學生干部與學業(yè)成績不可兼得？
——基于北京市大學生追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的研究

吳秋翔，崔 盛

（中國人民大學教育學院，北京100872）

隨著全國高校思想政治工作會議的召開以及《關(guān)于加強和改進新形勢下高校思想政治工作的意見》的實施，共青團、學生會組織和學生社團的陣地作用不斷加強，其中有關(guān)學生干部的隊伍建設(shè)與人才培養(yǎng)無疑成為高校育人工作與思想政治教育工作的重要抓手。學生干部長期活躍在學校或?qū)W院、學生組織、班級等各類組織與團體中，他們既有“學生”的身份，在學生中起到“表率”作用，同時又兼具“干部”屬性，承擔了一部分學校行政管理、思想政治教育與學生自我管理的工作與職能。這種身份的雙重性使得學生干部備受關(guān)注，特別集中在學生干部的學業(yè)表現(xiàn)上。許多高校管理者把學業(yè)成績作為選拔干部的重要標準，要求學生干部正確把握學習與工作的平衡。許多學者探討學生干部與學業(yè)成績之間的應然關(guān)系，更有人質(zhì)疑當前學生干部的學業(yè)成績不理想，難以成為廣大同學的榜樣?？梢?，學生干部與學業(yè)成績之間的因果關(guān)系十分模糊。好學生更容易成為學生干部，然而擔任學生干部可能會影響學習，難道學生干部與學業(yè)成績真的是“魚”和“熊掌”不可兼得？這些疑問存在于人們的普遍認知中，但沒有在實證研究中得到驗證。本文使用“中國教育追蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)，以北京市2008級大學生為樣本，擬通過分析4年追蹤數(shù)據(jù)來解釋擔任學生干部對學業(yè)成績的真正影響，為理論的探討提供實證檢驗與數(shù)據(jù)支持。

圖1學生干部任職變化（單位：人）

一、什么人成為學生干部？

本文學生樣本來自中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心實施的“中國教育追蹤調(diào)查”（Chinese Educational Panel Survey，簡稱CEPS）研究計劃子項目“首都大學生成長跟蹤調(diào)查”（Beijing College Students Panel Survey，簡稱BCSPS）。該項目選取了北京市不同類型的15所高校①，從2009年起對2008年入學的2473名大學生展開調(diào)查，至2012年共追蹤調(diào)查了4年。在CEPS調(diào)查中，學生干部是一個廣義概念，泛指在高校各類學生組織中承擔一定職責的學生[1]。本文樣本中，大學四年擔任過各類干部職務(wù)的學生有1655人，比例高達66.92%，從始至終未擔任過學生干部的有818人，平均每年在任學生干部的占比達39.45%（見圖 1）。

那么，什么樣的學生能成為學生干部？已有研究認為成為學生干部的同學本身都具備較好的素質(zhì)，如學業(yè)成績、政治面貌和過往學生干部經(jīng)歷都是影響成為學生干部的主要因素，特別是成績越好的學生越有可能獲得擔任學生干部的機會[2]，因為許多人認為學業(yè)成績的高低是選拔干部的基本原則[3]。此外，還有研究認為性別、種族、高中經(jīng)歷等個人因素對擔任學生干部及其能力水平高低存在顯著作用[4]，而家庭背景如戶籍、父母親學歷與職業(yè)、家庭經(jīng)濟條件、社會關(guān)系也顯著影響擔任干部的機會[5-6]。那么，是否學業(yè)成績好、具有優(yōu)勢背景的學生更容易成為學生干部？研究采用Logit回歸模型，對成為學生干部的因素進行檢驗，模型如下：

其中，被解釋變量為是否擔任學生干部（Cadre，是=1），i表示學生個體，t表示時間（年級），核心解釋變量為大學學業(yè)成績，以學生的學業(yè)排名（Ranking）來表示。本文對學業(yè)排名進行標準化處理，即用排名除以本班人數(shù)作為相對學業(yè)排名，以此解決學生樣本來自不同學校、學分績點標準難以統(tǒng)一的問題，相對學業(yè)排名數(shù)值越小意味排名越靠前，學業(yè)成績相對更好?？紤]到（t-1）時期的學業(yè)成績可能對t時期的學生干部任職產(chǎn)生影響，所以研究在大二、大三、大四的模型中額外控制了前一年的學業(yè)排名（Rankingi，t-1），在大學期間干部任職模型中控制了平均學業(yè)排名②。此外，k代表不同的控制變量，具體分為三部分，包括性別（男=1）、高中文理科（理科=1）、高中類型（省重點及以上=1）與標準化高考成績?yōu)榇淼膫€體特征變量③，戶籍（城鎮(zhèn)=1）、家庭年收入（對數(shù)處理）④、父親及母親的高等教育水平（大專及以上=1）為代表的家庭背景變量，以及招生方式（自主招生=1）、政治面貌（黨員=1）、大學層次（“985”“211”高校 =1）及專業(yè)類型（理工農(nóng)醫(yī)=1）為代表的大學相關(guān)變量。

從表1的回歸結(jié)果來看，前一年的學業(yè)成績、高考成績顯著影響了下一年擔任干部的概率，成績越好的學生更有可能成為學生干部。此外，性別、高中文理分科、高中類型、家庭年收入、政治面貌、大學層次及專業(yè)類型等因素也顯著影響了成為學生干部的概率。那么，學生干部的學業(yè)成績究竟如何？

表1 影響成為學生干部的因素

二、學生干部的學業(yè)成績?nèi)绾危?/h2>

學生干部是學生中的優(yōu)秀群體。有研究發(fā)現(xiàn)：他們的學習策略使用水平更高[7]；在學習主動性上強于普通學生[8]；正因為他們是大學生中的優(yōu)秀分子，出于對自己負責，并沒有放松對學業(yè)成績的要求[9]；在那些層次越好的院校中學生干部的影響就越明顯[10]。那么與普通同學相比，學生干部的成績究竟是好是壞？

圖2展示的是學生干部與非學生干部各年平均學業(yè)成績的比較，兩類群體存在顯著差異（p＜0.001），學生干部的學業(yè)成績明顯更好，平均學業(yè)排名比非學生干部高出15.2個百分點。

研究采用多元線性回歸分析學生干部對學業(yè)成績的影響，模型如下：

圖2 學生干部與非學生干部學業(yè)成績變化

其中，被解釋變量為大學學業(yè)排名（Ranking），在不同回歸方程中分別為各年學業(yè)排名及大學平均學業(yè)排名，核心解釋變量為當年是否擔任學生干部（Cadre，是=1），平均學業(yè)成績解釋模型中為大學期間是否擔任過學生干部。模型中的控制變量分為個體特征、家庭背景及大學相關(guān)變量三部分，與模型（1）一致。

從表2的回歸結(jié)果來看，擔任學生干部對學業(yè)成績產(chǎn)生穩(wěn)定顯著的正效應，學生干部的學業(yè)成績更出色。但綜合表1、表2結(jié)果來看，性別、高中文理分科、高中類型、高考成績、家庭年收入、政治面貌、大學層次及專業(yè)類型等因素同時對成為學生干部與學業(yè)成績產(chǎn)生顯著作用。因此，這些變量可能會影響學生干部對學業(yè)成績效應的估計結(jié)果。此外，學生干部在學習之余承擔了許多學生工作，這也意味著他們的學習更容易受到來自學生工作的沖擊和影響。難道擔任學生干部從事學生工作不會耽誤學業(yè)成績么？

三、學生干部是否耽誤學業(yè)成績？

在相關(guān)研究與報道中，我們經(jīng)常能看到學生干部因為繁重的學生工作而耽誤學習、荒廢學業(yè)的情況[11-12]。很多學生到大學后不適應放養(yǎng)式的學習環(huán)境，將精力過多地投入到學生工作和參與課外活動中，從而降低了對自身學業(yè)的要求[13]。即使他們原本成績很好，學生工作還是會影響學習，從而導致成績的下降[14]。也有研究認為，學生干部學業(yè)表現(xiàn)不佳是由于當前評價學生的標準中學業(yè)成績不再是硬指標，學生干部自然容易放低學習要求[15]。

從圖3中可以發(fā)現(xiàn)，學生干部平均每周花在學生工作與社團活動的時間明顯高于非學生干部群體，兩者存在顯著差異（p＜0.001）。所以，有必要檢驗學生干部的工作時間是否影響其學業(yè)成績。

研究在不同學生樣本中采用多元線性回歸方法探討學生工作時間的影響，模型如下：

其中，被解釋變量為大學學業(yè)排名，在不同回歸方程中分別為各年學業(yè)排名及大學四年平均學業(yè)排名，核心解釋變量為學生每周花在學生工作與社團活動的時間（Time），控制變量與模型（2）一致。

從表3和表4的回歸結(jié)果來看，無論在全樣本還是學生干部樣本中，都沒發(fā)現(xiàn)學生工作時間對學業(yè)成績產(chǎn)生穩(wěn)定顯著的影響，同時學生干部依然對學業(yè)成績存在顯著的正效應，看來學生干部付出的工作時間并不影響學業(yè)成績。那么，擔任學生干部到底對學業(yè)成績產(chǎn)生了怎樣的作用？

表2 學生干部對學業(yè)成績的影響

圖3 每周用于社團活動與學生工作的時間（單位：小時）

表3 全樣本中學生工作時間對學業(yè)成績的影響

表4 學生干部樣本中學生工作時間對學業(yè)成績的影響

四、學生干部是否提高了學業(yè)成績？

（一）基于傾向得分匹配法估計學生干部的影響

考慮到成為學生干部的學生群體已具備較好的學業(yè)成績與能力素質(zhì)，那些影響成為學生干部的因素也對學業(yè)成績產(chǎn)生作用，僅通過多元線性回歸來估計學生干部的效應會產(chǎn)生典型的樣本選擇偏差（Selectivity Bias），同時可能因遺漏變量產(chǎn)生內(nèi)生性問題（Endogeneity），從而無法準確估計學生干部的真實效應。所以，本文采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching）解決選擇性偏差與內(nèi)生性問題，進一步檢驗學生干部對學業(yè)成績的作用。傾向得分匹配法的基本特征是通過再抽樣或基于接受干預的概率（即傾向得分）將未被干預成員與干預成員進行匹配來平衡數(shù)據(jù)[16-17]。在本研究中，傾向得分是在樣本群體特征集合X下?lián)螌W生干部的條件概率，包括模型（1）中的所有控制變量⑤，干預措施D即是否擔任學生干部，模型如下：

其中，p（Xi）是個體i在條件向量X下所得的傾向得分，Di表示學生i擔任學生干部的二分干預狀態(tài)，Di=1表示學生i擔任學生干部，Di=0則表示學生i不是學生干部。基于傾向得分重新匹配樣本，并在學生干部限制條件下估計學生干部的平均處理效應（Average TreatmentEffectoftheTreated，ATT），模型如下：

其中，Y1為擔任學生干部群體，Y0為非學生干部群體。在傾向得分匹配法中較為常見的方法有最近鄰匹配（Nearest Neighbor Matching）、半徑匹配（Radius Matching）、卡尺內(nèi)最近鄰匹配（NearestNeighbor Matching Within Caliper） 及核匹配 （Kernel Matching）等。本文將基于上述4種傾向得分匹配法來估計學生干部對各年學業(yè)成績與大學平均學業(yè)成績的平均處理效應。

通過將學生干部與非學生干部的樣本進行匹配，可以有效解決樣本選擇偏差和內(nèi)生性問題，得到擔任學生干部對學業(yè)成績的純效應。表5展示了匹配前后各因素的變化情況，匹配后所有變量的標準化偏誤明顯減小，特別是性別、高中類型、高考成績、家庭年收入、政治面貌、大學層次及專業(yè)類型在未匹配前有顯著差異，而匹配后得到明顯改善，匹配效果良好。同時，匹配（核匹配法）前后處理組與控制組之間的差異大幅降低（見圖4），傾向得分密度函數(shù)趨近?？梢?，探討學生干部對學業(yè)成績產(chǎn)生的作用受到了兩類群體“先天”因素差異的影響，而平衡樣本后可以更準確地估計學生干部的作用。

表5 平衡性檢驗結(jié)果

本研究采用最近鄰匹配（即1to2匹配）、半徑匹配（r=0.02≤0.25σ^pscore）、帶卡尺（r=0.02）的最近鄰匹配以及核匹配四種傾向得分匹配法，估計學生干部的平均處理效應（ATT）。從表6的結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，所得學生干部的平均處理效應均有顯著影響，擔任學生干部對學業(yè)成績具有顯著的提升作用，且各匹配法之間的差異不明顯，說明學生干部的作用是穩(wěn)健的。以大一為例，四種匹配法所得的平均處理效應為-0.065，且大一、大二擔任學生干部對學業(yè)成績的影響更強。傾向得分匹配法的結(jié)果可以證明，在消除處理組與控制組的樣本選擇偏差與內(nèi)生性問題后，擔任學生干部對學業(yè)成績具有顯著正效應。

圖4匹配前后處理組與控制組的傾向得分密度函數(shù)圖

表6 學生干部對學業(yè)成績的平均處理效應

此外，研究在上述傾向得分匹配模型中額外控制前一年學業(yè)成績，以檢驗學生干部影響的穩(wěn)定性。從表7的結(jié)果來看，雖然在控制前一年學業(yè)成績的基礎(chǔ)上，學生干部的效用明顯降低，但是在大二、大三時期依然對學業(yè)成績存在顯著的提升作用，說明學生干部的積極影響是穩(wěn)健的。

（二）基于傾向得分匹配后的雙重差分處理

從表6與表7的結(jié)果中，可以發(fā)現(xiàn)加入前一年成績后，學生干部的影響明顯下降，說明傾向得分匹配法仍存在一個問題，就是只能對可觀測變量進行處理，但無法解決不可觀測變量的影響[18]。同時，作為干預措施的學生干部是某一時間截面上的二分變量，當年擔任學生干部的同學在前一年可能擔任干部，也可能沒有擔任，這樣的干部任職變化也會對結(jié)果的估計產(chǎn)生影響。所以，研究進一步探究由未擔任學生干部到擔任學生干部這一變化對學業(yè)成績的影響，即在（t-1）時期干預未發(fā)生（未擔任學生干部），處理組與控制組均可記為Y0，t-1；而在t時期干預發(fā)生，可能存在兩種潛在結(jié)果，分別記為Y1，t（成為學生干部）與Y0，t（依然不擔任學生干部）[19]。綜上，研究在控制了前一年學業(yè)成績的傾向得分匹配法（核匹配法）基礎(chǔ)上，再對平衡后樣本使用雙重差分法估計學生干部對學業(yè)成績的提升作用。

其中，t-1期學生均為非學生干部樣本，而t期產(chǎn)生了是否擔任學生干部的情況，第一階差分為處理組（擔任學生干部）的前后變化（Y1，t，i-Y1，t-1，i）與匹配后的控制組（始終沒有擔任學生干部）的前后變化（（Y1，t，i-Y1，t-1，i）|X，D=0），第二階差分則針對第一階差分所得差值再進行傾向得分的核匹配回歸，得到新的學生干部平均處理效應。

從表8的結(jié)果可以看出，對于那些從不是學生干部到學生干部的群體而言，學業(yè)成績發(fā)生較大變化，擔任學生干部后學業(yè)成績更好，說明擔任學生干部之后對學業(yè)成績產(chǎn)生了顯著的提升作用，且大二、大三新任干部的平均處理效應分別為-0.045、-0.046，是原來傾向得分匹配法的1.6倍（見表6核匹配法結(jié)果），一定程度上矯正了原方法存在的偏差。

綜上，通過傾向得分匹配法與基于傾向得分匹配的雙重差分法的檢驗，研究發(fā)現(xiàn)擔任學生干部對學業(yè)成績具有顯著的提升作用，且這種影響非常穩(wěn)健。那么，擔任學生干部影響學業(yè)成績的機制又是什么？

表7 加入前一年學業(yè)成績后學生干部的平均處理效應

表8 擔任學生干部前后對學業(yè)成績的提升作用（核匹配法）

五、學生干部如何提高學業(yè)成績？

擔任學生干部對學業(yè)成績產(chǎn)生了顯著的提升作用，這并不是意味著學生獲得學生干部這一個身份或職務(wù)，學業(yè)成績就會更好，或是老師給予的評價就更高。顯然，擔任學生干部作為一個重要的教育過程[20]，對學生某些方面的能力產(chǎn)生了教育與培養(yǎng)作用。已有研究證實，擔任學生干部可以顯著提升學生的就業(yè)能力，對其在勞動力市場中獲得更高薪酬具有積極影響[21]。所以，學生干部一定通過某種機制對學業(yè)成績產(chǎn)生了促進作用。

大量研究認為學習動機對成績有著顯著影響[22-23]，并通過測量學業(yè)成就目標來反映學生的學習動機，發(fā)現(xiàn)學業(yè)成就目標對學業(yè)成績具有預測作用[24]，與成績呈正相關(guān)關(guān)系[25]。在CEPS調(diào)查中，使用Elliot與Mcgregor編制的學業(yè)成就目標量表測量學習動機，該量表分為“掌握-接近”目標、“掌握-回避”目標、“成績-接近”目標、“成績-回避”目標四個維度，其中“掌握-接近”關(guān)注學生對學習內(nèi)容的掌握與理解，“掌握-回避”注重如何避免學生對學習內(nèi)容的不理解，“成績-接近”反映學生要求自己的學業(yè)成績比他人更出色，“成績-回避”則反映學生在成績上避免比他人表現(xiàn)得更差[26]。國內(nèi)研究已證實該量表具有良好的信效度。圖5反映了學生干部與非學生干部在學業(yè)成就目標得分上的差值，其中學生干部在“掌握-接近”“掌握-回避”與“成績-接近”三個維度得分更高，兩類群體在“接近”型維度得分的差異更明顯。

為了更好地解釋學習動機對成績的影響，研究在模型（2）的基礎(chǔ)上對學業(yè)成就目標的作用進行檢驗。從表9的結(jié)果來看，學業(yè)成就目標對大學學業(yè)成績具有顯著穩(wěn)定的影響。其中“掌握-接近”“成績-接近”得分越高，學生成績更好，這兩項是積極性指標；而“掌握-回避”“成績-回避”得分越高，學生學業(yè)表現(xiàn)反而不佳，這兩個維度是消極性指標。

那么擔任學生干部是否有助于提升學習動機，進而對學業(yè)成績產(chǎn)生影響？研究采用多元線性回歸法探討擔任學生干部對學業(yè)成就目標的影響，對各維度目標分別進行回歸分析，被解釋變量為學業(yè)成就目標得分（Achievement Goal），核心解釋變量為是否擔任學生干部（Cadre，是=1），其余控制變量與模型（2）相同。模型如下：

從表10可以發(fā)現(xiàn)，擔任學生干部對“掌握-接近”目標與“成績-接近”目標產(chǎn)生顯著的正效應，而對兩項“回避”型目標沒有穩(wěn)定顯著的作用，說明擔任學生干部可以有效提升“接近”型目標得分，同時該目標也對學業(yè)成績產(chǎn)生顯著的正向影響?？梢姡瑢W生干部更多是在“接近”型目標維度對學習動機產(chǎn)生影響，進而提高了學業(yè)成績。有研究認為“掌握-接近”是對個體長遠成長最有利的目標維度，“成績-接近”對個體短期表現(xiàn)有促進作用，而“掌握-避免”與“成績-避免”只能保證學生的基本表現(xiàn)，對個體能力的提高不利[27]。研究結(jié)果表明，學生干部既關(guān)注知識學習的掌握程度，也關(guān)心如何在學業(yè)成績上表現(xiàn)得更出色，他們的學習動機更強，這種作用是積極、主動的。

為了進一步準確判斷學習動機就是學生干部對學業(yè)成績的影響機制，研究在額外控制學業(yè)成就目標得分的基礎(chǔ)上，再次使用傾向得分匹配法對學生干部的作用進行估計。表11展示的是加入機制（學業(yè)成就目標得分）前后各匹配法對學生干部平均處理效應的估計值，在消除了影響機制的作用下，學生干部對學業(yè)成績的ATT明顯降低，大一平均下降19.14個百分點，大二平均下降41.64個百分點，大三平均下降67.69個百分點，大四平均下降22.49個百分點，總體平均下降37.03個百分點。這充分說明擔任學生干部會影響學生的學習動機，并通過這一中介機制對學業(yè)成績產(chǎn)生影響。

圖5 學生干部與非學生干部在學業(yè)成就目標得分的差異⑥

表9 學業(yè)成就目標對學業(yè)成績的影響

表10 擔任學生干部對學業(yè)成就目標的影響

表11 加入機制前后學生干部對學業(yè)成績的平均處理效應⑦

事實上，擔任學生干部能夠?qū)W生的能力發(fā)展產(chǎn)生積極影響，學業(yè)成績就是其中一種結(jié)果的呈現(xiàn)。雖然在常規(guī)認知中，擔任學生干部會嚴重擠占學生的學習時間，可能對學生干部的學習產(chǎn)生消極作用。但根據(jù)本研究發(fā)現(xiàn)，擔任學生干部會提升學生的學業(yè)成績，其原因之一就是通過影響學生干部們的學習動機，促使他們渴望掌握知識并獲得更好成績，與已有研究相吻合[8-9]。當然，學習動機是影響學業(yè)表現(xiàn)的重要因素之一，學生干部還存在其他影響成績的解釋機制，這有待進一步討論。

六、總結(jié)

綜上，本文從北京市2008級學生大學4年的成長與變化，探討擔任學生干部對學業(yè)成績的影響與機制。研究發(fā)現(xiàn)，學業(yè)成績等變量是影響學生成為干部的主要因素，那些擔任學生干部的學生本身就具備較好的學業(yè)成績與較高的能力水平。同時，學生干部的學業(yè)成績確實比普通同學更好，但這可能受到性別、高中文理分科、高中類型、高考成績、家庭年收入及政治面貌等因素的干擾，從而對估計學生干部的影響產(chǎn)生偏差。此外，雖然學生干部用于學生工作與社團活動的時間遠超過非學生干部，但研究并沒有發(fā)現(xiàn)工作時間與學業(yè)成績的負向關(guān)系，可見擔任學生干部并不一定會耽誤學業(yè)。

研究認為學生干部是一種教育過程，可以對學業(yè)成績產(chǎn)生積極影響。為了解決已有研究存在的不足，本文采用傾向得分匹配法與基于傾向得分匹配的雙重差分法來驗證學生干部的效應。通過傾向得分匹配法解決了樣本選擇偏差與內(nèi)生性問題后，研究發(fā)現(xiàn)擔任學生干部對學業(yè)成績具有顯著穩(wěn)定的正向影響。同時，基于傾向得分匹配的雙重差分法也證實，從不擔任到擔任學生干部這一變化對學生成績產(chǎn)生了顯著的提升作用，本文的實證結(jié)果有力地支持擔任學生干部能夠提升學業(yè)成績。

當然，學生干部的影響并不是通過其身份、職務(wù)的變化而導致。研究認為擔任學生干部可以有效影響學生的學習動機，進而對學業(yè)成績產(chǎn)生積極作用。通過學業(yè)成就目標量表估計學習動機，研究發(fā)現(xiàn)擔任學生干部對“掌握-接近”“成績-接近”目標維度具有穩(wěn)定顯著的提升作用，擔任學生干部可以促使學生產(chǎn)生更強的學習動機，反映出學生干部既關(guān)注學習知識的掌握程度，也關(guān)心如何在學習上表現(xiàn)得更出色。同時，通過比較加入機制前后學生干部的平均處理效應也能發(fā)現(xiàn)，學業(yè)動機明顯削弱了學生干部的影響，進一步說明學生干部通過提升學習動機來促進學業(yè)表現(xiàn)。當然，學習動機是學生干部影響成績的重要解釋機制之一，還有未明的影響機制有待進一步研究。

目前，越來越多的學生愿意在大學期間擔任學生干部，并通過這種方式鍛煉自己的能力。同時，高?？梢越o學生提供類型多樣的干部任職機會，為他們搭建一個施展才華、提升自我的成長平臺。學生干部的積極影響不僅限于提升個人的工作能力、綜合素質(zhì)等方面，還會潛移默化地影響學生的價值觀、動機以及意志品質(zhì)，鼓勵學生參與學生活動、擔任學生干部是高校踐行“立德樹人”教育根本任務(wù)的重要途徑，通過學生干部去團結(jié)、凝聚、引領(lǐng)廣大同學亦是高校開展思想政治工作的有效手段。未來，關(guān)于學生干部的研究應不僅局限在學業(yè)成績方面，還應該納入擔任學生干部對心理健康、工作能力、就業(yè)能力及就業(yè)發(fā)展的影響。另外，還可以進一步挖掘?qū)W生干部的教育機制，有助于高校更好地了解學生干部的影響途徑，從而幫助學生干部們了解自己，讓“魚”和“熊掌”兼而得之。

注釋

①15所學校為：北京大學、中國人民大學、清華大學、北京航空航天大學、北京理工大學、北方工業(yè)大學、北京化工大學、北京郵電大學、北京石油化工學院、北京農(nóng)學院、北京語言大學、中國傳媒大學、首都經(jīng)濟貿(mào)易大學、中央民族大學、中國礦業(yè)大學（北京）。

②在大一是否擔任學生干部的模型中，不控制前一年的學業(yè)排名。

③研究對學生高考成績進行標準化處理，將各試卷體系的分數(shù)（包括原始分、標準分）轉(zhuǎn)換為高考滿分750分的原始分系統(tǒng)，再對處理過的原始分進行Z分數(shù)處理，轉(zhuǎn)換為分析使用的標準化高考成績，給出每個學生在樣本群體中的相對位置。

④在對大學期間擔任干部總體回歸中，家庭年收入為大學期間均值并取對數(shù)處理。

⑤特征變量包括性別、高中文理科、高中類型、高考成績、戶籍、家庭年收入、父親高等教育水平、母親高等教育水平、招生方式、政治面貌、大學層次及專業(yè)類型。

⑥表中各值=學生干部當年平均得分-非學生干部當年平均得分。

⑦未加入機制的結(jié)果即表4報告的ATT，加入機制的結(jié)果即平衡學業(yè)成就目標得分后所得的ATT。匹配法1為最近鄰匹配（1to 2），匹配法2為半徑匹配（r=0.02）、匹配法3為帶卡尺（r=0.02）的最近鄰匹配（1to 2），匹配法4為核匹配。