許鑫鳳王 駿王洛忠

（1. 北京師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，北京 100875；2. 北京師范大學(xué) 政府管理學(xué)院，北京 100875）

一、引 言

性別差異是社會學(xué)、心理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)等的重要研究話題。從教育視角看，性別差異不僅是學(xué)生在校學(xué)業(yè)成績差異的來源，也是學(xué)生勞動力市場表現(xiàn)差異的來源（Bedard ＆ Ferrall, 2003；Rose, 2006），且不同性別學(xué)生的非認(rèn)知能力（non-cognitive skill）對學(xué)生表現(xiàn)的性別差異具有相當(dāng)解釋力（劉寶存等，2021）。相關(guān)研究表明，非認(rèn)知能力影響學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)（academic performance）的同時，也影響著個體的勞動收入回報(bào)，并受到研究者的重視（Heckmanet al., 2006；Lindqvist ＆ Vestman, 2009；樂君杰等，2017）。本研究旨在建立非認(rèn)知能力與學(xué)生表現(xiàn)尤其是性別差異之間的聯(lián)系，探討非認(rèn)知能力如何影響學(xué)生表現(xiàn)的性別差異。

絕大多數(shù)國外研究發(fā)現(xiàn)，男生的閱讀成績落后于女生，但數(shù)學(xué)和科學(xué)成績高于女生（Hedges ＆Nowell, 1995；Guisoet al., 2008），男生的數(shù)學(xué)優(yōu)勢確立于小學(xué)階段并不斷強(qiáng)化，高中及以后愈發(fā)顯著（Freeman, 2004；Husain ＆ Millimet, 2009）。但也有研究指出，女生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了對男生的全面超越。斯蒂芬等（Stephen ＆ Sandra, 2005）對英國學(xué)生的研究、利維（Lavy, 2008）對以色列學(xué)生的研究以及福廷等（Fortinet al., 2015）對美國學(xué)生的研究都表明了這一點(diǎn)。有三項(xiàng)研究揭示了我國中學(xué)生學(xué)業(yè)成就的性別差異：賴芳（Lai, 2010）對北京市東城區(qū)普通初中1999 屆學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)，男生雖然不斷追趕并縮小與女生數(shù)學(xué)和科學(xué)成績的差異，但女生在各個分位點(diǎn)上的各科考試成績均優(yōu)于男生。與之類似，孫志軍等（2016）基于某地級市2008-2010 屆普通高中學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，男女生的學(xué)業(yè)成績優(yōu)勢在文理科方面有所不同，男生理科成績的絕對值低于女生、增值高于女生，女生文科成績的絕對值和增值均顯著高于男生。李夢竹（2018）基于中國教育追蹤調(diào)查全國28 個縣級單位的抽樣數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，學(xué)業(yè)成績存在明顯的性別分割現(xiàn)象，男生學(xué)業(yè)成績普遍不如女生。由此可見，無論是國內(nèi)還是國外，男生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)落后于女生已成為不爭的事實(shí)，一些學(xué)者將其稱為“男孩危機(jī)”（李文道等，2012），并引發(fā)廣泛的社會討論。

關(guān)于非認(rèn)知能力發(fā)展與學(xué)業(yè)表現(xiàn)性別差異之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者開展了大量研究。大多數(shù)研究表明，女生的非認(rèn)知能力較高且能夠幫助其取得更高的學(xué)業(yè)成績。廷克林（Tinklin, 2003）認(rèn)為非認(rèn)知能力發(fā)展的差異是解釋學(xué)業(yè)表現(xiàn)性別差異唯一可能的因素，女生對待學(xué)業(yè)的態(tài)度比男生認(rèn)真，能進(jìn)行更精細(xì)的學(xué)習(xí)準(zhǔn)備，更具責(zé)任心和專注力，合作意識和組織能力也更強(qiáng)。瓦努特（Van Houtte,2004）使用比利時34 所中學(xué)的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，女生比男生擁有更端正的學(xué)習(xí)態(tài)度和更強(qiáng)烈的學(xué)習(xí)動機(jī)，這解釋了學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異。達(dá)克沃思等（Duckworth ＆ Seligman, 2006）基于美國某公立精英學(xué)校的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，男生學(xué)業(yè)表現(xiàn)弱于女生的原因是男生沒有女生自律。迪普雷特等（DiPrete ＆Jennings, 2012）以及康韋爾等（Cornwellet al., 2013）使用美國ECLS-K 的數(shù)據(jù)探究非認(rèn)知能力與學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異關(guān)系，發(fā)現(xiàn)男生在學(xué)習(xí)方法、人際交往和自我控制等方面均弱于女生，因而學(xué)業(yè)表現(xiàn)差于女生。戈?duì)柺┨┮虻龋℅olsteyn ＆ Schils, 2014）使用Oaxaca-Blinder 分解方法研究丹麥小學(xué)六年級學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)，細(xì)致地探討了智商和非認(rèn)知能力與學(xué)業(yè)表現(xiàn)的性別差異關(guān)系，發(fā)現(xiàn)非認(rèn)知能力在稟賦效應(yīng)中占主體地位。國內(nèi)關(guān)于非認(rèn)知能力與學(xué)業(yè)成績的性別差異關(guān)系研究尚處于起步階段。雷萬鵬等（2021）發(fā)現(xiàn)，初中生非認(rèn)知能力發(fā)展存在性別差異，除情緒穩(wěn)定外，男生其他非認(rèn)知能力均低于女生，且各項(xiàng)非認(rèn)知能力對學(xué)業(yè)成績都具有正向影響。

基于北京市城市功能拓展區(qū)3 個區(qū)縣40 所普通小學(xué)四年級學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)，本研究探討了非認(rèn)知能力發(fā)展與學(xué)生表現(xiàn)的性別差異關(guān)系。相比于已有研究，本研究的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在四方面：首先，采用大樣本量化研究證實(shí)了非認(rèn)知能力發(fā)展對學(xué)生表現(xiàn)性別差異的影響，彌補(bǔ)了國內(nèi)相關(guān)研究領(lǐng)域的不足。其次，不僅考察了以自尊、自我控制、學(xué)校適應(yīng)和合作等維度為代表的非認(rèn)知能力對學(xué)生表現(xiàn)性別差異的影響，還比較了上述維度對學(xué)生表現(xiàn)性別差異影響的大小。再次，涉及的學(xué)生表現(xiàn)不僅包括學(xué)業(yè)成績，還包括學(xué)生不良行為發(fā)生情況，同時將以往學(xué)業(yè)成績的性別差異研究從中學(xué)向前延伸至小學(xué)，為該研究領(lǐng)域提供了更豐富的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。最后，特別關(guān)注后進(jìn)生表現(xiàn)的性別差異以及非認(rèn)知能力對這種差異的影響，為提升后進(jìn)生表現(xiàn)提供了合理途徑。

二、數(shù)據(jù)、模型與變量

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自“北京市義務(wù)教育發(fā)展?fàn)顩r調(diào)查”項(xiàng)目。該項(xiàng)目主持單位是北京師范大學(xué)首都教育經(jīng)濟(jì)研究院，調(diào)查時間為2016 年11月至2017 年1 月。此次調(diào)查采用隨機(jī)整群抽樣方法，在北京市城市功能拓展區(qū)3 個區(qū)縣隨機(jī)抽取40 所小學(xué)的166 個四年級班級的5 607 名學(xué)生及其家長、任課教師和校領(lǐng)導(dǎo)開展調(diào)查。剔除重要變量缺失值后，本研究的樣本量為4 695。

調(diào)查問卷分別面向?qū)W生、家長、任課教師和校領(lǐng)導(dǎo)。除針對家長采用紙質(zhì)問卷外，其余三種問卷均采用網(wǎng)上填答，學(xué)生在調(diào)查員的指導(dǎo)和監(jiān)督下現(xiàn)場完成問卷。調(diào)查內(nèi)容涉及學(xué)生及其家長的戶籍、居住地和就讀（或工作）信息，學(xué)生的日常行為表現(xiàn)和非認(rèn)知發(fā)展，教育補(bǔ)習(xí)和父母參與等。本研究還獲取了樣本學(xué)生2015-2016 學(xué)年第二學(xué)期期末考試和2016-2017 學(xué)年第一學(xué)期期末考試的數(shù)學(xué)、語文和英語的原始成績，2015-2016 學(xué)年和2016-2017 學(xué)年的體質(zhì)測試成績和體檢信息等數(shù)據(jù)。

（二）模型設(shè)計(jì)

本研究關(guān)注學(xué)生表現(xiàn)的性別差異，它由式（1）估計(jì)得到：

其中，Yict和Yic,t-1分 別表示班級c學(xué)生i的當(dāng)期表現(xiàn)和前期表現(xiàn)，Gic是性別虛擬變量，Xict是控制變量，包括學(xué)生的個體特征和家庭背景特征， μc表示班級固定效應(yīng)， εict表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于模型控制了Yic,t-1，故式（1）為教育生產(chǎn)函數(shù)研究的增值模型（Valueadded model），α2衡量的是不同性別學(xué)生的表現(xiàn)增值在班級內(nèi)部的差異。如果不控制Yic,t-1，α2衡量的是不同性別學(xué)生表現(xiàn)在班級內(nèi)部的絕對差異。

為探討非認(rèn)知能力對學(xué)生表現(xiàn)性別差異的影響，本研究在式（1）的基礎(chǔ)上加入非認(rèn)知能力NC，得到式（2）：

（三）變量描述

1. 被解釋變量

本研究的被解釋變量為學(xué)生表現(xiàn)，包括學(xué)業(yè)成績和日常行為兩方面。學(xué)業(yè)成績使用期末考試成績衡量，包括2016-2017 學(xué)年第一學(xué)期期末考試的數(shù)學(xué)、語文和英語成績。盡管各校使用相同的期末考試試卷，但考慮到評判標(biāo)準(zhǔn)和閱卷尺度等原因，本研究將考試成績進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。日常行為得分由七類行為（逃課、遲到和早退，罵人、說臟話，打架，欺負(fù)弱小同學(xué)，抽煙、喝酒，抄襲作業(yè)、考試作弊，上網(wǎng)吧、游戲廳）發(fā)生頻率對應(yīng)的得分取均值，各項(xiàng)行為頻率“從不”“偶爾”“有時”“經(jīng)?！焙汀翱偸恰狈謩e對應(yīng)5 分、4 分、3 分、2 分和1 分，日常行為得分越高表明學(xué)生日常行為表現(xiàn)越好。表一報(bào)告了上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯臄?shù)學(xué)、語文和英語成績分別高于男生0.08、0.38 和0.37 個標(biāo)準(zhǔn)分，日常行為得分高于男生0.12 分。T 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，上述學(xué)生表現(xiàn)的性別差異在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。其他國家的研究發(fā)現(xiàn)，雖然男生語言類科目的學(xué)業(yè)成績落后于女生，但數(shù)學(xué)成績居領(lǐng)先優(yōu)勢。在本研究中，男生的數(shù)學(xué)成績依然顯著低于女生。

2. 解釋變量

本研究有兩個重要解釋變量：一是性別虛擬變量Gic，女生取值為1，男生取值為0；二是非認(rèn)知能力得分NC，涉及的非認(rèn)知能力包括自尊、自我控制、學(xué)校適應(yīng)和合作等四個維度。自尊指個體關(guān)于自我價值和自我接納的總體感受（Rosenberg,1965）。自我控制指為了實(shí)現(xiàn)能帶來長期利益的目標(biāo)，個體有意識地控制沖動行為、抵制滿足直接需要和愿望的能力（Haggeret al., 2010），自我控制又分情緒控制、行為控制和思維控制三個維度（王紅姣等，2004）。學(xué)校適應(yīng)指在學(xué)校背景下學(xué)生愉快地參與學(xué)?；顒硬@得學(xué)業(yè)成功的狀況（Laddet al., 1997）。合作指個人與個人、群體與群體之間為達(dá)到共同目的，彼此配合的一種聯(lián)合行為或方式。

上述量表主要參考“中國兒童青少年心理發(fā)育特征調(diào)查項(xiàng)目”量表（董奇等，2011），每個維度給出5-10 項(xiàng)學(xué)生日常生活行為表現(xiàn)的說法，學(xué)生根據(jù)其與自己的實(shí)際情況相符合程度選擇“非常符合”“符合”“不符合”和“非常不符合”。如果說法為正向表述，四個選項(xiàng)依次記4 分、3 分、2 分和1 分；反之，四個選項(xiàng)依次記1 分、2 分、3 分和4 分。每個維度下所有題目得分均值為相應(yīng)維度的非認(rèn)知能力得分，得分越高表示學(xué)生的非認(rèn)知能力越強(qiáng)。表二報(bào)告了自尊、情緒控制、行為控制、思維控制、學(xué)校適應(yīng)和合作六項(xiàng)得分的性別差異?？梢钥闯?，女生的非認(rèn)知能力各維度得分明顯高于男生。其中，性別差異最大的是行為控制和思維控制得分，相差0.20 分；其次是學(xué)校適應(yīng)和合作得分，相差0.14 分；差異最小的是自尊和情緒控制得分，相差0.10 分。T 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，非認(rèn)知能力的性別差異在1%水平上顯著。由此可見，女生在學(xué)習(xí)表現(xiàn)和非認(rèn)知能力發(fā)展方面均優(yōu)于男生。

表一 被解釋變量描述性統(tǒng)計(jì)

表二 解釋變量描述性統(tǒng)計(jì)

3. 控制變量

控制變量包括前期成績、個體特征和家庭背景。前期成績?yōu)?015-2016 學(xué)年第二學(xué)期期末考試數(shù)學(xué)、語文和英語成績在學(xué)校層面的標(biāo)準(zhǔn)化得分。個體特征變量包括年齡、是否京籍的虛擬變量（京籍=1）、是否獨(dú)生子女的虛擬變量（獨(dú)生子女=1）、出生體重（主要用于控制先天因素對個體學(xué)業(yè)成績增值的影響）。此外，考慮到教育補(bǔ)習(xí)對學(xué)業(yè)成績的影響，本研究還控制了是否參與對應(yīng)學(xué)科課外補(bǔ)習(xí)的虛擬變量（參與=1）。家庭背景變量包括家庭的文化資本、政治資本和經(jīng)濟(jì)資本，分別用父母受教育年限較大值、父母至少一方是黨員的虛擬變量（是=1）、孩子家庭教育支出來衡量。其中，孩子家庭教育支出包括本學(xué)期交給學(xué)校的日常費(fèi)用（包括教輔材料費(fèi)、校服費(fèi)和活動費(fèi)），交給學(xué)校的贊助費(fèi)、擇校費(fèi)或借讀費(fèi)，以及課外補(bǔ)習(xí)班、興趣班費(fèi)用。研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)這一性別差異僅對與數(shù)學(xué)教育補(bǔ)習(xí)統(tǒng)計(jì)顯著，而對語文和英語不顯著。從家庭背景看，男生父母的平均受教育年限和教育支出顯著低于女生，但父母至少有一方是黨員的男生與女生無顯著差異，這說明家庭背景的性別差異主要體現(xiàn)在文化資本和經(jīng)濟(jì)資本。

表三 控制變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、非認(rèn)知能力與學(xué)生表現(xiàn)的性別差異

（一）學(xué)生表現(xiàn)的性別差異

式（1）的估計(jì)結(jié)果如表四所示。從回歸模型的R2值看，解釋變量和控制變量對學(xué)業(yè)成績的解釋程度為40%，對日常行為得分的解釋程度為13%，說明模型有較好的解釋力。所有模型的VIF 值遠(yuǎn)小于10，說明模型設(shè)定不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。本研究關(guān)注學(xué)生表現(xiàn)的性別差異，故重點(diǎn)在于女生虛擬變量的估計(jì)系數(shù)。在控制前期成績、個體特征、家庭背景特征和班級固定效應(yīng)后，女生的數(shù)學(xué)成績比男生高0.045 個標(biāo)準(zhǔn)分，但在10%水平上統(tǒng)計(jì)不顯著；語文和英語成績分別比男生高0.273 和0.155 個標(biāo)準(zhǔn)分，二者均在1%水平上顯著；日常行為得分比男生高0.121 分，在1%水平上顯著（見表四）。由此可見，剔除個體特征、家庭背景因素和班級異質(zhì)性影響后，語言類學(xué)科的學(xué)業(yè)成績和日常行為得分的性別差異顯著，但數(shù)學(xué)成績的性別差異不顯著。

表四 學(xué)生表現(xiàn)的影響因素

其他變量對學(xué)生表現(xiàn)的影響見表四。在增值模型中，前期成績的估計(jì)系數(shù)約為0.559 且統(tǒng)計(jì)顯著。除對英語成績有負(fù)向影響外，年齡對學(xué)生表現(xiàn)的影響均為正，但年齡的所有估計(jì)系數(shù)均統(tǒng)計(jì)不顯著，表明學(xué)生表現(xiàn)不會因?yàn)槿雽W(xué)早晚而產(chǎn)生顯著差異，這與費(fèi)爾蒂希等（Fertig ＆ Kluve, 2005）對德國學(xué)生的研究結(jié)論相似。京籍學(xué)生的學(xué)業(yè)成績比非京籍學(xué)生顯著低0.1 分左右，原因可能在于非京籍學(xué)生的平均能力或努力程度更高。獨(dú)生子女的英語成績顯著高于非獨(dú)生子女，但數(shù)學(xué)、語文成績和日常行為得分與非獨(dú)生子女無顯著性差異，這可能因?yàn)楦改笇Κ?dú)生子女的重視程度更高，從而給予其更多更優(yōu)質(zhì)的教育資源，并且家庭教育資源也不會被兄弟姐妹稀釋（薛海平等，2016）。出生體重對數(shù)學(xué)成績有顯著的正向影響，但未顯著影響語文和英語成績，這可能是因?yàn)槌錾w重能夠在一定程度上反映學(xué)生的先天能力，相比于語言類學(xué)科的學(xué)業(yè)成績，數(shù)學(xué)成績與學(xué)生先天能力因素關(guān)系更大。參加語文課外補(bǔ)習(xí)沒有顯著提高學(xué)生的語文成績，但參加數(shù)學(xué)和英語課外補(bǔ)習(xí)能分別提高成績0.118 分和0.191 分，這與薛海平（2015）的研究結(jié)論相同，這可能是因?yàn)閿?shù)學(xué)和英語成績的提高更依賴于短期培訓(xùn)和重復(fù)練習(xí)，而語文成績的提高更依賴于平時的閱讀和長期的積累。從家庭背景特征看，除個別估計(jì)系數(shù)外，父母受教育年限較大值、父母至少一方是黨員的虛擬變量以及孩子教育支出能夠顯著影響學(xué)生表現(xiàn)。由此可見，家庭的文化資本、政治資本和經(jīng)濟(jì)資本都能夠顯著影響學(xué)生表現(xiàn)。

（二）非認(rèn)知能力、學(xué)生表現(xiàn)及其性別差異

為考察非認(rèn)知能力對學(xué)生表現(xiàn)性別差異的影響，本研究在式（1）的基礎(chǔ)上增加了非認(rèn)知能力得分，估計(jì)結(jié)果見表五。整體來看，非認(rèn)知能力顯著影響學(xué)生表現(xiàn)。從學(xué)科看，自尊和思維控制得分顯著影響學(xué)生的數(shù)學(xué)成績，自我控制的三個維度得分均對語文成績產(chǎn)生顯著影響，行為控制、思維控制和學(xué)校適應(yīng)得分均顯著影響學(xué)生的英語成績。從非認(rèn)知能力的不同維度看，自尊得分顯著影響數(shù)學(xué)成績；自我控制三個維度中，思維控制對各科成績和日常行為有顯著影響，而且對數(shù)學(xué)和語文成績的影響明顯高于其他維度，行為控制得分對英語成績的影響與思維控制得分比較接近，但對日常行為得分的影響明顯高于其他維度；學(xué)校適應(yīng)得分對英語成績和日常行為有顯著影響；合作得分對學(xué)生表現(xiàn)的影響均不顯著。

表五 非認(rèn)知能力、學(xué)生表現(xiàn)與性別差異

究其原因，自尊得分可衡量學(xué)生對自我能力和價值的認(rèn)可程度，也能間接反映學(xué)生對自身學(xué)習(xí)能力的自信程度。由于數(shù)學(xué)成績與自身能力相關(guān)性高，故數(shù)學(xué)成績顯著受到自尊得分的影響。自我控制涉及學(xué)生在學(xué)習(xí)和生活中的情緒管理、思維管理和行為管理的程度，與學(xué)生學(xué)習(xí)持久性、注意力集中程度、特定情境下（如考試）情緒調(diào)節(jié)能力等密切相關(guān)，故自我控制能夠顯著影響學(xué)生的學(xué)業(yè)成績。學(xué)校適應(yīng)反映了學(xué)生對學(xué)校和班級的適應(yīng)和喜愛程度，學(xué)生的學(xué)校適應(yīng)性越強(qiáng)，越能遵守學(xué)校和班級紀(jì)律，降低不良行為的發(fā)生率，也越能將對學(xué)校和班級的喜愛轉(zhuǎn)化為努力學(xué)習(xí)的主觀能動性，從而獲得更好的學(xué)業(yè)表現(xiàn)，因此能顯著影響學(xué)生表現(xiàn)特別是日常行為得分。合作傾向于測量學(xué)生參與集體活動的表現(xiàn)，可能在小學(xué)階段，合作行為更多發(fā)生在活動過程而非學(xué)習(xí)過程中，故本研究未發(fā)現(xiàn)合作顯著影響學(xué)生學(xué)業(yè)表現(xiàn)。

其次，在加入非認(rèn)知能力得分前后，女生虛擬變量估計(jì)系數(shù)的變化見表六。可以看出，在加入非認(rèn)知能力各維度得分后，數(shù)學(xué)成績的性別差異依然不顯著，但降低了0.043 個標(biāo)準(zhǔn)分，下降幅度達(dá)95.6%。語文成績和英語成績的性別差異雖然在1%水平上顯著，但這種差異分別從0.273 和0.155個標(biāo)準(zhǔn)分下降至0.209 和0.118 個標(biāo)準(zhǔn)分，下降幅度分別為23.4%和23.9%。日常行為得分的性別差異也在加入非認(rèn)知能力得分后下降了0.032 分，下降幅度達(dá)到26.4%。由于女生的非認(rèn)知能力和學(xué)生表現(xiàn)均顯著優(yōu)于男生，且非認(rèn)知能力能夠顯著提升學(xué)生表現(xiàn)，故模型中加入非認(rèn)知能力得分后，女生虛擬變量的估計(jì)系數(shù)明顯下降。由此可見，非認(rèn)知能力在一定程度上解釋了學(xué)生表現(xiàn)的性別差異。

最后，本研究考察了非認(rèn)知能力的哪個維度對學(xué)生表現(xiàn)性別差異的解釋程度高。表五顯示，自我控制特別是思維控制和行為控制對學(xué)生表現(xiàn)的影響更顯著，故本研究基于式（1）估計(jì)以下模型：一是加入自我控制的三個維度得分，二是僅加入思維控制得分，三是僅加入行為控制得分，估計(jì)結(jié)果見表六。從估計(jì)系數(shù)看，模型（c）中女生虛擬變量的估計(jì)系數(shù)和下降幅度幾乎與模型（b）完全一致，模型（d）和模型（e）中女生虛擬變量的估計(jì)系數(shù)略大于模型（b），下降幅度略小于模型（b），但比較接近。由此可見，在非認(rèn)知能力解釋學(xué)生表現(xiàn)的性別差異時，自我控制起主要作用。其中，學(xué)業(yè)成績的性別差異主要由思維控制解釋，日常行為的性別差異主要由行為控制解釋。如前文所述，這是因?yàn)樗季S控制與堅(jiān)持、理智、認(rèn)真、耐心等學(xué)習(xí)特質(zhì)的關(guān)系更密切，而不良行為的發(fā)生率與學(xué)生對自我行為管理的態(tài)度與方式更相關(guān)。

（三）后進(jìn)生學(xué)生表現(xiàn)的性別差異與非認(rèn)知能力

異在低分位點(diǎn)更大的研究結(jié)論基本一致。由此可見，女生的學(xué)業(yè)成績分布存在明顯的“地板磚效應(yīng)”（floor effect），而非“天花板效應(yīng)”（ceiling effect）。因此，本研究特別希望了解在控制前測成績、個體特征、家庭背景特征和班級固定效應(yīng)后，后進(jìn)生表現(xiàn)的性別差異有多大，非認(rèn)知能力能夠在多大程度上解釋這種差異。

為實(shí)現(xiàn)上述研究目的，本研究采用分位數(shù)回歸方法①（Koenker ＆ Bassrtt, 1978）估計(jì)式（1），10 分位點(diǎn)的估計(jì)結(jié)果見表七。可以看出，后進(jìn)生表現(xiàn)的性別差異遠(yuǎn)大于全體學(xué)生。后進(jìn)生的數(shù)學(xué)、語文和英語成績的性別差異分別為0.072、0.323 和0.217個標(biāo)準(zhǔn)分，日常行為得分的性別差異高達(dá)0.286 分。進(jìn)一步加入非認(rèn)知能力得分后，女生虛擬變量的估計(jì)系數(shù)出現(xiàn)了不同程度的下降，數(shù)學(xué)成績的性別差異縮小了0.069 個標(biāo)準(zhǔn)分，下降幅度高達(dá)95.8%，語文和英語成績性別差異的下降幅度分別為36.5%和23.0%，日常行為得分性別差異縮小了0.118 分，變化幅度達(dá)41.3%。相比于全體學(xué)生，后進(jìn)生表現(xiàn)特別是日常行為得分的性別差異顯著增大，非認(rèn)知能力對后進(jìn)生的語文成績和日常行為得分性別差異的解釋程度也顯著提高。因此，縮小后進(jìn)生表現(xiàn)的性別差異有賴于后進(jìn)生中男生表現(xiàn)的改善，進(jìn)一步依賴于這部分學(xué)生非認(rèn)知能力的發(fā)展與提高。

表六 非認(rèn)知能力對學(xué)生表現(xiàn)性別差異的影響

圖1 不同分位點(diǎn)學(xué)業(yè)成績的性別差異

四、結(jié)論與討論

本研究基于對北京市城市功能拓展區(qū)40 所普通小學(xué)的調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了學(xué)生表現(xiàn)的性別差異及其與學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展之間的關(guān)系，得到如下幾點(diǎn)結(jié)論：首先，在控制前期成績、個體特征變量、家庭背景特征和班級固定效應(yīng)后，語言類學(xué)科的學(xué)業(yè)成績和日常行為得分存在顯著性別差異，但數(shù)學(xué)成績不存在顯著性別差異。其次，非認(rèn)知能力特別是自我控制能夠顯著影響學(xué)生表現(xiàn)，其中思維控制對學(xué)業(yè)成績的影響更大，行為控制對日常行為得分的影響更大。再次，非認(rèn)知能力在一定程度上解釋了學(xué)生表現(xiàn)的性別差異，在自尊、自我控制、學(xué)校適應(yīng)和合作四個維度中，自我控制起主要作用。其中，學(xué)業(yè)成績的性別差異主要由思維控制解釋，日常行為得分的性別差異主要由行為控制解釋。最后，后進(jìn)生表現(xiàn)的性別差異遠(yuǎn)大于全體學(xué)生，非認(rèn)知能力對后進(jìn)生的語文成績和日常行為得分性別差異的解釋程度也更高。

本研究獲得如下研究啟示。首先，男生的表現(xiàn)落后于女生，非認(rèn)知能力能夠在一定程度上解釋這一現(xiàn)象。由于生理差異，男生的心智成熟較晚，非認(rèn)知能力發(fā)展自然也滯后于女生，因此教育工作者和家長應(yīng)理性對待學(xué)生表現(xiàn)的這種性別差異，給予男生更多的成長空間（既包括學(xué)習(xí)空間，也包括心靈空間）。教師和家長應(yīng)給予男孩“最少的指導(dǎo)、最大的耐性和最多的鼓勵”，少一些抱怨、嚴(yán)苛和束縛，多一些理解、寬容和自由。其次，大部分國外研究表明男生在小學(xué)階段已經(jīng)建立數(shù)學(xué)成績的優(yōu)勢，但閱讀成績明顯落后于女生。然而，本研究發(fā)現(xiàn)男生語言類科目的學(xué)業(yè)成績和數(shù)學(xué)成績均落后于女生，盡管數(shù)學(xué)成績的性別差異不顯著。由此可見，男生的表現(xiàn)相比于女生依然落后。因此，鑒于自尊和學(xué)校適應(yīng)等非認(rèn)知能力對學(xué)生表現(xiàn)的顯著影響，教育工作者應(yīng)盡力保護(hù)男生的自尊心，幫助男生樹立信心，讓男生感受到自身存在的價值與意義，不要輕易通過比較男女生差異打擊男生，更不應(yīng)隨意給男生貼標(biāo)簽。此外，盡管自我控制能力受大腦發(fā)育等生理因素的影響不易被干預(yù)，但教師和家長應(yīng)盡量幫助男生形成良好的行為習(xí)慣，提高其自律和自理能力，以防生理發(fā)育劣勢轉(zhuǎn)化為學(xué)業(yè)成就劣勢。最后，男生中后進(jìn)生的表現(xiàn)與女生的差距更大，這種差異被非認(rèn)知能力解釋的程度也更高。因此，教師應(yīng)更加關(guān)注后進(jìn)男生非認(rèn)知能力的塑造和提高，使其具備生活和學(xué)習(xí)所必需的各項(xiàng)能力，幫助其取得良好的學(xué)生表現(xiàn)。

表七 后進(jìn)生非認(rèn)知能力與學(xué)生表現(xiàn)的性別差異

[注釋]

① 分位數(shù)回歸能夠在不受異方差和被解釋變量分布偏斜困擾的同時，把解釋變量對被解釋變量的影響在后者的整個分布上顯示出來。此外，分位數(shù)回歸還可以觀測到個體不可觀測的異質(zhì)性，這對于理解學(xué)生表現(xiàn)的性別差異至關(guān)重要。