劉 雋 張 震 孫 彥 韓布新 陸 勤 劉萍萍

(1中國(guó)科學(xué)院心理健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室(中國(guó)科學(xué)院心理研究所), 北京 100101) (2中國(guó)科學(xué)院大學(xué)心理學(xué)系, 北京 100049)(3中國(guó)科學(xué)院行為科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室(中國(guó)科學(xué)院心理研究所), 北京 100101) (4香港理工大學(xué)電子計(jì)算學(xué)系, 香港)

1 前言

課外輔導(dǎo)指學(xué)生在學(xué)校教育系統(tǒng)之外的補(bǔ)充或拓展, 現(xiàn)已成為學(xué)生生活的重要方面(Liu & Bray,2017; Mark & Ora, 2013; 薛海平, 2015)?！?017年中國(guó)教育培訓(xùn)行業(yè)白皮書(shū)》顯示參加課外輔導(dǎo)的學(xué)生平均選擇2.6門(mén)課, 其中選課者是小學(xué)生的比例最高(91%)。課外輔導(dǎo)課程分兩種, 一種是旨在提高學(xué)生學(xué)習(xí)能力及補(bǔ)習(xí)文化知識(shí)的基礎(chǔ)課, 如英語(yǔ)、作文、奧數(shù)等, 另一種是旨在培養(yǎng)學(xué)生才藝技能且有趣好玩的拓展課, 如音樂(lè)、繪畫(huà)、游泳等(張冰,2017)?；A(chǔ)課培養(yǎng)學(xué)生的基礎(chǔ)學(xué)力, 為其畢生發(fā)展和適應(yīng)未來(lái)社會(huì)奠定基石; 拓展課則從知識(shí)廣度方面培養(yǎng)學(xué)生的發(fā)展性學(xué)力, 滿足其個(gè)性化需求。兩類(lèi)課程相互依存, 重要程度相當(dāng)(沈建民, 謝利民,2001)。

鑒于有趣好玩、多樣性和對(duì)學(xué)校課程的互補(bǔ)性,人們可能傾向選擇拓展課輔導(dǎo)。伍青生和俞曄(2011)以上海400位小學(xué)生家長(zhǎng)為樣本, 發(fā)現(xiàn)人們主要從短期內(nèi)孩子是否開(kāi)心、感興趣的角度選擇課外輔導(dǎo)。課外輔導(dǎo)的多樣性體現(xiàn)在課程科目和教學(xué)形式,課程科目的多樣性指提供常規(guī)學(xué)校沒(méi)有開(kāi)設(shè)的課程, 教學(xué)形式的多樣性指提供特色的場(chǎng)景教學(xué)及個(gè)性化服務(wù)等。拓展課的多樣性顯而易見(jiàn), 一般從課程名稱(chēng)(如跆拳道課)即可感知其與學(xué)校課程的差異。但是基礎(chǔ)課以教學(xué)形式的多樣性為主, 其在內(nèi)容上的多樣性相對(duì)隱蔽, 科目更少(主要圍繞語(yǔ)文、數(shù)學(xué)、英語(yǔ)三學(xué)科), 且同學(xué)校課程相似度高, 易讓人感到“課程重復(fù)” (陳曉陸, 2014)。因此, 人們更可能選擇拓展課而非基礎(chǔ)課輔導(dǎo)。

然而, 參照國(guó)內(nèi)外的教育評(píng)價(jià)體制及日益競(jìng)爭(zhēng)激烈的人才選拔現(xiàn)狀, 為學(xué)生奠定基石的基礎(chǔ)課理應(yīng)得到更多關(guān)注。季林飛(2015)發(fā)現(xiàn), 受全球化和教育指標(biāo)國(guó)際排名的影響, 歐盟各成員國(guó)普遍偏好數(shù)學(xué)、科學(xué)和語(yǔ)言等基礎(chǔ)課輔導(dǎo), 主要源于這些科目是升學(xué)考試科目, 重視它們對(duì)學(xué)生發(fā)展更有利?；A(chǔ)課在我國(guó)同樣是升學(xué)考試學(xué)科, 學(xué)生可以通過(guò)校外輔導(dǎo)奠定基礎(chǔ), 獲取個(gè)性化服務(wù),更好地適應(yīng)學(xué)校教育并達(dá)到評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。而家長(zhǎng)希望通過(guò)課外輔導(dǎo)彌補(bǔ)學(xué)校教育的不足(黃笛, 2015), 促進(jìn)孩子全面且個(gè)性化發(fā)展。因此, 如何實(shí)現(xiàn)基礎(chǔ)課與拓展課均衡的選擇成為目前教育的一個(gè)難點(diǎn)。

大量研究發(fā)現(xiàn), 信息呈現(xiàn)方式影響人們的選擇偏好(Bertini, Ofek, & Dan, 2009; Dhar & Wertenbroch,2000; 黃元娜, 宋星云, 邵洋, 李紓, 梁竹苑,2018)。換言之, 我們通過(guò)更改信息呈現(xiàn)方式, 可能會(huì)助推(nudge)人們的選擇行為。助推是一種行為改變的方法, 通過(guò)設(shè)計(jì)決策環(huán)境, 提供簡(jiǎn)約且低成本的選擇架構(gòu), 使人們的行為朝著預(yù)期的方向改變,已在醫(yī)療健康、能源使用等多個(gè)領(lǐng)域的行為改變中取得顯著成果(Benartzi et al., 2017; Chapman, Li,Colby, & Yoon, 2010; Li, Sun, & Chen, in press;Sunstein & Reisch, 2014; Thaler & Benartzi, 2004;Thaler & Sunstein, 2008; 李紓, 2016)。在本研究中,我們將借助行為經(jīng)濟(jì)學(xué)手段, 通過(guò)改變決策偏好的方法, 檢驗(yàn)反應(yīng)模式效應(yīng)(response mode)對(duì)人們教育決策的助推作用。

1.1 反應(yīng)模式效應(yīng)及其發(fā)生機(jī)制

人們的決定通常以“接受”或“拒絕”的反應(yīng)模式表現(xiàn)出來(lái)(李紓, 2016), 其決策偏好受到反應(yīng)模式的顯著影響(Chen & Proctor, 2017; Mourali & Nagpal,2013; Shafir, 1993; Tversky & Kahneman, 1981; 黃元娜 等, 2018)。Shafir (1993)基于離婚案件、度假地點(diǎn)和彩票選擇等多個(gè)決策場(chǎng)景的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),率先提出接受或拒絕的反應(yīng)模式會(huì)影響甚至逆轉(zhuǎn)人們偏好的現(xiàn)象。以離婚案件為例, 他設(shè)置了兩個(gè)選項(xiàng), 一個(gè)是在不同維度上的積極和消極特征均表現(xiàn)突出(enriched)的選項(xiàng)[即家長(zhǎng)A——收入維度：高水平(積極); 工作時(shí)間維度：出差頻繁(消極)],另一個(gè)是在不同維度上均表現(xiàn)平均(impoverished)的選項(xiàng)[即家長(zhǎng)B——收入維度：中等水平(平均);工作時(shí)間維度：朝九晚五(平均)], 檢驗(yàn)被試在不同反應(yīng)模式中選擇孩子撫養(yǎng)者的偏好變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn),人們?cè)诮邮芊磻?yīng)模式下大多選擇積極特征突出的選項(xiàng), 而在拒絕反應(yīng)模式下大多拒絕消極特征突出的選項(xiàng), 這導(dǎo)致了一個(gè)“矛盾”的結(jié)果, 即家長(zhǎng)A選項(xiàng)既被大部分人接受, 同時(shí)也被大部分人拒絕。且同接受反應(yīng)模式相比, 人們?cè)诰芙^反應(yīng)模式下對(duì)不同選項(xiàng)的偏好分布更均衡(如：家長(zhǎng)A和B在接受反應(yīng)模式下的被選比例為64%對(duì)36%, 但在拒絕反應(yīng)模式下變?yōu)?5% 對(duì)45%)。這種怪現(xiàn)象便引出了什么反應(yīng)模式才真正測(cè)量出人們的真愛(ài)的爭(zhēng)論。

Shafir (1993)借助兼容性原則(Tversky, Sattath,& Slovic, 1988)解釋該現(xiàn)象, 即當(dāng)反應(yīng)模式與選項(xiàng)的屬性兼容度(匹配)更高時(shí), 該選項(xiàng)的決策權(quán)重得以增強(qiáng)。Shafir (1993)發(fā)現(xiàn)人們習(xí)慣通過(guò)挑選而非拒絕做決策, 傾向關(guān)注積極特征, 聚焦于自身想要的是什么。據(jù)此, 積極特征與接受反應(yīng)模式更兼容,在決策中所賦予的權(quán)重更大, 在該模式下個(gè)體更偏好積極特征突出的選項(xiàng)。而在拒絕反應(yīng)模式下, 人們會(huì)考慮什么是我不需要的, 因此消極特征的兼容性更高, 且在決策中所賦予的權(quán)重更大, 個(gè)體更容易拒絕消極特征突出的選項(xiàng)。在該拒絕反應(yīng)模式下, 人們可能會(huì)對(duì)多個(gè)選項(xiàng)充分權(quán)衡, 降低偏差(biases)概率, 對(duì)積極和消極特征均表現(xiàn)平均的選項(xiàng)偏好有所提升, 因而對(duì)兩種選項(xiàng)的偏好分布更均衡。

如前所述, 拓展課更傾向于被類(lèi)比為積極和消極特征均突出的選項(xiàng), 而基礎(chǔ)課則傾向于被類(lèi)比為表現(xiàn)平均的選項(xiàng)。首先, 從積極的角度看, 拓展課指向多元教育目標(biāo), 其體驗(yàn)趣味性更強(qiáng), 多樣化程度更高,更注重知識(shí)的橫向拓展, 內(nèi)容更豐富(沈建民, 謝利民, 2001; 王維臣, 2002; 伍青生, 俞曄,2011), 可視為其積極特征更突出。相反, 基礎(chǔ)課輔導(dǎo)科目較少, 其主要功能(提高學(xué)生學(xué)習(xí)能力及補(bǔ)習(xí)文化知識(shí))因疑似與學(xué)校教育重復(fù)而更少被關(guān)注,其體驗(yàn)趣味性低, 多樣化程度較低, 可視為其積極特征相對(duì)不明顯(陳曉陸, 2014; 付洪秀, 2014; 劉維朝, 2002; 沈建民, 謝利民, 2001)。其次, 從消極的角度看, 拓展課“泛而不精”, 不利于學(xué)生系統(tǒng)地掌握知識(shí), 在當(dāng)前的應(yīng)試環(huán)境下, 促進(jìn)升學(xué)考試的作用有限(王維臣, 2002), 可視為其消極特征更突出。相反, 基礎(chǔ)課因同學(xué)校教育相關(guān)密切,更利于學(xué)生系統(tǒng)掌握知識(shí), 有利于升學(xué)考試, 可視為其消極特征相對(duì)不明顯。綜上, 我們假設(shè)在接受反應(yīng)模式下, 人們更接受積極特征突出的拓展課; 而在拒絕反應(yīng)模式下, 人們更拒絕消極特征突出的拓展課(對(duì)消極特征突出的拓展課的偏好減少), 由此對(duì)特征表現(xiàn)平均的基礎(chǔ)課的選擇相對(duì)增加, 實(shí)現(xiàn)基礎(chǔ)課與拓展課均衡的選擇。

接受或拒絕的反應(yīng)模式不僅會(huì)在二擇一決策中引起偏好改變, 還會(huì)導(dǎo)致多擇多決策的選中項(xiàng)目數(shù)量發(fā)生顯著變化。Park, Jun和Macinnis (2000)發(fā)現(xiàn)人們?cè)诰芙^反應(yīng)模式(在包括了所有產(chǎn)品配置選項(xiàng)的完整型產(chǎn)品中刪除選項(xiàng))比在接受反應(yīng)模式(在只有基本產(chǎn)品配置的基本型產(chǎn)品上添加選項(xiàng))下選擇了更多產(chǎn)品, 并以“參考依賴(lài)和損失厭惡理論”解釋其發(fā)生機(jī)制。人們?cè)诮邮芊磻?yīng)模式下以基本型產(chǎn)品為參考, 添加選項(xiàng)獲得產(chǎn)品效用但損失金錢(qián), 因此少添加以規(guī)避金錢(qián)損失; 而在拒絕反應(yīng)模式下以完整型產(chǎn)品為參考, 拒絕選項(xiàng)將損失產(chǎn)品效用但節(jié)省金錢(qián), 因此少拒絕以規(guī)避效用損失, 從而保留更多產(chǎn)品。Levin, Schreiber, Lauriola和Gaeth (2002)援引稟賦效應(yīng)(Kahneman, Knetsch, & Thaler, 1991)來(lái)解釋此現(xiàn)象, 指人們覺(jué)得已擁有的東西(即拒絕反應(yīng)模式下的備擇選項(xiàng))比未擁有的東西(即接受反應(yīng)模式下的備擇選項(xiàng))價(jià)值更大, 從而在拒絕反應(yīng)模式下保留更多選項(xiàng)。因此我們假設(shè), 人們?cè)诰芙^比在接受反應(yīng)模式選擇更多課外輔導(dǎo)課程。鑒于反應(yīng)模式效應(yīng)廣泛應(yīng)用于醫(yī)療、通訊、房地產(chǎn)、旅游、餐飲等領(lǐng)域(Goldstein, Johnson, Herrmann, & Heitmann,2008; Levin et al., 2002; Peng, Xia, Ruan, & Pu, 2016;Pornpitakpan, 2009; 黃元娜 等, 2018; 金立印, 鄒德強(qiáng), 裘理瑾, 2009; 劉揚(yáng), 孫彥, 2014; 張廣宇, 張夢(mèng), 2016), 本研究試圖利用該效應(yīng)影響消費(fèi)者在教育培訓(xùn)中的決策, 助推均衡選擇基礎(chǔ)課和拓展課。

1.2 不同決策者的選擇偏好

兒童教育消費(fèi)是典型的家庭消費(fèi)決策, 每位家庭成員對(duì)決策均有一定的影響力(袁勝軍, 張新陽(yáng),段亞麗, 2017)。在中國(guó)較為普遍的三代同堂家庭中,兒童教育消費(fèi)通常需要全家參與：孩子體驗(yàn), 父母付費(fèi), 祖輩輔助。那么, 三代人對(duì)課外輔導(dǎo)的決策是否有顯著差異？

面對(duì)同樣情境, 為自己與為他人決策往往存在差異(Liu, Polman, Liu, & Jiao, 2018; Polman, 2010,2012; 劉永芳 等, 2014)。Polman (2010, 2012)發(fā)現(xiàn),人們?cè)跒樗藳Q策時(shí)多采用提升焦點(diǎn), 關(guān)注事物的積極特征; 而為自己決策時(shí)多采用防御焦點(diǎn), 關(guān)注事物的消極特征; 同為自己決策相比, 為他人決策經(jīng)歷更多決策前失真(predecisional distortion), 即根據(jù)事物的突出屬性決策。依據(jù)解釋水平理論(construal level theory) (Trope & Liberman, 2003), 人們?yōu)樽约簺Q策時(shí)采用低解釋水平(更關(guān)注具體和細(xì)節(jié)信息)的認(rèn)知方式, 傾向考慮選項(xiàng)在多個(gè)維度上的表現(xiàn);而為他人決策時(shí)采用高解釋水平(更關(guān)注抽象和整合信息)的認(rèn)知方式, 傾向把選項(xiàng)的突出特征看為整體信息(陸靜怡, 尚雪松, 2018)。換言之, 人們?yōu)樽约簺Q策時(shí)可能權(quán)衡多屬性, 對(duì)消極信息更敏感, 為他人決策時(shí)可能考慮突出屬性, 對(duì)積極信息更敏感。

在課外輔導(dǎo)的選擇上, 小學(xué)生為自己決策, 父母和祖輩為他人決策。父母通常是兒童教育消費(fèi)的主要決策者和付費(fèi)者, 對(duì)課外輔導(dǎo)的需求和體驗(yàn)比祖輩更直接, 卷入度更高。因此, 父母對(duì)課外輔導(dǎo)的決策偏好可能更接近小學(xué)生而非祖輩。與低卷入相比, 高卷入時(shí)人們?cè)敢飧冻龈嗾J(rèn)知努力, 多維度權(quán)衡選項(xiàng)(姚杰, 劉俊杰, 高成, 2016)。由此推測(cè),面對(duì)課外輔導(dǎo)時(shí), 父母與小學(xué)生傾向于多維度權(quán)衡且對(duì)消極屬性敏感, 可能降低偏差概率, 對(duì)基礎(chǔ)課偏好有所提升; 祖輩傾向于考慮課程的突出屬性,對(duì)積極屬性敏感,更可能偏好積極特征明顯的拓展課。綜上, 我們假設(shè)父母與小學(xué)生的決策更接近,兩者比祖輩更偏好基礎(chǔ)課。

1.3 研究概觀

本研究從反應(yīng)模式切入, 結(jié)合實(shí)驗(yàn)室場(chǎng)景(實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2)及真實(shí)場(chǎng)景(實(shí)驗(yàn)3), 探討小學(xué)生家庭對(duì)課外輔導(dǎo)的決策偏好, 檢驗(yàn)反應(yīng)模式設(shè)置對(duì)現(xiàn)實(shí)中小學(xué)生家庭教育決策的助推作用。實(shí)驗(yàn)1考察各決策者(小學(xué)生/父母/祖輩)在不同反應(yīng)模式下的課程選擇差異。其中, 小學(xué)生為自己選課, 父母及祖輩為孩子選課。實(shí)驗(yàn)2以來(lái)自同一家庭的小學(xué)生、父母、祖輩為被試, 進(jìn)一步驗(yàn)證反應(yīng)模式對(duì)不同決策者的課程決策的影響。實(shí)驗(yàn)3在真實(shí)的課外輔導(dǎo)報(bào)名場(chǎng)景中, 選取為小學(xué)生報(bào)名的父母為被試, 探討反應(yīng)模式在現(xiàn)實(shí)中對(duì)消費(fèi)者課程選擇的助推作用。如果證明該簡(jiǎn)單易行的助推方法有效, 則現(xiàn)實(shí)中可以通過(guò)更改反應(yīng)模式, 促使學(xué)生家庭關(guān)注并主動(dòng)選擇更多基礎(chǔ)課, 助推學(xué)生基礎(chǔ)課及拓展課均衡發(fā)展。

2 實(shí)驗(yàn)1：反應(yīng)模式對(duì)不同決策者課程選擇的影響

2.1 被試

681位來(lái)自北京和廣東省的被試參與實(shí)驗(yàn)。為保證準(zhǔn)確理解實(shí)驗(yàn)材料, 選擇四年級(jí)以上小學(xué)生參與實(shí)驗(yàn)。因年級(jí)不符及隨意選擇答案等, 刪除81位無(wú)效被試數(shù)據(jù)。600位有效被試包括200位小學(xué)生(M=11.25 ± 0.68歲, 88位男生)、200位小學(xué)生父母(M=37.24 ± 3.35歲, 62位男性)和200位家有在讀幼兒園或小學(xué)孫輩的老年人(M=64.92 ± 3.92,114位男性)。小學(xué)生父母的數(shù)據(jù)通過(guò)問(wèn)卷網(wǎng)采集,小學(xué)生和老年人的數(shù)據(jù)通過(guò)一對(duì)一訪談采集。

2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

2 (反應(yīng)模式：接受/拒絕) × 2 (課程類(lèi)型：基礎(chǔ)課/拓展課) × 3 (決策者角色：小學(xué)生/父母/祖輩)的混合設(shè)計(jì)。其中, 課程類(lèi)型為組內(nèi)變量, 反應(yīng)模式和決策者角色為組間變量, 因變量為被試選擇的課程數(shù)量。

2.3 自變量的操作檢驗(yàn)

5門(mén)基礎(chǔ)課和5門(mén)拓展課的篩選和評(píng)定步驟如下。首先, 我們參考市場(chǎng)常見(jiàn)、 開(kāi)班較多的課外輔導(dǎo)課程, 經(jīng)過(guò)預(yù)調(diào)查篩選出10個(gè)選項(xiàng)。其次, 邀請(qǐng)20位被試對(duì)10門(mén)課程的類(lèi)型進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)價(jià)(1=基礎(chǔ)課,5=拓展課)。兒童情商課等5門(mén)課程的得分均值都顯著大于3, 即拓展課屬性顯著; 語(yǔ)文作文等5門(mén)課程的得分均值都顯著小于3, 即基礎(chǔ)課屬性顯著。這說(shuō)明本實(shí)驗(yàn)有效設(shè)定了兩種不同的課程類(lèi)型(見(jiàn)表1)。

表1 實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2課程類(lèi)型控制的分析結(jié)果

為了驗(yàn)證兩種課程類(lèi)型分別對(duì)應(yīng)于我們所假設(shè)的特征突出選項(xiàng)和特征平均選項(xiàng), 我們對(duì)不同課程類(lèi)型的選項(xiàng)特征進(jìn)行了操縱檢驗(yàn)。我們又邀請(qǐng)了50位小學(xué)生父母對(duì)10門(mén)課程在不同特征維度上的符合程度進(jìn)行7點(diǎn)評(píng)價(jià)(1=程度非常低, 7=程度非常高)。依據(jù)以往研究(陳曉陸, 2014; 沈建民, 謝利民, 2001; 王維臣, 2002; 伍青生, 俞曄, 2011)和預(yù)調(diào)查的結(jié)果, 我們選定了4個(gè)特征維度：趣味性體驗(yàn)、多樣化程度、促進(jìn)升學(xué)考試和系統(tǒng)知識(shí)掌握的程度。其中, 在“趣味性體驗(yàn)”和“多樣化程度”維度上, 得分越高, 代表積極特征越明顯; 而在“促進(jìn)升學(xué)考試”和“系統(tǒng)知識(shí)掌握”的維度上, 得分越低,代表消極特征越突出。我們分別對(duì)每個(gè)維度的評(píng)分進(jìn)行2 (課程類(lèi)型：基礎(chǔ)課/拓展課) × 5 (每個(gè)課程類(lèi)型下的5門(mén)課程)的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果顯示,課程類(lèi)型在4個(gè)維度下評(píng)分的主效應(yīng)均顯著。兩類(lèi)課程的特征評(píng)分如圖1所示, 拓展課在趣味性體驗(yàn)[M拓展=5.06,M基礎(chǔ)=4.31,F(1, 49)=16.75,p ＜0.001, η2=0.26]、多樣化程度[M拓展=4.96,M基礎(chǔ)=4.21,F(1, 49)=14.40,p〈 0.001, η2=0.23]維度下的積極特征均比基礎(chǔ)課更突出; 而在促進(jìn)升學(xué)考試[M拓展=4.15,M基礎(chǔ)=5.46,F(1, 49)=28.75,p ＜0.001, η2=0.37]、系統(tǒng)知識(shí)掌握[M拓展=4.11,M基礎(chǔ)=4.95,F(1, 49)=22.10,p ＜0.001, η2=0.31]維度下的消極特征均比基礎(chǔ)課更突出。即, 相對(duì)于基礎(chǔ)課而言, 拓展課在各特征維度上的積極和消極特征均表現(xiàn)得相對(duì)更突出。操縱檢驗(yàn)的結(jié)果表明：將拓展課對(duì)應(yīng)于“特征突出”的選項(xiàng), 而將基礎(chǔ)課對(duì)應(yīng)于“特征平均”的選項(xiàng)是合理、可接受的。

2.4 實(shí)驗(yàn)程序

參照Levin等(2002)的實(shí)驗(yàn), 本研究適度修改形成實(shí)驗(yàn)材料。被試首先瀏覽10門(mén)課程名稱(chēng)及其簡(jiǎn)介并完成選課任務(wù), 然后填報(bào)人口學(xué)信息。選課任務(wù)分接受和拒絕兩個(gè)版本(見(jiàn)圖2), 每位被試只完成其中一種。所有被試的任務(wù)幾乎完全一樣, 區(qū)別是小學(xué)生被試的實(shí)驗(yàn)要求是為自己選擇課程; 而其他被試都假設(shè)要為孩子選擇課程。

為盡可能保證真實(shí)客觀,并避免課程價(jià)格、上課時(shí)間、課程順序和被試的理解偏差等影響, 實(shí)驗(yàn)材料控制如下：(1)按照普通家庭的消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn), 將課程價(jià)格統(tǒng)一確定為每門(mén)課500元; (2)上課頻率為每?jī)芍芤淮握n, 上課時(shí)間為每天最后一節(jié)學(xué)校課之后(不影響周末安排); (3)統(tǒng)一采用市場(chǎng)上同類(lèi)課程的描述; (4)課程隨機(jī)排列; (5)強(qiáng)調(diào)材料匿名及選擇無(wú)對(duì)錯(cuò), 請(qǐng)按自己的真實(shí)意愿填寫(xiě)。

2.5 結(jié)果與討論

以反應(yīng)模式(接受/拒絕)、決策者角色(小學(xué)生/父母/祖輩)為組間自變量, 課程類(lèi)型(基礎(chǔ)課/拓展課)為組內(nèi)自變量, 以選擇課程數(shù)量為因變量, 進(jìn)行多因素重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果表明, 反應(yīng)模式影響選課數(shù)量的主效應(yīng)顯著(見(jiàn)圖3), 被試在拒絕反應(yīng)模式下選擇更多課程,F(1, 594)=432.18,p ＜0.001,η2=0.42; 決策者角色的主效應(yīng)顯著,F(2, 594) =14.88,p ＜0.001, η2=0.05, 父母組選擇的課程最多(M=5.52), 其次是小學(xué)生組(M=4.54), 祖輩組選擇的課程最少(M=4.33); 課程類(lèi)型的主效應(yīng)顯著,被試選擇的拓展課顯著多于基礎(chǔ)課,F(1, 594) =51.78,p ＜0.001, η2=0.08。

反應(yīng)模式和課程類(lèi)型交互作用顯著,F(1, 594) =11.34,p=0.001, η2=0.02。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)(見(jiàn)圖4), 被試在接受和拒絕反應(yīng)模式下均選擇更多拓展課; 不同的是, 接受反應(yīng)模式下被試選擇基礎(chǔ)課與拓展課的平均數(shù)量差異較大(0.70門(mén)),F(1, 594) =55.78,p〈 0.001, η2=0.09, 而拒絕反應(yīng)模式下選擇基礎(chǔ)課與拓展課的平均數(shù)量差異顯著減小(0.29門(mén)),F(1, 594)=7.33,p=0.007, η2=0.01。課程類(lèi)型和決策者角色交互作用顯著,F(2, 594)=9.42,p ＜0.001,η2=0.03。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 各被試組對(duì)基礎(chǔ)課的偏好有顯著差異,F(2, 594)=3.47,p=0.032, η2=0.01, 父母組選擇的基礎(chǔ)課(M=2.29 ± 1.98)比祖輩組(M=1.89 ± 1.95)更多; 其他組間偏好比較(即小學(xué)生組(M=2.20 ± 1.91)與父母組、小學(xué)生組與祖輩組)的差異未達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著(ps＞0.05)。反應(yīng)模式、決策者角色和課程類(lèi)型三因素?zé)o顯著交互作用,F(2, 594)=0.93,p=0.39。

為進(jìn)一步明確被試在不同反應(yīng)模式下對(duì)課程類(lèi)型的偏好比例變化, 進(jìn)行卡方檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),被試在接受反應(yīng)模式下選擇的基礎(chǔ)課占總選課程比例的36%, 在拒絕反應(yīng)模式下該比例顯著上升到48%,(1)=35.28,p〈 0.001,?=0.11。也就是說(shuō),同接受反應(yīng)模式相比, 被試在拒絕反應(yīng)模式下對(duì)基礎(chǔ)課的偏好比例顯著提升, 拓展課的偏好比例相對(duì)下降, 拓展課和基礎(chǔ)課的偏好分布趨于均衡, 符合預(yù)期假設(shè)。

本實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：(1)人們?cè)诰芙^反應(yīng)模式下均比接受反應(yīng)模式下選擇更多課程; (2)人們?cè)诮邮芎途芙^反應(yīng)模式下均偏好拓展課程, 但同接受反應(yīng)模式相比, 拒絕反應(yīng)模式下對(duì)基礎(chǔ)課的偏好顯著提升, 拓展課和基礎(chǔ)課的偏好差異減小。換言之,通過(guò)操縱反應(yīng)模式, 人們?cè)诰芙^反應(yīng)模式下選擇了更多課程, 對(duì)課程的關(guān)注點(diǎn)從拓展課延伸到了基礎(chǔ)課, 助推了基礎(chǔ)課選擇, 最終實(shí)現(xiàn)拓展課和基礎(chǔ)課均衡選擇。

本實(shí)驗(yàn)還發(fā)現(xiàn)不同決策者對(duì)課程偏好有顯著差異。父母組選擇的課程顯著多于祖輩組和小學(xué)生組, 且比祖輩組更偏好基礎(chǔ)課。但假設(shè)“父母與小學(xué)生的決策更接近, 兩者比祖輩更偏好基礎(chǔ)課”未得到完全驗(yàn)證。本實(shí)驗(yàn)選取的小學(xué)生、父母、祖輩來(lái)自不同家庭, 生活環(huán)境的差異可能增加混淆因素,影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果。為進(jìn)一步驗(yàn)證反應(yīng)模式對(duì)不同決策者角色的課程決策影響, 我們邀請(qǐng)來(lái)自同一家庭中的小學(xué)生、父母、祖輩為被試, 實(shí)施了實(shí)驗(yàn)2。

3 實(shí)驗(yàn)2：反應(yīng)模式對(duì)同一小學(xué)生家庭課程決策的影響

3.1 被試

100個(gè)來(lái)自北京、上海和廣東省的三代同堂的小學(xué)生家庭參與實(shí)驗(yàn)。因全部題目選擇相同答案刪除3個(gè)無(wú)效被試家庭(15位被試)數(shù)據(jù)。97個(gè)有效被試家庭包括426位被試, 其中小學(xué)生98人(M =9.77 ± 1.45歲, 50位男生)、父母173人(M=41.7 ±4.68歲, 79位男性)和祖輩155人(M=68.62 ± 6.58歲, 79位男性)。52個(gè)家庭共227名被試參與接受反應(yīng)模式?jīng)Q策, 45個(gè)家庭共199位被試參與拒絕反應(yīng)模式?jīng)Q策。

3.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、實(shí)驗(yàn)材料及實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、實(shí)驗(yàn)材料及實(shí)驗(yàn)程序等和實(shí)驗(yàn)1一致, 除了實(shí)驗(yàn)2以同個(gè)家庭的三代人為施測(cè)對(duì)象。實(shí)驗(yàn)完成后贈(zèng)送每個(gè)家庭禮品一份。

3.3 結(jié)果和討論

以反應(yīng)模式(接受/拒絕)、決策者角色(小學(xué)生/父母/祖輩)為組間自變量, 課程類(lèi)型(基礎(chǔ)課/拓展課)為組內(nèi)自變量, 選擇課程數(shù)量為因變量, 進(jìn)行多因素重復(fù)測(cè)量方差分析。同實(shí)驗(yàn)1結(jié)果類(lèi)似, 反應(yīng)模式的主效應(yīng)顯著(見(jiàn)圖5), 被試在拒絕反應(yīng)模式下選擇更多課程,F(1, 420)=283.21,p ＜0.001,η2=0.40; 課程類(lèi)型的主效應(yīng)顯著, 被試選擇的拓展課平均數(shù)量顯著多于基礎(chǔ)課,F(1, 420)=52.92,p ＜0.001, η2=0.11; 決策者角色的主效應(yīng)顯著,F(2, 420)=11.11,p ＜0.001, η2=0.05, 父母組平均選課最多(M=5.09), 其次是祖輩組(M=4.36), 小學(xué)生組最少(M=4.05)。反應(yīng)模式和課程類(lèi)型交互作用顯著,F(1, 420)=5.69,p=0.018, η2=0.01。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 同實(shí)驗(yàn)1一致, 被試在接受[F(1,420)=50.18,p ＜0.001, η2=0.11]和拒絕反應(yīng)模式下[F(1, 420)=11.17,p=0.001, η2=0.03]均選擇更多拓展課, 且同接受反應(yīng)模式(0.91門(mén))相比, 被試在拒絕反應(yīng)模式下選擇基礎(chǔ)課與拓展課的數(shù)量差異(0.53門(mén))顯著減小(見(jiàn)圖6)。課程類(lèi)型和決策者角色,以及反應(yīng)模式、決策者角色和課程類(lèi)型三因素均無(wú)顯著交互作用(ps 〉 0.05)。

通過(guò)卡方檢驗(yàn)進(jìn)一步分析被試在不同反應(yīng)模式下對(duì)課程類(lèi)型的偏好比例變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 被試在接受反應(yīng)模式下選擇的基礎(chǔ)課占總選課程的35%, 而在拒絕反應(yīng)模式下該比例顯著上升到 46%,(1)=21.74,p〈 0.001,?=0.11。即在拒絕反應(yīng)模式下, 被試對(duì)基礎(chǔ)課的偏好比例顯著提升, 對(duì)拓展課的偏好比例相對(duì)下降, 拓展課和基礎(chǔ)課的偏好分布趨于均衡, 符合預(yù)期假設(shè)。

與實(shí)驗(yàn)1結(jié)果幾乎一致, 實(shí)驗(yàn)2同樣驗(yàn)證了通過(guò)操縱反應(yīng)模式, 可以提高人們對(duì)基礎(chǔ)課的關(guān)注和選擇, 最終均衡選擇拓展課和基礎(chǔ)課。兩個(gè)實(shí)驗(yàn)一致發(fā)現(xiàn)父母組比其他兩組選擇了更多課程, 可能是因?yàn)楦改钙谕⒆油ㄟ^(guò)課外輔導(dǎo)在學(xué)校教育外得到更多補(bǔ)充。與實(shí)驗(yàn)1不同的是, 實(shí)驗(yàn)2中各決策者角色對(duì)課程類(lèi)型的偏好并無(wú)顯著差異。盡管我們要求每位家庭成員單獨(dú)完成實(shí)驗(yàn)任務(wù), 但實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景仍可能影響家庭成員的感知和決策。當(dāng)實(shí)驗(yàn)在小學(xué)生家庭內(nèi)部進(jìn)行時(shí), 家庭成員可能更容易感受到選課任務(wù)與自己的高相關(guān)度, 即場(chǎng)景卷入度較高, 從而導(dǎo)致三代人的選擇呈現(xiàn)較高一致性。

意外的是, 兩個(gè)實(shí)驗(yàn)均表明, 天性愛(ài)玩的孩子同樣顯著受到反應(yīng)模式效應(yīng)的影響。同父母和祖輩類(lèi)似, 小學(xué)生在拒絕反應(yīng)模式下選擇更多課程, 且增選更多基礎(chǔ)課。這可能與小學(xué)生面臨學(xué)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)有關(guān)。拒絕反應(yīng)模式下, 小學(xué)生更容易意識(shí)到基礎(chǔ)課輔導(dǎo)帶來(lái)的學(xué)業(yè)幫助, 而學(xué)業(yè)成就帶來(lái)的愉悅可能抵消學(xué)生參加基礎(chǔ)課輔導(dǎo)的壓力(彭湃, 2008), 從而使小學(xué)生主動(dòng)選擇更多基礎(chǔ)課。此外, 由于小學(xué)生是課外輔導(dǎo)的直接體驗(yàn)者, 對(duì)輔導(dǎo)內(nèi)容、教學(xué)方式及自己的補(bǔ)課需求均更了解。換言之, 拒絕反應(yīng)模式可能喚起小學(xué)生主動(dòng)學(xué)習(xí)的動(dòng)機(jī), 讓他們做出看似違背“天性”實(shí)則對(duì)長(zhǎng)期發(fā)展有利的決策。

那么, 反應(yīng)模式效應(yīng)在現(xiàn)實(shí)課外輔導(dǎo)中有效嗎？真的可以助推學(xué)生家庭均衡選擇基礎(chǔ)課和拓展課嗎？為了驗(yàn)證反應(yīng)模式助推課程均衡選擇的生態(tài)化效度, 我們實(shí)施了實(shí)驗(yàn)3, 由于課程的報(bào)名人主要為學(xué)生父母, 因此該實(shí)驗(yàn)的被試群體僅為小學(xué)生父母。

4 實(shí)驗(yàn)3：反應(yīng)模式影響小學(xué)生父母的課程決策的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)

4.1 被試

118位廣東省潮州市某區(qū)文化館學(xué)生的課程報(bào)名人參與了現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn), 成功報(bào)名課程的學(xué)生于2018年下學(xué)年按選定的課程上課。因?qū)W生年級(jí)不符(幼兒園及中學(xué)生), 刪除10位無(wú)效被試數(shù)據(jù)。108位有效被試均為小學(xué)生父母(M =38.04 ± 3.58歲,22位男性)。55名被試參與接受反應(yīng)模式?jīng)Q策, 53位被試參與拒絕反應(yīng)模式?jīng)Q策。

4.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

2 (反應(yīng)模式：接受/拒絕) × 2 (課程類(lèi)型：基礎(chǔ)課/拓展課)的混合設(shè)計(jì)。其中, 反應(yīng)模式為組間變量, 課程類(lèi)型為組內(nèi)變量, 因變量為被試選擇的課程數(shù)量。

4.3 自變量的操作檢驗(yàn)

3門(mén)基礎(chǔ)課和3門(mén)拓展課的篩選和評(píng)定步驟如下。首先, 在文化館新學(xué)年擬開(kāi)設(shè)的課程中, 選擇6門(mén)市場(chǎng)上較常見(jiàn)的小學(xué)生課外輔導(dǎo)課程。其次, 邀請(qǐng)20位被試對(duì)6門(mén)課程類(lèi)型進(jìn)行5點(diǎn)評(píng)價(jià)(1=基礎(chǔ)課, 5=拓展課)。結(jié)果表明, 書(shū)法課、美術(shù)課及合唱團(tuán)3門(mén)課程的得分均值都顯著大于3, 即拓展課屬性顯著; 語(yǔ)文作文輔導(dǎo)、數(shù)學(xué)輔導(dǎo)及英語(yǔ)輔導(dǎo)3門(mén)課程的得分均值都顯著小于3, 即基礎(chǔ)課屬性顯著。說(shuō)明實(shí)驗(yàn)3有效設(shè)定了課程類(lèi)型(見(jiàn)表2)。由于本實(shí)驗(yàn)與實(shí)驗(yàn)1中所使用的具體課程名稱(chēng)有所不同, 因此再次做了操縱檢驗(yàn)。我們采用與實(shí)驗(yàn)1相同的特征維度評(píng)定和分析步驟, 邀請(qǐng)了50位小學(xué)生父母分別對(duì)本實(shí)驗(yàn)中的6門(mén)課程的4個(gè)特征維度進(jìn)行評(píng)定。結(jié)果顯示, 拓展課在趣味性體驗(yàn)[M拓展=4.82,M基礎(chǔ)=4.33,F(1, 49)=7.25,p=0.01, η2=0.13]、多樣化程度[M拓展=4.69,M基礎(chǔ)=4.29,F(1,49)=4.44,p=0.04, η2=0.08]維度上的積極特征均比基礎(chǔ)課更突出, 而在促進(jìn)升學(xué)考試[M拓展=3.77,M基礎(chǔ)=5.44,F(1, 49)=34.98,p ＜0.001, η2=0.42]、系統(tǒng)知識(shí)掌握[M拓展=4.01,M基礎(chǔ)=5.01,F(1, 49) =24.13,p ＜0.001, η2=0.33]維度上的消極特征均比基礎(chǔ)課更突出(見(jiàn)圖7)。操縱檢驗(yàn)的結(jié)果再次表明：將拓展課對(duì)應(yīng)于“特征突出”的選項(xiàng), 將基礎(chǔ)課對(duì)應(yīng)于“特征平均”的選項(xiàng)是相對(duì)可接受的。

表2 實(shí)驗(yàn)3課程類(lèi)型控制的分析結(jié)果

4.4 實(shí)驗(yàn)程序

首先告知準(zhǔn)備在文化館上課的學(xué)生家長(zhǎng), 可提前報(bào)名2018年下學(xué)年部分課程, 報(bào)名方式為現(xiàn)場(chǎng)報(bào)名。家長(zhǎng)在報(bào)名表上瀏覽6門(mén)課程名稱(chēng)并完成選課任務(wù), 然后填報(bào)人口學(xué)信息, 并完成其他報(bào)名手續(xù)(由于文化館的課程免費(fèi)向市民開(kāi)放, 故不存在繳納費(fèi)用環(huán)節(jié))。選課任務(wù)分接受和拒絕反應(yīng)模式兩個(gè)版本(見(jiàn)圖8), 每個(gè)反應(yīng)模式各有6種課程隨機(jī)排序版本, 每位被試隨機(jī)獲取一種反應(yīng)模式的報(bào)名表。

4.5 結(jié)果與討論

以反應(yīng)模式(接受/拒絕)為組間自變量, 以課程類(lèi)型(基礎(chǔ)課/拓展課)為組內(nèi)自變量, 以被試選擇的課程數(shù)量為因變量, 進(jìn)行雙因素重復(fù)測(cè)量方差分析。同前兩個(gè)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果類(lèi)似, 反應(yīng)模式的主效應(yīng)顯著(見(jiàn)圖9), 被試在拒絕反應(yīng)模式下選擇更多課程,F(1, 106)=47.71,p ＜0.001, η2=0.31; 課程類(lèi)型的主效應(yīng)顯著, 被試選擇的拓展課顯著多于基礎(chǔ)課,F(1, 106)=41.55,p ＜0.001, η2=0.28。反應(yīng)模式和課程類(lèi)型交互作用顯著,F(1, 106)=10.15,p =0.002, η2=0.09。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 被試在接受和拒絕反應(yīng)模式下均選擇更多拓展課; 不同的是, 接受反應(yīng)模式下被試選擇基礎(chǔ)課與拓展課的數(shù)量差異較大(0.83門(mén)),F(1, 106)=47.27,p〈 0.001, η2=0.31,拒絕反應(yīng)模式下選擇基礎(chǔ)課與拓展課的差異顯著減小(0.28門(mén)),F(1, 106)=5.22,p=0.024, η2=0.05。

用卡方檢驗(yàn)進(jìn)一步分析被試在不同反應(yīng)模式下對(duì)課程類(lèi)型的偏好比例變化。結(jié)果顯示, 被試在接受反應(yīng)模式下選擇的基礎(chǔ)課數(shù)量?jī)H占總選課程的17%, 而在拒絕反應(yīng)模式下該比例顯著上升為44%,(1)=13.88,p〈 0.001,?=0.27。即是說(shuō),被試在接受和拒絕反應(yīng)模式下均偏好拓展課, 但在拒絕反應(yīng)模式下, 對(duì)基礎(chǔ)課的偏好比例顯著提升,對(duì)拓展課的偏好比例相對(duì)下降, 基礎(chǔ)課和拓展課的偏好分布趨于均衡, 符合預(yù)期假設(shè)。

實(shí)驗(yàn)3在真實(shí)場(chǎng)景中考察了反應(yīng)模式對(duì)消費(fèi)者課程選擇的影響。小學(xué)生父母在接受反應(yīng)模式下選擇的拓展課比例具有壓倒性優(yōu)勢(shì)(83%), 而在拒絕反應(yīng)模式下呈現(xiàn)出拓展課(56%)和基礎(chǔ)課(44%)平分秋色的趨勢(shì)。與前兩個(gè)實(shí)驗(yàn)結(jié)論一致, 實(shí)驗(yàn)3中被試在接受和拒絕反應(yīng)模式下均偏好拓展課, 但在拒絕反應(yīng)模式下對(duì)基礎(chǔ)課的偏好顯著提升, 基礎(chǔ)課和拓展課的偏好差異減小。如圖9所示, 被試在拒絕反應(yīng)模式下比接受反應(yīng)模式下平均多選一門(mén)課程, 而這門(mén)課程幾乎就是基礎(chǔ)課。也就是說(shuō), 被試在拒絕反應(yīng)模式下增選了基礎(chǔ)課, 從而選擇了數(shù)量相當(dāng)?shù)耐卣拐n和基礎(chǔ)課?？梢?jiàn), 調(diào)整反應(yīng)模式助推了小學(xué)生父母對(duì)基礎(chǔ)課的關(guān)注和選擇, 實(shí)現(xiàn)基礎(chǔ)課及拓展課均衡發(fā)展。

5 總討論

本研究分別在實(shí)驗(yàn)室(實(shí)驗(yàn)1和2)和真實(shí)場(chǎng)景(實(shí)驗(yàn)3)中探討不同反應(yīng)模式下人們對(duì)基礎(chǔ)課和拓展課的決策差異, 確定了反應(yīng)模式在現(xiàn)實(shí)中對(duì)學(xué)生課外輔導(dǎo)選擇的助推作用, 驗(yàn)證了反應(yīng)模式效應(yīng)的穩(wěn)健性及在兒童教育消費(fèi)場(chǎng)景中的現(xiàn)實(shí)適用性。同以往反應(yīng)模式效應(yīng)的結(jié)果一致(Levin et al., 2002;Peng et al., 2016; Pornpitakpan, 2009; 黃元娜 等,2018; 金立印 等, 2009; 馬京晶, 馬欣昕, 張黎,2008), 本研究發(fā)現(xiàn)小學(xué)生、父母和祖輩三代人在拒絕反應(yīng)模式下均比在接受反應(yīng)模式下選擇更多課程; 明確了三代人雖在接受和拒絕反應(yīng)模式下均偏好拓展課, 但在拒絕反應(yīng)模式下對(duì)基礎(chǔ)課和拓展課的選擇數(shù)均相對(duì)增加, 且對(duì)拓展課的選擇比例相對(duì)減少, 兩種課程的選擇趨于均衡。

現(xiàn)有反應(yīng)模式的研究主要應(yīng)用于二選一或多選一情境, 本研究將其應(yīng)用于多選多情境, 有效拓展了現(xiàn)有反應(yīng)模式效應(yīng)研究的范疇(Park et al.,2000; Peng et al., 2016; Sokolova & Krishna, 2016)。本研究發(fā)現(xiàn), 人們?cè)诰芙^比在接受反應(yīng)模式下選擇了更多課程。依據(jù)普遍存在的參考依賴(lài)及損失厭惡現(xiàn)象, 人們以結(jié)果偏離參照點(diǎn)的程度作為得失雙方的判斷標(biāo)準(zhǔn)(Park et al., 2000; 李鵬娜, 王延伸, 楊金花, 孫彥, 2017)。在接受反應(yīng)模式下以不選任何課程為參考點(diǎn), 選擇更少以規(guī)避金錢(qián)損失; 而在拒絕反應(yīng)模式下以選擇全部課程為參考點(diǎn), 保留更多課程以規(guī)避效用損失。另一種可能性是錨定效應(yīng)(anchoring effects)的影響, 即人們的判斷受到初始呈現(xiàn)數(shù)值的影響。在接受反應(yīng)模式下人們內(nèi)心的錨值為0門(mén)課, 但在拒絕反應(yīng)模式下該錨值分別為10或6門(mén)課, 人們參照錨值進(jìn)行調(diào)整, 但調(diào)整不充分導(dǎo)致選擇結(jié)果接近錨值(Tversky & Kahneman,1974)。因此在接受反應(yīng)模式下選擇更少課程, 而拒絕反應(yīng)模式下選擇更多課程1感謝一位審稿專(zhuān)家提出該寶貴建議。。

三個(gè)實(shí)驗(yàn)均發(fā)現(xiàn), 人們?cè)诮邮芊磻?yīng)模式下更偏好拓展課, 在拒絕反應(yīng)模式下對(duì)拓展課的偏好減弱,但對(duì)基礎(chǔ)課的偏好增加, 兩種課程的選擇差異減少,偏好分布趨于均衡, 與反應(yīng)模式效應(yīng)(Shafir, 1993)的預(yù)期假設(shè)相符。我們猜測(cè), 這是因?yàn)檎n外輔導(dǎo)與學(xué)校課程互補(bǔ)的特點(diǎn)是個(gè)“雙面硬幣”：一面是積極的“得到”, 小學(xué)生得以有更多趣味性體驗(yàn), 得以學(xué)習(xí)多樣化的課程; 一面是消極的“失去”, 小學(xué)生相對(duì)減少了與升學(xué)考試關(guān)系更密切的課程學(xué)習(xí)機(jī)會(huì),相對(duì)降低了系統(tǒng)知識(shí)掌握的程度, 這對(duì)于既希望孩子學(xué)業(yè)成績(jī)好, 又希望孩子全面發(fā)展的家長(zhǎng)而言,是兩難的抉擇。同基礎(chǔ)課相比, 拓展課的趣味性更高、科目?jī)?nèi)容更多樣化, 其積極特征更突出, 與接受反應(yīng)模式兼容性更強(qiáng), 因此人們?cè)诮邮芊磻?yīng)模式下更容易選擇拓展課。然而, 拓展課“泛而不精”, 不利有效地促進(jìn)學(xué)生系統(tǒng)深入地掌握知識(shí), 其消極特征也更突出, 與拒絕反應(yīng)模式的兼容性更強(qiáng), 因而人們?cè)诰芙^反應(yīng)模式下也更容易拒絕拓展課。利用人們?cè)诰芙^反應(yīng)模式下會(huì)更拒絕消極特征突出的拓展課(對(duì)消極特征突出的拓展課的偏好減少)的特點(diǎn), 我們即可助推人們相對(duì)增加對(duì)特征表現(xiàn)平均的基礎(chǔ)課的選擇, 實(shí)現(xiàn)基礎(chǔ)課與拓展課均衡的選擇。

這些重要發(fā)現(xiàn)驗(yàn)證了在現(xiàn)實(shí)教育場(chǎng)景中, 無(wú)需更改原有課程內(nèi)容, 僅以調(diào)整反應(yīng)模式這種低成本、易操作的方式, 即可促使學(xué)生家庭充分權(quán)衡,將關(guān)注點(diǎn)從拓展課延伸到基礎(chǔ)課, 助推基礎(chǔ)課和拓展課均衡發(fā)展。值得注意的是, 課外輔導(dǎo)中是否均衡選擇基礎(chǔ)課和拓展課, 需根據(jù)現(xiàn)實(shí)情況靈活調(diào)整。如小學(xué)生在學(xué)校已很好掌握了基礎(chǔ)課內(nèi)容, 在課外輔導(dǎo)中選擇基礎(chǔ)課則可能不明智2我們感謝兩位審稿專(zhuān)家提出該寶貴意見(jiàn)。; 如果小學(xué)生認(rèn)為基礎(chǔ)課輔導(dǎo)更能滿足自身的個(gè)性化需求, 有意愿參與, 則可鼓勵(lì)孩子參與。教育的最終目標(biāo)是“引出”, 因材施教, 引出其興趣和天分, 激發(fā)其潛能, 促其最優(yōu)發(fā)展, 最終使其擁有自我實(shí)現(xiàn)的能力。因此, 基礎(chǔ)課和拓展課的平衡發(fā)展應(yīng)按需而行。

本研究通過(guò)行為實(shí)驗(yàn)初步考察了兒童教育領(lǐng)域中反應(yīng)模式對(duì)課程偏好決策的影響機(jī)制, 存在一些不足, 值得未來(lái)研究探討。首先, 未來(lái)研究可采用眼動(dòng)追蹤、事件相關(guān)電位和功能性磁共振成像等多種技術(shù)手段, 深入探討反應(yīng)模式效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制。其次, 如果以同樣包括基礎(chǔ)課和拓展課的學(xué)校教育體系為研究場(chǎng)景, 是否仍得出類(lèi)似結(jié)論？現(xiàn)在很多學(xué)校采用課程選修制, 若得出類(lèi)似結(jié)論, 將對(duì)助推學(xué)生的學(xué)科均衡發(fā)展起重要作用。第三, 本研究的操縱檢驗(yàn)(課外輔導(dǎo)課程的類(lèi)型確定及特征評(píng)價(jià))被試均為小學(xué)生家長(zhǎng), 樣本代表范圍有局限性,檢驗(yàn)得出的結(jié)論是否可推廣至其他群體(例如小學(xué)生等)仍需進(jìn)一步探討。第四, 本文未考察就讀年級(jí)、家庭經(jīng)濟(jì)水平、地域等可能調(diào)節(jié)反應(yīng)模式和課程偏好關(guān)系的變量。這些重要而有趣的科學(xué)研究值得深入探討, 將為兒童教育決策提供理論價(jià)值和科學(xué)指導(dǎo)。

本文驗(yàn)證了反應(yīng)模式效應(yīng)適用于兒童教育決策領(lǐng)域, 聚焦小學(xué)生選擇課外輔導(dǎo)的現(xiàn)實(shí)熱點(diǎn)問(wèn)題,為兒童教育研究提供了跨領(lǐng)域的理論線索。更重要的是, 我們用現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)證明, 無(wú)需更改原有選項(xiàng),僅調(diào)整反應(yīng)模式這種簡(jiǎn)單易行的方式, 即可助推小學(xué)生家庭關(guān)注并選擇更多基礎(chǔ)課, 促進(jìn)基礎(chǔ)課和拓展課均衡選擇。這種反應(yīng)模式效應(yīng)在實(shí)驗(yàn)室及真實(shí)的課外輔導(dǎo)場(chǎng)景中均能影響課程選擇, 可為兒童教育者及學(xué)生家庭提供科學(xué)指導(dǎo), 有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

致謝:感謝李紓研究員、沈絲楚博士和欒勝華研究員對(duì)本文多次的悉心指導(dǎo)。感謝梁興麗和王晨茜對(duì)本文數(shù)據(jù)分析提供的建議。感謝黃婉芳和袁娟娟協(xié)助收集實(shí)驗(yàn)一數(shù)據(jù), 感謝楊雨衡、王熠柯和劉瀟協(xié)助收集實(shí)驗(yàn)二數(shù)據(jù), 感謝廣東省潮州市湘橋區(qū)文化館協(xié)助收集實(shí)驗(yàn)三數(shù)據(jù)。