作業(yè)時間對學生學業(yè)成績的影響及其機制研究
——兼論“雙減”政策背景下的最優(yōu)作業(yè)量

李波，王駿，黃斌

一、研究背景

2021年7月24日，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)《關于進一步減輕義務教育階段學生作業(yè)負擔和校外培訓負擔的意見》(以下簡稱“雙減”政策)，其中明確提出要全面壓減作業(yè)總量和時長，減輕學生過重作業(yè)負擔。“雙減”政策指出要健全作業(yè)管理機制，分類明確作業(yè)總量，小學一、二年級不布置書面作業(yè)，小學三至六年級書面作業(yè)平均完成時間不超過60分鐘，初中書面作業(yè)平均完成時間不超過90分鐘。

魯林岳(2007)指出，學生負擔包括作業(yè)負擔、心理負擔和經(jīng)濟負擔三個方面，這三個方面的負擔相互聯(lián)系、互為因果，其核心是作業(yè)負擔和心理負擔。減少學生作業(yè)量是減負政策能否真正落實并達到預期效果的關鍵。但我國自古就有“頭懸梁錐刺股”“學海無涯苦作舟”“勤能補拙”“天道酬勤”等膾炙人口的古典古訓，無不蘊含著“更多的學業(yè)投入能夠帶來更好的學業(yè)產(chǎn)出”的道理。作業(yè)作為學業(yè)投入的重要體現(xiàn)，作業(yè)時間越多，學業(yè)成績真的一定越好嗎？當前我國初中生每天的作業(yè)時間是多少？初中生理想的作業(yè)時間應該是多少？過多的作業(yè)會對學生帶來哪些負面影響，進而影響學生學業(yè)成績？本文通過中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CEPS)來研究作業(yè)時間對初中生學業(yè)成績的影響，并嘗試回答上述問題。

二、文獻綜述

國內(nèi)研究中，王云峰等(2014)、湯林春和傅祿健(2008)均指出關于學生作業(yè)負擔的研究較多聚焦于作業(yè)負擔的形成機制、成因分析和解決對策，但關于作業(yè)負擔對學業(yè)成績影響的實證文章則相對較少。本研究在中國知網(wǎng)(CNKI)以作業(yè)負擔、學業(yè)負擔、作業(yè)時間、學業(yè)成績等為檢索關鍵詞，發(fā)現(xiàn)在學術期刊發(fā)表的關于作業(yè)時間與學業(yè)成績的實證研究不足20篇，研究結(jié)論也莫衷一是，主要分為正向影響、負向影響和無影響。王云峰等(2014)基于北京市17個區(qū)縣34652名學生的調(diào)查研究，發(fā)現(xiàn)五年級學生平均作業(yè)時間在3小時以上的占6.7%，1-3小時占43.3%，1小時以內(nèi)占47.8%，采用相關分析發(fā)現(xiàn)作業(yè)時間對數(shù)學成績的解釋率為1.08%，且具有顯著正向關聯(lián)。湯林春和傅祿健(2008)調(diào)查了上海市5個區(qū)6505名四年級和七年級學生，通過相關分析發(fā)現(xiàn)作業(yè)時間與小學生學業(yè)成績呈現(xiàn)負相關關系。楊亞威等(2017)基于廣州市58所學校的六年級學生，采用剖面分析發(fā)現(xiàn)，相較于數(shù)學成績良好組，作業(yè)時間對數(shù)學成績中等組具有負向預測作用，作業(yè)質(zhì)量對數(shù)學成績較差組具有負向預測作用。孫美榮(2017)對C市4210名學生的調(diào)查，采用多元回歸分析發(fā)現(xiàn)作業(yè)時間與學業(yè)成績之間無顯著相關關系。影響的異質(zhì)性研究中，李新(2018)發(fā)現(xiàn)作業(yè)對初中生不同科目成績的影響存在差異，校內(nèi)作業(yè)時間對初中生成績有顯著的正向作用，而校外作業(yè)時間對成績有顯著的負向影響。張詠梅等(2012)基于多層線性回歸模型發(fā)現(xiàn)，每天作業(yè)時間小于或等于1小時的五年級學生成績高于每天作業(yè)在1小時以上的學生，每天作業(yè)時間小于或等于1.5小時的八年級學生成績低于每天作業(yè)在1.5小時以上的學生。

國外關于作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響爭論已久，但尚未達成一致意見(Cooper et al.， 2006；Trautwein et al.，2002；Corno，2004)，包括正向影響(Dodson，2014；Grodner and Rupp，2013；Gustafsson，2013)，無影響(G?khan et al.，2017；Mikk，2006)，負影響(Kalenkoski and Pabilonia，2014；Farrow et al.，1999)，或只有在特定的科目或考試中有影響(Murillo and Martinez 2014；Hong et al.，2009)。例如，Cooper等人(2006)基于1987-2003年發(fā)表的4400篇文章的元分析發(fā)現(xiàn)，作業(yè)時間對小學3-5年級學生成績無顯著影響，對5-9年級學生成績影響較弱，對高中生成績有顯著正向影響，并指出學校應針對不同年級學生布置不同任務量的作業(yè)。Reach 和 Cooper(2004)、Gill 和 Schlossman(1996)發(fā)現(xiàn)作業(yè)時間和學業(yè)成績之間具有非線性關系，存在合理的作業(yè)量區(qū)間。當作業(yè)時間處于最優(yōu)區(qū)間時，學生取得最理想的學習效果，當超出理想作業(yè)時間區(qū)間時，作業(yè)對學業(yè)成績的影響將會呈現(xiàn)下降趨勢。Stevenson(1989)和Westerhof 等人(2000)發(fā)現(xiàn)，如果不控制學業(yè)基礎和智力水平，作業(yè)時間與數(shù)學成績負相關，控制之后二者不再具有統(tǒng)計顯著性。其給予的解釋是，可能學業(yè)成績和智力水平差的學生會投入更多的作業(yè)時間，而不是作業(yè)時間導致了學業(yè)成績的下降，顛倒了因果關系。

當前國內(nèi)外關于作業(yè)時間對學業(yè)成績影響的研究已有一定發(fā)現(xiàn)，但還存在以下四點不足。首先，國內(nèi)的相關研究數(shù)據(jù)多取自于市級層面的調(diào)查數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)權威性存疑，且不具有全國代表性。其次，相關研究多采用質(zhì)性研究和相關分析，較少采用多元回歸方法探討作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響，且鮮有研究處理了回歸方程可能存在的內(nèi)生性問題和估計偏差。再次，相關研究較多探討作業(yè)時間對學業(yè)成績影響的線性關系，較少探討可能存在的非線性影響。有少量研究主觀地將作業(yè)時間劃分為不同區(qū)間，進行分類探討，但時間區(qū)間的劃分缺少客觀依據(jù)。最后，相關研究較多從質(zhì)性而非量化的角度來探討為什么作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響呈現(xiàn)“倒U型”，有的定量研究通過相關分析發(fā)現(xiàn)作業(yè)時間對學業(yè)成績有負向影響，同時作業(yè)時間過長對學生心理和身體有不利影響。但這并不能證明作業(yè)時間過長影響了心理和身體，進而影響了學業(yè)成績。相關研究并沒有將二者納入統(tǒng)一框架和回歸方程，來探討心理和身體在其中扮演的中介機制。

相較于已有研究，本文主要有以下四點貢獻。第一，本研究采用中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，保障了樣本的權威性和全國的代表性。第二，本文采用教育增值模型探討了作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響，有效地解決了模型因遺漏重要解釋變量和自選擇問題導致的估計偏誤，同時在教育增值模型的基礎上，引入作業(yè)時間的一次型和二次型，來驗證作業(yè)影響可能存在的“倒U型”。第三，本文基于門檻回歸的思想，借鑒漢森提出的精密“格柵搜索法”，通過計算機自動搜尋作業(yè)時間對學業(yè)成績影響的拐點和門檻，解決了人為手動劃分作業(yè)影響區(qū)間的不科學性。第四，本研究基于門檻劃分的不同作業(yè)時間區(qū)間，通過中介效應分析來探討心理情緒和睡眠時間所扮演的中介效應，以及在不同區(qū)間學習強化效應和過度學習效應所呈現(xiàn)的此消彼長趨勢。

三、理論框架與假設

(一)理論基礎

美國心理學家斯金納(Skinner，1954)提出了強化理論(reinforcement theory)，指出連續(xù)不斷的刺激將引起個體大腦認知和行為反應，并增強了該反應和行為的發(fā)生概率。起初斯金納也只將該理論應用于訓練動物，如訓練軍犬和馬戲團的動物，此后又將理論擴展和延伸，并用于人的學習上。斯金納指出，個體對行為和知識記憶的加深，來自于連續(xù)強化安排的結(jié)果。當一個行為和知識發(fā)生后，緊接著給予連續(xù)強化刺激，這個行為和知識在大腦中的記憶就會增加，下次出現(xiàn)的概率也隨之增加。他指出，在學習過程中，練習固然重要，但關鍵的變量是強化。因此，作業(yè)時間的增加，試題和知識點的不斷模擬和重現(xiàn)，給予了學生強化刺激，加深了內(nèi)容的記憶，起到知識的吸收和理解，對學業(yè)成績提高有促進作用。但是德國心理學家艾賓浩斯(Ebbinghaus)在1885年《論記憶》一書中提出的過度學習效應(over-learning effect)指出，過量學習是必須的，但是超過一定限度，就會存在不經(jīng)濟狀態(tài)，因為過度學習需要更多的時間和精力，并因?qū)W習疲勞而發(fā)生邊際報酬遞減現(xiàn)象，學習效果就會逐漸下降，出現(xiàn)注意分散、厭倦、疲勞等消極效應。

(二)研究框架

個體學習知識的過程，本質(zhì)是教育的生產(chǎn)過程?；诮逃a(chǎn)函數(shù)的視角，在本研究中，學生的教育產(chǎn)出(學業(yè)成績)是個體、家庭和學校等多重作用的結(jié)果。

Y=f(F,S,I,ε)

(1)

其中,Y為學生的學業(yè)成績，F(xiàn)為家庭背景，主要包括父母的教育水平、家庭收入狀況、父母政治面貌，父母職業(yè)類別等。S為學校特征，主要包括學校質(zhì)量、師資水平、學校所屬區(qū)域、學校所屬地點等。I為個體特征，主要包括個體的學習時間，認知能力、非認知水平、學業(yè)基礎、性別特征、睡眠時間、身體狀況等。ε為殘差擾動項。本研究探討學生個體的作業(yè)時間投入對其自身學業(yè)成績的影響效應，并檢驗心理情緒和睡眠時間在其中所扮演的中介效應。因此對個體特征進一步構(gòu)建如(2)式的進階方程：

I=f(t,c,p,b,g,m,h,n,φ)

(2)

其中t為學生的作業(yè)時間，c為認知能力，p為心理狀態(tài)，b為學業(yè)基礎，g為性別，m為睡眠時間，h為身體健康狀況，n為個體對學業(yè)知識理解能力，φ為殘差擾動項。在本研究中，本文更加關注心理狀態(tài)和睡眠時間的中介效應。據(jù)此，建立學業(yè)強化、心理情緒和睡眠時間分別與作業(yè)時間的函數(shù)形式n(t)、m(t)和p(t)。此外，在殘差擾動項中一定存在如下影響途徑：第一，作業(yè)時間通過影響個體某些特征變量，進而影響學業(yè)成績，本文以φ(t)表示；第二，作業(yè)時間通過影響家庭變量和學校變量等，進而影響學業(yè)成績，本文以ε(t)表現(xiàn)。一般而言，學生作業(yè)時間對個體自身的影響效應更大，對家庭和學校的影響效應路徑機制相對不明朗。本文以作業(yè)時間t作為關注的核心變量，并假定全社會所有個體的教育生產(chǎn)過程是同質(zhì)的，聯(lián)立等式(1)和(2)，構(gòu)建如下等式方程：

Y=f{I[n(t),m(t),p(t),φ(t)],F,S,ε(t)}

(3)

如果記f′n、f′m、f′p、f′φ和f′ε分別為學業(yè)成績關于學業(yè)強化、心理情緒、睡眠時間、個體特征殘差項和方程殘差項的一階導，n′t、m′t、p′t、φ′t和ε′t分別為學業(yè)強化、心理情緒、睡眠時間、個體特征殘差項和方程殘差項關于作業(yè)時間的一階導，則對式(3)關于作業(yè)時間t求一階導，可以得到作業(yè)時間對學業(yè)成績的邊際影響效應。其中，f′n、f′m和f′p分別表示學業(yè)強化、心理情緒和睡眠時間對學業(yè)的邊際影響效應。n′t、m′t和p′t則是學習時間分別對學業(yè)強化、心理情緒和睡眠時間的邊際影響效應。

Y′t=f′n·n′t+f′m·m′t+f′p·p′t

(4)

(三)研究假設

(5)

據(jù)此，本文提出研究假設：作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響呈現(xiàn)倒U型，存在上升期、平緩期和衰退期。

四、計量模型與識別方法

本部分基于上述研究框架和研究假設，建立實證模型來回答如下四個問題：(1)哪些類型學生作業(yè)時間較長？(2)作業(yè)時間越長，學業(yè)成績越好嗎？(3)初中生最理想的作業(yè)時間是多少？(4)作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響為什么呈現(xiàn)倒U型。具體模型與識別方法如下：

(一)哪些類型學生作業(yè)時間較長？

對于問題(1)，本文對作業(yè)時間進行影響因素分析，來了解作業(yè)時間的分布是否存在群體性差異，進而為相關減負政策在不同群體學生中有針對性地開展提供依據(jù)。本文基于多元回歸(OLS)方法，分別從個體特征、家庭背景和學校信息三個層面考察學生個體作業(yè)時間的影響因素。模型具體表現(xiàn)形式如式(6)所示。

Ti=α0+α1Fi+α2Ii+α3Si+εi

(6)

其中，Ti為結(jié)果變量，指學生i的作業(yè)時間；Fi為學生i的家庭背景變量，分別包括父母最高受教育水平、父母政治面貌、家庭收入水平、父母職業(yè)類別，α1為其估計系數(shù)；Ii為學生i的個體特征變量，分別包括學生性別、獨生子女、學生所在年級、學業(yè)基礎和認知能力，α2為其估計系數(shù)；Si為學生i的學校信息變量，分別包括學校質(zhì)量等級、學校所在地區(qū)類別和學校所在地點類別，α3為其估計系數(shù)；α0為方程截距項，εi為方程隨機擾動項。

(二)作業(yè)時間越長，學業(yè)成績越好嗎？

對于問題(2)，本文采用了教育增值模型(Value-added Model，VM)來考察作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響，主要是基于如下三點考慮。第一，作業(yè)時間是流量，學業(yè)成績是存量。教育增值模型滿足了教育生產(chǎn)函數(shù)規(guī)定的流量投入，存量產(chǎn)出的一般原則。第二，鑒于影響個體學業(yè)成績的關鍵變量很難在短期內(nèi)發(fā)生較大改變，教育增值模型控制了個體前測成績，等于一定程度上控制了影響個體當期學業(yè)成績的不可觀測變量，有效解決模型估計過程中存在的遺漏變量偏差。第三，個體的學業(yè)基礎會影響到作業(yè)時間，例如學業(yè)基礎好的學生會進行更多的作業(yè)投入，而不是更多的作業(yè)投入能夠取得更好成績，進而混淆因果。教育增值模型可以有效解決樣本自選擇導致的估計偏誤。

(7)

(三)初中生最理想的作業(yè)時間是多少？

對于問題(3)，本文基于門檻回歸模型，探討作業(yè)時間對學業(yè)成績影響的拐點，并尋找出最佳作業(yè)時間區(qū)間。根據(jù)前文的理論框架和研究假設，作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響因作業(yè)時間的累加而呈現(xiàn)出非線性關系，表現(xiàn)出區(qū)間效應。為了避免人為劃分作業(yè)時間區(qū)間帶來的偏誤，本文借鑒Hansen(1999)提出的門檻模型，根據(jù)數(shù)據(jù)自身系統(tǒng)的特性來內(nèi)生劃分作業(yè)時間區(qū)間，進而探討不同區(qū)間作業(yè)時間和學業(yè)成績之間的關系。參照Hansen(1999)建立如下門檻模型(8)，其中T為作業(yè)時間，即門檻變量；λ為未知門檻值；I(·)為指標函數(shù)。

Yi=θ0+θ1I(Ti≤λ)+θ2I(Ti>λ)+θ3Fi+θ4Ii+θ5Si+εi

(8)

在實證過程中，本文首先對樣本依據(jù)門檻變量λ的數(shù)值進行遞增排序。為了估計的門檻值具有現(xiàn)實意義，截掉最大1%和最小1%樣本，僅保留中間98%的數(shù)據(jù)為門檻值的篩選范圍。為了進一步提高門檻值的估計精度，本文采用漢森在門檻回歸中提及的“格柵搜索法”(Grid Search)來不斷測算門檻模型的預測門檻值λ。最初，以0.0025作為格柵化水平將候選門檻值范圍進行格柵化處理。進一步，將格柵化計算的全部格柵作為候選門檻值λ，并分別回歸估計對應的模型殘差平方和S(λ)，選擇方程殘差平方和最小的候選門檻作為回歸估計的真實門檻。

(四)為什么作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響呈現(xiàn)倒U型

對于問題(4)，本文使用中介效應模型來探討作業(yè)時間對學業(yè)成績影響的路徑機制，進而回答為什么作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響呈現(xiàn)倒U型?；谡撐牡谌糠纸⒌难芯靠蚣埽瑢W業(yè)強化效應表明作業(yè)時間的積累對學業(yè)成績有正向影響，過度學業(yè)產(chǎn)生的心理情緒效應和睡眠時間效應表明作業(yè)時間的積累對學業(yè)成績有負向影響?，F(xiàn)在原有的回歸模型基礎上，通過引入個體的心理情緒和睡眠時間來實證探討其在作業(yè)時間對學業(yè)成績上呈現(xiàn)的中介效應。本文參照溫忠麟和葉寶娟(2014)提出的中介效應檢驗步驟，建立方程(9)、(10)和(11)，進行中介效應檢驗。

Yi=π0+π1Ti+π2Fi+π3Ii+π4Si+εi

(9)

Mi=γ0+γ1Ti+γ2Fi+γ3Ii+γ4Si+φi

(10)

Yi=η0+η1Ti+η2Mi+η3Fi+η4Ii+η5Si+δi

(11)

式中M為中介變量，包括心理情緒和睡眠時間，其余變量和上文保持一致，不再贅述。π1、γ1、η1和η2為中介效應檢驗重點關注的估計系數(shù)。中介效應存在必須滿足如下三個條件。第一，方程(9)中回歸系數(shù)π1顯著，表明作業(yè)時間對學業(yè)成績存在影響。第二，方程(10)中回歸系數(shù)γ1顯著，表明作業(yè)時間對中介變量(心理情緒、睡眠時間)存在影響。第三，方程(11)中η2顯著，η1的數(shù)值相比較方程(9)π1減小，表明作業(yè)時間可以通過影響學生的心理情緒和睡眠時間來影響學生的學業(yè)成績。

五、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)介紹

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于2014年中國教育追蹤調(diào)查(China Education Panel Survey，簡寫為CEPS)數(shù)據(jù)。該調(diào)查數(shù)據(jù)以2013—2014學年為基線，以初中一年級(7年級)和初中三年級(9年級)兩個同期群為調(diào)查起點，以人口平均受教育水平和流動人口比例為分層變量從全國隨機抽取了28個縣級單位(縣、區(qū)、市)作為調(diào)查點。調(diào)查的執(zhí)行以學校為基礎，在入選的縣級單位隨機抽取了112所學校、438個班級進行調(diào)查，被抽中班級的學生全體入樣，基線調(diào)查共調(diào)查了約2萬名學生。問卷包括學生問卷、家長問卷、任課教師問卷和校領導問卷，并對學生進行了綜合認知能力測試、基本人格測試。問卷內(nèi)容包括學生的基本信息、戶籍與流動、成長經(jīng)歷、身心健康、教育期望、家庭成員信息，家庭教育環(huán)境、家庭教育投入、任課教師的個人信息、教育理念、日常教學工作，學校負責人基本信息，學校的基本信息、教學設施、招生入學、在校師生情況及日常教學管理等。

(二)變量設定

本文的核心解釋變量為作業(yè)時間，取自學生問卷中關于過去一周被調(diào)查學生每天完成學校老師布置的作業(yè)所花時間的信息，分別包括：周一至周五平均每天寫學校老師布置的作業(yè)所需時間、周六和周日平均寫學校老師布置的作業(yè)所需時間。本文將周一至周五和周六至周日所有時間加總?cè)∑骄堤幚?。中介變量為睡眠時間和心理情緒。心理情緒變量分別包括沮喪、抑郁、不快樂、生活無趣和悲傷等負面情緒。相關控制變量分別包括個體層面、家庭層面和學校層面。其中個體層面變量包括性別、獨生子女、所在年級、學業(yè)基礎和認知能力；家庭層面變量包括家庭收入水平、父母受教育程度、父母職業(yè)類別、父母政治面貌；學校層面信息包括學校質(zhì)量等級、學校所屬區(qū)域、學校所在地點。相關變量的選取和指標編碼過程如表1所示。

表1 相關變量的選取和編碼規(guī)則

(三)變量描述性統(tǒng)計

本文刪除了上述變量存在缺失的樣本個體，最終得到有效樣本數(shù)為17337。表2匯報了相關變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。需要說明的是，CEPS數(shù)據(jù)中作業(yè)時間存在離群值，對離群值的處理，本文截取上下5%分位點之間數(shù)據(jù)入樣。表中顯示，數(shù)據(jù)處理后的學生期中語文、數(shù)學和外語標準化考試成績均值為70.250分，標準差為9.906，與數(shù)據(jù)處理前的均值為70，標準差為10基本相近。學生每天作業(yè)時間均值為2.464小時，最大值為6.286小時。其中七年級和九年級學生每天作業(yè)時間均值分別為2.283小時和2.672小時，作業(yè)時間超出了“雙減”政策規(guī)定的初中生作業(yè)時間不超過90分鐘的規(guī)定。學生平均每天睡眠時間為7.901小時，其中七年級和九年級分別為8.294小時和7.579小時，學生睡眠時間低于“減負30條”規(guī)定的初中生睡眠時間不少于9個小時。負面心理情緒總得分為2.080，其中七年級和九年級分別為2.009和2.162。因此，相較于七年級學生，九年級學生作業(yè)負擔更重、睡眠時間更少、負面心理情緒更多。

表2 相關變量描述性統(tǒng)計

六、實證結(jié)果與分析

(一)東部地區(qū)的中心城區(qū)學校、高學歷家庭、女生的作業(yè)時間顯著較長

表3匯報了方程(6)學生作業(yè)時間的影響因素分析結(jié)果。個體層面，女學生的作業(yè)時間比男生每天多0.229小時，獨生子女作業(yè)時間比非獨生子女每天多0.115小時。九年級學生面臨中考壓力，其每天作業(yè)時間比七年級多0.392小時。學業(yè)基礎較好的學生，對作業(yè)上投入了更多的時間，學業(yè)基礎很好的學生比學業(yè)基礎不好的學生，每天作業(yè)時間多0.308小時。家庭背景層面，父母最高學歷水平對子女作業(yè)時間有顯著正向影響。根據(jù)家庭缺失理論(Family Deficiency Theory)，對于學歷水平較低父母，家庭缺乏教育傳統(tǒng)，家長對學生教育的重視程度不足，沒有足夠的動機去追求子女長遠的教育成就，故對子女教育督促不足。學校特征層面，中心城區(qū)初中生比鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村學生作業(yè)時間平均每天多0.054小時，東部地區(qū)的初中生比西部地區(qū)學生作業(yè)時間平均每天多0.152小時。

表3 作業(yè)時間的影響因素分析

(二)作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響呈現(xiàn)倒U型

表4匯報了作業(yè)時間對學業(yè)成績影響的OLS回歸結(jié)果。列(1)在沒有控制變量的條件下，作業(yè)時間每增加一小時，標準化均值為70分的考試成績將增加0.905分。列(2)控制個體信息、家庭背景和學校信息，列(3)控制了個體信息、家庭背景和學校固定效應，控制變量的加入使得模型的解釋力度大幅提高，調(diào)整的R2由0.018上升至0.458-0.647。作業(yè)時間的估計系數(shù)分別為0.379和0.332，且均在1%條件下統(tǒng)計顯著。列(4)和列(5)分別在列(2)和列(3)的基礎上加入了作業(yè)時間的二次項，作業(yè)時間一次項對考試成績的估計系數(shù)分別為1.592和1.264，作業(yè)時間二次項分別為-0.213和-0.161，且均在1%條件下統(tǒng)計顯著。作業(yè)時間的一次項顯著大于0，二次項顯著小于0，作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響呈現(xiàn)“倒U型”趨勢，證實了本文提出的研究假設。

表4 作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響

(三)初中生每天最理想的作業(yè)時間約為1小時

基于多重門檻估計的思想，本文最先對模型的門檻數(shù)目進行了估計，便于確定最終的門檻模型。通過依次設定不存在門檻、單一門檻和雙重門檻，對上式(8)回歸，計算其F統(tǒng)計量和300次Bootstrap得出其對應的P值。如表5匯報了門檻估計值和置信區(qū)間，表6匯報了門檻自抽樣檢驗。

表5 門檻估計值和置信區(qū)間

表6顯示，單一門檻和雙重門檻效果都具有統(tǒng)計顯著性，由表5可知作業(yè)時間第一門檻值為0.964，第二門檻值為4.071。借助圖1和圖2繪制的似然比函數(shù)圖，我們可以明顯地發(fā)現(xiàn)門檻的估計和置信區(qū)間的構(gòu)造過程。門檻參數(shù)的估計值為似然比檢驗統(tǒng)計量LR等于零時λ的取值，本文的0.964和4.071兩個門檻估計值的95%置信區(qū)間是所有LR值小于5%顯著性水平區(qū)域下的臨界值的λ構(gòu)成的區(qū)間。本文將根據(jù)上述兩個門檻值將作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響分為三個時期：上升期為3.541(Time≤0.964)、平緩期為0.943(0.9644.071)。

表6 門檻效果Bootstrap檢驗

圖1 第一門檻的估計值和置信區(qū)間

圖2 第二個門檻的估計值和置信區(qū)間

(四)過長作業(yè)時間會剝奪學生睡眠，讓學生產(chǎn)生負面情緒，并最終降低學業(yè)成績

本文按照中介效應檢驗的步驟進行分別回歸，并對結(jié)果進行解釋。第一步，檢驗作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響即式(9)，只有π1顯著方才可進入下一步。式(9)結(jié)果已經(jīng)在表4列(2)中探討，作業(yè)時間對學業(yè)成績有顯著影響。第二步，檢驗作業(yè)時間對中介效應(心理情緒和睡眠時間)的影響，只有γ1顯著方才可進入下一步。表7匯報了式(10)的估計結(jié)果。如表(7)所示，作業(yè)時間對心理情緒的估計系數(shù)顯著為正。作業(yè)時間的增長使學生產(chǎn)生了沮喪、抑郁、不快樂、生活無趣和悲傷等心理情緒。同時，作業(yè)時間對睡眠的估計系數(shù)顯著為負，作業(yè)時間的增長剝奪了學生的睡眠時間。

表7 作業(yè)時間對中介變量的影響

第三步，檢驗加入中介效應后，作業(yè)時間和中介變量對學業(yè)成績的影響。需要說明的是，為了檢驗中介變量在不同門檻區(qū)間中介效應強弱的差異，在式(11)的基礎上，將樣本數(shù)據(jù)按照雙重門檻劃分的三個區(qū)域進行分樣本回歸。表8匯報了不同門檻區(qū)間的中介效應分析。其中列(1)作業(yè)時間為Time≤0.964；列(2)作業(yè)時間為0.9644.071。從表8和表9可以發(fā)現(xiàn)，在控制了心理情緒和睡眠時間的中介效應后，上升期作業(yè)時間對學業(yè)成績的估計系數(shù)為3.023，比表5雙重門檻估計值3.514下降了13.97%；平緩期估計系數(shù)為0.734，比表5雙重門檻估計值0.943下降了22.16%；衰減期估計系數(shù)為-0.314，比表5雙重門檻估計值0.455下降了169.01%，且估計系數(shù)不具有顯著性。因此，初中生每天作業(yè)時間小于0.96小時，作業(yè)時間對學業(yè)成績的促進效果最大；當每天作業(yè)時間在0.96和4.07小時之間，作業(yè)時間對學業(yè)成績的提升效果有限；當作業(yè)時間大于4.07小時會降低學生學業(yè)成績。因此，初中生最佳作業(yè)時間約為1小時。

表8 不同門檻區(qū)間的中介效應分析

表9 各門檻區(qū)間內(nèi)作業(yè)時間效應趨勢

溫忠麟和葉寶娟(2014)、方杰和溫忠麟(2018)指出，當控制中介變量后，自變量對因變量的影響仍具有統(tǒng)計顯著性，但系數(shù)絕對值減少，則中介變量表現(xiàn)為部分中介效應(partial mediation)。Iacobucci(2012)指出，部分中介效應普遍存在，這意味著自變量對因變量的影響途徑不唯一。當控制中介變量后，自變量對因變量的影響不具有統(tǒng)計顯著性甚至方向相反，則中介變量表現(xiàn)為完全中介效應(complete mediation)，完全中介效應是驗證存在中介的最有效證據(jù)。本研究中，當作業(yè)時間小于等于4.071小時，影響效應處于上升期和平緩期，控制了中介變量后，作業(yè)時間對學業(yè)成績?nèi)杂酗@著影響，此時心理情緒和睡眠時間表現(xiàn)為部分中介效應，中介效應較弱；當作業(yè)時間大于4.071小時，影響效應處于衰減期，控制了中介變量后，作業(yè)時間對學業(yè)成績影響為負，且不具有統(tǒng)計顯著性，此時心理情緒和睡眠時間表現(xiàn)為完全中介效應，中介效應較強。

七、研究結(jié)論與政策建議

基于中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，本文重點探討了初中生作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響，并有如下五點發(fā)現(xiàn)。第一，描述性分析發(fā)現(xiàn)，七年級和九年級學生每天作業(yè)時間分別為2.28小時和2.67小時，高于“雙減”政策規(guī)定的初中生作業(yè)時間不得超過1.5小時的規(guī)定，初中生整體作業(yè)負擔較重。第二，作業(yè)時間的影響因素分析發(fā)現(xiàn)，初中生作業(yè)時間存在明顯的群體差異。女生、獨生子女、高年級、學習基礎好、東部地區(qū)和城市地區(qū)的學生作業(yè)時間相對較多。第三，基于斯金納的強化理論和艾賓浩斯的過度學習效應理論，基于教育增值模型的多元回歸分析，驗證了本文提出的作業(yè)時間對學業(yè)成績影響呈現(xiàn)倒U型假設。第四，基于門檻回歸模型并控制了中介變量發(fā)現(xiàn)，每天作業(yè)時間小于0.96小時，作業(yè)對學業(yè)成績促進效果較大。但當每天作業(yè)時間處于0.96小時與4.07小時之間或大于4.07小時，作業(yè)時間對學業(yè)成績的提升效果有限，甚至會出現(xiàn)負影響。初中生理想的作業(yè)時間應為1小時左右。第五，基于中介效應模型，本文發(fā)現(xiàn)隨著作業(yè)時間的增長，作業(yè)時間對學業(yè)成績的正面影響逐漸下降，而由作業(yè)時間增長導致的心理情緒和睡眠時間對學業(yè)成績的負面影響逐漸增加，呈現(xiàn)此消彼長的趨勢。其一定程度上回答了為什么作業(yè)時間對學業(yè)成績的影響呈現(xiàn)倒U型。

基于上述研究結(jié)果，本文從政府、學校和家長三個層面提出如下幾點建議。首先，政府層面。本研究的結(jié)論表明“雙減”政策中有關初中生作業(yè)時間的限制規(guī)定是科學的，減負關系到青少年的學業(yè)成績和心理健康?，F(xiàn)在擺在政府面前的難題是如何將正確的政策落地，造福于廣大中小學生群體。本文認為政府相關部門應建立健全完善的監(jiān)督機制和問責機制。通過規(guī)范性的文件，明確規(guī)定相關部門的監(jiān)督途徑、方式和內(nèi)容，制定行之有效的監(jiān)管措施，大力推進監(jiān)督措施的實施和運行。同時，政府部門也要借助社會力量，發(fā)揮群眾的作用，讓廣大人民作為政策運行的監(jiān)督者和政策效果的評價者，對政策落實不到位的地區(qū)和學校的相關人員進行問責。其次，從學校層面，升學指標和升學壓力儼然已不是學校減負政策貫徹難的借口。過重的作業(yè)負擔違背了學習規(guī)律，不利于學生認知和非認知能力的發(fā)展。學校要改變過去傳統(tǒng)的教師評價和考核體系，嚴格規(guī)定每門課程任課教師作業(yè)量的上限，班主任負責在各科目教師之間統(tǒng)籌和協(xié)調(diào)，使最終所有課程作業(yè)量的總和符合國家規(guī)定的標準，讓減負政策真正在學校層面得以落實和落地。最后，父母要深刻認知到在教育過程中，高投入不一定帶來高產(chǎn)出。父母不應只關注孩子的學業(yè)成績，不可以成績作為孩子是否優(yōu)秀的唯一評價標準，也要充分認識到身心健康和充足睡眠的重要性?！邦^懸梁錐刺股”的古訓并不科學，也不可取，父母應摒棄錯誤的傳統(tǒng)觀念，不盲目搞題海戰(zhàn)術，尊重學習規(guī)律，做到科學育兒。