學(xué)校環(huán)境與學(xué)生成績的性別差異

1、<p>　　學(xué)校環(huán)境與學(xué)生成績的性別差異</p><p>　　摘要：近幾十年來，隨著女生受教育權(quán)利越來越得到重視，男女生在受教育機(jī)會方面趨于平等，但學(xué)校中卻出現(xiàn)了男生平均成績相比女生普遍偏低的現(xiàn)象，學(xué)生學(xué)習(xí)成績的性別差異越來越明顯。本文采用學(xué)校固定效應(yīng)模型，分析不同的班級環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)成績造成的影響及其性別差異。研究結(jié)果顯示，男生學(xué)習(xí)成績落后的現(xiàn)象多存在于學(xué)習(xí)環(huán)境相對較差的學(xué)校。進(jìn)一步加入中間變量，初步

2、探析其形成機(jī)制后發(fā)現(xiàn)，在較差的學(xué)校中，男生容易在同伴群體中形成反學(xué)校的認(rèn)知、態(tài)度和行為，女生則較少受到這種影響，因而容易造成學(xué)習(xí)成績上的性別差異。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：性別差異 社會地位 學(xué)校環(huán)境 同伴效應(yīng) </p><p><b>　　一、問題的提出 </b></p><p>　　近年來，中國學(xué)校中出現(xiàn)了所謂的“陰盛陽衰”現(xiàn)象，女生

3、的平均成績普遍好于男生，成績的性別差異越來越明顯。許多媒體對此進(jìn)行了報道，比如《教育中國》刊登了《中國高校“陰盛陽衰”現(xiàn)象嚴(yán)重，女生比例不斷上升》一文，文章指出，2008年，廈門大學(xué)的女生比例約為51%，已經(jīng)開始超過男生；2011年，廈大4904名本科新生中，女生占55.6%，比男生多了500多人。事實(shí)上，大學(xué)新生的男女比例差異其原因可以追溯到更為基礎(chǔ)的教育階段，如高中、初中甚至小學(xué)階段男女生在學(xué)習(xí)成績上的差異。男生在各科學(xué)習(xí)成績上低于

4、女生的現(xiàn)象，從基礎(chǔ)教育開始并逐漸向高等教育蔓延，這就是引人關(guān)注的“男孩危機(jī)”。這一概念最早由孫云曉、李文道兩位青年學(xué)者提出。 </p><p>　　國際學(xué)生評估項(xiàng)目PISA（Programme for International Student Assessment）對35個國家的研究結(jié)果顯示，女孩在所有教育評分上都高于男孩，這說明“男孩危機(jī)”在國際上同樣是被熱切關(guān)注的現(xiàn)象。2009年6月，聯(lián)合國教科文組織統(tǒng)計研

5、究所的數(shù)據(jù)顯示，在被調(diào)查的148個國家和地區(qū)的高等教育階段的學(xué)生中，有104個國家和地區(qū)的女生比例超過50%，而超過60%以上的有27個。經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）統(tǒng)籌的學(xué)生能力國際評估計劃報告也指出，“21世紀(jì)的基本國民教育，更要關(guān)注的是男生的受教育問題”，歐美一些國家甚至還提出了“拯救男孩計劃”。 </p><p>　　但國內(nèi)學(xué)者對于中國是否實(shí)際存在“男孩危機(jī)”這一現(xiàn)象仍然存在爭議，尤其是在青年研究領(lǐng)域。

6、李文道等學(xué)者（李文道、孫云曉，2012；李文道、趙霞，2010）引用實(shí)證數(shù)據(jù)支持“男孩危機(jī)”存在的說法，并提出了“因性教育”等“拯救男孩”的建議。徐安琪（2010）則指出，“男孩危機(jī)”是個危言聳聽的命題。她認(rèn)為，多數(shù)國家和地區(qū)都存在女生擁有優(yōu)秀學(xué)業(yè)成績和較高升學(xué)率的現(xiàn)象，以男生學(xué)業(yè)成績的落后作為衡量“男孩危機(jī)”存在與否的標(biāo)準(zhǔn)，并由此判定“男孩危機(jī)”的存在是一個偽命題。周松青（2010）認(rèn)為，關(guān)于“男孩危機(jī)”是否存在的判斷缺少一個統(tǒng)一的形

7、式標(biāo)準(zhǔn)，在評價中容易被放大。他指出，實(shí)際存在的是男女生共有的教育危機(jī)問題，而不是單獨(dú)的“男孩危機(jī)”。肖富群（2010）則以女生在就業(yè)中相較于男生的劣勢地位作為依據(jù)，指出現(xiàn)有秩序仍是男強(qiáng)女弱，認(rèn)為“男孩危機(jī)”并不存在。方剛（2010）從性別平等角度出發(fā)，指出“拯救男孩”這樣的觀念體現(xiàn)的是傳統(tǒng)的男權(quán)主義，違背國家提倡男女平等的基本國策，更與世界范圍內(nèi)倡導(dǎo)女性參與的理念相沖突。 </p><p>　　雖然本研究并不直接

8、探究在教育獲得的結(jié)果或其他方面上的“男孩危機(jī)”問題，但國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于“男孩危機(jī)”的討論起源于學(xué)校過程中男女生在學(xué)習(xí)成績上的性別差異，表明這是個值得研究的問題。因此，本文將主要分析在不同學(xué)校、不同人群中，這種學(xué)習(xí)獲得的性別差異是如何造成的，即不考慮學(xué)生將來的職業(yè)生涯和職業(yè)領(lǐng)域，僅就初中階段學(xué)生學(xué)業(yè)獲得的情況討論男生成績落后的現(xiàn)象。換而言之，男生在學(xué)習(xí)成績上差于女生的現(xiàn)象是否真實(shí)存在，這種現(xiàn)象是否會因?qū)W校環(huán)境的不同而不同？是什么因素導(dǎo)致男女

9、生在學(xué)習(xí)成績上的差異？對于這些問題的回答將有助于我們對是否需要以及如何“拯救男孩”提出合理的依據(jù)。 </p><p>　　二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè) </p><p>　?。ㄒ唬┠信芙逃龣C(jī)會不平等 </p><p>　　受教育權(quán)利的不平等一直是社會分層與社會不平等領(lǐng)域研究的重點(diǎn)，這種不平等的討論多指向城鄉(xiāng)差異或社會階層地位的差異所導(dǎo)致的教育機(jī)會、教育過程和教育結(jié)果的

10、不平等（劉精明，2000；李春玲，2003；方長春、風(fēng)笑天，2005，2008）。教育領(lǐng)域中關(guān)于性別差異的現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是關(guān)于教育機(jī)會的男權(quán)主義現(xiàn)象隨著社會發(fā)展是否弱化的研究。周小李（2007）通過梳理2000-2006年關(guān)于教育性別不平等的研究指出，性別不平等在教育領(lǐng)域表現(xiàn)為三個方面：一是教育機(jī)會的不平等。他認(rèn)為，不管將“教育機(jī)會均等”的標(biāo)準(zhǔn)定位在義務(wù)教育的入學(xué)率或成人教育的掃盲方面，還是將其定位在接受更高程度的教育機(jī)會等方面，女生都處

11、于相對劣勢地位。二是教育過程的不平等，如教材和課程中存在的性別歧視、在教學(xué)互動過程中教師的互動頻率和對象都更傾向于男生等現(xiàn)象。三是教育結(jié)果的不平等，即女生在就業(yè)領(lǐng)域的獲得普遍低于男生。 </p><p>　　不可否認(rèn)，由于社會總體水平的提升，社會范圍內(nèi)對男女平等觀念的提倡，計劃生育政策的實(shí)施和嚴(yán)格執(zhí)行，女生受到的教育不平等正在逐步減少，尤其是在受教育機(jī)會方面。葉華、吳曉剛（2011）的研究指出，國家促進(jìn)男女平等政

12、策和計劃生育政策的實(shí)施，通過影響家庭對子女教育的投資方式，縮小了性別間的教育差異，從而使得教育的性別不平等呈現(xiàn)縮小的趨勢。方長春（2009）通過構(gòu)造性別平等指標(biāo)GPI（Gender Parity Index），利用2005年全國人口1%的抽樣調(diào)查資料分析指出，由于均衡男女受教育機(jī)會的政策的完善，男女之間的受教育差異正在逐步縮小。 </p><p>　　國內(nèi)現(xiàn)有研究多采用定量分析方法，以被調(diào)查者最終獲得的受教育年限

13、作為教育獲得的測量，探討影響教育獲得的結(jié)果是否存在性別差異，研究教育獲得性別不平等的發(fā)展趨勢，較少討論和分析在學(xué)校過程中學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得是否存在性別差異，而毫無疑問，學(xué)校過程是個人社會化的重要階段。 　　（二）學(xué)校環(huán)境、同伴群體對學(xué)業(yè)獲得的性別差異的影響 </p><p>　　勒格維和蒂皮特（Legewie and DiPrete，2012）通過研究德國的情況指出，在學(xué)校學(xué)習(xí)過程中的學(xué)習(xí)成績獲得存在性別差異。他們

14、的研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會地位對學(xué)生進(jìn)入何種層次的學(xué)校具有重要影響，不同的學(xué)校環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)成績的獲得及其性別差異的形成有重要作用；而同一個學(xué)校、不同的同伴群體會對學(xué)生學(xué)業(yè)獲得存在顯著影響，且同樣存在著性別差異。 </p><p>　　家庭社會地位一直是探討教育獲得機(jī)制的重要因素。1966年，科爾曼（Coleman，1966）發(fā)表了基于實(shí)證數(shù)據(jù)形成的報告《教育機(jī)會之均等》，揭示了家庭社會地位對個人學(xué)業(yè)獲得的重要影響，在

15、社會學(xué)界和教育學(xué)界引起重大反響。之后，國內(nèi)外許多學(xué)者的研究也指出，家庭背景對個人最終的教育獲得具有重要影響（李春玲，2003；劉精明，2000；方長春、風(fēng)笑天，2005；布爾迪厄，1997；Buchmann and DiPrete，2006；Legewie and DiPrete，2009）。 </p><p>　　在《教育機(jī)會之均等》報告發(fā)表后的20年，人們認(rèn)為學(xué)校效應(yīng)遠(yuǎn)不如家庭資本重要，學(xué)校不是理想概念中社會

16、資源的再分配機(jī)制。漢努舍（Hanushek，1989）的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制了學(xué)生家庭背景之后，一般意義上衡量教師和學(xué)校質(zhì)量的指標(biāo)，如學(xué)校投入、教師教育水平、經(jīng)驗(yàn)等與學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得不存在系統(tǒng)相關(guān)。但是，隨著學(xué)校系統(tǒng)的改善，這種觀點(diǎn)已經(jīng)有所改變。新近研究指出，學(xué)校資源和學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得有正相關(guān)關(guān)系（Greenwald et al，1996），且教師質(zhì)量也是學(xué)生學(xué)業(yè)獲得的重要指標(biāo)（Jennings and DiPrete，2010）。結(jié)合經(jīng)驗(yàn)，各

17、個學(xué)校的基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境、師資力量、課程設(shè)置以及生源、學(xué)習(xí)氛圍和文化環(huán)境等都是不盡相同的，而這些對每個學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得具有重要影響?？梢哉f，從小學(xué)到大學(xué)，甚至包括幼兒園，學(xué)校常常因其所提供的各種教育資源存在質(zhì)量方面的差異而被人為地劃分出等級層次，因此說，學(xué)生學(xué)業(yè)獲得是存在學(xué)校效應(yīng)的。 </p><p>　　但關(guān)于學(xué)業(yè)獲得的性別差異是否也存在學(xué)校效應(yīng)則存在爭議，只有少數(shù)學(xué)者考察了學(xué)習(xí)成績性別差異的程度在不同學(xué)校之間的分布

18、。瑪奇等人（Machin et al，2005）認(rèn)為，學(xué)校環(huán)境對學(xué)業(yè)獲得的影響不存在性別差異，但德國學(xué)者德瑟爾等人的研究結(jié)果表明，在不同學(xué)校，學(xué)習(xí)成績的性別差異程度存在顯著不同（轉(zhuǎn)引自Legewie and DiPrete，2012：466）。勒格維和蒂皮特（Legewie and Diprete，2012）贊同科爾曼所說的學(xué)校能像家庭那樣提供一個學(xué)習(xí)導(dǎo)向型的學(xué)習(xí)環(huán)境，從而激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)，但認(rèn)為這種環(huán)境的影響過程是存在性別差異的，男生能夠

19、比女生獲得更多的激勵，究其原因是因?yàn)槟信谒诃h(huán)境中建構(gòu)了性別特征，這種性別文化能夠影響男女生之間的互動以及對學(xué)習(xí)的不同態(tài)度和方法（Howe，1997）。男生競爭意識較強(qiáng)，對所在環(huán)境的敏感性比較高，而女生則較少受到這種影響。因此，總體而言，在差學(xué)校中，男生因?yàn)槭艿椒菍W(xué)習(xí)導(dǎo)向的環(huán)境影響較大，所以成績比女生落后，而在好學(xué)校中，學(xué)習(xí)導(dǎo)向氛圍比較濃厚，男生能受到更多的激勵，因此學(xué)習(xí)成績與女生的差距會較小，甚至比女生好。根據(jù)上述討論，本文提出假

20、設(shè)1：</p><p>　　假設(shè)1：在差學(xué)校中，男生學(xué)習(xí)成績落后于女生的現(xiàn)象比較明顯；而在好學(xué)校中，這種學(xué)習(xí)成績的性別差異不存在或者不明顯。 </p><p>　　不同的學(xué)校效應(yīng)產(chǎn)生于該校投入的教學(xué)資源以及在學(xué)校內(nèi)部形成的文化環(huán)境，后者的形成一部分取決于學(xué)校的規(guī)章制度，另一部分則取決于學(xué)生群體中形成的文化，即同伴效應(yīng)（peer effect）。 </p><p>　

21、　科爾曼（Coleman，1961）認(rèn)為，家庭社會資本是學(xué)業(yè)獲得最重要的決定因素，但他同時也指出，班級同伴群體如果擁有更多的社會資源和種族融合度，學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得就能有所提高?；趯γ绹ゼ痈绲貐^(qū)10所中學(xué)學(xué)生的研究，科爾曼發(fā)現(xiàn)，同伴關(guān)系對青少年的社會參與、領(lǐng)導(dǎo)力及團(tuán)體身份等具有強(qiáng)烈影響，而且同伴的認(rèn)同比父母與老師的認(rèn)同對青少年而言更為重要，因此他認(rèn)為，學(xué)生的社會組成與學(xué)生學(xué)業(yè)獲得及個人背景的關(guān)系遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于學(xué)校的其他因素。這種相關(guān)背后的機(jī)制

22、是文化，擁有較強(qiáng)學(xué)習(xí)動力和來自較高社會經(jīng)濟(jì)地位的學(xué)生群體更容易形成學(xué)習(xí)導(dǎo)向型的環(huán)境，同時有利于老師的教學(xué)過程。而同伴群體的效應(yīng)，主要是利用學(xué)生的平均社會經(jīng)濟(jì)地位組成進(jìn)行測量，它對學(xué)校文化和學(xué)生學(xué)業(yè)獲得具有重要影響（Crosnoe，2009）。 </p><p>　　國外其他學(xué)者針對同伴效應(yīng)的研究，多是以定量研究方法檢驗(yàn)并肯定了同伴效應(yīng)在塑造教育成就和學(xué)業(yè)獲得中的作用。日門（Ream，2003）對墨西哥裔美國青少年

23、的研究表明，同伴社會資本是提升中學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)的有力支持與資源。亞伯夫（Ryabov，2011）使用多層模型，以同伴社會網(wǎng)絡(luò)（peer network）的平均成就來測量同伴社會資本，在學(xué)校層面和個體層面測量了同伴效應(yīng)，是一項(xiàng)針對所有種族的教育成就與學(xué)業(yè)獲得的預(yù)測。他的研究結(jié)果揭示出，處于隔離的同伴社會網(wǎng)絡(luò)的學(xué)校的學(xué)生會比處于整合的社會網(wǎng)絡(luò)的學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得與教育成就要好。同伴群體的網(wǎng)絡(luò)指數(shù)和學(xué)校的種族構(gòu)成被認(rèn)為可以顯著預(yù)測教育成就和學(xué)業(yè)獲得

24、，同伴群體的社會經(jīng)濟(jì)地位在學(xué)校層面是最顯著的變量。 </p><p>　　國內(nèi)研究同伴效應(yīng)與學(xué)業(yè)獲得間關(guān)系的重點(diǎn)主要是同伴關(guān)系在青少年社會化過程中的重要性及其影響機(jī)制。陳亮、于鳳杰（2009）指出，新近的研究開始重視同伴群體對個體發(fā)展的重要性。譚莉（2007）指出，同伴群體是社會化過程的一個重要機(jī)制，且具有關(guān)系平等性、交流開放性和交往互動性的特點(diǎn)，對青少年行為規(guī)范和生活目標(biāo)的社會化具有重要影響。在社會化過程中，青

25、少年在與同伴的互動中形成自己的亞文化，確立自己的理想、價值取向并為之奮斗。龍君偉等人（2004）在討論同伴學(xué)習(xí)環(huán)境及其作用機(jī)制時，將同伴學(xué)習(xí)環(huán)境分為“指導(dǎo)性學(xué)習(xí)環(huán)境”和“泛化性學(xué)習(xí)環(huán)境”?！爸笇?dǎo)性學(xué)習(xí)環(huán)境”是指由教育者為促進(jìn)學(xué)習(xí)而建構(gòu)的通過同伴之間的相互作用來提供支持性與建設(shè)性氛圍的環(huán)境，這種環(huán)境通過惰性知識的激活、認(rèn)知沖突和合作建構(gòu)等機(jī)制發(fā)揮作用；而“泛化性學(xué)習(xí)環(huán)境”的特點(diǎn)是學(xué)生通過觀察獲取內(nèi)隱的信息，比如非正式群體中的價值觀、態(tài)度等

26、，這種學(xué)習(xí)環(huán)境隨處可見。在泛化性學(xué)習(xí)環(huán)境中，同伴群體在日常生活中形成的非正式群體，反映并影響著學(xué)生的行為、態(tài)度和價值觀等，通過同伴之間的社會性比較、反饋及觀察學(xué)習(xí)三種作用機(jī)制而產(chǎn)生積極或消極影響。 　　總的來說，同伴</p><p>　　這種同伴群體的效應(yīng)對男生的影響相較于女生會更明顯（Legewie and DiPrete，2012）。一般而言，男生更活躍且更容易分心，同時也更具競爭意識（Francis，20

27、00；Howe，1997）。莫里斯（Morris，2008）在他的田野調(diào)查中指出，學(xué)校中存在的學(xué)習(xí)成績的性別差異，其可能的原因是男生受群體中認(rèn)同不努力學(xué)習(xí)的文化氛圍影響較大，而女生則較少受到這種影響，能夠較好地完成學(xué)業(yè)任務(wù)。 </p><p>　　本研究將學(xué)校過程中學(xué)生學(xué)業(yè)獲得的同伴效應(yīng)的主體界定為同一個班級環(huán)境中的學(xué)生群體，依據(jù)前述文獻(xiàn)，以班級學(xué)生社會地位組成的平均值作為測量同伴群體社會組成的指標(biāo)，班級平均社會

28、地位值越高，表示同伴群體社會組成的得分越高，而同伴群體社會組成的得分越高，學(xué)生的學(xué)習(xí)成績也應(yīng)該會越高，且這種影響對男生的作用可能會大于對女生的作用。由此，本文提出假設(shè)2： </p><p>　　假設(shè)2：在班級內(nèi)部形成的同伴群體的平均社會地位對學(xué)生的學(xué)習(xí)成績存在正相關(guān)的影響，且這種影響對于男生的作用大于女生，即影響存在性別差異。 </p><p>　　假設(shè)2.1：在控制其他變量不變的情況下，

29、班級平均社會地位越高，學(xué)生的學(xué)習(xí)成績越好。 </p><p>　　假設(shè)2.2：在控制其他變量不變的情況下，班級平均社會地位對學(xué)生成績的正相關(guān)影響在男生群體中的作用要大于女生，即隨著班級平均社會地位的增加，男女生之間的學(xué)習(xí)成績差距縮小。 </p><p>　　前述文獻(xiàn)中提到，同伴群體的作用是通過形成同伴群體的文化環(huán)境來影響學(xué)生的認(rèn)知、行為和態(tài)度，從而影響到學(xué)生的學(xué)習(xí)成績。同時，班級環(huán)境造成的

30、男女生學(xué)習(xí)成績上的差異很有可能是由于在相同的同伴群體中，男女生在認(rèn)知、態(tài)度和行為方面受到的影響不同而造成的。我們可以把學(xué)生對男女生之間在學(xué)習(xí)能力方面差異的認(rèn)知、是否自主積極上學(xué)的態(tài)度和具體的學(xué)習(xí)行為作為中間變量，檢驗(yàn)同伴效應(yīng)在這三個方面是否也會造成影響以及這種影響是否存在性別差異，并檢驗(yàn)這三個測量指標(biāo)與學(xué)習(xí)獲得的關(guān)系。就此，本文提出假設(shè)3： </p><p>　　假設(shè)3：班級平均社會地位對學(xué)生學(xué)習(xí)成績的影響所存在

31、的性別差異主要是通過影響男女生的認(rèn)知、態(tài)度和行為而發(fā)生作用。 </p><p>　　假設(shè)3.1：在控制其他條件不變的情況下，班級平均社會地位越高，學(xué)生的認(rèn)知、態(tài)度和行為得分越高。 </p><p>　　假設(shè)3.2：在控制其他條件不變的情況下，班級平均社會地位越高，男女生在認(rèn)知、態(tài)度和行為方面的得分差異越小。 </p><p>　　假設(shè)3.3：在控制其他條件不變的情況

32、下，學(xué)生在認(rèn)知、態(tài)度和行為方面的得分越高，學(xué)習(xí)成績越高。 </p><p>　　假設(shè)3.4：在控制其他條件不變的情況下，學(xué)生在認(rèn)知、態(tài)度和行為方面的得分越高，男女生之間的學(xué)習(xí)成績差距越小。 </p><p>　　三、數(shù)據(jù)、變量和方法 </p><p><b>　?。ㄒ唬?shù)據(jù) </b></p><p>　　本次研究采用的是

33、由國家社會科學(xué)基金“城市、農(nóng)村、流動人群的社會差別的形成與再生產(chǎn)”項(xiàng)目所收集的數(shù)據(jù)。該項(xiàng)目以在廣州市就讀的初中生群體作為研究對象。廣州是一個大型移民城市，其學(xué)生群體包括流動青少年和城市青少年。流動青少年主要源于民辦學(xué)校，城市青少年則集中在公立學(xué)校，因此，調(diào)查有針對性地選取了廣州市三個區(qū)七所學(xué)校（三所公立學(xué)校、四所民辦學(xué)校）中的七年級、八年級學(xué)生。七所學(xué)校包括位于廣州市越秀區(qū)的一所重點(diǎn)公立中學(xué)，位于荔灣區(qū)的一所普通公立學(xué)校、一所全日制公辦

34、外國語中學(xué)、一所新型的公有民辦外國語學(xué)校，以及位于天河區(qū)的三所農(nóng)民工子弟學(xué)校。其中，位于越秀區(qū)的重點(diǎn)公立中學(xué)（學(xué)校A）由于每個年級有12個班，班級數(shù)比其他學(xué)校平均班級數(shù)多一倍，因此每個年級只抽取了總班級數(shù)目（12個班）的1/2，即以隨機(jī)方式抽取6個班級號碼，兩個年級共抽取12個班，被抽到班級的全部學(xué)生均參與調(diào)查。其余六所中學(xué)的七年級、八年級共60個班級的全部學(xué)生都參與調(diào)查。抽得的樣本狀況如下： </p><p>

35、　　調(diào)查主要通過結(jié)構(gòu)式問卷和標(biāo)準(zhǔn)化測試的方法收集數(shù)據(jù)，采用跟蹤調(diào)查的方式，于2011年3月正式開始，2012年6月結(jié)束，歷時三個學(xué)期，每學(xué)期進(jìn)行一次調(diào)查，目前已完成了三波問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)收集、錄入和清理工作。調(diào)查在第一階段共回收有效學(xué)生問卷3233份，本次數(shù)據(jù)暫只使用第一次收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。 </p><p>　　學(xué)生問卷測量了學(xué)生個人在認(rèn)知、態(tài)度、行為和學(xué)術(shù)上的表現(xiàn)，學(xué)生對于學(xué)習(xí)的能力、動力和機(jī)會，以及學(xué)生在學(xué)

36、校、家庭、社區(qū)中的結(jié)構(gòu)性和關(guān)系性因素。伴隨每一次調(diào)查的進(jìn)行，都會有一次七所學(xué)校統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)學(xué)測試。數(shù)學(xué)成績的標(biāo)準(zhǔn)化測試方法為：七年級和八年級各用一套統(tǒng)一的數(shù)學(xué)試卷，在七個學(xué)校進(jìn)行測試，由數(shù)據(jù)項(xiàng)目組成員作為監(jiān)考人，統(tǒng)一考試時間，保證學(xué)生在條件相對一致的環(huán)境下進(jìn)行測試，最后由項(xiàng)目組成員進(jìn)行閱卷和分?jǐn)?shù)統(tǒng)計。 </p><p><b>　?。ǘ┮蜃兞?</b></p><p&

37、gt;　　在人們的一般期望中，男生的數(shù)學(xué)成績會比女生好，而語文、英語等成績相較于女生會差一些，教育學(xué)領(lǐng)域的不少研究也指出，女生由于感覺、思維、記憶等心理品質(zhì)的原因以及傳統(tǒng)的期望而在理科學(xué)習(xí)上差于男生，且這種情況到高中以上階段比較明顯（劉仁云、趙勝文，2003；談悅?cè)A，2006）。而本文主要研究的是初中階段男生學(xué)習(xí)成績相對于女生較差的現(xiàn)象，因此選用數(shù)學(xué)成績作為依據(jù)，討論男生在擁有較高期望的學(xué)科上的成績是否也落后于女生，這在某種程度上也許更

38、能說明問題。當(dāng)然，選用語文或英語成績或許更突出男生成績的落后，但是，我們無法據(jù)此猜測造成男女生各個學(xué)科成績的性別差異的機(jī)制是不一樣的。另外，由于數(shù)學(xué)測試有著較為客觀的評判標(biāo)準(zhǔn)，可以避免英語、語文等文科主觀題測試過程中個人偏好所造成的誤差，同時，數(shù)學(xué)成績也最容易量化和測量，因此，數(shù)據(jù)只收集了學(xué)生的數(shù)學(xué)成績，我們將其定為本次分析的因變量。 　?。ㄈ┳宰兞?</p><p>　　1 個體/家庭因素測量指標(biāo) <

39、/p><p>　?。?）性別。本次研究的核心變量之一，其中男性=0，女性=1。 </p><p>　?。?）戶籍。其中農(nóng)村=0，城市=1。戶籍制度作為中國特有的現(xiàn)象，反映了學(xué)生的城鄉(xiāng)身份，在研究學(xué)生的學(xué)業(yè)獲得中具有重要意義，是重要的控制變量。 </p><p>　　（3）父親的受教育年限。將該類別變量重新編碼為連續(xù)變量，即教育年限：小學(xué)及以下=6、初中=9、高中=12、

40、中專技校及職高=11、大?；虼髮W(xué)本科=16、研究生及以上=19。在學(xué)生問卷中，由于學(xué)生自身對家庭經(jīng)濟(jì)條件的了解相對較少，如家庭收入、父母職業(yè)的分類等都難以給出確切的填答，所以我們選取父親的受教育程度這一相對可靠的變量作為對學(xué)生家庭社會地位的測量。不可否認(rèn)，家庭社會地位在很大程度上是與父親的教育程度相關(guān)的。 </p><p>　?。?）年級。模型的控制變量之一，其中七年級=0，八年級=1。 </p>

41、<p>　?。?）班級平均父親受教育年限。根據(jù)文獻(xiàn)，同伴群體的社會組成對于學(xué)生學(xué)習(xí)成績具有重要影響，而每個學(xué)生的社會組成都是以父親的教育年限作為測量的，因此，在本文的數(shù)據(jù)分析中，都將以班級平均父親受教育年限作為同伴社會組成的衡量。 </p><p>　　（6）班級平均父親受教育年限和性別的交互項(xiàng)。為了檢驗(yàn)同伴效應(yīng)對數(shù)學(xué)成績產(chǎn)生的影響是否存在性別差異，設(shè)置了性別和班級平均父親受教育年限的交互變量。 <

42、;/p><p>　　（7）認(rèn)知量表。關(guān)于男女生能力差異認(rèn)知的4分同意量表（非常不同意、不同意、同意和非常同意），題目包括男生更擅長理工類學(xué)科、女生更擅長文史類學(xué)科、女生不適合體育項(xiàng)目等共計6小題。通過重新編碼使得量表中的每個小題具有同向性（分越高越趨向于男女平等），然后加總成為認(rèn)知測量。 </p><p>　　（8）態(tài)度量表。對上學(xué)態(tài)度的測量的4分同意量表（非常不同意、不同意、同意和非常同意）

43、，包括上學(xué)是因?yàn)橛腥?、上學(xué)是因?yàn)闆]有其他事情可做、上學(xué)是因?yàn)閯e人上學(xué)我也上學(xué)等共計9小題。同樣，通過重新編碼使得量表中的每個小題具有同向性（分越高越趨向具有積極的上學(xué)態(tài)度），然后加總成為態(tài)度測量。 </p><p>　?。?）行為量表。對學(xué)習(xí)行為的測量的4分同意量表（非常不同意、不同意、同意和非常同意），包括課前預(yù)習(xí)、上課認(rèn)真聽講、下課復(fù)習(xí)等共計7小題。同樣，通過重新編碼使得量表中的每個小題具有同向性（分越高越趨

44、向具有良好的學(xué)習(xí)行為），然后加總成為行為測量。 </p><p>　　2 學(xué)校層次測量指標(biāo) </p><p>　　學(xué)校的代碼。不同學(xué)校之間的成績存在差異是本研究的假設(shè)之一。本文給不同的學(xué)校賦予不同的代碼以區(qū)分學(xué)校的固定效應(yīng)，體現(xiàn)不同學(xué)校環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)成績的基本影響。 </p><p>　　（四）數(shù)據(jù)預(yù)處理：缺失值的多重插補(bǔ) </p><p>

45、　　在社會調(diào)查數(shù)據(jù)的收集過程中難免會出現(xiàn)數(shù)據(jù)缺失，而缺失數(shù)據(jù)容易造成在原數(shù)據(jù)上進(jìn)行統(tǒng)計分析的效率偏低或結(jié)果偏倚，因此在進(jìn)行統(tǒng)計分析之前往往需要對缺失值進(jìn)行處理。常規(guī)的缺失值處理方法包括刪除法和插補(bǔ)法。刪除法，即直接刪除包含缺失值的個案。但如果數(shù)據(jù)不是完全隨機(jī)缺失的，這種方法也可能會造成分析結(jié)果的偏倚。插補(bǔ)法則是指，根據(jù)一定的準(zhǔn)則，用合理的替補(bǔ)值代替原數(shù)據(jù)的缺失值（金勇進(jìn)、朱琳，2000）。合理有效地插補(bǔ)能夠使替換值最大可能地接近原有的缺

46、失值，幫助我們調(diào)整并構(gòu)造完整的數(shù)據(jù)集，從而有效減少由于數(shù)據(jù)缺失可能造成的估計偏差。 </p><p>　　插補(bǔ)法包括單一值插補(bǔ)法和多重插補(bǔ)法（multiple imputation）。單一插補(bǔ)法常見的有均值插補(bǔ)、中位值插補(bǔ)、極大似然法插補(bǔ)等，但單一插補(bǔ)法容易低估變量的方差，造成數(shù)據(jù)分布的改變。為了彌補(bǔ)這種不足，魯賓（Rubin，1987）提出了多重插補(bǔ)法，后來經(jīng)過學(xué)者們的不斷完善得到了很好的發(fā)展。不過，由于這種方

47、法需要計算多個插補(bǔ)值，占用更多計算機(jī)內(nèi)存，而且數(shù)據(jù)處理工作也很麻煩，因此在國內(nèi)的研究中較少使用。多重插補(bǔ)法，從根本上而言是一種模擬方法（金勇進(jìn)、朱琳，2000），它的邏輯是根據(jù)一定的法則，為每個缺失值計算m個插補(bǔ)值（m>1），由此產(chǎn)生出m個不含缺失值的數(shù)據(jù)集。繼而，分別對每個不含缺失值的數(shù)據(jù)集使用同樣的方法處理，并得到m個處理結(jié)果，綜合這些數(shù)據(jù)的處理結(jié)果，實(shí)現(xiàn)對目標(biāo)變量的估計。 </p><p>　　本研究

48、采用多重插補(bǔ)法對缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，其中m=30。在R軟件中進(jìn)行30次模擬插補(bǔ)，每一次插補(bǔ)都能得到一個完整的數(shù)據(jù)集，利用完整的數(shù)據(jù)集進(jìn)行統(tǒng)計分析，儲存分析結(jié)果，取其平均，形成對模型的評估。 </p><p>　?。ㄎ澹颖竞突咀兞棵枋?</p><p>　　為了更直觀地對比多重插補(bǔ)前后數(shù)據(jù)的區(qū)別，我們在變量分布基本情況表中呈現(xiàn)插補(bǔ)前的原始數(shù)據(jù)和插補(bǔ)后的完整數(shù)據(jù)的情況（參見表3～表6）。 &

49、lt;/p><p><b>　?。┓治瞿Ｐ?</b></p><p>　　結(jié)合文獻(xiàn)資料和經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，我們采用學(xué)校固定效應(yīng)模型（school fixed-effect）對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。因?yàn)樾枰獧z驗(yàn)班級同伴群體對成績的影響及其性別差異，所以模型納入了班級層次的學(xué)生平均社會地位得分、性別及其交互項(xiàng)，另外還加入了個體和班級層次的控制變量。因此，我們將研究模型設(shè)定為： </

50、p><p>　　其中，i、j和k分別代表不同的個體、學(xué)校和班級，aj表示各個學(xué)校的固定效應(yīng)，而Xi、μk分別代表個人和班級層次的控制變量。θ表示班級學(xué)生平均父親受教育年限組成效應(yīng)，δ表示這種效應(yīng)在男女生之間的區(qū)別。利用這個模型，我們可以分析在控制了學(xué)校間觀測不到的特征（學(xué)校的固定效應(yīng)）之后，性別、父親的受教育年限和班級同學(xué)的平均父親受教育年限是否對學(xué)習(xí)成績的獲得具有顯著影響，以及班級平均父親受教育年限的影響是否存在性

51、別差異。 </p><p><b>　　四、數(shù)據(jù)分析 </b></p><p>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)描述分析 </p><p>　　七所學(xué)校男女生平均數(shù)學(xué)成績的比較情況如圖1所示： </p><p>　　由圖1可以看出，不同學(xué)校之間，學(xué)生標(biāo)準(zhǔn)化測試的數(shù)學(xué)成績存在較大差別，學(xué)校1、3、4的平均成績比較高，學(xué)校5、6、7的比較低，

52、學(xué)校2處于中間。對應(yīng)實(shí)際的情況，學(xué)校1、3、4是學(xué)校資源和評價較好的學(xué)校，學(xué)校2雖然也是公立學(xué)校，但學(xué)風(fēng)評價遠(yuǎn)不如學(xué)校1、3、4，學(xué)校5、6、7則是各方面條件比較差的民辦學(xué)校。圖1的結(jié)果初步支持了學(xué)校固定效應(yīng)的存在，肯定了分析模型的合理性。 　　進(jìn)一步觀察圖1還可以發(fā)現(xiàn)，平均成績高的學(xué)校，也就是實(shí)際條件較好的學(xué)校，男女生之間的學(xué)習(xí)成績的差距會相對較小，有的學(xué)校男生成績甚至比女生高，如學(xué)校1。而在三所民辦學(xué)校，即學(xué)校5、6、7和相對較差

53、的公立學(xué)校2，男女生的成績差距是比較大的。這初步支持了假設(shè)2，即男女生的成績差距在差學(xué)校中存在，在好學(xué)校中則不存在或者不明顯存在。 </p><p>　　（二）分班的隨機(jī)過程 </p><p>　　勒格維和蒂皮特（Legewie and Diprete，2012）在分析德國的情況時提到，德國學(xué)生選擇學(xué)校并不是隨機(jī)過程，而是與家庭背景相關(guān)。為避免因分班的非隨機(jī)性而質(zhì)疑分析班級群體影響的合理性

54、，首先需要檢驗(yàn)學(xué)校內(nèi)部分班過程是否隨機(jī)。他們指出，德國第一階段的教育中，學(xué)校內(nèi)部的分班過程在劃片范圍內(nèi)是隨機(jī)的，而數(shù)據(jù)模擬的結(jié)果也顯示，各學(xué)校內(nèi)部的實(shí)際分班過程符合隨機(jī)原則。 </p><p>　　對比中國的現(xiàn)狀，學(xué)生選擇學(xué)校的過程同樣沒有遵循隨機(jī)原則。方長春、風(fēng)笑天（2008）兩位學(xué)者指出，在國家推行義務(wù)教育的政策影響及社會整體發(fā)展水平提高的情況下，家庭階層地位對于教育機(jī)會獲得不平等的影響減小了，從整體而言，受

55、教育機(jī)會趨于平等。但是，家庭背景好的人往往能夠選擇優(yōu)質(zhì)教育資源，其子女往往更有可能獲得更好的教育機(jī)會。在中國，由于劃片和擇校機(jī)制，好學(xué)校所在區(qū)域的房價往往比較高，因此，能夠進(jìn)入好學(xué)校的學(xué)生通常是城市戶籍或家庭背景比較好的。而相對較差的學(xué)校，尤其是民辦學(xué)校則主要招收被身份制度阻擋在公立體制之外的農(nóng)村戶籍或外來城市戶籍、低收入階層的子女。家庭背景對于學(xué)生進(jìn)入不同層次的學(xué)校有著較為直接的影響。 </p><p>　　但

56、是，隨機(jī)分班的原則應(yīng)當(dāng)是適用于中國的情況的。國家明確規(guī)定，義務(wù)教育階段不允許設(shè)置和區(qū)分重點(diǎn)班、平行班，不管是分配學(xué)生還是教師都應(yīng)該遵循隨機(jī)原則以達(dá)到公平效果。但因?yàn)楸疚牡臄?shù)據(jù)中沒有關(guān)于家庭社會地位的較好測量（如SEI），因此無法仿照勒格維和蒂皮特的研究進(jìn)行隨機(jī)分班的有說服力的檢驗(yàn)。而在實(shí)際調(diào)研過程中，我們了解到，只有1所公立學(xué)校（學(xué)校A）根據(jù)入學(xué)成績分了快慢班，這種根據(jù)學(xué)生成績分班的方法屬于自選擇過程，與家庭背景無直接關(guān)系；另外一所民辦

57、學(xué)校（學(xué)校E）確實(shí)存在家長利用家庭經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢讓子女就讀重點(diǎn)班的情況，除此之外，其他絕大部分學(xué)校遵循了隨機(jī)分班原則。 </p><p>　　結(jié)合現(xiàn)有制度規(guī)定和實(shí)際調(diào)研情況，我們可以認(rèn)為，分學(xué)校的過程不是隨機(jī)的，而學(xué)校內(nèi)部分班的過程是隨機(jī)的。因此，選用班級群體而不是學(xué)校群體作為同伴群體的界定可以減少由于自選擇問題引起的對數(shù)據(jù)結(jié)果的質(zhì)疑。 </p><p>　?。ㄈ?shù)據(jù)分析結(jié)果 </p&g

58、t;<p>　　我們首先以數(shù)學(xué)成績?yōu)橐蜃兞孔龆鄬哟文Ｐ偷牧隳Ｐ蜋z驗(yàn)，結(jié)果顯示rho=0.398，即總變異中的39.8%是由于學(xué)校之間的差異引起的，說明數(shù)據(jù)具有高關(guān)聯(lián)強(qiáng)度的層次結(jié)構(gòu)，適合用固定效應(yīng)模型分析。 </p><p>　　接著，以數(shù)學(xué)成績作為因變量，以性別、父親受教育年限、班級平均父親受教育年限以及性別和班級平均父親受教育年限的交互作為自變量，以年級和戶籍作為控制變量，以7個學(xué)校作為分層，進(jìn)行

59、固定效應(yīng)回歸模型的分析，分析結(jié)果為表7的模型一。 </p><p>　　表7的結(jié)果說明，在控制其他條件不變的情況下，女生的學(xué)習(xí)成績會顯著比男生高18.34分（p<0.01），正好支持了假設(shè)l。同樣，控制其他條件不變的情況下，班級的平均父親受教育年限每提高一年，學(xué)生的成績就會增加3.57分（p<0.01），支持了假設(shè)2.1；控制其他條件不變的情況下，班級平均經(jīng)濟(jì)地位每增加1分，女生的學(xué)習(xí)成績會比男生低1

60、.39分（p%0.01），即男女生之間學(xué)習(xí)成績的差距縮小了1.39分，假設(shè)2.2同樣得到了數(shù)據(jù)支持。模型一的結(jié)果支持了假設(shè)2。 </p><p>　　表8報告了以學(xué)生的認(rèn)知、態(tài)度、行為作為因變量，放人性別、父親受教育年限、班級平均父親受教育年限以及性別和班級平均父親受教育年限的交互作為自變量，以學(xué)生的年級和戶籍作為控制變量進(jìn)行固定效應(yīng)回歸的結(jié)果。 </p><p>　　模型一的結(jié)果說明，在

61、控制其他條件不變的情況下，女生在認(rèn)知方面的得分比男生低1.217分（p<0.1），即女生更認(rèn)同男女生在學(xué)習(xí)能力上有差異的說法；但在控制其他變量不變的情況下，班級平均父親受教育年限每增加一年，女生在認(rèn)知上的得分就會比男生多0.13分（p<0.05），即越不認(rèn)同男女生在學(xué)習(xí)能力上有差異的說法。 </p><p>　　模型二的結(jié)果說明，在控制其他條件不變的情況下，女生的態(tài)度得分比男生高2.433分（p<

62、;0.01）；在控制其他變量不變的情況下，父親的受教育年限每增加一年，學(xué)生的態(tài)度得分就會增加0.071分（p<0.01）；在控制其他條件不變的情況下，班級平均父親受教育年限每增加一年，學(xué)生的態(tài)度得分就增加0.254分（p<0.05）；在控制其他變量不變的情況下，班級平均父親受教育年限每增加一年，男生的態(tài)度得分比女生多0.149分（p<0.1）。 </p><p>　　模型三的結(jié)果說明，在控制其他

63、變量不變的情況下，女生的學(xué)習(xí)行為得分比男生高4.145分（p<0.01）；在控制其他變量不變的情況下，父親的受教育年限每增加一年，學(xué)生的學(xué)習(xí)行為得分就會增加0.086分（p<0.01）；在控制其他變量不變的情況下，班級平均父親受教育年限每增加一年，學(xué)生的學(xué)習(xí)行為得分就會增加0.292分（p<0.05），在控制其他變量不變的情況下，班級平均父親受教育年限每增加一年，男生的學(xué)習(xí)行為得分比女生多0.303分（p<0.0

64、1）。 </p><p>　　表8的結(jié)果基本支持了假設(shè)3.1和假設(shè)3.2。表9是把學(xué)生認(rèn)知、態(tài)度和行為及其與性別的交互項(xiàng)這兩組變量依次作為自變量放進(jìn)表7模型一中進(jìn)行固定效應(yīng)回歸的嵌套模型的結(jié)果。 </p><p>　　表9中模型二的結(jié)果說明，在控制其他條件不變的情況下，認(rèn)知得分每增加1分，學(xué)習(xí)成績就會增加0.586分（p<0.01），即越認(rèn)為男女生在學(xué)習(xí)能力上沒有差異，學(xué)習(xí)成績就越好

65、。在控制其他條件不變的情況下，態(tài)度得分每增加一分，學(xué)習(xí)成績就會提升0.533分（p<0.01），即學(xué)生上學(xué)態(tài)度越積極，學(xué)習(xí)成績就會越好。在控制其他條件不變的情況下，學(xué)習(xí)行為得分每增加一分，學(xué)習(xí)成績就會提高1.331分（p<0.01），即學(xué)生學(xué)習(xí)越勤奮，學(xué)習(xí)成績就會越好。模型二的結(jié)果支持了假設(shè)3.3。 　　比較模型一和模型二的BIC結(jié)果可知模型二優(yōu)于模型一。此外，還可以發(fā)現(xiàn)，性別與班級平均父親受教育年限及其交互項(xiàng)均保留了顯著

66、度，但回歸系數(shù)都變小了：性別的系數(shù)由18.34降為12.24，減少了6.14分；性別和班級平均父親受教育年限的交互項(xiàng)的系數(shù)則從-1.390變?yōu)?0.982，系數(shù)的絕對值減小0.408。這說明，認(rèn)知、態(tài)度和行為作為對學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生影響的中間變量，對于學(xué)習(xí)成績的性別差異也具有一定解釋力。 </p><p>　　模型三新加入的三個交互變量中，只有態(tài)度得分與性別的交互項(xiàng)是顯著的，即在控制其他條件不變的情況下，態(tài)度得分每增加

67、1分，男生的學(xué)習(xí)成績就會比女生高0.443分（p<0.1）。其他兩個交互項(xiàng)不顯著，說明盡管認(rèn)知和學(xué)習(xí)行為對學(xué)習(xí)成績的影響是顯著的，但這種影響不存在性別差異，假設(shè)3.4僅得到部分支持。而對比三個模型的BIC結(jié)果也說明，模型二仍是這組嵌套模型中的最優(yōu)模型。 </p><p><b>　　五、總結(jié)與討論 </b></p><p>　　數(shù)據(jù)分析的結(jié)果說明，班級環(huán)境對學(xué)生

68、學(xué)習(xí)成績的影響是顯著的，且存在性別差異，這種差異來源于班級環(huán)境對男女生在認(rèn)知、態(tài)度和學(xué)習(xí)行為影響上的不同，而認(rèn)知、態(tài)度和學(xué)習(xí)行為對學(xué)習(xí)成績有著重要影響，但這種影響基本不存在顯著性別差異。 </p><p>　　盡管在認(rèn)知、態(tài)度和行為的測量上可能存在一定差別，但本研究對于廣州市七所中學(xué)的數(shù)據(jù)分析結(jié)果基本上支持了勒格維和蒂皮特的研究結(jié)論。在廣州市，男生學(xué)習(xí)成績落后的現(xiàn)象多存在于較差的學(xué)校，可能的原因是男生對同伴文化的

69、敏感度較高，相比女生更容易受到同伴群體的影響。當(dāng)同伴文化認(rèn)同學(xué)習(xí)成績時，男生能從中獲得更多的激勵，而在一個學(xué)習(xí)環(huán)境較差的學(xué)校中，同伴群體不認(rèn)同學(xué)習(xí)成績時，男生更容易培養(yǎng)出一種反學(xué)校的態(tài)度和行為，相反，女生同齡群體則較少受到這種環(huán)境因素的影響。因此，在較差的學(xué)校里更有可能存在男生學(xué)習(xí)成績落后于女生的現(xiàn)象。 </p><p>　　定性訪談的資料也說明了這一點(diǎn)。其中，學(xué)校D的老師提到，男生群體中一旦熱衷于某些運(yùn)動就會容

70、易分神，一下課或放學(xué)就去操場踢球，時間都花在運(yùn)動上，學(xué)業(yè)成績就會變差，所以需要引導(dǎo)他們以學(xué)習(xí)為主。學(xué)校E的老師表示，學(xué)生學(xué)習(xí)成績差，根本不想學(xué)習(xí)，學(xué)校在學(xué)習(xí)行為上的約束也只是流于表面，在這樣的環(huán)境中，學(xué)生要學(xué)好難，學(xué)壞很容易。所以，要減少男生學(xué)業(yè)成績落后的現(xiàn)象，合理的方法應(yīng)該’是在男生群體中塑造積極學(xué)習(xí)的文化氛圍。尤其是在學(xué)校環(huán)境較差的情況下，如何調(diào)動學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣，提高他們的學(xué)習(xí)投入度，端正他們的學(xué)習(xí)行為，而不是在教育過程中將資源分配