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教育补习真的有效吗?——基于学业表现和非认知发展的视角

更新时间:2016-07-05

教育补习(supplementary education)亦称“影子教育”(shadow education),[1-2]是指除学校正规教育外为提高学业成绩而采取的补充性教育活动,主要包括送子女到补习班就读或聘请家庭教师授课等。[3-4]随着知识对国家经济发展、技术进步影响的加深,世界各国越来越重视教育问题。由此伴随而来的是,世界各个国家均有不同形式和种类的教育补习,尤其在东南亚地区广为盛行。鉴于中国目前升学考试制度和家长对教育的重视程度,教育补习不论种类还是规模都处于世界前列水平,北京和上海等大城市中小学教育补习参与率已达到了50%左右。[5-6]然而,在“补习热”现象背后,教育补习资源究竟是如何分配的?哪些因素能够影响学生参与教育补习?教育补习是否能够真正改善学生的学业表现?教育补习能否促进学生的非认知发展?其是否加剧了教育乃至社会的不平等?研究基于2016年对北京市城市功能拓展区40所学校小学四年级学生的调查数据,探讨教育补习的参与现状、影响因素并对补习效果进行评价。

理论基础与研究假设

()理论基础

1.文化资本理论

法国学者布迪厄(Bourdieu)最早提出了文化资本理论(Capital culture)。该理论认为,拥有较高文化资本的父母,其文化水平更容易得到代际传递,子女在教育机会上更享有优势。布迪厄将资本形式分为三大类——经济资本、文化资本和社会资本。其中,文化资本为个体所具备的知识、技术和气质以及文化背景的总和。在某些特定状态下,文化资本可以转变为经济资本,且可以通过学历证书的形式予以制度化。文化资本的代际传递一定程度上通过教育期望得以实现,即文化水平越高的父母,对子女的教育越重视,更期望子女获得更高的学业成就。

2.自我效能感理论

社会学习理论的创始人班杜拉(Bandura)提出了自我效能感理论(Self-efficacy theory)。自我效能感是指人们对自己能否实施并完成特定目标成就所具备的信念,成功的体验是自我效能感的重要来源之一。自我效能感具备以下特征:第一,引导个体的行为选择;第二,影响个体身处困境时的决心;第三,决定应对活动时的言行举止;第四,反映处理事务过程中的情绪及心理。该理论认为作为个体对自己与环境发生相互作用的效能主观判断,自我效能感以个体亲身经历某一类工作而获得的直接成就为依据,较高的成就会促使个体自我价值和自我认同理念的形成,进而提高个体的自我效能感。作为重要的动机变量,自我效能感可以影响个体情感和决策过程,并帮助解释个体的行为及心理。

()研究假设

OSAHS被世界卫生组织列为重要健康问题之一,发生OSAHS时由于长期低氧血症及二氧化碳潴留,可造成多个组织系统的功能损害,OSAHS与恶性肿瘤、冠心病、高血压、糖尿病等代谢性疾病发生有关,OSAHS如不及时治疗,预后较差[5]。Ferber等[6]认为OSAHS病因复杂,但饮酒应该为OSAHS一个重要的危险因素。因为酒精可明显抑制喉神经及舌下神经的活性,导致环杓后肌和颏舌肌的肌张力降低,肌肉松弛,引起气道狭窄甚至短暂闭塞,气流不畅,酒精还可以钝化中枢神经系统对低氧、高气道阻力的唤醒作用,增加唤醒阈值[7],因此通过上述途径,酒精影响了OSAHS的发生与发展。

根据布迪厄文化资本理论,较高文化资本的父母更能意识到知识的重要性,对子女学习成绩期望也更高。因此,文化资本意识促使家长更愿意投资子女的教育,较高文化资本家庭后代在获得教育成功的机会上更具有文化优势。通过金钱购买的方式,家庭背景的优势一定程度上可以通过让子女参与教育补习的方式表现出来,并最终凭借子女获得更高的学业成就实现了家庭文化资本的传递。因此,教育补习一定程度上承载了父母文化资本传递的职能。

2.教育补习通过学业成就来促进学生非认知发展

2)因为结果量少了,新生茎叶必然夏季生长特别旺盛,很容易出现徒长,形成超大且通透性很差的冠层,不但会导致病害加剧,还会抑制光合产物输送到粗根、主干等部位储存起来,不利于第2年树势恢复。这样一来,氮肥的施用还需慎重。

非认知能力(Non-Cognitive abilities)这一概念的提出与认知能力(Cognitive abilities)相对应,是指人们从事各种活动时除认知能力外的各种心理状况,包括动机、兴趣、情感、意志和性格等。根据自我效能感理论,成功的经验能提高自我效能感,失败的经验会降低自我效能感。因此,如果教育补习提高了学生的学业成就,增加了个体的成功体验,让学生认识到自己是一个有价值的人,便能促进学生自我效能感的形成。自我效能感的形成能够影响个体的心理,让学生更有克服困难的毅力和决心,增强学生的自尊,并促使其积极乐观地解决问题。同时自我效能感也能影响个体的行为,提高自我控制能力,让学生更加主动自信地与同学交往,并能在同伴中脱颖而出成为领导者,最终影响学生各维度的非认知发展。

研究的理论框架如图1所示。

图1 研究理论框架图

样本变量与数据

()数据来源说明

倾向得分匹配法有多种,在实际应用中最常见的有近邻匹配(Nearest-Neighboring Matching)、半径匹配(Radius Matching)、核匹配(Kernel Matching)和局部线性匹配(Local Linear Regression Matching)等。[13]

()相关变量描述

1.核心变量

乡村旅游培训作为成人教育的一种形式,采用工作场所学习的培训方式,较之课堂集中讲授式培训方式有诸多亮点。首选培训地点设在具体旅游乡村,能够突破乡村旅游的培训名额限制,实现乡村旅游从业者广泛参与;其次培训内容因具体乡村的实际需要而设定,拉近学习内容与学习人的距离,避免产生“空中楼阁”培训效果。再次培训方式可以采用理论分析、技能指导、成果展示等多样化培训措施,实现培训与工作并行开展,激发学习人的学习兴趣,进而产生学习共鸣。

核心解释变量为教育补习虚拟变量,学生是否参与数学、语文和英语补习变量中,参与补习取值为1,未参与补习取值为0。教育补习总体参与率为42.57%,其中数学、语文和英语分别为20.23%、14.95%和33.62%。被解释变量分别为学业成绩和非认知能力。首先,就学业成绩而言,北京市小学生期末考试试题为各区县统一出题,但是由学校内部自主判卷。鉴于各学校判卷尺度有所差异,不同学校间考试成绩不具有可比性,因此对期末考试成绩进行了校内标准化处理。其次,非认知能力包括六个维度,分别为自尊(self-esteem)、自我控制(self-control)、人际交往(interpersonal interaction)、学校适应性(school adaptability)、领导力(leadership)和合作(cooperation)。每个维度的非认知能力给出若干日常行为题目,所有题目得分均值为相应维度非认知能力得分。

2.控制变量

影响个体参与教育补习和发展的因素主要来自个体、家庭、班级和学校等四个层面。各层面变量详见表2。

第一,教育补习的影响因素中,不论对数学、语文还是英语补习,家庭文化资本显著正向影响子女的教育补习决策,同时数学和英语补习亦能提高子女的学习成绩。因此,家庭文化资本借助于教育补习,影响了子女的学业表现,形成了文化的代际传递。

表1 控制变量描述及编码方式

控制变量变量名问卷内容和编码方式个体层面前测成绩2015-2016年第二学期期末考试成绩校内标准化得分流动儿童1=非京籍学生,0=京籍学生性别1=男生,0=女生家庭层面家庭经济资本用取对数的家庭人均年收入衡量家庭文化资本用父母受教育年限较大值进行衡量。文盲、小学、初中、高中/中专、大专、本科和研究生分别为0、6、9、12、15、16、19年家庭出身0=父母双方均为农村户口,1=父母有一方为城市户口班级层面教师学历(数、语、英)用教师受教育年限衡量,大专、本科和研究生分别为15、16、19年教师职称(数、语、英)1=高级教师或正高级教师,0=三级教师、二级教师、一级教师或没有职称学校层面学校质量排名用主成分分析得到的学校质量得分所处排名的百分数衡量

马克思指出,人们的“需要即他们的本性”,“你自己的本质即你的需要”。所以说,需要是工程师恪守工程伦理,进行工程创新的动力,是他们实现全面发展的源泉。工程师从事工程活动不仅为了满足自己生活资料的需要,而且也是为了满足精神层面和社会层面的需要。基于此,在工程伦理教育中,要偏重于精神的需要,培养工程师的“普世”情怀,让他们在工程活动中心系“广大民众”,以民众的最大福祉为工程活动的出发点。让他们的心理需要和心理特征与大众融合,让他们的活动迎合社会的基本价值观念,使工程活动在满足人类需要的同时,实现工程最大的“善”,即工程与人、自然、社会的和谐共生。这才是工程伦理教育最终的归宿。

表2报告了相关变量的均值。被解释变量中,参与补习学生在各科目考试成绩和各维度非认知能力上均高于未参与补习学生。解释变量中,样本中父母受教育年限均值大于12年,平均具有高中以上学历。人均家庭取对数年收入约为10,意味着年均人收入近5万元。流动儿童占比约60%,和官方公布的数据基本一致,因此样本具有很好的代表性。任课教师普遍具有大专及以上学历,且超过一半的教师拥有高级教师或正高级教师职称。参与补习的学生在学习基础和家庭背景上均优于未参与个体。

表2 相关变量均值

被解释变量参与未参与解释变量参与未参与当期数学成绩0.110.02前测数学成绩0.090.01当期语文成绩0.100.03前测语文成绩0.080.01当期英语成绩0.17-0.05前测英语成绩0.11-0.03自尊3.303.24性别0.530.52自我控制3.213.17流动儿童0.440.72人际交往3.433.35家庭文化资本14.7612.25学校适应3.623.60家庭出身0.580.28领导力3.293.25家庭经济资本10.549.94合作3.543.49教师学历15.9416.06教师职称0.620.61学校质量排名0.580.36

教育补习的影响因素

() 估计方法

使用Logistic模型来具体探讨参与教育补习的影响因素。

Logistic具体方程如式(1)所示:

式(1)

式中,BuXii为虚拟变量,表示学生i是否参与补习,如果学生参与补习则BuXii取值为1,否则取值为0;Pi为学生i参与补习的概率;X表示控制变量,包括前测成绩、流动儿童、性别、家庭文化资本、家庭经济资本、家庭出身、教师学历、教师职称和学校质量排名;β为估计系数矩阵。

()估计结果

表3 教育补习的影响因素

数学补习语文补习英语补习家庭文化资本0.100∗∗∗(0.020)0.056∗∗∗(0.022)0.065∗∗∗(0.017)家庭出身0.070(0.127)0.243∗(0.135)0.191∗(0.105)家庭经济资本0.238∗∗∗(0.056)0.194∗∗∗(0.060)0.355∗∗∗(0.049)相应科目前测成绩0.126∗∗(0.052)0.005(0.053)0.090∗∗(0.045)性别0.343∗∗∗(0.087)0.164∗(0.094)0.159∗∗(0.078)流动儿童-0.357∗∗∗(0.107)-0.173(0.116)-0.394∗∗∗(0.092)学校质量排名0.111∗∗∗(0.014)0.078∗∗∗(0.015)0.091∗∗∗(0.011)相应科目教师学历-0.203∗∗(0.090)-0.041(0.093)0.062(0.070)相应科目教师职称0.002(0.060)-0.112(0.102)0.150∗(0.078)常数项-1.318(1.585)-3.229∗∗(1.617)-5.514∗∗∗(1.254)伪R20.1360.0640.131Chi方值526.289209.570641.335样本量386338693839

注:括号内为班级层面聚类异方差标准误;*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

表3报告了参与教育补习的各影响因素估计结果,并主要得到如下三点发现:首先,家庭文化资本对个体补习决策有显著正向影响,验证了文化资本理论,即父母文化水平越高,越重视子女的教育。其次,学生补习参与决策受到学生学习基础和学校质量排名的显著影响。整体来看,教育补习体现为培优型,即学习基础越好、所在学校质量排名越靠前的学生参与教育补习的概率越高,该结果与国内部分研究保持一致。[7-9]最后,参与补习的可能性存在明显的个体差异,部分国内研究也指出,本地儿童比流动儿童获得了更多的补习机会。[10]此外,男生在各科目补习概率上均大于女生,数学补习尤为明显。根据贝克尔(Becker)家庭教育资源性别偏好理论,父母总是倾向于将教育资源优先投资于其偏好的子女。本研究调查数据流动儿童占比59%,非独生子女占比47%。且流动人口多来自经济相对落后地区,存在“重男轻女”的可能性,这在一定程度上解释了为什么男生参与补习的概率更高。

教育补习的效果分析

()估计方法

正如表3所示,学生的家庭背景、学习基础、任课教师和学校质量均能在一定程度上影响学生的教育补习决策。换言之,这些因素在学生之间的异质性会直接导致学生参与教育补习的非随机性。已有研究较多采用普通最小二乘回归(OLS),但这可能带来由于样本选择(sample selection)问题而导致的内生性偏误。[11]此外,OLS回归得到的是平均处理效应(ATE),且假定补习对学生的影响是线性的。我们更关注处理组处理效应(ATT),即通过构建反事实(counterfactuals)框架,探讨那些参与教育补习的学生如果其未能参与补习会有怎样的差异。因此,通过运用倾向得分匹配法(Propensity Score Matching,PSM),[12]探讨教育补习对学生学业成绩和非认知发展的影响。

将是否参与教育补习视为一种处理,参与教育补习的学生构成处理组,未参与教育补习的学生构成对照组,参与教育补习对学生的影响称为处理效应。估计方程如下:

The world’s longest sea bridge opened on October 23, snaking 34 miles across China’s Pearl River estuary[河口,江口] to form a pillar[柱子]of Beijing’s plan to merge[合并,融合]11 cities in its southern region[地区,范围] into one megalopolis[特大都市].

式(2)

式(3)

则上述方程可写为:

式(4)

式中X为相关可观测变量,其在参与补习和未参与补习个体之间是同质的。因此,μ1=μ0=μ。方程进一步可写为:

式(5)

式(5)中由β*=β+(γ1-γ0)X可知自选择问题出现时,β*β。因此,基于OLS估计的结果不是无偏估计。倾向得分匹配法得到的平均处理效应(treatment effect)为处理组的处理效应(average treatment effect for the treated,ATT)。

ATT=E(y1-y0|BuXi=1)=E(y1|BuXi=1)-E(y0|BuXi=1)

式(6)

研究所用数据来自我们在2016年11月至2017年1月对北京市功能拓展区的调查。北京市功能拓展区包括海淀区、朝阳区、丰台区和石景山区。根据两阶段整群抽样原则,随机从中抽取了3个区县、40所学校、160个班级的4012名学生,占拟抽样样本的71.16%。此次调查包括学生问卷、家长问卷、任课教师问卷和校领导问卷,并获得调查学生在2015-2016学年度第二学期和2016-2017学年度第一学期的期末考试百分制成绩。学生问卷中涉及的非认知能力题目主要参考“中国儿童青少年心理发育特征调查项目”所用量表设计而成。

()教育补习与学业表现

表4汇报了教育补习对学业表现的OLS和倾向得分匹配回归,结果均表明学生参与数学和英语补习能够显著提高其数学和英语成绩,且至少在5%水平上具有统计性显著。PSM估计系数与OLS回归结果对比可知,传统的OLS回归确实存在偏误,样本自选择问题导致其低估了教育补习的效果。但是语文补习对语文成绩影响不具有统计显著性。

中国特色社会主义道路、中国特色社会主义理论体系以及中国特色社会主义制度,三者是内在的统一,从实践、理论和制度不同维度阐释了中国特色社会主义。对此,十八大报告强调指出:高举中国特色社会主义伟大旗帜,最根本的就是要倍加珍惜、始终坚持、不断发展中国特色社会主义道路、中国特色社会主义理论体系以及中国特色社会主义制度。

表4 教育补习与学业表现

OLS近邻匹配半径匹配局部线性匹配核匹配数学补习0.081∗∗(0.033)0.106∗∗(0.044)0.122∗∗∗(0.032)0.169∗∗∗(0.061)0.170∗∗∗(0.057)语文补习0.021(0.034)0.010(0.051)0.015(0.036)0.000(0.068)0.000(0.072)英语补习0.145∗∗∗(0.028)0.151∗∗∗(0.039)0.160∗∗∗(0.029)0.154∗∗∗(0.051)0.155∗∗∗(0.050)

注:(1)模型均控制了家庭文化资本、家庭经济资本、家庭出身、相应科目前测成绩、性别、流动儿童、学校质量排名、教师学历和教师职称。(2)近邻匹配中的元数设定为1,半径匹配的半径设定为0.01,核匹配和局部线性匹配的带宽设定为0.01。(3)括号内标准误为通过bootstrap 500次的重复抽样获得。(4)*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

比较三种学科的补习效果不难发现,不论是估计系数还是显著性水平,英语补习效果最佳,数学补习次之,语文补习无效果。教育补习对不同学科影响存在差异的可能解释是:语文成绩的提高有待于学生长期阅读和积累,很难通过短期补习带来实质性显著进步。数学和英语考试则具有相应的知识点和出题模式,具有短期提高的可能性,可以通过补习得以提升。

()教育补习与非认知发展

表5汇报了OLS和近邻匹配下的教育补习对非认知发展的影响。限于篇幅,并未汇报半径匹配、局部线性匹配和核匹配结果。其中,语文和英语补习近邻匹配结果基本和OLS保持一致,即语文补习仅能改善学生的人际交往能力,英语补习能有效提高学生所有维度的非认知发展。对于数学补习,OLS回归表明数学补习对除了自尊外各维度非认知能力均有正向显著影响,但是近邻匹配结果显示数学补习并不能影响学生的自我控制和领导力。

通过各科目补习对非认知影响的横向对比可知,英语补习对非认知影响不论在维度、估计系数还是显著性水平上均具有最优效果,数学补习次之,语文补习效果最差。该结果呼应了前文教育补习对各科目学习成绩的影响。因此,回归结果一定程度上验证了研究假设,即教育补习通过提高个体学习成绩使学生获得了自我效能感,增强了个体的自信和学校适应性,并进而影响各维度非认知发展。此外,虽然语文补习并不能提高学生的语文成绩,但是可以改善学生的人际交往。这是因为参与补习班可以认识新的朋友和玩伴,提高了学生的沟通和交际能力。

表5 教育补习与非认知发展

估计方法数学补习语文补习英语补习OLS近邻匹配OLS近邻匹配OLS近邻匹配自尊0.014(0.022)0.002(0.037)0.006(0.024)0.017(0.038)0.066∗∗∗(0.019)0.059∗(0.030)自我控制0.032∗(0.018)0.016(0.027)0.023(0.019)0.010(0.030)0.050∗∗∗(0.015)0.046∗∗(0.023)人际交往0.047∗∗∗(0.018)0.053∗(0.027)0.050∗∗∗(0.019)0.059∗∗(0.028)0.068∗∗∗(0.015)0.056∗∗(0.024)学校适应0.037∗(0.020)0.037∗∗(0.017)0.014(0.022)0.005(0.033)0.040∗∗(0.017)0.046∗(0.027)领导力0.035∗(0.021)0.043(0.034)0.039(0.024)0.040(0.036)0.071∗∗∗(0.019)0.062∗∗(0.029)合作0.058∗∗∗(0.019)0.057∗∗(0.028)0.033(0.021)0.028(0.033)0.071∗∗∗(0.016)0.086∗∗∗(0.025)

注:(1)模型均控制了家庭文化资本、家庭经济资本、家庭出身、相应科目前测成绩、性别、流动儿童、学校质量排名、教师学历和教师职称。(2)近邻匹配中的元数设定为1。(3)括号内标准误为通过bootstrap 500次的重复抽样获得。(4)*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

()倾向得分匹配法效果检验

在根据倾向得分匹配法进行匹配估计分析之后,还应进一步评估匹配的质量。[14]这些评估方法的基本思想是对匹配前后相关控制变量的状况进行比较。以数学补习为例,对倾向得分匹配效果进行检验。

1.匹配前后概率密度图

为了直观形象地了解样本匹配前后的差异变化,分别绘制了匹配前后概率密度函数图。如图2所示,匹配前处理组和对照组的概率密度函数存在明显差异,重心分别在0.4和0.1左右,处理组和对照组共同支持域较小。匹配后,处理组和对照组核函数趋同,共同支持域明显变大,这为倾向得分匹配后的处理效应估计创造了良好的条件,能够得到较为可信的结果。

图2 匹配前后概率密度函数图

2.匹配前后标准偏差的差异比较

评价匹配效果的另一个重要手段是比较匹配前后标准化偏差。标准化偏差的含义是样本中处理组和用于匹配的对照组各特征变量X之间的差异占两组样本方差均值的平方根比例。为了直观反映各个特征变量标准化偏差的变动情况,绘制了匹配前后各个特征变量标准化偏差变动图。如图3所示,在进行匹配之前各变量均存在较大的标准化误差,无规则地分布在0标准偏差线的两侧。匹配后,各特征变量的标准化偏差均缩小到0标准偏差线上,因此进一步证实过程达到了匹配的效果。

图3 匹配前后特征变量标准化偏差变化图

3.联合显著性检验和拟R方分析

区域上发育有3条韧性剪切带,为本区重要的控矿、导矿构造。其规模大,延伸长,其包括不同构造时期在不同深度所形成的不同规模、不同性质、不同级别的韧性剪切变形带与脆性断裂破碎带。

在平衡性检验的基础上,还需要检验倾向得分估计模型中的联合显著性和伪R2,因其说明了特征变量X对处理发生可能性的解释程度。根据匹配估计基本原理,匹配后的倾向分模型与匹配前相比,伪R2将会变得很小,同时联合显著性检验应该变为不能拒绝虚拟假设,即F值将会减小,P值会增大。如表6所示,三类科目补习的联合显著性检验,伪R2和Chi方值均变小,且P值变大。各科目补习的匹配效果均较好,估计结果的可信度较高。

表6 联合显著性检验

样本数学补习语文补习英语补习伪R2Chi方值P值伪R2Chi方值P值伪R2Chi方值P值匹配前0.14526.290.000.06209.570.000.13641.360.00匹配后0.003.110.960.001.930.990.006.930.64

()教育补习异质性分析

教育补习对学业成绩的影响可能因不同特征群体而存在异质性,因此分别对不同学习基础和家庭背景的个体进行了分样本分析。对于学习基础的区分中,将相应科目前测校内标准化成绩大于零的学生定义为学习基础较好,标准化成绩小于等于零的学生定义为学习基础较差。对于家庭资本的区分中,将家庭文化资本、家庭经济资本和家庭出身变量进行标准化处理后相加,超过零值的定义为家庭资本较高,反之定义为家庭资本较低。

1.教育补习一定程度上承载了文化资本代际传递职能

表7汇报了教育补习对学业成绩影响的异质性分析,结果表明数学补习对数学基础较好的学生具有积极影响,但对数学基础较差的学生无显著影响。英语补习对基础较好的学生不论在估计系数还是在显著性水平上均小于基础较差学生。语文补习对不同基础的学生均无明显效果。这可能是由于学科性质不同导致的,英语学习更多的是需要时间的投入,对起点较低的学生效果更明显。数学基础较好的学生一般先天能力较好,更能在考验学生智力水平的数学学习中收获更大的进步。而语文成绩的提高更依赖于日常积累和大量阅读,很难通过短期补习得到提高。基于不同家庭资本的分样本匹配分析,家庭资本较好的学生,各学科补习估计系数均大于家庭资本较差的学生,且具有更高的显著性水平。因此,教育补习对家庭资本较高的学生益处更多,参与教育补习扩大了因家庭资本不同导致的个体学业成绩差距,加剧了教育的不平等。

表7 教育补习对学业成绩影响的异质性分析

学习基础家庭资本好差高低数学补习0.097∗∗(0.045)0.087(0.097)0.141∗∗(0.060)0.039(0.070)语文补习-0.003(0.046)0.061(0.104)0.099(0.073)-0.017(0.076)英语补习0.154∗∗∗(0.037)0.233∗∗∗(0.086)0.179∗∗∗(0.053)0.159∗∗∗(0.055)

注:(1)模型均控制了相应科目前测成绩、家庭文化资本、家庭经济资本、家庭出身、性别、流动儿童、学校质量排名、教师学历和教师职称。(2)匹配方法为近邻匹配,匹配中的元数设定为1。(3)括号内的标准误为bootstrap通过500次重复抽样获得。(4)******为分别在10%、5%和1%条件下显著。

结论与讨论

()研究结论

回归结果验证了研究假设,教育补习一定程度上承载了文化资本代际传递职能,教育补习通过提高学生学业成就来促进个体非认知发展,且不同科目教育补习效果存在异质性。具体结论如下:

在这个拼实力的时代,企业如何脱颖而出?创业人的实践其实已经告诉了我们答案。如果将设计比作颜值,将技术比作内涵——或许,这个比喻比较片面,我想,答案应该是,颜值与内涵并重。唯有兼备高颜值与高内涵,企业才能笃定前行,以引领者的姿态,推动行业潮流。

3.变量描述性统计

第二,教育补习对学业成绩和非认知发展的影响中,英语补习不论在估计系数还是显著性水平上均具有最优效果,数学补习次之,语文补习效果最差。所以,一定程度上教育补习通过影响个体的学业表现,提高学生的自我效能感,进而影响各维度非认知发展。

第三,英语补习对英语基础较差学生作用更大,数学补习对数学基础较好学生影响更为显著,语文补习对不同语文基础的学生均无明显效果。因此,英语补习是“雪中送炭”,数学补习是“锦上添花”。

()讨论与建议

1.教育补习是一把双刃剑

洞穴比喻表明了善的理念所处的统治地位,不仅对于洞穴之外的天地,而且对于整个洞穴内部,太阳都是最高的理念。这里发生了海德格尔所要指出的真之本质的一种转变:洞穴比喻的每一阶段都决定于Aletheia,但是不仅对Aletheia的道说含糊其辞而真正得到强调的是处在统治地位的idea,而且整个比喻也“建基于idea变成高于Aletheia的统治者的这一未被说出的过程”。[5]230用柏拉图关于“善的理念”的话来说:“它本身就是统治者,因它给予(自行显示者)无蔽并且同时给予(对无蔽者的)觉知。”(517c 4)[5]230括号中的内容是海德格尔在其译文中的补充,意在显明柏拉图的道说中未被说出的东西:

教育补习是一把“双刃剑”,虽然参与补习可以提高学生的学业表现和非认知发展,但是教育补习是强势阶层的“消费品”、弱势阶层的“奢侈品”,某种程度上加剧了教育资源的阶层固化。一方面,对于学校正规教育不能满足个体教育需求的学生,教育补习具有很好的针对性,学生可以针对某些有偏好或基础薄弱的科目进行补习。因此教育补习对传统的学校正规教育具有一定的弥补和替代效应,且效果明显。但是,另一方面,家庭文化资本越雄厚的学生参与补习的概率越高,且从教育补习中获益更多,破坏了义务教育公平。教育补习加剧了因家庭背景不同导致的学生发展差异,损害了弱势群体家庭子女的自我价值实现,减少了贫穷家庭学生通过教育这一方式改变自身命运的机会。因此,在教育补习社会再生产作用下,社会阶层被不断复制,代际流动被阻碍,最终必将导致社会阶层的固化,寒门再难出贵子。

2.政府应从放任自流有所作为

教育补习虽能够促进学生的发展,满足学生的个性化需求,但已然破坏了现有的教育公平体系。因此,政府应改变过去对教育补习的“放任自流”,采取必要的措施和手段抑制影子教育对教育公平体系的冲击,切实推进义务阶段教育公平。第一,政府应针对家庭资本较低的弱势家庭,提供相应政策上的倾斜。比如可以仿照美国、韩国、新加坡等发达国家通过对社会中下阶层提供补习券或补习津贴等方式去弥补弱势群体在教育补习机会上的不平等。[15—16]第二,政府可以尝试探索与培训机构合作,例如通过减免那些愿意援助贫困学生的教育补习集团的税收或设立贫困生补习基金等方式,使得不同家庭背景的学生具有相同的教育补习机会。

3.倡导大力推进校内补习

在调查期间,我们发现北京市已有部分小学开设了大量校内补习课程,包括基础班和兴趣班两类,供学生根据自己需求自由选择,每周开课一至两次。学习基础差的学生可以根据自己相应薄弱科目选择基础课程进行补习,任课教师会从书本最基本的内容讲起,上课节奏较慢,且不涉及较难知识点。学习基础好的学生可以选择相应科目的兴趣班,上课内容会涉及较难的知识点或奥赛内容。课程不收取任何费用,本着自愿原则,无任何强迫手段,且取得了非常好的效果。因此,将教育补习成本公立化,由学校系统提供部分教育补习来替代校外私人补习,是未来教育补习发展的方向。

注释

[2]Bray M,Zhan S, Lykins C. Differentiated demand for private supplementary tutoring: Patterns and implications in Hong Kong secondary education[J]. Economics of Education Review, 2014(1).

[1]Stevenson D L, Baker D P. Shadow Education and Allocation in Formal Schooling: Transition to University in Japan[J]. American Journal of Sociology, 1992(6).

[3]雷万鹏. 高中生教育补习支出:影响因素及政策启示[J]. 教育与经济, 2005(1).

[4]周金燕, 邹雪. 中美学生教育补习机会的影响因素比较——基于2012年中国上海和美国PISA数据的实证探索[J]. 教育与经济, 2016(2).

[5]薛海平, 李静. 家庭资本、影子教育与社会再生产[J]. 教育经济评论, 2016(4).

[6]曾晓东, 周惠. 北京市四、八年级学生课后补习的代价与收益[J]. 教育学报, 2012(6).

总之,我们青少年是祖国的未来和民族的希望,我们要不断加强自己的理论学习,要认真了解党的纲领和方针政策,提高自己的思想认识。要在日常的学习和生活中坚决贯彻、认真执行,以知促行,做一名守纪律、讲规矩,具有崇高理想信念的合格接班人。

[7]薛海平,丁小浩. 中国城镇学生教育补习研究[J]. 教育研究, 2009(1).

构建公交站点OD映射到交通小区客流OD,主要有2点:①梳理公交站点应对交通小区的关系,引入距离系数统计公交站点周边满足条件的交通小区做选择集,公交站点和交通小区是一对多的关系(见图3);②统计分析小区内人口和就业岗位数量,或交通小区内用地性质和土地面积(建筑面积),引入分配权重系数将公交站点客流分配到交通小区;包含2种算法,即基于交通小区内人口和就业岗位模型算法和基于交通小区内用地性质和土地面积或建筑面积的模型算法[13].

[8]王晓磊. 初中阶段教育质量与影子教育机会的不平等——以CEPS 2013-2014数据为例[J]. 北京社会科学, 2017 (9).

[9]薛海平, 王东, 巫锡炜. 课外补习对义务教育留守儿童学业成绩的影响研究[J]. 北京大学教育评论, 2014(3).

Hosmer-Lemeshow检验,P=1.000(P>0.05),Nagelkerke R2=0.982,是修正的Cox&Snell R2决定系数,越接近1,拟合优度越好,提示模型拟合效果好。在已确诊为CIN的214例患者中,预测正确的有213人,错判的1人,正确率为99.5%;125例宫颈癌患者中,预测正确的有125人,错判0人,正确率为100.0%,总的正判率为99.7%。

[10]高雪莲. 区隔的童年:城市儿童与乡村流动儿童的课余世界[J]. 北京社会科学, 2017(9).

[11]Dan A B, Smith J A. How robust is the evidence on the effects of college quality? Evidence from matching[J]. Journal of Econometrics,2004(2).

[12]Rosenbaum P R, Rubin D B. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects[J]. Biometrika, 1983(1).

[13]Becker S O, Ichino A. Estimation of average treatment effects based on propensity scores[J]. Stata Journal, 2002 (4).

[14]Dehejia R H, Wahba S. Propensity Score-Matching Methods for Nonexperimental Causal Studies[J]. Review of Economics & Statistics, 1999 (1).

[15]Tan J.Private Tutoring in Singapore: Bursting out of the Shadows[J]. Journal of Youth Studies, 2009(1).

[16]Kim S, Lee J. Private Tutoring and Demand for Education in South Korea[J]. Economic Development & Cultural Change, 2010(2).

高血压合并动脉粥样硬化是临床常见的疾病,临床大量的研究数据表明,高血压患者如果血压水平不能稳定在正常范围内很容易引发各类心血管事件的发生,因此对于老年高血压合并动脉粥样硬化的患者实施有效的护理措施对于患者的生活质量具有积极的意义[1-2]。康复护理属于临床中新型的护理模式,其护理原则旨在促进患者疾病康复、提升生活质量和预防进一步展开。尤其是老年高血压患者同时合并动脉粥样硬化,血压水平趋于稳定具有重要的作用。本次研究以康复护理对老年高血压合并动脉粥样硬化患者的血压水平的影响展开,现将研究报告如下。

李波
《北京社会科学》 2018年第6期
《北京社会科学》2018年第6期文献

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