數(shù)據(jù)和2014—2015年追訪調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)從全國(guó)隨機(jī)抽取28個(gè)縣級(jí)單位（縣、區(qū)、市）作為調(diào)查點(diǎn)，調(diào)研對(duì)象包括學(xué)生、家長(zhǎng)、任課教師、班主任以及學(xué)校，相應(yīng)的數(shù)據(jù)可以分析學(xué)生在個(gè)人、家庭及學(xué)校層面的相關(guān)問題，較為全面且具有全國(guó)代表性。

鑒于本研究主要探討集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響，并著重于集團(tuán)化辦學(xué)在學(xué)生層面的政策效應(yīng)，加之原始數(shù)據(jù)庫(kù)中集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校數(shù)量有限(僅12所)，因此，研究樣本聚焦于學(xué)生個(gè)體而非學(xué)校。在全面考慮學(xué)生家庭、學(xué)校等多方面因素的基礎(chǔ)上，經(jīng)過相關(guān)變量的篩選與缺失值的處理后，最終確定了5869個(gè)有效學(xué)生樣本。其中，來(lái)自12所學(xué)校的438名學(xué)生參與了集團(tuán)化辦學(xué)，未參與該模式的學(xué)生有5431名。參與集團(tuán)化辦學(xué)與未參與集團(tuán)化辦學(xué)樣本數(shù)量懸殊，且參與集團(tuán)化辦學(xué)的12所學(xué)校大多來(lái)自農(nóng)村地區(qū)，各校學(xué)生數(shù)量相近。因此，本研究利用傾向得分匹配的方法，根據(jù)學(xué)生個(gè)人、家庭背景以及學(xué)校因素等背景特征進(jìn)行匹配，能夠在個(gè)案數(shù)量低要求的情況下實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)平衡，提升研究結(jié)果的解釋力和可比性。

（二）變量設(shè)置

1.解釋變量

本研究聚焦于探究集團(tuán)化辦學(xué)模式對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響。在CEPS的問卷設(shè)計(jì)中，校長(zhǎng)端包含“學(xué)校當(dāng)前是否加入了某個(gè)教育集團(tuán)”題項(xiàng)，該問題的回答能夠有效揭示被調(diào)查學(xué)校是否參與了集團(tuán)化辦學(xué)。基于此，本研究構(gòu)建二元虛擬變量代表集團(tuán)化辦學(xué)情況（ 1= 參加，0= 未參加)，以此為解釋變量進(jìn)行分析。

2.被解釋變量

本研究的被解釋變量為非認(rèn)知能力，但CEPS數(shù)據(jù)庫(kù)并未對(duì)此變量進(jìn)行直接測(cè)量。本文參考借助于CEPS開展的同類非認(rèn)知能力研究，以1991年由戈德堡提出的“大五人格”模型為測(cè)量框架，結(jié)合問卷題項(xiàng)設(shè)置測(cè)量維度[24]。測(cè)量維度與對(duì)應(yīng)題項(xiàng)內(nèi)容詳見表1。

本研究首先根據(jù)上述題項(xiàng)對(duì)得分進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，消除量綱差異。其次依據(jù)各維度對(duì)應(yīng)題項(xiàng)，進(jìn)行求和、取均值處理，得到非認(rèn)知能力的具體五維度指標(biāo)。最后提取主成分分析，構(gòu)建以數(shù)值表示的連續(xù)變量形成學(xué)生非認(rèn)知能力的綜合指標(biāo)。計(jì)算得到的非認(rèn)知能力綜合得分越

高，代表學(xué)生非認(rèn)知能力水平越好；開放思維、學(xué)生毅力、交往能力與學(xué)校適應(yīng)四個(gè)維度得分越高，表示學(xué)生非認(rèn)知能力越好；情緒控制維度則相反，數(shù)值越低代表非認(rèn)知能力越好，需進(jìn)行轉(zhuǎn)換處理。

3.控制變量

為使PSM估計(jì)結(jié)果更加準(zhǔn)確，本文選取的控制變量是在處理發(fā)生前就已經(jīng)存在的變量，不隨解釋變量與被解釋變量而變化，但會(huì)同時(shí)影響解釋變量與被解釋變量。參考菲利普在使用PSM分析集團(tuán)化辦學(xué)相關(guān)問題時(shí)的做法2，本研究選取學(xué)生個(gè)人、家庭背景和學(xué)校因素三個(gè)層面的變量進(jìn)行控制。具體變量與基本描述統(tǒng)計(jì)情況詳見表2。由表中數(shù)據(jù)可知，參與集團(tuán)化與未參與集團(tuán)化辦學(xué)的學(xué)生在個(gè)人特征、家庭背景與學(xué)校因素等方面存在顯著差異。

（三）模型構(gòu)建

1.OLS基準(zhǔn)回歸模型

本研究首先構(gòu)建OLS基準(zhǔn)回歸模型，初步估計(jì)集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)?；鶞?zhǔn)回歸模型建立如下：

non_cognitive group_schooling+yXi+ε

其中，non_cognitive;代表學(xué)生個(gè)體 i 的非認(rèn)知能力，group_schooling:代表學(xué)生是否參與集團(tuán)化辦學(xué)， X_i 代表控制變量集合，本研究中的控制變量包含個(gè)人特征、家庭背景與學(xué)校因素三個(gè)層面：獨(dú)生子女、學(xué)生健康、學(xué)生認(rèn)知能力，家庭經(jīng)濟(jì)水平、父母職業(yè)、父母受教育程度、父母婚姻狀況、父母關(guān)心、父母指導(dǎo)，學(xué)校位置、學(xué)校排名、學(xué)校基礎(chǔ)條件、學(xué)校生均經(jīng)費(fèi)、學(xué)校生師比、教師受教育程度。 β₁ 和 γ 依次為對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)， β₀ 代表截距， ε 代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.PSM模型

在現(xiàn)實(shí)情境中，學(xué)生具有不同的個(gè)人、家庭、學(xué)校背景特征，是否參與集團(tuán)化辦學(xué)并非隨機(jī)選擇的結(jié)果，而是會(huì)受到學(xué)生背景特征的影響，導(dǎo)致OLS回歸模型估計(jì)的影響效應(yīng)存在選擇性偏差，難以證明變量間的因果關(guān)系。相比之下，PSM于1983年由羅森堡（Rosenbaum）和魯賓(Rubin）提出，本質(zhì)是基于反事實(shí)框架，利用觀察數(shù)據(jù)構(gòu)造“準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究”估計(jì)處理效應(yīng)，能夠有效應(yīng)對(duì)選擇性偏差，同時(shí)該方法不要求高樣本數(shù)量，實(shí)現(xiàn)匹配即可探求因果關(guān)系[2]。本研究將參與集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)生視為處理組、未參與集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)生視為控制組，針對(duì)兩組間個(gè)人、家庭背景、學(xué)校因素等特征通過模型估計(jì)得到傾向得分，將處理組與控制組中相似的對(duì)象進(jìn)行匹配，從而實(shí)現(xiàn)協(xié)變量的數(shù)據(jù)均衡，對(duì)比分析兩組結(jié)果變量即非認(rèn)知能力的差異，由此判斷因果效應(yīng)。具體模型如下：

對(duì)于學(xué)生個(gè)體i，根據(jù)是否參與集團(tuán)化辦學(xué)可以分為兩種情形：

上式中， T_i 表示是否進(jìn)行處理，取0代表未參與集團(tuán)化辦學(xué)，取1代表參與集團(tuán)化辦學(xué)；y_i 代表處理結(jié)果， y_0i 對(duì)應(yīng)是未參與集團(tuán)化辦學(xué)的處理結(jié)果， y_1i 是參與集團(tuán)化辦學(xué)得到的結(jié)果。

在給定可觀測(cè)變量 X_i 的情況下，個(gè)體 i 參與集團(tuán)化辦學(xué)的條件概率為 P(X_i) ：

P(X_i)=Pr(T_i=1∣X=X_i)=E(T_i|X_i)

根據(jù)式（1）和（2）可以得到集團(tuán)化辦學(xué)的平均處理效應(yīng)為：

ATT=E{y_1i-y_0i|T_i=1}=E[E{yy_1i-y_0i|T_i=1，P(X_i)}]

根據(jù)“反事實(shí)”框架，學(xué)生個(gè)體 i 面臨的選擇是不參與或者參與集團(tuán)化辦學(xué)，對(duì)應(yīng)只存在 或 y_1i 一種結(jié)果。利用PSM，可以將兩組的相近樣本進(jìn)行匹配，此時(shí)可以將（3）式轉(zhuǎn)化為：

ATT=E[E{y₁|T_i=1|，P(X_i)}-E{y₀|T_i=0，P(X_i)}|T_i=1]

由（4）式得到的集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的平均處理效應(yīng)ATT，是學(xué)生個(gè)體 i 在特定概率 P(X_i) 下參與集團(tuán)化辦學(xué)與其在控制組中匹配到的相近個(gè)體在相同概率下未參與集團(tuán)化辦學(xué)的結(jié)果之差，根據(jù)這個(gè)差值與差異性檢驗(yàn)系數(shù)來(lái)判斷因果效應(yīng)的大小。

四、研究結(jié)果

（一）集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響

1.OLS估計(jì)結(jié)果

表4報(bào)告了在控制變量的情況下，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。由數(shù)據(jù)可知，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的整體影響系數(shù)為0.122，代表參與集團(tuán)化辦學(xué)使得學(xué)生非認(rèn)知能力提升0.122個(gè)單位，在0.01的水平上效果顯著。具體到各個(gè)維度，集團(tuán)化辦學(xué)顯著正向影響學(xué)生的開放思維，影響系數(shù)為0.249；顯著降低學(xué)生的負(fù)面情緒，影響系數(shù)為-0.138；顯著正向提升學(xué)生的學(xué)校適應(yīng)，影響系數(shù)為0.103；對(duì)學(xué)生的交往能力和學(xué)生毅力影響并不顯著。

基礎(chǔ)教育參考 2025年第6期

2.PSM估計(jì)結(jié)果

表5呈現(xiàn)了在PSM模型框架下，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)。集團(tuán)化辦學(xué)模式的參與對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力綜合指標(biāo)呈顯著促進(jìn)作用 _(p<0.05) ，具體表現(xiàn)為提升0.071個(gè)單位。對(duì)于非認(rèn)知能力的各個(gè)維度，在進(jìn)行處理組相似樣本匹配后，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生開放思維、情緒控制、學(xué)校適應(yīng)的影響顯著，平均處理效應(yīng)分別為0.236、-0.131以及0.097，學(xué)生毅力與交往能力受集團(tuán)化辦學(xué)的影響并不顯著。影響系數(shù)表明，參與集團(tuán)化辦學(xué)能夠使得學(xué)生開放思維提升0.236個(gè)單位、學(xué)校適應(yīng)提升0.097個(gè)單位，導(dǎo)致消極情緒下降0.131個(gè)單位，消極情緒的下降表明學(xué)生情緒控制的正向提升。

上述結(jié)果表明假設(shè)H1成立，即集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力具有顯著的正向影響。

為保證結(jié)果的可靠性，傾向得分匹配法（PSM）需要滿足平衡性和共同支撐區(qū)間假設(shè)，保證匹配后的相關(guān)控制變量在處理組和對(duì)照組間幾乎不存在系統(tǒng)性差異。對(duì)于本研究而言，是要確認(rèn)參與集團(tuán)化辦學(xué)和未參與集團(tuán)化辦學(xué)的兩組樣本，在除集團(tuán)化辦學(xué)這一干預(yù)因素之外，其他可能影響研究結(jié)果的變量即學(xué)生的背景特征是否達(dá)到平衡狀態(tài)。圖1表明匹配前后傾向得分，平衡性檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示不存在系統(tǒng)性差異。

根據(jù)表6所示，匹配過后，除學(xué)?；A(chǔ)條件在 -7.20% 的水平，但仍處于 10% 的可接受偏差閾值內(nèi)，其他變量?jī)山M樣本的標(biāo)準(zhǔn)化偏差顯著降低到 5% 的范圍內(nèi)。這意味著兩組樣本在大部分變量上變得很相似，學(xué)?；A(chǔ)條件方面的差異也在可接受范圍，不會(huì)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生太大干擾。圖1曲線分布揭示出兩組樣本傾向得分概率密度分布的重合區(qū)間基本覆蓋在[0，0.5]內(nèi)，匹配操作前，未參與集團(tuán)化辦學(xué)群體接受干預(yù)的概率顯著集中于低值分段，該組樣本的分布發(fā)生顯著右移，其傾向得分的分布形態(tài)與參與集團(tuán)化辦學(xué)組趨于一致。這表明經(jīng)過調(diào)整，兩組數(shù)據(jù)達(dá)到了整齊的狀態(tài)。此雙重發(fā)現(xiàn)共同支持模型滿足平衡性和區(qū)間假設(shè)，兩組樣本除集團(tuán)化辦學(xué)干預(yù)差異外，其他影響變量均實(shí)現(xiàn)了平衡。

（二）集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力影響的城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

參與集團(tuán)化辦學(xué)的學(xué)校樣本具有城鄉(xiāng)差異性，學(xué)生也因此具有不同的特征。我國(guó)城鄉(xiāng)二元格局的現(xiàn)狀，使得城市人口獲取更多優(yōu)質(zhì)教育資源，進(jìn)而表現(xiàn)為非認(rèn)知能力存在異質(zhì)性[26。據(jù)此推斷集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)同樣表現(xiàn)出城鄉(xiāng)異質(zhì)性，本研究根據(jù)學(xué)校位置將全樣本分為城市學(xué)生子樣本（學(xué)校位置 ⁼¹ ，代表城市，包括3202個(gè)樣本）和農(nóng)村學(xué)生子樣本(學(xué)校位置 =0 ，代表農(nóng)村，包括2667個(gè)樣本)，分別計(jì)算集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)，通過兩組間數(shù)值對(duì)比分析集團(tuán)化辦學(xué)的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。兩組樣本估計(jì)結(jié)果詳見表7、表8。

由表7可知，在城市學(xué)生樣本中，無(wú)論是采用普通最小二乘法（OLS）還是傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行估算，集團(tuán)化辦學(xué)的參與對(duì)其非認(rèn)知能力綜合評(píng)分及五個(gè)細(xì)分維度（開放思維、學(xué)生毅力、交往能力、情緒控制以及學(xué)校適應(yīng)能力）均未有顯著影響，表明對(duì)城市學(xué)生而言，參與集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)其非認(rèn)知能力的提升作用較為有限。根據(jù)表8的數(shù)據(jù)，農(nóng)村組樣本則情況迥異。第一，OLS結(jié)果顯示，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)農(nóng)村學(xué)生非認(rèn)知能力綜合指數(shù)、開放思維、交往能力和學(xué)校適應(yīng)有顯著的正向作用，影響系數(shù)分別為0.292、0.373、0.125以及0.325，對(duì)消極情緒具有顯著控制作用，影響系數(shù)為-0.195。第二，PSM估計(jì)結(jié)果與OLS大體一致，集團(tuán)化辦學(xué)能夠顯著正向影響學(xué)生非認(rèn)知能力的綜合指標(biāo)、開放思維、交往能力以及學(xué)校適應(yīng)，分別平均提升0.203、0.224、0.127、0.217個(gè)單位。但相比于OLS模型，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)情緒控制的影響效應(yīng)并未在PSM模型中體現(xiàn)，可能源于OLS模型未考慮學(xué)生個(gè)體特征的差異，高估了此項(xiàng)影響效應(yīng)。

上述結(jié)果表明假說H2成立，即集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)具有城鄉(xiāng)異質(zhì)性，相較于城市學(xué)生，農(nóng)村學(xué)生的非認(rèn)知能力受到集團(tuán)化辦學(xué)的影響更加顯著。

五、研究結(jié)論與建議

本研究基于全國(guó)范圍內(nèi)開展的中國(guó)教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，使用普通最小二乘回歸和傾向得分匹配的方法，分析了集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生的非認(rèn)知能力及其在開放思維、學(xué)生毅力、交往能力、情緒控制、學(xué)校適應(yīng)五個(gè)維度上的影響效應(yīng)，并進(jìn)一步探究了城鄉(xiāng)異質(zhì)性特征。以下根據(jù)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行討論，并提出相應(yīng)的政策建議。

（一）研究結(jié)論與討論

第一，根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，參與集團(tuán)化辦學(xué)能夠顯著提升學(xué)生的非認(rèn)知能力，影響維度表現(xiàn)在開放思維、情緒控制與學(xué)校適應(yīng)上，對(duì)學(xué)生的學(xué)習(xí)毅力與交往能力影響不顯著。與成剛等人的研究發(fā)現(xiàn)“集團(tuán)化辦學(xué)會(huì)對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量產(chǎn)生影響”結(jié)果一致24，本研究更進(jìn)一步驗(yàn)證了集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)非認(rèn)知能力各個(gè)維度的影響效應(yīng)。具體而言，集團(tuán)化辦學(xué)首先帶來(lái)教育資源共享，成員校通過合理的資源配置、統(tǒng)籌規(guī)劃辦學(xué)目標(biāo)，為學(xué)生提供優(yōu)質(zhì)師資與課程3，引導(dǎo)學(xué)生提升開放性思維；集團(tuán)內(nèi)的校際互動(dòng)能夠?yàn)閷W(xué)生提供更多人際交往機(jī)會(huì)，創(chuàng)設(shè)良好的人際互動(dòng)情境，學(xué)生在友好相處中排遣消極情緒，改善情緒控制；學(xué)校優(yōu)質(zhì)教育資源輻射，有助于營(yíng)造積極互助的學(xué)校氛圍與文明和諧的校風(fēng)，提升學(xué)生的學(xué)校適應(yīng)[。關(guān)于學(xué)生的學(xué)習(xí)毅力與交往能力維度，研究結(jié)果未能證明集團(tuán)化辦學(xué)具有顯著影響作用。可能的原因是集團(tuán)化目前多聚焦在教學(xué)資源整合上，對(duì)學(xué)生價(jià)值觀、個(gè)人品質(zhì)的培養(yǎng)涉及不多；而且學(xué)生在其兒童期已逐漸塑造出相對(duì)穩(wěn)固的毅力品質(zhì)與人際交往能力，這一過程深受家庭環(huán)境因素影響，進(jìn)人初中階段后，此類特質(zhì)較難以單純因?qū)W校環(huán)境的改變而發(fā)生顯著的調(diào)整或重塑。本研究運(yùn)用OLS和PSM兩種方法共同證實(shí)了以上結(jié)論。雖然與OLS估計(jì)結(jié)果相對(duì)照，兩者在識(shí)別的影響維度及作用方向上展現(xiàn)出高度的趨同性，但是影響系數(shù)在PSM模型中降低。這表明PSM模型在控制內(nèi)生性問題上的優(yōu)勢(shì)以及因果推斷精確性的提升。

第二，依據(jù)農(nóng)村地區(qū)相較于城市地區(qū)學(xué)生在非認(rèn)知能力上存在差距這一結(jié)論[28]，本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)了集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響效應(yīng)存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性，參與集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)農(nóng)村地區(qū)學(xué)生的回報(bào)更高。已有實(shí)證研究在探討集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力影響的城鄉(xiāng)差異時(shí)，多歸因于集團(tuán)化辦學(xué)政策實(shí)施成效的城鄉(xiāng)差異上[1225]。本研究使用PSM方法，聚焦集團(tuán)化辦學(xué)的純影響效應(yīng)，在平衡學(xué)生其他背景變量的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)學(xué)校的學(xué)生在加入某個(gè)集團(tuán)后，在學(xué)生的開放思維、情緒控制以及學(xué)校適應(yīng)等維度產(chǎn)生顯著的積極變化，改善非認(rèn)知能力；城市地區(qū)學(xué)生非認(rèn)知能力所受到的影響微乎其微。進(jìn)一步揭示其背后的原因是城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的優(yōu)質(zhì)教育資源配置差異[29]。集團(tuán)化辦學(xué)為農(nóng)村學(xué)校輸送了優(yōu)質(zhì)的師資流動(dòng)和課程共享，增加了教師培訓(xùn)的機(jī)會(huì)，優(yōu)化了師資結(jié)構(gòu)，能拓寬農(nóng)村學(xué)生視野，培養(yǎng)開放思維，為學(xué)生非認(rèn)知能力的發(fā)展帶來(lái)了新的有利條件30；集團(tuán)化辦學(xué)為農(nóng)村學(xué)校引入社會(huì)實(shí)踐活動(dòng)，彌補(bǔ)農(nóng)村家庭在學(xué)生心理和社交培養(yǎng)方面的不足，改善學(xué)生的情緒控制和交往能力，成為學(xué)生提升非認(rèn)知能力的重要依托；校際間交流合作豐富了農(nóng)村學(xué)校的校園文化活動(dòng)，有利于營(yíng)造積極的教育氛圍，改善學(xué)生適應(yīng)情況2。而城市學(xué)校本身具有相對(duì)豐富的教育資源和積極的教育氛圍，且城市家庭經(jīng)濟(jì)和文化資本豐厚，能夠?yàn)閷W(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展提供多種渠道，集團(tuán)化辦學(xué)帶來(lái)的增量有限。但值得注意的是，農(nóng)村地區(qū)學(xué)生的學(xué)習(xí)毅力和交往能力也沒有受到集團(tuán)化辦學(xué)的顯著影響，說明校際合作可能忽視了對(duì)學(xué)生價(jià)值觀、個(gè)人品質(zhì)與心理等方面的培養(yǎng)和關(guān)注。

（二）政策建議

1.加大集團(tuán)化辦學(xué)資源投入，構(gòu)建學(xué)生非認(rèn)知能力提升的有利條件

一是繼續(xù)推廣集團(tuán)化辦學(xué)實(shí)施范圍并積極探索新模式。集團(tuán)化辦學(xué)作為促進(jìn)義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展的重要政策，目前主要在北京、上海、杭州、成都等大中型城市貫徹實(shí)施，較多地區(qū)仍以單一模式辦校。在當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)條件與教育情況適宜的情況下，學(xué)校要積極探索適合本校的集群化發(fā)展新模式。各個(gè)成員校應(yīng)通過校際合作關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，增強(qiáng)相互認(rèn)同和情感關(guān)聯(lián)，克服單向資源輸出困境，由共享走向創(chuàng)生3。二是增加集團(tuán)化辦學(xué)經(jīng)費(fèi)投人。根據(jù)上述實(shí)證結(jié)果，集團(tuán)化辦學(xué)經(jīng)費(fèi)投入越多，教育條件得到改善，有利于增加學(xué)生參與集團(tuán)化辦學(xué)的概率，進(jìn)而促進(jìn)更多學(xué)生非認(rèn)知能力的提升。一方面，政府應(yīng)因地制宜合理分配教育財(cái)政資金，設(shè)立集團(tuán)化辦學(xué)專項(xiàng)資金，并納入財(cái)政預(yù)算加以保障。另一方面，實(shí)施集團(tuán)化辦學(xué)專項(xiàng)資金的精細(xì)化配置策略，依據(jù)實(shí)際需求將資金劃分為一般經(jīng)費(fèi)與專項(xiàng)經(jīng)費(fèi)。一般經(jīng)費(fèi)保障集團(tuán)內(nèi)各個(gè)學(xué)校發(fā)展，專項(xiàng)經(jīng)費(fèi)支持校際交流與合作開展。

2.豐富校際合作內(nèi)涵，多維度促進(jìn)學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展[32]

研究結(jié)果表明，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力的影響體現(xiàn)在開放思維、情緒控制和學(xué)校適應(yīng)的維度上，對(duì)學(xué)習(xí)毅力和交往能力的影響不明顯?？赡艿脑蚴谴饲靶ｋH合作的內(nèi)容集中在優(yōu)質(zhì)課堂、師資合作層面，未涉及更深的價(jià)值觀、校園文化共享。為促進(jìn)學(xué)生的全面發(fā)展，集團(tuán)化辦學(xué)可進(jìn)一步采取以下措施：一是拓寬校際文化建設(shè)交流3I。在集團(tuán)內(nèi)建立跨校文化活動(dòng)日、集團(tuán)價(jià)值宣講日，加強(qiáng)集團(tuán)內(nèi)校際成員的交流與互動(dòng)，鼓勵(lì)學(xué)生友好交往；強(qiáng)化“名牌效應(yīng)”建設(shè)，依托獨(dú)特的文化符號(hào)和運(yùn)營(yíng)理念培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)習(xí)韌性，在集團(tuán)內(nèi)樹立典型并加以宣傳和褒獎(jiǎng)。二是完善集團(tuán)化辦學(xué)管理機(jī)制，保證其順利實(shí)施。宣傳明確參與集團(tuán)化辦學(xué)的積極意義，提升學(xué)區(qū)和集團(tuán)的內(nèi)部合法性；進(jìn)一步細(xì)化集團(tuán)內(nèi)各校職責(zé)、權(quán)利與任務(wù)分配，避免行政沖突；建立合理的激勵(lì)機(jī)制，獎(jiǎng)勵(lì)突出貢獻(xiàn)者，激發(fā)集團(tuán)化參與熱情；開拓科學(xué)的評(píng)估與反饋機(jī)制，及時(shí)關(guān)注階段性集團(tuán)化辦學(xué)成果，針對(duì)不足做出調(diào)整；調(diào)整政府職權(quán)，保證集團(tuán)的自主性[34]。

3.推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)學(xué)校優(yōu)先參與集團(tuán)化辦學(xué)，關(guān)注集團(tuán)內(nèi)部學(xué)生群體的差異

根據(jù)集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生非認(rèn)知能力影響的異質(zhì)性分析，相較于城市地區(qū)學(xué)生，農(nóng)村地區(qū)學(xué)生參與集團(tuán)化辦學(xué)的回報(bào)更高；家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位影響學(xué)生非認(rèn)知能力的發(fā)展。為了更好地實(shí)現(xiàn)集團(tuán)化辦學(xué)推動(dòng)義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展的政策目標(biāo)，一方面，需要推動(dòng)資源向農(nóng)村地區(qū)傾斜，優(yōu)先推進(jìn)學(xué)校集群化發(fā)展。第一，集團(tuán)化辦學(xué)范圍規(guī)劃應(yīng)增加城鄉(xiāng)接合部、農(nóng)村區(qū)域?qū)W校，構(gòu)建跨地區(qū)和城鄉(xiāng)界限的學(xué)校聯(lián)盟，合理設(shè)計(jì)其組織與運(yùn)行制度，以學(xué)校共同體模式提升農(nóng)村教育水平[2]。第二，深化教學(xué)互助機(jī)制，強(qiáng)化課程資源共享體系，建立健全城鄉(xiāng)教師輪崗制度，共享優(yōu)質(zhì)教育資源幫扶農(nóng)村薄弱校。另一方面，參與集團(tuán)化辦學(xué)的學(xué)生群體內(nèi)部，家庭背景的差異對(duì)其非認(rèn)知能力發(fā)展影響顯著。在具體集團(tuán)化辦學(xué)實(shí)踐中，注重學(xué)生個(gè)人需求與個(gè)性化發(fā)展，關(guān)懷弱勢(shì)學(xué)生群體，營(yíng)造良好的學(xué)校氛圍；強(qiáng)化辦學(xué)過程中的家校合作，積極了解學(xué)生家庭背景狀況，通過講座、交流會(huì)、家庭訪問等形式引導(dǎo)家長(zhǎng)參與學(xué)校活動(dòng)，關(guān)注學(xué)生成長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]中共中央辦公廳，國(guó)務(wù)院辦公廳.關(guān)于構(gòu)建優(yōu)質(zhì)均衡的基本公共教育服務(wù)體系的意見[EB/OL].(2023-6-13)[2025-02-26].http://www.news.cn/politics/zywj/2023-06/13/c_1129691347.htm.

[2]王雨田.從教育評(píng)估看集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生發(fā)展影響——以上海市靜安區(qū)為例[].上海教育評(píng)估研究，2019，8(01):59-63.

[3]HECKMANJ J，KAUTZ T.Hard evidence on soft skils[J].Labour economics，2012，19(4):451-464.

[4]CUNHAF，HECKMANJ.The technologyof skillformationJ].Americaneconomicreview，20O7，97(2):31-47.

[5]SCHULTZTW.The Valueof the Abilityto Deal with Disequilibria. Journal of Economic Literature.1975，13(3): 827-846.

[6]BOWLESS，GINTSH.Education， inequalityandthemeritocacy].chooling intheCapitalitAmerica:Educatioal Redorm and the Contradictions ofEconomicLife，1976:102-124.

[7]HECKMANJJ，HSSE J，RUBINSTEINY.The GED isa mixed signal: The effectof cognitive and non-cognitive skills on human capital and labor market outcomes[J].2OoO，18(2):14-15.

[8]李永春，劉天子.人力資本理論的發(fā)展及其公共教育政策的呈現(xiàn)[]).教育與經(jīng)濟(jì)，2022，38(03):77-79.

[9]鐘啟泉.非認(rèn)知能力:人生成功的重要因素[].基礎(chǔ)教育課程，2019(11):79-80.

[10]HECKMAJJ.IntegratingPersoalityPsycholgyintoEconomics]KDIJouralofEconomicolicy，:

31.

[11]祖霽云，PATRICKKYLLONEN.非認(rèn)知能力的重要性及其測(cè)量[J].中國(guó)考試，2019(9):22-23.

[12]GOLDBERG L. An Alternative“Descriptionof Personality\":The Big-Five Factor Structure[]. Journal of personality and social psychology，1991，59:1216-29.

[13]燕國(guó)材.論非智力因素及其在教育工作中的意義[].貴州教育學(xué)院學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，1988(01):1-6+14.

基礎(chǔ)教育參考 2025年第6期

[14]雷萬(wàn)鵬，李貞義.教師支持對(duì)農(nóng)村留守兒童非認(rèn)知能力的影響——基于CEPS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)，2020，59(06):160-168.

[15]關(guān)愛萍，姚文鑫，武洪琪.數(shù)字技術(shù)使用、非認(rèn)知能力與勞動(dòng)者技能溢價(jià)——基于CFPS 數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[.教育與經(jīng)濟(jì)，2024，40(06):48-58.

[16]丁亞東.集團(tuán)化辦學(xué)能提升學(xué)生學(xué)習(xí)成績(jī)嗎?——基于CEPS 數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究].上海教育科研，2019(06):39-44.

[17]雷萬(wàn)鵬，鄧鐘毓.此消彼長(zhǎng)還是互惠共生：集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響[].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版)，2025，64(01):138-146.

[18]MARTINR.WEST，MATTHEW A. KRAFT，AMY S.FINN.Promise and Paradox: Measuring Students’NonCognitive Skilsand the Impact of Schooling[]. Educational Evaluation and Policy Analysis，2O16，38(1):164-168.

[19]胡友志.優(yōu)質(zhì)均衡視野下義務(wù)教育學(xué)區(qū)化管理探究[].中國(guó)教育學(xué)刊，2012(04):11-14.

[20]蔡定基，黃威.義務(wù)教育均衡發(fā)展視野下的學(xué)區(qū)集團(tuán)管理模式探析[].全球教育展望，2011，40(11):73-77

[21]成剛，杜思慧，許亞男，等.集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量的影響研究——基于中國(guó)教育追蹤調(diào)查的實(shí)證分析.教育經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2022，7(02):65-84.

[22]張思?jí)?，王麗娟，李小?城鄉(xiāng)中小學(xué)一體化發(fā)展對(duì)鄉(xiāng)村學(xué)生發(fā)展的影響及路徑[].教育科學(xué)研究，2023(10):90-96.

[23]李虔，鄭磊，盧乃穩(wěn).城鄉(xiāng)接合部義務(wù)教育均衡發(fā)展模式——基于京津冀地區(qū)某縣域集團(tuán)化辦學(xué)的案例研究[]教育科學(xué)研究，2024(02):90-96.

[24]于愛華，王琳，劉華.隨遷對(duì)農(nóng)民工子女非認(rèn)知能力的影響——基于家校教育過程的中介效應(yīng)分析[].中國(guó)農(nóng)村觀察，2020(6):122-141.

[25]黃斌，范雯，朱宇.因果推斷在教育及其他社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域的應(yīng)用[M].北京:教育科學(xué)出版社，2022:387-389.

[26]李治，任重，李駿子.非認(rèn)知能力對(duì)城鄉(xiāng)戶籍人口收入的異質(zhì)性影響——基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)的實(shí)證研究[].教育與經(jīng)濟(jì)，2024，40(02):79-88.

[27]雷萬(wàn)鵬，謝靜.集團(tuán)化辦學(xué)能否促進(jìn)城鄉(xiāng)學(xué)生的非認(rèn)知能力?[].華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)(教育科學(xué)版)，2024，42(09):103-115.

[28]葉曉梅，朱紅，王伊雯.嚴(yán)慈相濟(jì)：家庭教養(yǎng)方式與城鄉(xiāng)兒童非認(rèn)知能力發(fā)展.教育與經(jīng)濟(jì)，2024，40(02):58-67

[29]王兆鑫.邁向優(yōu)質(zhì)均衡：縣域義務(wù)教育\"法人合一\"型集團(tuán)化辦學(xué)模式思考[].基礎(chǔ)教育，2024，21(03):39-51.

[30]陸云泉.集團(tuán)化辦學(xué)內(nèi)部治理的價(jià)值供給與創(chuàng)新[].人民教育，2023(02):55-57.

[31]陸云泉，平亞茹，張欣.基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)的高質(zhì)量發(fā)展路徑——基于知識(shí)創(chuàng)生螺旋的分析[].中國(guó)教育學(xué)刊，2023(04):19-24.

[32]蔡小雄.集團(tuán)化辦學(xué)還可以再添把“火\"D].中小學(xué)管理，2024(05):63.

[33]桑國(guó)元，劉璐璐.協(xié)同學(xué)視域下基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)的模式、治理及其資源配置[.教育科學(xué)研究，2023(04):90-96[34]陳婧，李丹.學(xué)區(qū)制管理和集團(tuán)化辦學(xué)政策深化發(fā)展的問題審思[].人民教育，2023(06):29-34.

A Study on the Impact of Group-based Education on Students’Non-cognitive Abilities: An Empirical Analysis Based on the China Education Panel Survey

KANHongjia1ZHAIJingli1WUKai2 (1.School ofEducation，ShangHaiNormal University，Shanghai 2o0233; 2.Chongyang County Education Bureau， Xianning 4375oo， Hubei)

Abstract:Group basededucationisan important educationpolicy topromote the high-qualityandbalanced developmentofcompulsoryeducation，anditsimpactwidelyradiatestotheindividuallevelofstudents.Withtheexpansionof modernhumancapital theory to non-cognitiveabilities，this studyisbasedon Chineseeducationpanelsurveydataanduses OLSandPSMquantitativeanalysis methods to analyze theimpactand heterogeneityof group educationon non-cognitive abilities，andevaluatepolicyefectiveness.Researchhasfoundthattherearesignificantdiferencesinon-cognitiveabilies betweenstudentswho participate in group educationand thosewhodonot;Groupbased educationcan significantly and positivelyafectstudents’non-cognitiveabilities，specificallyaffectingtheiropenthinking，emotionalcontrol，andschool adaptation;Therearediferencesinnon-cognitiveabilitiesbetweenurbanandrural students，andgroupeducationhasa higher retum onnon-cognitive abilities for students inruralareas.We should increase investmentin group education，expand interschoolcooperation，promotegroupeducationtotilttowardsruralareas，andpromotethedevelopmentofstudents‘noncognitive abilities in various ways.

Keywords:High-qualityand balanced development; Group based education；Non-cognitive abilities；Compulsory education;CEPS

(編輯 張又文 校對(duì) 郭向和)