義務教育學校資源對學生學業(yè)成績的影響
——基于省域內(nèi)大規(guī)模學業(yè)質(zhì)量監(jiān)測數(shù)據(jù)的實證研究

田亞惠， 姚繼軍， 王 威， 周世科

(1.南京師范大學 教育科學學院， 南京 210024； 2.南京師范大學 社會發(fā)展學院， 南京 210024；3.江蘇省教育科學研究院，南京 210013)

“十四五”規(guī)劃中提出未來我國教育要“建設高質(zhì)量教育體系”“堅持優(yōu)先展教育事業(yè)”“推進基本公共教育均等化”“鞏固義務教育基本均衡成果，完善辦學標準，推動義務教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化”等目標要求。學校資源是影響教育均衡和教育質(zhì)量的重要因素，其多寡與質(zhì)量直接關乎能夠提供的學校教育數(shù)量和質(zhì)量。根據(jù)教育資源的表現(xiàn)形式，可把學校資源分為有形和無形兩種，前者包括教師、經(jīng)費、學校建筑、實驗室、教室等人、財、物三個領域的資源；后者指學校文化、制度、人際關系等要素。[1][2]自《科爾曼報告》發(fā)布以來，學校資源與學生成績的關系問題一直是學術界熱點。但時至今日，國內(nèi)外相關研究尚未得出一致結(jié)論。進一步厘清學校資源與學生成績之間的關系，為教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展與質(zhì)量提升提供嚴謹?shù)膶嵶C證據(jù)，仍是當前本領域研究的重要任務。

一、文獻綜述

在1966年美國公布的《科爾曼報告》中，Colman等人利用教育生產(chǎn)函數(shù)計算學校資源對學生成績的影響，發(fā)現(xiàn)學校間資源配置的差異只能解釋學生成績差異的一小部分，對學生成績影響最大的因素不是學校和教師，而是學生家庭背景及其同伴；導致學生成績存在差異的主要原因也不是學校的教學材料、課程、教學方法等，而是學生父母受教育程度及其家庭經(jīng)濟水平。[3]這一發(fā)現(xiàn)引發(fā)了利用教育生產(chǎn)函數(shù)研究學校資源與學生成績關系的熱潮。此類研究大多以學生學業(yè)產(chǎn)出為因變量，以相關影響變量為自變量，分析教育投入和產(chǎn)出間的關系。其后的研究，雖在變量設置及模型設定上更加豐富復雜，但研究思路殊途同歸。該研究領域最具代表性的兩種觀點來自Hanushek和Hedges等人的研究。Hanushek的一系列研究均未發(fā)現(xiàn)學校資源明顯影響學生成績的證據(jù)，由此認為制定教育政策時不能簡單地只思考學校資源投入。[4-6]Hedges等人利用元分析技術對Hanushek在1989年使用的數(shù)據(jù)進行重新分析，卻得出了與Hanushek相反的結(jié)論——學校大部分資源都對學生成績有顯著的積極影響。[7]Hattie通過對800多項關于學業(yè)成就的元分析進行再分析，發(fā)現(xiàn)學校、教師、課程中相關因素均對學生學業(yè)成績有顯著的積極影響，且教師對學生成績的影響最大，并由此得出“教師是教學的圣杯”的結(jié)論。[8]

國內(nèi)的相關研究起步較晚，且數(shù)量較少。在20世紀90年代中期，蔣鳴和最早利用相關分析和多變量方差分析方法，分析我國農(nóng)村基礎教育投入對學生學業(yè)成績的影響。其研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同教育階段，學校資源對學生成績的影響不同。[9]胡詠梅對中國西部5省的研究發(fā)現(xiàn)，少數(shù)民族專任教師比例、教齡、生師比、生均學校面積、教室面積、教育經(jīng)費等因素與中小學生成績均顯著相關，但相關關系存在教育階段差異。[10]趙必華借助多層線性模型分析安徽省十個縣的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，學校平均社經(jīng)地位、班級平均人數(shù)、師生良好關系、教師期望對學生成績具有正向影響，而教師平均教齡、學校文藝活動對學生學業(yè)成績均呈現(xiàn)負向影響。[11]此外，田亞惠和姚繼軍利用元分析方法對我國學校資源與學生成績的關系進行研究，發(fā)現(xiàn)不管是學校資源整體還是人、財、物三方面，對學生成績的影響效應均為正，且均在1%的水平上具有顯著性。[12]

以上研究中，學校資源指標多為學校有形資源(人、財、物)，但學校資源還應包括無形資源。宋華明和范先佐認為高等教育資源中的辦學理念、學校文化、思想、管理制度等均為無形資源(又被稱為軟件資源)。[13]有同樣看法的還有鄧銀成、[14]王瑞德、[15]彭財貴[16]等人。既有研究發(fā)現(xiàn)，學校中的無形資源通過潛移默化的方式影響著教師、學生及其他學校管理人員，對提高教育質(zhì)量具有不可替代的作用。已有研究發(fā)現(xiàn)不管是中小學還是幼兒園，學校氛圍對學生成績均有顯著的正向預測作用。[17]Perry最先提出“學校氛圍”概念，并發(fā)現(xiàn)學校氛圍對學生成績有積極影響；[18]Anderson[19]、Cohen[20]等人的研究發(fā)現(xiàn)學校氛圍與學生成績之間存在積極顯著的關系。謝桂華等發(fā)現(xiàn)，在促進學生學習進步方面，學校的學習氛圍和同伴環(huán)境等學校無形資源比師資資源和物質(zhì)資源發(fā)揮更重要的作用。[21]聶倩也發(fā)現(xiàn)不管是中小學還是幼兒園，學校氛圍對學生成績均有顯著的正向預測作用，生生關系、師生關系、師師關系等學校人際關系變量對學生學業(yè)成就影響最大。[22]

也有研究發(fā)現(xiàn)，學校領導采用民主管理模式有助于提高學生成績。在我國，“一位好校長就是一所好學校”的觀點被社會各方認可。人們普遍認為，教育教學質(zhì)量的提高是校長領導教師在課程學和評價等領域共同合作的結(jié)果。[23]

另外，不少研究發(fā)現(xiàn)學校社會經(jīng)濟地位與學生成績間存在顯著的正相關關系。陸璟利用PISA2009上海的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，上海地區(qū)的學校平均社會經(jīng)濟地位能顯著正向預測學生閱讀成績。[24]還有研究發(fā)現(xiàn)，教師并非隨機地分配到學校，學校社會經(jīng)濟地位越高越容易招到并留住高質(zhì)量教師，[25]低收入家庭的學生很難接觸到高效率教師。[26][27]Nye發(fā)現(xiàn)，社會經(jīng)濟地位不同的學校的學生在成績方面沒有明顯差異，但低社會經(jīng)濟地位學校的教師效應差異大于高社會經(jīng)濟地位學校。[28]

由此可見，在研究學校資源與學生學業(yè)成績關系時不僅要考慮學校有形資源，也要考慮無形資源，但已有相關研究很少同時考慮這兩類學校資源的影響。相關研究的數(shù)據(jù)，也存在著抽樣不夠科學、代表性不足的問題。針對于此，本文運用多層線性模型，借助江蘇省義務教育學業(yè)質(zhì)量監(jiān)測數(shù)據(jù)和教育事業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，探究學校資源投入對學生成績的影響，嘗試回答省域內(nèi)學校資源與學生成績之間存在什么樣的關系，為制定更科學的教育政策提供實證證據(jù)。

二、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來自江蘇省2018年度義務教育學生學業(yè)質(zhì)量監(jiān)測數(shù)據(jù)，學校層面相關數(shù)據(jù)主要來自相應年份的江蘇省教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)。江蘇省自2006年起開展兩年一度的義務教育學生學業(yè)質(zhì)量監(jiān)測，至今已形成了高質(zhì)量的學生學業(yè)數(shù)據(jù)庫和師生調(diào)查數(shù)據(jù)庫。2018年度的測試在五年級和九年級同步開展，施測時間為2018年10月初，考慮到學生剛升入新年級，因此實際測試內(nèi)容根據(jù)四年級和八年級學生學業(yè)水平編制，為表述方便，統(tǒng)稱為四年級和八年級的樣本和數(shù)據(jù)。

本次監(jiān)測工作采取兩階段分層抽樣方法，首先在全省各個市、縣(市、區(qū))范圍內(nèi)抽取被測學校；其次，在所抽取的學校中隨機抽取四年級和八年級的學生、教師和校長。共抽取2735所中小學的218 683名學生，其中四年級學生101 673名，八年級學生117 010名。

通過匹配江蘇省教育事業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)，刪除存在重要信息缺失、明顯存在異常值、未通過數(shù)據(jù)校驗的無效樣本，得到了本研究所需要的數(shù)據(jù)。其中，包括1739所小學、47 313名小學生、9859名小學教師以及 978所初中、80 195名初中學生、18 048名初中教師的數(shù)據(jù)。為確保數(shù)據(jù)的可靠性，我們在做完數(shù)據(jù)清理后，對樣本刪除前后信息完整的項目進行了比對，發(fā)現(xiàn)刪除前后的數(shù)據(jù)分布特征沒有顯著變化，因此我們認為所刪除樣本是隨機的，不會造成分析結(jié)論的系統(tǒng)性偏誤。

(二)變量選擇

本研究參考Hedges、[29]胡詠梅、[30]趙紅霞、[31]趙必華、[32]陸璟、[33]李祥云等、[34]聶倩等、[35]柴曉旭[36]等人的研究和相關政策選擇自變量、因變量和控制變量。

1.因變量

學生學業(yè)成績反映了學生掌握知識的廣度和深度及學校教育教學的質(zhì)量，對學生的發(fā)展有重要影響。[37]本研究所采用的學生學業(yè)成績數(shù)據(jù)是參照相應學段的學生學業(yè)標準編制的標準化測試題，小學測試科目包括語文和數(shù)學，初中測試科目包括語文、數(shù)學、英語、科學，由于本文主要考察學校資源對學生總體成績的影響，因此本研究界定的教育結(jié)果變量是學生總成績，即參測各科成績之和。

2.自變量

本文選取的自變量包括學校資源變量、學生個體及家庭背景變量。

(1)學校資源變量

本文研究的學校資源包括學校的有形資源和無形資源，前者指學校在人、財、物三方面的投入，后者指學校氛圍和學校制度，具體變量如下：

①學校有形資源變量

首先，是人的投入，即教師方面的投入，包括教師數(shù)量和教師質(zhì)量，前者包括師生比(SSB)、專任教師比例(ZPFULL)；后者包括教師學歷(TEEDU)、教師教齡(TEBYEAR)、教師職稱(TEBTITL)。前者根據(jù)江蘇教育事業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)中的在校生數(shù)、專任教師數(shù)、教職工數(shù)計算得到；后者根據(jù)江蘇省義務教育學業(yè)質(zhì)量監(jiān)測中發(fā)放的中小學教師問卷得到。

其次，是物的投入，即學校土地、校舍、教室、圖書等固定資產(chǎn)。本研究采用生均學校面積(AVGFLOOR)、生均圖書數(shù)量(AVGBOOK)、每百名學生多媒體教室數(shù)(AVGMULTIY)進行度量，數(shù)據(jù)來自江蘇省教育事業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)。

最后，是財力資源的投入，即學校人力、物力資源在資金上的表現(xiàn)，由于缺乏學校層面財政投入的數(shù)據(jù)，因此本研究使用生均固定資產(chǎn)總值(AVGFIXA)衡量學校資金投入的多少，數(shù)據(jù)同樣來自江蘇省教育事業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)。

②學校無形資源變量

如前所述，學校無形資源主要是學校文化氛圍、學校制度等潛移默化影響著師生的資源要素。本研究采用學校文化氛圍(SCHCULT)、師生關系(FRITEAS)、生生關系(FRISTU)、教師同事關系(COLLEGE)作為學校無形資源的衡量指標。具體數(shù)據(jù)來自學生問卷和教師問卷，其中，學校文化氛圍、教師同事關系分別對應于教師問卷中的“您對學校校園文化的氛圍感到……”和“您對與學校同事的日常相處感到……”兩個問題，選項采用五點李克特量表。測試結(jié)果表明，中小學教師對學校校園文化的氛圍及同事關系的滿意度都較高。師生關系對應于問卷中“老師和我是好朋友”一題，通過把學生與各科教師的關系值相加得到師生關系值，其中小學師生關系平均值為1.5，最高值為2，說明大部分同學只是和某一學科教師關系好；初中師生關系的平均值為2.3，最高值為6，說明初中教師與學生之間的關系略顯緊張。生生關系對應于問卷中“我和同學互相幫助，關系不錯”一題。樣本中，小學生生關系的平均值4.7，初中學生生生關系的平均值為4.6，表示生生關系較好。

學校制度指標采用教師感知到的學校領導民主程度(MODE)，對應于教師問卷中“您對學校領導民主管理的程度感到……”一題，其中小學學校領導民主程度平均值為4.3，說明小學學校領導管理方式多為民主管理；初中學校民主程度平均值為3.9，接近于滿意。

(2)學生及家庭投入變量

①學生投入變量

本研究中用學生自我期望(EXPECT)、學生內(nèi)在學習動力(MOTIVE)作為學生投入指標，其中學生自我期望對應于“你想上學上到什么程度”一題。樣本中，小學生自我期望的平均值為3.6，即多數(shù)小學生期望自己讀到大學和研究生；初中生自我期望的平均值為3，即對應選項中的本科。學生內(nèi)在學習動力對應于“學習本身是一件有趣的事情”一題。樣本中小學生的平均值為4.6，表示小學生認為學習是有趣的；初中生的平均值為3.8，表示大部分初中生處于不確定和比較同意之間，遠遠低于小學生。

②家庭投入變量

本文使用參加課外輔導時間(FUDAO)作為家庭投入的衡量指標，參加輔導的時間越長，家庭投入就越多。對應學生問卷中的“你每周參加家教補習或課外輔導班的時間大概有多少”，包括五個選項：“(1)沒有；(2)3小時以下；(3)3-6小時；(4)6-8小時；(5)8小時以上”，樣本中小學和初中平均值均為2，對應于選項中的“3小時以下”。

3.控制變量

(1)學生及家庭背景變量

學生層選擇了學生性別(GENDER)、是否為獨生子女(DUSHENG)作為控制變量，且設置為虛擬變量，學生性別男，值設置為1，否則為0；獨生子女值設置為1，否則為0。

此外，本文選取家庭社會經(jīng)濟文化水平作為家庭方面的控制變量。本研究根據(jù)學生家庭經(jīng)濟狀況、父母職業(yè)、父母受教育程度，計算每位學生家庭社會經(jīng)濟文化水平。其步驟為：首先，把學生父母受教育程度轉(zhuǎn)化為受教育年限并用相對比較法進行標準化。其次，參考中國社會科學研究院的職業(yè)分類和李春玲對不同職業(yè)賦分方法，[38][39]對父母職業(yè)聲望進行打分和排序，并把分值進行標準化處理。再次，利用層次分析法(AHP)，計算家庭經(jīng)濟條件、父親受教育年限、母親受教育年限、父親職業(yè)、母親職業(yè)的權重，依次為0.10、0.29、0.18、0.14、0.29。最后，根據(jù)權重計算出每位學生的家庭社會經(jīng)濟文化水平。

(2)學校層控制變量

本研究選擇生源背景(SCHESCO)、學校性質(zhì)(SCHTYPE)、學校規(guī)模(STUNUM)作為學校層面的控制變量，其中生源背景是各學校的學生家庭社會經(jīng)濟文化指數(shù)之均值。學校性質(zhì)為虛擬變量：公辦=1，民辦=0。學校規(guī)模為在校生人數(shù)。

本研究所有變量均借鑒姚繼軍在構(gòu)建義務教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展量化測度指標體系中對數(shù)據(jù)進行標準化和去量綱化處理，[40]通過相應公式換算，得到0-1之間的數(shù)據(jù)。根據(jù)變量描述結(jié)果，我們分析城鄉(xiāng)學校在學生成績、學生及家庭背景、學校資源方面的差別。由表1和表2可知，這些指標表現(xiàn)出了明顯的城鄉(xiāng)差別。

表1 小學變量描述表

表2 初中變量描述表

(三)模型構(gòu)建

如前所述，本研究所用數(shù)據(jù)為嵌套數(shù)據(jù)，學生嵌套于學校，因此采用多層線性模型(HLM)分析省域內(nèi)學校資源與學生成績的關系。第一層為學生層，第二層為學校層，模型構(gòu)建如下：

1.零模型

第一層：Achievementsij=βs0j+rsij

第二層：βs0j=γs00+μs0j

(1)

2.隨機截距模型

本文主要研究學校層面的因素如何影響學生成績，即第二層的因素如何影響第一層的均分(截距)，因此，為準確檢驗學校資源與學生成績的關系，本研究選用隨機截距模型。首先觀察在未控制學生及家庭背景變量時學校資源與學生成績的關系(見模型2)，其次在此模型基礎上加入學生及家庭背景變量，觀察兩次所得結(jié)果的變化(見模型3)。

第一層：Achievementsij=βs0j+rsij

第二層：

βs0j=γs00+γs01*(SCHTYPE)+γs02*(SSB)+γs03*(AVGBOOK)+γs04*(AVGFIXA)+γs05*(SCHESCO)+γs06*(SCHCULT)+γs07*(COLLEGE)+γs08*(TEBYEAR)+γs09*(TEBTITL)+γs010*(TEEDU)+γs011*(STUNUM)+γs012*(FRISTU)+γs013*(PFULL)+γs014*(MODE)+γs015*(ZAVGFLOOR)+γs016*(ZFRITEAS)+μs0j

(2)

模型2中，只在第二層截距上加入了學校資源變量，但由于每百名學生多媒體教室數(shù)與生均固定資產(chǎn)總值存在共線性，生均校舍面積與生均學校占地面積存在共線性，因此在最終模型中刪去了每百名學生多媒體教室數(shù)和生均校舍面積。公式2中γs01......γs016為學校資源各變量對學生成績的影響系數(shù)，通過其正負、大小和顯著性即可判斷該學校資源是否影響學生成績以及如何影響。

第一層：

Achievementsij=βs0j+βs1j*(DS)+βs2j*(GENDER)+βs3j*(EXPECT)+βs4j*(MOTIVE)+βs5j*(FUDAO)+βs6j*(SESCO)+rsij

第二層：

βs0j=γs00+γs01*(SCHTYPE)+γs02*(SSB)+γs03*(AVGBOOK)+γs04*(AVGFIXA)+γs05*(SCHESCO)+γs06*(SCHCULT)+γs07*(COLLEGE)+γs08*(TEBYEAR)+γs09*(TEBTITL)+γs010*(TEEDU)+γs011*(STUNUM)+γs012*(FRISTU1)+γs013*(PFULL)+γs014*ZMODE)+γs015*(AVGFLOOR)+γs016*(ZFRITEAS)+μs0j

Βs1j=γs10

Βs2j=γs20

Βs3j=γs30

Βs4j=γs40

Βs5j=γs50

Βs6j=γs60

(3)

模型(3)中，βs1j......βs6j為學生及其家庭背景因素對學生成績的回歸系數(shù)，γs10......γs60表示βs1j......βs6j在第二層的固定效應。通過對各系數(shù)的判讀，即可考察各個因素在本層和跨層的影響。

三、研究結(jié)果

(一)學校資源與小學學生成績的關系

1.學校資源差異對小學學生成績總變異的影響

通過零模型對學生成績總體差異進行分解，可得到校內(nèi)差異占學生成績總體差異的比例為0.001604/(0.00841+0.01604)，約為66%；校際差異占學生成績總體差異的比例(跨級相關系數(shù))為0.00841/(0.00841+0.01604)，約為34%。經(jīng)檢驗，校際差異顯著存在(P<0.001)，即不同學校之間，學生成績存在明顯差異。因此，小學數(shù)據(jù)適合使用多層線性模型進行分析。

2.學校資源對小學學生成績的影響

在未控制學生及家庭背景條件下，學校資源與小學生成績的關系見表3。首先，學校有形資源方面。就學校人力資源而言，教師數(shù)量指標，即師生比和專任教師比例對小學生學業(yè)成績有顯著的積極影響，其中師生比每提高1%，學生標準化成績將會提高0.199分，這與Greenwald等、[43]李祥云 等[44][45]的研究結(jié)論一致；專任教師比例與小學生成績也有顯著的正相關關系，專任教師比例每提高1%，小學生標準化成績將會提高0.049分，說明專任教師對小學生成績的影響更大。但教師質(zhì)量指標中，教師職稱、教師教齡、教師學歷對小學生成績均無顯著影響，與張詠梅等、[46]Lai[47]和Rowan[48]研究發(fā)現(xiàn)一致。學校物力資源投入中生均圖書數(shù)量對小學生成績有積極顯著的影響，生均圖書數(shù)量每增加1%，小學生標準化成績將會提高0.106分；而生均占地面積與小學生成績有顯著的負相關關系，生均占地面積每提高1%，小學生標準化成績反而下降0.276分。另外，作為學校財力資源投入指標的生均固定資產(chǎn)總值與小學生成績的關系也為負相關，但不顯著。這或與優(yōu)質(zhì)學校辦學規(guī)模龐大而導致的生均資源指標得分偏低有關。[49]

表3 小學模型2回歸結(jié)果(因變量：學生成績)

其次，學校無形資源對小學生學業(yè)成績的影響。生生關系和師生關系均對小學生成績有顯著的積極影響，其中生生關系每提高一個單位，小學生標準化成績將會提高0.033分，這與楊寶琰[50]和Stewart[51]的研究結(jié)論一樣；師生關系每提高一個單位，小學生標準化成績將會提高0.037分，這與張平平、[52]趙必華、[53]Hattie[54]等研究的結(jié)論一致；此外，學校領導民主程度也與小學生成績有顯著的正相關關系，學校領導民主程度每增加一個單位，小學生標準化成績將會提高0.05分。

除此之外，生源背景也與小學生成績有顯著的積極影響，學校生源背景越好，學生成績越好，生源背景每提高一個單位，小學生標準化成績將會提高0.273分，這一研究結(jié)果與陸璟分析上海市2009年PISA測試數(shù)據(jù)得出的結(jié)論一致。[55]

學生及家庭背景對小學生成績有非常重要的影響，且相關研究發(fā)現(xiàn)未控制學生及家庭背景因素的情況下，得到的學校資源與小學生成績的關系具有偏差。因此本研究在模型2的基礎上加入第一層變量，得到標準的隨機截距模型3。根據(jù)模型3得到的結(jié)果見表4。

表4 小學模型3回歸結(jié)果(因變量：學生成績)

首先，在加入學生及家庭背景變量后，學校資源與小學生成績的關系并沒有發(fā)生太大的變化，與小學生成績有顯著影響的指標是專任教師比例、生均圖書數(shù)量、生均學校占地面積、生生關系、師生關系、學校領導民主程度、生源背景。但在加入學生及家庭背景后，師生比對小學生成績的影響顯著性降低，只在10%的水平上顯著。

其次，學生個體因素中，是否獨生子女顯著影響學生成績，且獨生子女成績比非獨生子女成績平均高0.026分。女生成績比男生標準化成績平均高0.013分，與王云峰等[56]的研究結(jié)論一樣；此外，與于倩[57]的研究結(jié)論一樣，本研究也發(fā)現(xiàn)學生內(nèi)在學習動力也與學生成績有顯著的積極影響。學生自我期望對小學生成績的影響不顯著。

(二)學校資源與初中學生成績的關系

1.學校資源差異對初中學生成績總變異的影響

在零模型中代入初中數(shù)據(jù)，得到初中第一層方差為0.01218，第二層方差為0.00693，由此可計算出初中校內(nèi)差異占學生成績總體差異的比值為64%，跨級相關系數(shù)為36%，即校際差異占學生成績總體差異的36%，且經(jīng)驗校際存在顯著差異(P<0.001)，因此初中數(shù)據(jù)亦需要使用多層線性模型進行分析。

2.學校資源與初中學生成績的關系

和小學處理過程一樣，第一步先利用模型2研究在為控制學生及家庭背景因素的條件下觀察學校資源與學生成績的關系。結(jié)果見表5。

表5 初中模型2回歸結(jié)果(因變量：學生成績)

由結(jié)果可知，初中學校資源與學生成績的關系與小學略有區(qū)別。首先，學校有形資源方面，在學校人力資源指標中，只有專任教師比例顯著影響初中學生成績；教師質(zhì)量指標中，教師學歷顯著影響初中學生成績，教師職稱對初中學生成績有積極影響，但只達到10%水平的顯著，未達到5%顯著水平。學校財力資源對初中生成績的影響與小學一樣，均未有顯著的關系。學校物力資源指標中，只有學校占地面積與學生成績有顯著的負相關關系，生均圖書數(shù)量不再顯著影響初中學生成績。

在學校無形資源方面。學校文化氛圍、師生關系、生生關系、教師同事關系和學校領導民主程度均未發(fā)現(xiàn)與初中學生成績有顯著關系。

為進一步精確描述學校資源與初中學生成績的關系，在模型2的基礎上進一步加入初中生個體及家庭背景變量，回歸結(jié)果見表6。同小學一樣，初中學校資源與學生成績的關系在控制學生個體及家庭背景后也沒有發(fā)生太大的變化，與學生成績有顯著關系的依然是學校性質(zhì)、生源背景、教師學歷、學校規(guī)模、專任教師比例、生均教師面積，但教師職稱與學生成績的關系比控制學生個體及家庭背景之前更顯著。

表6 初中模型3回歸結(jié)果(因變量：學生成績)

學生個體因素中，獨生子女與初中學生成績有顯著影響，獨生子女標準化總成績比非獨生子女平均高0.003分，差值很??；學生性別與學生成績有顯著關系，女生標準化成績比男生成績平均高0.011分。學生投入中學生自我期望和內(nèi)在學習動力均對初中學生成績有顯著影響，其中，自我期望每提高一個單位，初中學生標準化成績將提高0.160分，這與Campell、[58]Sewell[59]等的研究結(jié)果一致；學生內(nèi)在學習動力每提高一個單位，初中學生標準化成績將提高0.01分。

四、研究結(jié)論與政策啟示

根據(jù)回歸結(jié)果，我們得到如下結(jié)論：

(一)不同教育階段學校資源與學生成績的關系不同

根據(jù)上述結(jié)果，本研究發(fā)現(xiàn)，除財力資源指標，即生均固定資產(chǎn)對中小學學生成績的影響均不顯著外，其他學校資源投入與學生成績的關系因教育階段而有所差異，尤其是學校無形資源的影響隨著學段的提高而降低。在小學階段，生生關系、學校領導民主程度、師生關系均對學生成績有顯著的積極影響，但中學階段，生生關系、學校領導民主程度、師生關系與學生成績的關系均變?yōu)椴伙@著。這一研究結(jié)果與胡詠梅[60]、Sammons[61]和Goldstein[62]的研究結(jié)論類似。究其原因，可能有三：一是中小學生身心發(fā)展階段不同。小學生具有較強的好奇心，愿意去嘗試和學習新鮮的事物和知識，而且也具有較強的向師性。到了初中階段，學生逐漸步入青春期，自我意識增強，自主學習能力增強，求知欲更強，學習壓力增大，對老師的敬畏心也在慢慢減弱，可能還會產(chǎn)生師生沖突。因此面對小學生、初中生不同的身心發(fā)展狀態(tài)，學校投入及課堂教學組織應有所區(qū)別。[63][64]二是教師教學行為有所區(qū)別。有研究發(fā)現(xiàn)中小學教師在教學行為上有所不同，小學教師有效教學行為水平在教學準備、策略、評價及班級管理方面要高于初中教師，而在系統(tǒng)呈現(xiàn)教材方面的有效教學行為水平低于初中，說明相對于初中來說，小學教師教學行為更有趣、生動一些，而初中的教師教學多是以學生成績?yōu)閷?，方式相對單一。[65]三是校長領導方式有所區(qū)別。有研究發(fā)現(xiàn)初中校長更傾向于對學生嚴格管理和工作的監(jiān)督。[66]另外，從經(jīng)驗來說，小學的擇校程度低，初中擇校程度更高，這或許也會影響估計結(jié)果。但由于江蘇省對整個義務教育學段擇校行為都控制得十分嚴格，嚴格執(zhí)行就近入學政策，杜絕跨區(qū)擇校行為，且我們在施測及數(shù)據(jù)分析過程中，已經(jīng)控制了生源因素的影響，因此基本可排除這一可能。

需要說明的是，本研究發(fā)現(xiàn)諸如生均固定資產(chǎn)等財力指標無論在哪個學段的影響均不顯著，這與既往許多研究的結(jié)論并不一致。在我們前期的相關研究中，也發(fā)現(xiàn)了這一“反常的結(jié)果”。針對于此，我們對指標和數(shù)據(jù)做了進一步分析，并結(jié)合實地調(diào)研分析了造成這一現(xiàn)象的原因，發(fā)現(xiàn)隨著教育投入的增加，弱勢學校辦學條件也得到很大的改善，但由于這些學校往往難以招到充足的生源，尤其在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)還出現(xiàn)了“空心化”的問題，辦學規(guī)模的縮減反而使得生均固定資本指標表現(xiàn)更好。但我們認為，這一結(jié)果，一方面體現(xiàn)了弱勢學校辦學硬件條件的改善，另一方面，也反映了各校辦學質(zhì)量不均衡。而后者，或為需要給予更多關注并解決的問題。[67]

(二)學校無形資源顯著影響小學學生成績

根據(jù)結(jié)果分析可知，學校軟件資源對小學的影響更為顯著，師生關系、生生關系和學校領導民主程度均能正向預測小學生成績。就師生關系來說，小學師生關系每提高一個單位，學生標準化成績將會增加0.036分。相對初中而言，小學生與教師的關系更好。這或是因為隨著年齡的增長，學生在生理、心理以及思維上都趨于成熟，尤其到了青春期后學生開始有自己的想法、主見，對教師權威性和敬畏心減弱，使師生關系面臨更為復雜的情形。就生生關系來說，生生關系每提高一個單位，學生標準化成績將會提高0.031分。在兒童及青少年時期，隨著年齡的增長，學生待在學校的時間越來越長，而與父母一起的時間越來越少，同伴關系會逐漸占據(jù)學生人際關系中的主要地位。就學校領導民主程度來說，學校領導民主程度對小學生成績有顯著的正影響。有研究者建議校長要鼓勵教師參與學校管理，[68]但現(xiàn)實中，校長“一言堂”、學校民主管理流于表面、教師參與管理積極性不高等現(xiàn)象還普遍存在，這方面仍有較大改進空間。[69][70]

(三)學校生源背景顯著影響學生成績

本研究發(fā)現(xiàn)，不管是中學還是小學，學校生源背景越好，學生成績越好。已有研究發(fā)現(xiàn)在大部分國家，教育機會分配均明顯傾向于家庭背景優(yōu)越的學生。[71]但研究也發(fā)現(xiàn)，學校對家庭資源處于劣勢的學生所起的補償效應，可能會改變學生命運。張平平對抗逆學生的研究發(fā)現(xiàn)，家庭條件處于劣勢的學生若進入教育資源充足、學校氛圍積極、教學質(zhì)量高和學校生源平均家庭階層地位高的學校，將更有可能實現(xiàn)抗逆。[72]余秀蘭等對“寒門如何出貴子”的回答是，讓子女接受教育，對寒門學生的影響要大于富裕家庭的學生，同時還發(fā)現(xiàn)學校和老師在很大程度上彌補了寒門學子的家庭文化資本不足。[73]本研究進一步證實了以上觀點，由于學校的生源背景顯著影響教育結(jié)果，因此，如何消弭學校間的“階層差異”，將是實現(xiàn)教育公平的重中之重。

基于本文的研究結(jié)論，進一步優(yōu)化學校的資源需要：第一，堅持教育公益性原則，加大教育經(jīng)費投入，且在保證學校實現(xiàn)標準化建設的基礎上，適當調(diào)整學校資源在不同教育階段的投入重點和方向，提高經(jīng)費使用效益；第二，在重視學校有形資源的同時，需重視學校無形資源的影響，完善學校內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，營造良好的學校氛圍；第三，重視不同階層差異，避免“馬太效應”。一方面要盡量保證資源配置的公平性，另一方面政府、學校要發(fā)揮線上教育的優(yōu)勢，使低階層學校學生同樣享有高質(zhì)量的教育，縮小教育差距。

本研究的不足之處：回歸分析中指標選擇需要進一步優(yōu)化。由于數(shù)據(jù)限制，學校資源指標選擇并不能完全反映學校資源投入的真實情況，尤其在財力資源方面，由于缺乏具體的生均公用經(jīng)費、生均事業(yè)經(jīng)費等數(shù)據(jù)，我們采用生均固定資產(chǎn)總值代替，但這一指標在描述學校經(jīng)費狀況時，存在著難以描述當期情況、精度不佳等情況。另外，由于篇幅和數(shù)據(jù)的限制，無法進一步探究無形資源對中小學的影響機制是什么，對研究發(fā)現(xiàn)的探究有待進一步深化。這些問題，需要在今后的研究中予以解決。