教育資源抑或同伴效應？
——學校因素對學生學業(yè)成就的影響分析

張文宏，韓 鈺

(上海大學 社會學院，上海 200444)

一、引言

教育公平問題一直是教育學和社會學關(guān)注的熱點問題，當前對我國教育公平問題的分析主要包括兩個方面：首先是家庭背景導致的教育不平等，其次是學校間的教育質(zhì)量不平等。對于家庭背景因素的影響，本文將不展開深入的討論，本文旨在分析學校因素在教育不平等中的作用。根據(jù)美國著名教育經(jīng)濟學家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，學校在教師、經(jīng)費上的投入將會對教育質(zhì)量(成績)產(chǎn)生影響。作為一個發(fā)展中國家，教育資源在我國仍屬稀缺資源，在配置方面仍有很大的不均衡性，不同地區(qū)、不同學校之間所享受到的教育經(jīng)費投入、教育基礎(chǔ)設(shè)施、師資力量等仍有較大差異，對教育資源配置在學生學習成績中的作用展開分析是十分必要的。

但是隨著研究的深入，學者們也開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)社會心理學的研究成果，同輩群體是一個人成長發(fā)展的重要環(huán)境因素，尤其是在青少年時期，同輩群體的影響日趨重要，甚至有可能超過父母和教師的影響。在一些實證研究中，學者們也已經(jīng)多方面證實了同伴關(guān)系對學生性格、心理和人際交往等方面的影響。在著名的科爾曼報告中，就開始將同伴的作用運用到分析學生的學習成績中，隨后也有一些學者展開了對這一問題的分析。但是在國內(nèi)的相關(guān)研究中，針對同伴關(guān)系對學生學習成績影響的研究還比較少，隨著我國教育機會的不斷擴大，學生結(jié)構(gòu)越來越復雜，對這一問題的實證分析也逐漸提上日程。隨著中國城市化的進程，傳統(tǒng)的鄰里關(guān)系發(fā)生了變化，鄰里交往日漸減少，再加上我國長期實行獨生子女政策的影響，目前處于青少年階段的學生較少擁有社區(qū)和家庭同輩群體，學校同學成為他們接觸最多、產(chǎn)生影響最大的同輩群體。

當前我國初中階段基本上實行的是以“學區(qū)房”為基礎(chǔ)的就近入學政策，高中階段大多都是根據(jù)考試分數(shù)的擇校入學政策?，F(xiàn)實生活中，不管哪種入學政策，擁有較多教育資源的重點學校總是會吸引更多家庭背景較好或?qū)W習成績較高的學生聚集，從而會出現(xiàn)一定程度的同質(zhì)聚集效應。所以，在我國教育資源投入和同伴關(guān)系之間就具有一定的相關(guān)性，那么兩種效應聚合在一起將會對學生的學習成績產(chǎn)生什么樣的影響？本文就旨在采用國際學生能力評估項目(PISA2015)中國四省市數(shù)據(jù)，以定量研究的方式分析學校因素中的教育資源和同伴關(guān)系對15周歲青少年學生學習成績的影響。

二、文獻述評與研究假設(shè)

對于教育投入即教育資源配置均衡問題的關(guān)注一直是國內(nèi)學者研究的熱點，但這些研究主要在于分析不同區(qū)域、不同學校之間資源配置的不均衡及由此帶來的教育獲得方面的不平等問題。他們往往把就讀學校的質(zhì)量作為重要的影響因素，認為重點學校通常集中了優(yōu)秀的師資和生源，對兒童下一階段教育機會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業(yè)成就?——義務教育階段家庭社會經(jīng)濟地位影響差異分析》，《社會學研究》，2016年第4期。。對于學校內(nèi)部教育資源配置與學生學習成績之間關(guān)系的分析在國內(nèi)則起步較晚。然而國外這方面的研究早在20世紀60年代《科爾曼報告》中就展開了討論，之后國外學者圍繞學校投入與學生成績之間的關(guān)系問題展開了大量的研究。但是，根據(jù)Hanushek的總結(jié)，學校資源配置與學生成績之間并不存在很強的相關(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)展中國家中對學習成績的影響卻比發(fā)達國家更為明顯。近幾年來，國內(nèi)學者對教育資源配置與學生成績之間的關(guān)系也展開了實證研究，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，對學校教育資源在學生成績中的作用，研究者們?nèi)匀淮嬖跔幷?。一些研究表明，學校的教育資源和學生學習成績之間具有顯著的正向關(guān)系*薛海平，王蓉：《我國義務教育公平研究——教育生產(chǎn)函數(shù)的視角》，《教育與經(jīng)濟》，2009年第3期；張啟睿，邊玉芳，王燁暉，等：《學校教育環(huán)境與資源對青少年學業(yè)成就的影響》，《教育研究》，2012年第8期。，但也有研究發(fā)現(xiàn)，二者之間幾乎沒有影響*胡詠梅，杜育紅：《中國西部農(nóng)村小學教育生產(chǎn)函數(shù)的實證研究》，《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教育資源的測量不一致導致的，所以有些研究就發(fā)現(xiàn)不同的教育資源對學生成績的影響是不同的。李祥云、魏萍研究發(fā)現(xiàn)，教育經(jīng)費、圖書數(shù)量與學生各科成績正相關(guān)，但高級教師比例對學生成績沒有影響，師生比例和生均固定資產(chǎn)對學生不同科目的成績產(chǎn)生了不完全一致的影響*李祥云，魏萍：《學校資源配置對學生成績的影響機制研究——基于對JX縣小學問卷調(diào)查的實證分析》，《教師教育學報》，2014年第5期。。所以，學校教育資源對學生學習成績的影響可能是不穩(wěn)定的，如何從多個方面對學校教育資源進行測量，并嘗試將各種不同的教育資源整合成一個綜合性的指標進行分析是在今后的相關(guān)研究中需要注意的。另外，在分析過程中控制家庭背景因素也是必須的，因為家庭背景因素對學習成績和所選學校的教育資源都有很大的影響，并且這種影響也會對教育資源在學習成績中的作用產(chǎn)生干預。

近年來，隨著我國教育機會的擴大，中小學布局的調(diào)整以及人口流動帶來的學生流動的增加，學生的構(gòu)成結(jié)構(gòu)也發(fā)生了很大的變化，對學生同伴效應的研究也逐漸展開。對同伴效應的研究起源于社會互動論，起初這些研究也主要集中在分析同伴關(guān)系對學生性格、心理和人際交往等方面的影響?！犊茽柭鼒蟾妗分?，越來越多的研究將同伴效應運用到對學生學習成績的分析中。在本文中我們說的同伴效應主要參照Zimmer & 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.，主要是指學校、班級內(nèi)學生構(gòu)成的特點對學生個體成績的影響。對于學生的同伴交往行為、特征則不是本文討論的問題，所以對這方面的研究文獻不再梳理。同伴效應對學生學習成績的影響途徑也是多種多樣的，Sacerdote總結(jié)了幾種常見的效應模型*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.，這些模型效應有些是相對立的。就班級結(jié)構(gòu)而言，既有可能出現(xiàn)聚集效應(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(班級的異質(zhì)性對每個人都是好的)。

在具體的實證研究中，學者們對同伴效應的測量主要集中在以下兩部分：(1)班級平均成績和班級平均家庭背景，有些學者針對其中一方面進行分析，有些則對兩方面均展開分析。Hanushek & Kain用年級同伴過去的平均考試成績和標準差作為衡量同伴效應的指標*Hanushek, E. A., & Kain, J. F., “Does peer ability affect student achievement?”, in Journal of Applied Econometrics, Vol.5 (2003), p.527-544.；Mcewan用班級學生父母的平均受教育程度及其平方、家庭收入及其平方、本土學生的比例等作為衡量同伴效應的指標*Mcewan, P. J., “Peer effects on student achievement: evidence from Chile”, in Economics of Education Review, Vol.2 (2003), p.131-141.。國內(nèi)學者或針對中國情況的相關(guān)研究也基本從以上兩方面展開，但具體的實證研究并不多見。在一些研究中還加入了同伴性別構(gòu)成和班級規(guī)模*楊釙：《同伴特征與初中學生成績的多水平分析》，《北京大學教育評論》，2009年第4期。，同時也有一些學者將研究對象鎖定在大學生群體，分析宿舍同伴效應*梁耀明，何勤英：《大學生學業(yè)成績的宿舍同伴效應分析》，《教育與經(jīng)濟》，2017年第4期。。在為數(shù)不多的實證研究中，大都發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)論，即同伴水平的平均程度對個體具有正向作用，而異質(zhì)程度具有負向作用，也就是說在中國班級結(jié)構(gòu)更可能出現(xiàn)聚集效應而不是彩虹效應。

根據(jù)以上梳理，在很多研究中，研究者使用的班級成績均值或標準差是與因變量中的學習成績同期測量的，筆者認為這是很不合適的。首先，同期測量的數(shù)據(jù)在時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，家庭背景對學生學習成績的影響是巨大的，同時我國教育中又存在嚴重的學校階層分割*吳愈曉，黃超：《基礎(chǔ)教育中的學校階層分割與學生教育期望》，《中國社會科學》，2016年第4期。，所以同時納入平均家庭背景和學習成績有可能存在共線性問題。如果不能像楊釙那樣獲得初期學習成績*楊釙：《同伴特征與初中學生成績的多水平分析》，《北京大學教育評論》，2009年第4期。，采用其他同伴指標分析影響學習成績的同伴效應才是更好的選擇。很遺憾，筆者并沒有收集到具有初期學習成績或其他生源質(zhì)量指標的數(shù)據(jù)，所以在本研究中只好選擇一些替代指標對同伴效應進行分析。另外，我們在分析同伴效應時，還應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，在分析同伴效應時也不應忘記教育資源投入的作用，因為在中國背景下，二者本身就具有很大的相關(guān)性，一個學校的教育投入狀況可能會吸引不同的生源，從而組合成不同的同伴群體，不同的同伴組合又會產(chǎn)生不同的火花，影響到組合內(nèi)部每位學生的學習成績。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)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)是由經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(Organization for Economic Co-operation and Development，OECD)發(fā)起開展的國際學生能力評估項目(Program for International Student Assessment，PISA)*關(guān)于PISA2015項目的介紹均來自O(shè)ECD的PISA官方網(wǎng)站：http://www.oecd.org/pisa/ ，要了解更多此項目的信息，請參考網(wǎng)站內(nèi)容。2015年中國四省市的調(diào)查數(shù)據(jù)。PISA自2000年開始，每三年舉行一次，中國上海在2009年正式加入，而到2015年，中國首次以國家身份正式參加，選取了北京、上海、江蘇、廣東四省市作為調(diào)查點。PISA項目的研究對象是就讀于各級各類教育機構(gòu)7年級及以上的15歲在校生。經(jīng)過學校和校內(nèi)學生兩個階段的科學抽樣，我國在以上四省市中共有268所學校的9841位學生有效完成了調(diào)查測試。但是，有些學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所學校的8658份樣本。樣本均值T檢驗結(jié)果表明，樣本變量值的缺失是隨機的，所以，樣本的剔除并不影響分析的結(jié)果。

PISA項目所關(guān)注的不僅僅是學生是否掌握相應的學科內(nèi)容，更主要的是評價學生在義務教育即將或剛剛結(jié)束時，學生是否具備參與未來社會所必需的知識和技能。2015年的測試內(nèi)容包括數(shù)學、閱讀、科學、財經(jīng)四個方面的素養(yǎng)，其中對科學素養(yǎng)的測試是2015年的主要測試領(lǐng)域。所以在本研究中主要對影響15周歲學生科學素養(yǎng)成績的學校因素展開分析。

(二)變量

本文的因變量是每位學生的科學素養(yǎng)成績，在PISA2015中，對科學素養(yǎng)成績的測試結(jié)果并不是一個具體的分數(shù)，而是以Rasch模型估計出的十個“擬真值”(Plausible Values， PV)。PV是在估計學生能力時，除了考慮學生答題反應外，再加入相關(guān)背景變量估計學生能力值的概率分布，從中隨機抽取能力值，呈現(xiàn)學生該領(lǐng)域分數(shù)的可能范圍。

本文的自變量包括兩部分：第一部分是學生所在學校的資源配置情況，由學?？梢韵?qū)W生提供的活動數(shù)量、科學教研組設(shè)備水平、學校教師具有本科學歷的比例三個變量按照主成分分析法整合成一個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程不再詳細展示，如果需要可聯(lián)系作者獲取。；第二部分是同伴特征變量，包括同一學校學生家庭社會經(jīng)濟地位和日常表現(xiàn)的均值與標準差。其中家庭社會經(jīng)濟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指標整合而成。日常表現(xiàn)是由學生遲到、逃課、逃學等失范行為發(fā)生的頻率，進取心，科學課堂紀律，對科學的興趣四個指標整合而成。這些指標本身多是由OECD公布的經(jīng)過處理后的變量*各個變量的具體處理過程和涉及到的問卷題目在PISA2015技術(shù)報告中有詳細的介紹，詳情請參見http://www.oecd.org/pisa/data/2015-technical-report/.。本文在最終的處理過程中已經(jīng)將各個變量的方向調(diào)整一致，最終的數(shù)值越大，相應的程度越高。

除了自變量之外，本研究中還加入了其他可能會影響學生科學素養(yǎng)的一些變量作為控制變量，這些變量主要包括性別、就學階段、學校位置、家庭社會經(jīng)濟地位。另外也將學生個人的日常表現(xiàn)納入模型中，包括遲到、逃課、逃學等失范行為發(fā)生的頻率，進取心，對科學的興趣三個指標。另外，在分析自變量影響的群體差異時還用到學生在班級的表現(xiàn)變量，該變量被處理成二分變量，如果學生個人的綜合表現(xiàn)高于學校平均值，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)計結(jié)果參見表1和表2，這些變量共兩個層次，樣本量為8658的變量均為個人層次的變量，樣本量為256的變量均為學校層次的變量。其中科學素養(yǎng)的均值和標準誤(標準差列顯示)是根據(jù)stata中的pv模塊加權(quán)計算得出的，無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

(三)研究方法

由于PISA2015的數(shù)據(jù)是多層的，個體的學生嵌套于學校層次，并且我們的兩個解釋變量在學校層次有很大的差異性，為了更好地解釋學校教育資源配置與同伴特征對學生科學素養(yǎng)的影響，我們采用多層線性模型(Hierarchical Linear Model, HLM)進行統(tǒng)計估計。另外，因為我們的因變量是“擬真值”，所以在分析的過程中，我們使用的是stata中的pv模塊進行多層線性模型的系數(shù)估計。

表2所有類別變量的描述性統(tǒng)計

根據(jù)楊菊華的介紹*楊菊華：《多層模型在社會科學領(lǐng)域的應用》，《中國人口科學》，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體差異(即“群內(nèi)變異”)；另一部分歸之于不同群體之間的個體差異(即“群間變異”)。通過分解變異，可以區(qū)分群體效果和個體效果，揭示群體與個體變量之間的關(guān)系。本文使用的兩層線性隨機截距模型的具體形式如下：

第一層(個體層次)：

(1)

公式(1)中，Yij和Xkij分別表示第j所學校第i個學生的學習成績得分和個體層次n個解釋變量取值，εij為個體層次的隨機誤差項，β0j是隨機變量，表示第j所學校在所有解釋變量為0時學生教育期望的取值(即截距)。

第二層(學校層次)：

(2)

βkj=γk，(k=1,2,…,n)

(3)

公式(2)中，Waj表示第j所學校的m個學校層次變量的取值，μ0j為學校層次的隨機誤差項，表示第j所學校學生科學素養(yǎng)得分與所有學生科學素養(yǎng)得分均值的離差，γ0表示在所有學校層次解釋變量為0時學生科學素養(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，其中隨機誤差項均假定服從正態(tài)分布且相互獨立：

(4)

四、研究結(jié)果

表3是我們是用兩層線性回歸模型對教育資源配置和同伴特征對學生科學素養(yǎng)得分影響進行的估計。在具體建模策略上，采用嵌套模型的方式，通過逐步在模型中加入變量的方式分析各類變量對學生科學素養(yǎng)defender凈效應。模型1是沒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，也就是說學生的科學素養(yǎng)有51.3%的可變性來自學校，48.7%的可變性來自學生。所以學校對學生科學素養(yǎng)的影響至關(guān)重要，這也表明多層次模型是比簡單線性模型更加合理的估計方法。在模型2中，我們納入了可能影響學生科學素養(yǎng)的性別、就學階段、家庭社會經(jīng)濟地位、失范行為、進取心、科學興趣等個人變量和學校位置作為控制變量，模型2是基準模型，這些因素是理論上可能會影響學生科學成績但本文并不展開討論的變量。

表3教育資源與同伴效應對學生科學素養(yǎng)的多層線性模型結(jié)果

注：括號中為標準誤，*** 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在基準模型的基礎(chǔ)上納入了我們的第一個解釋變量——學校教育資源配置情況。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學校教育資源配置對學生科學素養(yǎng)有顯著的正向作用，資源配置每提高1個單位，學生的科學素養(yǎng)成績將會提高17.44分，且該系數(shù)在1%的水平上顯著。此時學生科學素養(yǎng)的校間關(guān)聯(lián)度系數(shù)也從基準模型中的32.3%降低至29.4%，我們的假設(shè)1得到了驗證。

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

另外需要注意的一點是，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學生科學素養(yǎng)成績沒有影響，而是說二者之間存在中介效應，并且同伴特征是二者之間關(guān)系的唯一中介。為了進一步驗證二者之間的中介是否真實存在，我們在學校層次上計算了資源配置變量對同伴特征的影響系數(shù)，模型加入了學校位置和學校等級作為控制變量，具體結(jié)果見表4。結(jié)果顯示，教育資源配置每提高一個單位，該校學生的平均家庭社會經(jīng)濟地位會提高0.228個單位，平均日常表現(xiàn)會提高0.425個單位，且兩個系數(shù)均在1%的水平上顯著。這也就意味著較高的學校教育資源配置確實可以吸引家庭社會經(jīng)濟地位較高的學生和日常表現(xiàn)較好的學生。我們的假設(shè)3.1和假設(shè)3.2均得到了證實。這一統(tǒng)計結(jié)果也為剛剛的猜測提供了依據(jù)，教育資源配置對學生科學素養(yǎng)存在間接效應，而同伴特征是其唯一的作用中介。

表4學校教育資源配置對同伴特征的影響回歸模型

注：括號中為標準誤，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

1.縣鎮(zhèn)為參照組；2.初中為參照組。

綜合來看，教育資源和同伴效應對學生的科學素養(yǎng)成績確實產(chǎn)生了不同的影響，但這種影響有可能對不同群體的作用也是不同的，為了驗證假設(shè)4，我們對不同性別和不同教育階段的學生分別進行了多層線性模型估計結(jié)果的計算，具體結(jié)果見表5。根據(jù)統(tǒng)計結(jié)果，同伴的家庭社會經(jīng)濟地位結(jié)構(gòu)對不同性別的學生的科學素養(yǎng)得分影響差別不大，但是同伴日常表現(xiàn)對女生的影響要大于男生，不管是均值還是標準差均是如此。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，同伴家庭社會經(jīng)濟地位的標準差的影響非常顯著，且系數(shù)很大，這是其他任何階段都沒有的影響。筆者認為這主要是因為初中階段是義務教育，學生家庭社會經(jīng)濟地位差異較大，而到職業(yè)教育階段或高中階段，很多低社會經(jīng)濟地位家庭的孩子放棄接受教育或沒能通過上一階段教育的入學篩選，使得總體學生家庭社會經(jīng)濟地位差異性較低。職業(yè)教育階段同伴的平均家庭社會經(jīng)濟地位對成績影響最為顯著。高中階段，同伴表現(xiàn)的影響較其他階段更為顯著，不論是均值還是標準差?？傮w而言，普通教育階段的學生更容易受同伴日常表現(xiàn)的影響，而職業(yè)教育階段的學生更容易受同伴家庭社會經(jīng)濟地位的影響。假設(shè)4得到驗證。

表5教育資源與同伴效應對學生科學素養(yǎng)的群體差異

注：括號中為標準誤，*** 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

通過對國際學生能力評估項目2015年中國四省市的調(diào)查數(shù)據(jù)(PISA2015)的實證分析，本文探討了學校因素中的教育資源配置和同伴特征對15周歲學生科學素養(yǎng)成績的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，學校的教育資源投入對學生的科學素養(yǎng)有正向的作用，但是這種作用并不是直接的，而是通過吸引具有較高家庭社會經(jīng)濟地位和日常表現(xiàn)的生源來實現(xiàn)的。第二，在同伴效應中，全校學生的平均家庭社會經(jīng)濟地位和日常表現(xiàn)對學生的科學素養(yǎng)具有正向作用，而日常表現(xiàn)的異質(zhì)程度會阻礙學生科學素養(yǎng)成績的提高。第三，同伴效應在不同學生群體中的作用并不一致，與男生相比，女生的科學素養(yǎng)水平更容易受同伴日常表現(xiàn)的影響，初中生的科學素養(yǎng)更容易受同校學生家庭社會經(jīng)濟地位異質(zhì)程度的影響。職業(yè)教育階段的學生更容易受同校學生家庭社會經(jīng)濟地位平均水平的影響，而普通教育階段的學生更容易受同學學生日常表現(xiàn)的影響。

以上研究發(fā)現(xiàn)對我國中學的教育和招生政策、家庭的學校選擇均有一定的參考價值。首先，加大對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，因為教育資源配置對學生學習成績的影響并不像有些學者分析的那樣，它依然發(fā)揮重要作用。其次，對于初中教育，應盡量縮小同一學校內(nèi)部學生家庭背景的差距，而到了高中階段，同校學生家庭背景的差距所帶來的負面影響已經(jīng)不再顯著，但是學生的日常表現(xiàn)在普通高中階段開始發(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學校學生的日常表現(xiàn)，加強紀律管理，多鼓舞士氣，提高全校學生的日常表現(xiàn)，縮小內(nèi)部差異將在提高學生科學素養(yǎng)方面發(fā)揮積極作用。

當然，本文仍有不足之處，首先，由于缺乏初期的成績對比，無法更好地控制學校內(nèi)部生源的初始差異，難免存在一定的內(nèi)生性問題。正如杜育紅和袁玉芝在對國內(nèi)教育中同伴效應研究的總結(jié)中指出的*杜育紅，袁玉芝：《教育中的同伴效應研究述評:概念、模型與方法》，《教育經(jīng)濟評論》，2016年第3期。，我們應該采用隨機試驗、自然實驗以及準實驗的因果推斷研究更好的分析同伴效應在學生學習成績中的作用，顯然本文還沒有很好地解決這一問題。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制對結(jié)果造成的干擾。