周建華 單正義 覃紅霞

（廈門大學(xué)教育研究院，廈門 361005）

一、問題提出

2014 年，《國務(wù)院關(guān)于深化考試招生制度改革的實(shí)施意見》（國發(fā)〔2014〕35 號）的發(fā)布拉開了新高考改革的序幕，并將“增加學(xué)生的選擇性，分散學(xué)生的考試壓力，促進(jìn)學(xué)生全面而有個(gè)性的發(fā)展”作為高考綜合改革的基本價(jià)值取向之一。截至目前，全國29 個(gè)省份先后分五批啟動(dòng)新高考改革，其中6 個(gè)省份采用“3+3”模式，23 個(gè)省份采用“3+1+2”模式。新高考改革在促進(jìn)學(xué)生健康發(fā)展、提高人才選拔水平以及維護(hù)社會(huì)公平上發(fā)揮了重要作用，但在現(xiàn)實(shí)層面也遭遇“功利選科”“理科遇冷”“考試知識基礎(chǔ)與大學(xué)學(xué)科要求匹配性偏差”等諸多質(zhì)疑（劉希偉，2019）。對此，教育主管部門不斷總結(jié)經(jīng)驗(yàn)、及時(shí)調(diào)整政策，針對“3+3”“3+1+2”兩種不同的模式，先后于2018 年、2019 年和2021 年發(fā)布了《普通高校本科招生專業(yè)選考科目要求指引（試行）》《普通高校本科招生專業(yè)選考科目要求指引（3+1+2 模式）》《普通高校本科招生專業(yè)選考科目要求指引（通用版）》等文件，對選科工作予以適當(dāng)調(diào)整和優(yōu)化，并要求各地高中學(xué)校加強(qiáng)對學(xué)生選科的指導(dǎo)。

對于制度的種種質(zhì)疑及相應(yīng)調(diào)整主要圍繞一個(gè)關(guān)鍵問題，即“新高考是否有效地促進(jìn)了學(xué)生自主選科”展開，其實(shí)質(zhì)隱含了兩個(gè)值得思考的問題：學(xué)生對新高考自主選科的評價(jià)如何?不同模式下學(xué)生選科的自主性是否存在差異？針對這些問題，需要在準(zhǔn)確界定“自主選科”本質(zhì)涵義的基礎(chǔ)上，擇取適切的研究工具，運(yùn)用大樣本數(shù)據(jù)予以科學(xué)準(zhǔn)確的判斷和分析。因此，本研究以親歷高考全過程的大學(xué)生作為研究對象，從2022 年“高考改革問卷調(diào)查”數(shù)據(jù)庫中選取了31 656 份大學(xué)生樣本，運(yùn)用改進(jìn)后的CatBoost 回歸樹模型，圍繞“新高考是否促進(jìn)學(xué)生自主選科”這一問題進(jìn)行深入的實(shí)證分析。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)生能否自主選科，既是廣泛關(guān)注的社會(huì)熱點(diǎn)，也是學(xué)界的研究焦點(diǎn)所在。隨著高考改革的實(shí)施和推進(jìn)，社會(huì)高度關(guān)注選科制度設(shè)計(jì)、規(guī)則調(diào)整所帶來的“選科熱度不均”“功利性選科傾向”等現(xiàn)實(shí)問題。對此，學(xué)者們從政策依據(jù)、影響因素、選科成效、問題反思、改進(jìn)對策等視角，采取多種研究方式對學(xué)生自主選科問題進(jìn)行檢視和探討，形成了不同觀點(diǎn)和前期結(jié)論。本研究重點(diǎn)從學(xué)生選科影響因素、自主選科績效實(shí)現(xiàn)和學(xué)生選科自由度調(diào)適這三個(gè)焦點(diǎn)問題予以梳理。

（一）學(xué)生選科決策的影響因素

對于選科決策的影響因素，一般認(rèn)為個(gè)人、家庭、學(xué)校、政策和社會(huì)等因素的耦合體既是學(xué)生選科決策的重要支撐，又是鉗制學(xué)生自主選擇的現(xiàn)實(shí)桎梏（Ajzen，1991）。個(gè)人因素、家庭因素、學(xué)校因素、政策因素和社會(huì)因素均會(huì)對學(xué)生的選科決策產(chǎn)生綜合性的影響（劉寶劍，2015）。個(gè)人因素中主要涉及專業(yè)興趣（Schwartz, 1992）、學(xué)業(yè)基礎(chǔ)和學(xué)習(xí)能力（金紅昊，鮑威，2021）、發(fā)展?jié)摿Γㄠ嵢袅?，周鈺笙?022）、性格特征（Lapan et al., 1996）、自我規(guī)劃與自我效能（Wigfield & Eccles，2000）、學(xué)科態(tài)度（Koballa, 1988）以及學(xué)生性別（Davies et al., 2008）等。家庭因素則包括家庭城鄉(xiāng)背景、經(jīng)濟(jì)背景、父母職業(yè)背景和父母教育經(jīng)歷（Brooks, 2003；方芳，鐘秉林，2022）、父母教育價(jià)值觀和家長意見（Boon,2012）等。學(xué)校因素主要包括教師指導(dǎo)（Dilnot, 2016）、競爭強(qiáng)度、學(xué)科難度、科目結(jié)構(gòu)（Jake et al.,2018）、高中類型等因素。政策因素主要由考試制度、錄取要求和高校專業(yè)要求（Peter & Marco, 2018）等組成。社會(huì)因素則與社會(huì)價(jià)值觀念、職業(yè)顧問建議、招生宣傳與引導(dǎo)（苗學(xué)杰，2018）等息息相關(guān)。

基于此，本研究認(rèn)為學(xué)生的自主選科是學(xué)生基于個(gè)人學(xué)業(yè)競爭資本（學(xué)習(xí)成績、學(xué)習(xí)興趣等）和未來生涯規(guī)劃理性考慮，自主做出的科目組合抉擇。同時(shí)，將高考選科的一般決策過程歸納為：學(xué)生基于個(gè)人的主觀意愿（學(xué)習(xí)興趣、性格特點(diǎn)、職業(yè)規(guī)劃等）和客觀條件（學(xué)習(xí)成績、家庭條件、高中條件、報(bào)考要求等）對選科做出初步設(shè)想，同時(shí)在家長、教師、同學(xué)、輿論等外界影響因素的作用下，做出選科決策的全過程（如圖1 所示）。

圖1 高考選科決策過程

（二）關(guān)于新高考改革是否促進(jìn)學(xué)生自主選科的爭議

增加學(xué)生的自主選擇性是高考綜合改革的價(jià)值取向之一（樂毅等，2019）。新高考背景下學(xué)生可以在學(xué)業(yè)水平考試科目中，依據(jù)自身的學(xué)科興趣、知識基礎(chǔ)、職業(yè)志向和高校專業(yè)要求自主確定科目組合（李軍靠等，2018）。因此，部分學(xué)者認(rèn)為新高考改革促進(jìn)了學(xué)生自主選科，其依據(jù)在于：一是新高考取消了學(xué)生的選科限制，分散了學(xué)生的考試壓力，促進(jìn)了學(xué)生高中與大學(xué)教育的銜接和學(xué)業(yè)適應(yīng)性（鮑威，金紅昊，2020）；二是拓展了選考科目的選擇空間，賦予學(xué)生自主選擇的權(quán)限和空間，積極呼應(yīng)了“把學(xué)生健康成長成才作為改革的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)”的改革初衷（戴海光等，2019）。早期，基于浙江省高考生的多項(xiàng)調(diào)查結(jié)果也證實(shí)了這一觀點(diǎn)，大多數(shù)學(xué)生是基于學(xué)科興趣和學(xué)習(xí)基礎(chǔ)而選擇考試科目，其中70%以上的高考生在選科過程中擁有完全或大部分的決策權(quán)（張雨強(qiáng)等，2018）。這在一定意義上實(shí)現(xiàn)了“選其所好，考其所長”的改革目標(biāo)（邵光華，吳維維，2018）。此外，也有質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，高考選科各利益相關(guān)者在“討價(jià)還價(jià)”中逐漸形成較為穩(wěn)定的秩序（范家祺，柯政，2022），在這一復(fù)雜進(jìn)程中，大部分學(xué)生在整體上掌握了最終的選科決定權(quán)。

與此同時(shí)，也有學(xué)者指出，盡管新高考拓展學(xué)生選擇空間的政策設(shè)計(jì)具有一定的合理性，但在實(shí)踐中“3+3”模式科目組合過于復(fù)雜，導(dǎo)致學(xué)生、家長乃至學(xué)校難以掌握（劉海峰，2019）；“3+1+2”模式減少了可選科目的組合，但學(xué)生的選擇空間被嚴(yán)重壓縮（邊新燦，2022）。隨著選科指引和有關(guān)細(xì)則的相繼出臺，對早前“放的過大”的選科領(lǐng)域予以適當(dāng)收攏，但也在結(jié)果上導(dǎo)致“學(xué)生的選擇權(quán)受到明顯的限制，學(xué)生的選擇空間相應(yīng)變小”（劉希偉，2022）。同時(shí)，也有學(xué)者認(rèn)為學(xué)生在選科進(jìn)程中易受學(xué)校和家長不同程度的干涉，不能完全按自己的意愿進(jìn)行選擇（詹真榮，2021）。綜合來看，由于學(xué)生自身?xiàng)l件的限制和外在環(huán)境的制約，在復(fù)雜多元的選科“新環(huán)境”中，理想設(shè)定的“新高考”制度未必能有效促成學(xué)生自主選科的“新選擇”。

（三）關(guān)于適度限制學(xué)生自由選科的討論

有研究認(rèn)為，雖然學(xué)生選科的自主性得到了較好的回應(yīng)和體現(xiàn)，但諸多不可控、不確定的因素也在與日俱增，如學(xué)生盲目跟風(fēng)選考（劉寶劍，2015），學(xué)生為獲得高分而采取功利性、投機(jī)性的選科行為（鄭若玲等，2020），部分學(xué)科遇冷（鐘秉林，王新鳳，2019），選科忽略個(gè)人的職業(yè)規(guī)劃（夏曉飛，吳曉云，2021）等等。導(dǎo)致諸多問題的根源在于，與高考選科制度假設(shè)的“完全理性人”不同，學(xué)生的思維決策系統(tǒng)尚不成熟，容易導(dǎo)致非理性科目選擇行為（潘昆峰等，2017）。

基于此，有學(xué)者提出不應(yīng)放任學(xué)生完全自由選科，而應(yīng)予以相對溫和的干預(yù)和引導(dǎo)。一項(xiàng)基于英國A Level 選考制度的研究發(fā)現(xiàn)，與我國高考近似的英國A Level 選考以有條件限制的“自由選科”賦予學(xué)生合理范疇的選擇權(quán)，有效減少了以獲取高分為目的選科投機(jī)行為（鄭若玲，周鈺笙，2022）。新高考在全國推廣時(shí)應(yīng)充分吸納前期試點(diǎn)省份的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，在“功利選科”傾向已有苗頭且短時(shí)難得到有效糾偏和匡正的情況下，應(yīng)該把握好選擇性擴(kuò)大規(guī)模的“度”（邊新燦，2019），遵循“有限多樣”的基本原則（鄭若玲，周鈺笙，2022），對完全自由選科予以適當(dāng)限制和合理調(diào)整。

綜上所述，目前關(guān)于“新高考改革成效”以及“學(xué)生自主選科作用機(jī)制”等方面的研究雖有一定成果，但整體而言尚處于起步階段，有關(guān)“新高考是否有效促進(jìn)了學(xué)生自主選科”“不同模式下學(xué)生科目選擇自主性是否存在差異”等關(guān)鍵問題尚未得到很好的回應(yīng)和驗(yàn)證。特別是不同模式之間學(xué)生選科自主性的比較研究較為少見，且研究方法主要以描述性統(tǒng)計(jì)、線性回歸分析、半結(jié)構(gòu)化訪談等傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)方法為主，難以有效解析“新高考”與“學(xué)生自主選科”之間的復(fù)雜關(guān)系?？紤]到影響學(xué)生自主選科因素的復(fù)雜多元性，加之學(xué)生選科的政策背景、制度設(shè)計(jì)以及現(xiàn)實(shí)問題的復(fù)雜性，有必要引入預(yù)測能力更強(qiáng)、應(yīng)用價(jià)值更高的研究工具，以利于更好地揭示新高考制度對學(xué)生選科自主性的作用機(jī)制及其實(shí)際效果。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于劉海峰教授團(tuán)隊(duì)于2022 年10—12 月開展的“高考改革問卷調(diào)查”。該調(diào)查范圍覆蓋除港澳臺外的我國31 個(gè)省份，調(diào)查對象包括高中生、大學(xué)生（本?？婆c研究生）、中學(xué)教師、高校教師、家長與關(guān)心高考改革社會(huì)人士等5 個(gè)主要群體，內(nèi)容涵蓋高考試卷要素考察、高考價(jià)值考察、高考公平性、高考滿意度、高考招生、高考選科等主題。共有125 842 人參與了本次調(diào)查，剔除無效問卷后，共收集有效問卷100 599 份。被調(diào)查的大學(xué)生群體都是近五年內(nèi)經(jīng)歷高考全過程的當(dāng)事人，本研究選取了31 656 份大學(xué)生群體樣本進(jìn)行實(shí)證分析，以期探討學(xué)生自主選科問題。大學(xué)生群體樣本的基本特征詳見表1。

表1 調(diào)查樣本基本特征（N=31 656）

（二）變量測量

本研究重點(diǎn)研究兩個(gè)問題，一是哪些因素影響了學(xué)生選科自主性；二是新高考是否促進(jìn)了學(xué)生選科自主性。本研究根據(jù)圖1 所示的高考選科決策過程，以學(xué)生選科自主性（Y）為因變量，以學(xué)生自身基礎(chǔ)條件的10 個(gè)變量和他人影響層面的4 個(gè)變量為自變量，構(gòu)建學(xué)生選科自主性預(yù)測模型（圖2）。

圖2 選科自主性預(yù)測模型

如圖2 所示，14 個(gè)自變量中既有客觀變量（如家庭的經(jīng)濟(jì)資本、文化資本、社會(huì)資本等），又包含了學(xué)生感知的主觀變量，既有分類變量，又有連續(xù)變量，盡量做到主客觀相協(xié)調(diào)，以保障變量選取的客觀性、合理性和全面性。具體變量及其闡釋詳見表2。

（三）研究方法

學(xué)生的高考選科問題涉及個(gè)人、家庭、學(xué)校、政策和社會(huì)等各個(gè)層面的因素，選科結(jié)果更是各利益相關(guān)者博弈的耦合體，內(nèi)部關(guān)系錯(cuò)綜復(fù)雜，既有自變量對因變量的影響關(guān)系，又有自變量與自變量之間的交互關(guān)系，是一個(gè)多元交互的非線性問題。用線性回歸分析等傳統(tǒng)研究方法難以系統(tǒng)、深入地解析該問題，比如處理變量與混淆變量之間的交互關(guān)系以及復(fù)雜因素的重要性程度；而非線性回歸模型又要求自變量與自變量之間是相互獨(dú)立的關(guān)系，且需要預(yù)設(shè)統(tǒng)計(jì)模型，也不適用于研究具有交互關(guān)系的高考選科問題。隨著計(jì)算機(jī)技術(shù)、大數(shù)據(jù)技術(shù)的發(fā)展，機(jī)器學(xué)習(xí)方法（Machine Learning）等人工智能方法，無需預(yù)設(shè)統(tǒng)計(jì)模型，而是通過計(jì)算機(jī)模擬人的行為，便可挖掘和揭示數(shù)據(jù)背后的規(guī)律，進(jìn)而對未知數(shù)據(jù)進(jìn)行科學(xué)預(yù)測。正是這些算法優(yōu)勢，機(jī)器學(xué)習(xí)方法備受研究者的青睞（陳興德等，2023），已成為人文社科研究領(lǐng)域的新方法、新范式（王銘玉，張濤，2019）。

作為機(jī)器學(xué)習(xí)的主要表現(xiàn)方式之一的樹方法（Tree-Based Method），是一種以數(shù)據(jù)細(xì)分為基礎(chǔ)的算法模型的統(tǒng)稱。當(dāng)研究中的因變量為分類變量時(shí)，樹算法被稱為決策樹，而當(dāng)因變量為連續(xù)變量時(shí)，則稱之為回歸樹。本研究的因變量（Y）為學(xué)生的選科自主性，是連續(xù)變量，故以下統(tǒng)稱為回歸樹算法。作為一種新興的機(jī)器學(xué)習(xí)方法，回歸樹算法在研究復(fù)雜性問題時(shí)，存在多方面的優(yōu)勢。傳統(tǒng)的研究方法通常需要預(yù)設(shè)統(tǒng)計(jì)模型，再運(yùn)用樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，從而預(yù)測變量之間的關(guān)系。而回歸樹算法則無需構(gòu)建統(tǒng)計(jì)模型，而是通過特定算法的自動(dòng)學(xué)習(xí)，發(fā)現(xiàn)隱藏在數(shù)據(jù)背后的規(guī)律。在處理高維度、大樣本數(shù)據(jù)以及復(fù)雜多元的非線性問題時(shí)，回歸樹算法對處理變量與其他混淆變量之間的交互關(guān)系也有著充分的考量。正是這些優(yōu)勢，回歸樹算法可以從大數(shù)據(jù)樣本和眾多自變量中挑選出對因變量有重要影響的因素，且具有較高的準(zhǔn)確率和信效度。

與此同時(shí)，有學(xué)者指出回歸樹算法存在過度擬合的問題（胡安寧等，2021），但隨著隨機(jī)森林（Random Forest）、梯度提升決策樹（Gradient Boosting Decision Tree, GBDT）等改進(jìn)算法的開發(fā)，過度擬合這一問題得到了較好的解決（Hastie et al., 2009）。特別是，2017 年俄羅斯搜索巨頭Yandex 公開發(fā)布了基于GBDT 算法框架的改進(jìn)算法CatBoost（Categorical Boosting），巧妙地利用排序提升算法（Ordered Boosting）有效減少了過度擬合、梯度偏差和預(yù)測偏移等痛點(diǎn)問題，進(jìn)而提高了算法的預(yù)測精度及泛化能力（馬曉君等，2020）。

因此，本研究選擇CatBoost 回歸樹模型探索各自變量與因變量之間的關(guān)系，并運(yùn)用Python 軟件中CatBoost Classifier 模塊構(gòu)建學(xué)生選科自主性預(yù)測模型，在保障研究結(jié)論信效度的基礎(chǔ)上盡量提升其對復(fù)雜選科問題的精準(zhǔn)分析。需要說明的是，不同于傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)模型，CatBoost 回歸樹模型不以具體的數(shù)學(xué)公式為呈現(xiàn)結(jié)果，而是基于數(shù)據(jù)邏輯輸出模型的檢驗(yàn)指標(biāo)和回歸路徑的回歸系數(shù)。

四、研究結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

一是共同方法偏差檢驗(yàn)。本研究采用的數(shù)據(jù)為主觀自我報(bào)告數(shù)據(jù)，可能存在共同方法偏差。因此，研究者分析數(shù)據(jù)前，采用Harman 單因素法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)（周建華等，2022）。具體做法是：利用 SPSS 25.0 軟件進(jìn)行探索性因子分析（未旋轉(zhuǎn)），結(jié)果顯示第一個(gè)主成分載荷量為28.61% ，低于適配值40%，表明研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

二是信效度檢驗(yàn)。本研究運(yùn)用SPSS25.0 軟件對本調(diào)查樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行信、效度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：Cronbach’s α=0.852>0.8，KMO=0.923>0.8，Barlett’s 球形度檢驗(yàn)結(jié)果為p<0.001，表明本研究的樣本數(shù)據(jù)信效度較高，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（覃紅霞等，2020）。

三是共線性診斷。通過共線性診斷，表2 中14 個(gè)觀測變量的方差膨脹系數(shù)（Variance Inflation Factor，VIF）在1.02～2.99 之間，在可接受的范圍內(nèi)（周建華等，2023），表明本研究選取的14 個(gè)解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)與差異性分析

為了直觀考查學(xué)生的選科自主性，本研究以三種高考模式為分組變量，對表2 所列的因變量和14 個(gè)自變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和差異性檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

一是新高考改革使得學(xué)生選科自主性從“3+X”模式下的3.88 分，增加到“3+3”模式下和“3+1+2”模式下的3.98 分，且差異性顯著（p<0.01）。事后多重檢驗(yàn)結(jié)果顯示，“3+3”與“3+1+2”無顯著差異，但均高于“3+X”。表明新高考改革確實(shí)促進(jìn)了學(xué)生自主選科，但學(xué)生在這兩種新高考模式中對選科自主性的感知并無差別。

二是在個(gè)體因素方面，三種模式的學(xué)生在學(xué)習(xí)成績上沒有顯著差異，在性格特點(diǎn)、學(xué)習(xí)興趣上具有顯著的差異性。且LSD 的結(jié)果顯示，在這兩個(gè)變量上，“3+3”顯著高于“3+1+2”“3+1+2”顯著高于“3+X”；在變量職業(yè)規(guī)劃上，“3+3”與“3+1+2”無顯著差異，但均顯著高于“3+X”模式。

三是在家庭因素方面，三種模式的學(xué)生在經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本等三個(gè)變量均具有顯著差異，具體表現(xiàn)為：在經(jīng)濟(jì)資本上，“3+3”顯著高于“3+1+2”，“3+1+2”顯著高于“3+X”；在文化資本上，“3+X”與“3+1+2”無顯著差異，但均顯著高于“3+3”；在社會(huì)資本上，“3+X”顯著高于“3+1+2”，“3+1+2”顯著高于“3+3”。

四是在學(xué)校因素方面，三種模式的學(xué)生在高中類型上沒有顯著差異，在學(xué)校開課上具有顯著的差異性，表現(xiàn)為：“3+3”顯著高于“3+1+2”，“3+1+2”顯著高于“3+X”。

五是在政策因素方面，三種模式的學(xué)生報(bào)考要求上具有顯著的差異性，表現(xiàn)為：“3+3”顯著高于“3+1+2”，“3+1+2”顯著高于“3+X”。

六是在他人影響方面，三種模式學(xué)生感知的同學(xué)影響和輿論引導(dǎo)兩個(gè)變量均無顯著差異；在家長意見變量上，“3+X”顯著高于“3+3”，“3+3”顯著高于“3+1+2”；在教師建議變量上，“3+X”與“3+1+2”表現(xiàn)無異，但顯著低于“3+3”?？赡艿脑蛟谟冢赂呖寄Ｊ较?，學(xué)生難以在諸多選科組合中選擇，需要父母和教師提供決策建議。

（三）模型訓(xùn)練與檢驗(yàn)

考慮到學(xué)生選科問題的復(fù)雜性、多樣性和模糊性，同時(shí)為了防止CatBoost 回歸樹模型的過度擬合，本研究利用CatBoost 回歸樹模型的自我學(xué)習(xí)和深度學(xué)習(xí)能力，通過訓(xùn)練組、測試組和驗(yàn)證組共同調(diào)整優(yōu)化模型參數(shù)。本研究以表2 中的Y 為因變量，X01～X14為自變量，分別從三種選科模式樣本量中隨機(jī)抽取70%、15%、15%作為訓(xùn)練組、驗(yàn)證組和測試組，用于訓(xùn)練、調(diào)整和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，進(jìn)而得到穩(wěn)定可靠、準(zhǔn)確有效的基于CatBoost 回歸樹模型的學(xué)生選科自主性預(yù)測模型。通過訓(xùn)練組、測試組和驗(yàn)證組的共同調(diào)參優(yōu)化，模型訓(xùn)練結(jié)束，檢驗(yàn)結(jié)果詳見表4。

表4 模型檢驗(yàn)結(jié)果

從表4 可知，三種選科模式的學(xué)生選科自主性預(yù)測模型都是：均方誤差（MSE）均小于0.05，平均絕對誤差（MAE）小于0.1，表明訓(xùn)練后的CatBoost 回歸樹模型具有較強(qiáng)的泛化能力；R2和AUC 均大于0.85，表明模型具有較高的預(yù)測精度。因此，本研究基于CatBoost 回歸樹模型構(gòu)建的學(xué)生選科自主性預(yù)測模型適用于預(yù)測分析學(xué)生選科自主性的程度。

（四）回歸路徑與回歸系數(shù)

在基于CatBoost 回歸樹模型的學(xué)生選科自主性預(yù)測模型通過了泛化能力和預(yù)測精度檢驗(yàn)后，將三種選科模式的全部樣本分別進(jìn)入模型進(jìn)行運(yùn)算，分別輸出了各回歸路徑的回歸系數(shù)，詳見表5。

其次，美國是該地區(qū)唯一一個(gè)WTO-X法定承諾率超過20%的國家。美國、日本、韓國等發(fā)達(dá)國家在WTO-X條款覆蓋率和承諾率上的突出表現(xiàn)，充分體現(xiàn)了對于新一代貿(mào)易政策規(guī)則的重視及力爭成為21世紀(jì)貿(mào)易規(guī)則制定者的強(qiáng)烈愿望。相比之下中國的RTA條款質(zhì)量明顯偏低，不僅低于該地區(qū)全部國家的平均質(zhì)量水平，甚至在WTO+條款覆蓋率、WTO-X條款覆蓋率及法定承諾率上均低于發(fā)展中國家的平均水平。中國對于WTO+條款的覆蓋率為68.6%，僅高于部分東盟國家；對于WTO-X條款的覆蓋率僅為20.5%，遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家34.1%的平均水平，只及日本和美國的約一半。

表5 回歸路徑與回歸系數(shù)

1.就選科自主性而言，在“3+X”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.151、0.075、0.066 和0.075，合計(jì)0.367，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有36.7%是個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.052、0.051 和0.051，合計(jì)0.154，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有15.4%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.033 和0.063，合計(jì)0.096，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有9.6%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.054，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有5.4%是政策因素；他人影響（X11～X14）的權(quán)重分別是0.126、0.128、0.044 和0.031，合計(jì)0.329，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有32.9%是他人影響。

在“3+3”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.091、0.073、0.081 和0.075，合計(jì)0.320，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有32.0%是個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.052、0.052 和0.053，合計(jì)0.157，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有15.7%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.038 和0.083，合計(jì)0.121，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有12.1%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.054，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有5.4%是政策因素；他人影響（X11～X14）的權(quán)重分別是0.115、0.157、0.044 和0.032，合計(jì)0.348，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有34.8%是他人影響。

在“3+1+2”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.094、0.075、0.096 和0.076，合計(jì)0.341，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有34.1%是個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.051、0.051 和0.051，合計(jì)0.153，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有15.3%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.038 和0.071，合計(jì)0.109，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有10.9%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.054，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有5.4%是政策因素；他人影響（X11～X14）的權(quán)重分別是0.123、0.144、0.044 和0.032，合計(jì)0.343，表明影響學(xué)生選科自主性的因素中有34.3%是他人影響。

由此可見，新高考弱化了個(gè)體因素的作用，而強(qiáng)化了高中學(xué)校因素的作用；且三種高考模式中，教師建議和家長意見等他人影響對學(xué)生選科自主性的影響作用占比達(dá)三分之一左右，表明學(xué)生感知的自主選科，并非“完全自主”，是在教師建議、家長意見等他人影響下的“自主”。

2.就家長意見而言，在“3+X”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.214、0.114、0.095 和0.211，合計(jì)0.634，表明影響家長意見的因素中有63.4%是學(xué)生個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.052、0.052 和0.052，合計(jì)0.156，表明影響家長意見的因素中有15.6%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.053 和0.029，合計(jì)0.082，表明影響家長意見的因素中有8.2%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.128，表明影響家長意見的因素中有12.8%是政策因素。

在“3+3”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.151、0.096、0.087 和0.239，合計(jì)0.573，表明影響家長意見的因素中有57.3% 是學(xué)生個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.051、0.054 和0.075，合計(jì)0.180，表明影響家長意見的因素中有18.0%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.049 和0.057，合計(jì)0.106，表明影響家長意見的因素中有10.6%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.141，表明影響家長意見的因素中有14.1%是政策因素。

在“3+1+2”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.163、0.108、0.093 和0.228，合計(jì)0.592，表明影響家長意見的因素中有59.2%是學(xué)生個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.051、0.054 和0.075，合計(jì)0.180，表明影響家長意見的因素中有18.0%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.049 和0.048，合計(jì)0.097，表明影響家長意見的因素中有9.7%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.131，表明影響家長意見的因素中有13.1%是政策因素。

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在選科問題上，三種高考模式中，對家長意見影響作用排名前三的因素是學(xué)習(xí)成績、職業(yè)規(guī)劃和報(bào)考要求，在新高考模式下，職業(yè)規(guī)劃和報(bào)考要求的作用尤為凸顯，顯現(xiàn)出“就業(yè)導(dǎo)向”的邏輯。

3.就教師建議而言，在“3+X”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.204、0.096、0.128 和0.077，合計(jì)0.505，表明影響教師建議的因素中有50.5%是學(xué)生個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.039、0.034 和0.033，合計(jì)0.106，表明影響教師建議的因素中有10.9%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.139 和0.039，合計(jì)0.178，表明影響家長意見的因素中有17.8%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.211，表明影響家長意見的因素中有21.1%是政策因素。

在“3+3”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.198、0.093、0.094 和0.085，合計(jì)0.470，表明影響教師建議的因素中有47.0% 是學(xué)生個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.038、0.034 和0.032，合計(jì)0.104，表明影響教師建議的因素中有10.4%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.089 和0.111，合計(jì)0.200，表明影響教師建議的因素中有20.0%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.226，表明影響教師建議的因素中有22.6%是政策因素。

在“3+1+2”模式中，個(gè)人因素（X01～X04）的權(quán)重分別是0.192、0.093、0.099 和0.085，合計(jì)0.469，表明影響教師建議的因素中有46.9%是學(xué)生個(gè)體因素；家庭因素（X05～X07）的權(quán)重依次是0.038、0.033 和0.032，合計(jì)0.103，表明影響教師建議的因素中有10.3%是家庭因素；學(xué)校因素（X08～X09）的權(quán)重依次是0.094 和0.115，合計(jì)0.209，表明影響教師建議的因素中有20.9%是高中學(xué)校因素；政策因素（X10）的權(quán)重是0.219，表明影響教師建議的因素中有21.9%是政策因素。

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在選科問題上，“3+X”模式中，對教師建議影響作用排名前三的因素是報(bào)考要求、學(xué)習(xí)成績和高中類型；而在新高考模式中，對教師建議影響作用排名前三的因素是報(bào)考要求、學(xué)習(xí)成績和學(xué)校開課，表明無論哪種模式，教師更注重從報(bào)考要求、學(xué)習(xí)成績和學(xué)校因素（高中類型、學(xué)校開課）角度給學(xué)生提供選科建議，特別是在新高考模式中，報(bào)考要求和學(xué)校因素的作用尤為凸顯，顯現(xiàn)出“升學(xué)導(dǎo)向”的邏輯。

（五）基本因素重要性與中介作用

在表5 的基礎(chǔ)上，本研究根據(jù)“鏈?zhǔn)椒▌t”計(jì)算了三種高考模式下學(xué)生選科基本因素對自主選科的重要性，以及家長意見、教師建議的中介作用（詳見表6）。“鏈?zhǔn)椒▌t”的計(jì)算公式如下（覃紅霞等，2021）：

表6 基本因素重要性與中介作用

其中：TE 是總效應(yīng)（Total Effects），DE 是直接效應(yīng)（Direct Effects），IE 是間接效應(yīng)（Indirect Effects）。

由表6 可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過教師建議、家長意見的中介作用后，對于學(xué)生選科自主性而言，結(jié)果如下：

1.在“3+X”模式中，個(gè)體因素、家庭因素、學(xué)校因素和政策因素的影響作用分別是0.511、0.188、0.130 和0.097；在具體自變量上，綜合影響作用排名前四的是學(xué)習(xí)成績（0.204）、職業(yè)規(guī)劃（0.112）、性格特點(diǎn)（0.101）和學(xué)習(xí)興趣（0.094），影響作用排名后四的是經(jīng)濟(jì)資本（0.064）、文化資本（0.062）、社會(huì)資本（0.062）和高中類型（0.058）；其他兩個(gè)變量的影響作用分別是：學(xué)校開課（0.072）和報(bào)考要求（0.097）。

2.在“3+3”模式中，個(gè)體因素、家庭因素、學(xué)校因素和政策因素的影響作用分別是0.459、0.194、0.165 和0.105；在具體自變量上，綜合影響作用排名前四的是學(xué)習(xí)成績（0.139）、職業(yè)規(guī)劃（0.115）、學(xué)習(xí)興趣（0.106）和性格特點(diǎn)（0.099），影響作用排名后四的是社會(huì)資本（0.067）、經(jīng)濟(jì)資本（0.064）、文化資本（0.063）和高中類型（0.058）；其他兩個(gè)變量的影響作用分別是：學(xué)校開課（0.107）和報(bào)考要求（0.105）。

3.在“3+1+2”模式中，個(gè)體因素、家庭因素、學(xué)校因素和政策因素的影響作用分別是0.480、0.190、0.152 和0.102；在具體自變量上，綜合影響作用排名前四的是學(xué)習(xí)成績（0.142）、學(xué)習(xí)興趣（0.121）、職業(yè)規(guī)劃（0.116）和性格特點(diǎn)（0.101），影響作用排名后四的是社會(huì)資本（0.065）、文化資本（0.063）、經(jīng)濟(jì)資本（0.062）和高中類型（0.058）；其他兩個(gè)變量的影響作用分別是：學(xué)校開課（0.094）和報(bào)考要求（0.102）。

4.三種高考模式下，家長意見和教師建議的中介作用從“3+X”的0.255，提升至“3+3”的0.271，又回落至“3+1+2”的0.267。再加上同學(xué)影響和輿論引導(dǎo)的作用，他人影響的重要性從“3+X”的0.330，增加到“3+3”的0.347，又回落至“3+1+2”的0.343。表明由于新高考的自由選科，學(xué)生難以僅憑自己的“一己之力”進(jìn)行選科，而需要借助他人影響綜合評判，且選科自由度越高，對他人影響的依賴程度也隨之增加。

五、結(jié)論與討論

本研究基于2022 年“高考改革問卷調(diào)查”獲取的31 656 份大學(xué)生樣本，運(yùn)用CatBoost 回歸樹模型進(jìn)行了實(shí)證分析，主要形成以下結(jié)論：

（一）新高考促進(jìn)了學(xué)生選科自主性，且兩種新高考模式下的學(xué)生選科自主性并無顯著差異

本研究發(fā)現(xiàn)，新高考改革背景下，學(xué)生感知的選科自主性從“3+X”模式下的3.88 分，增加到“3+3”模式下和“3+1+2”模式下的3.98 分。通過單因素方差分析和事后多重檢驗(yàn)，“3+3”與“3+1+2”模式下學(xué)生選科自主性無顯著差異，但均顯著高于“3+X”。新高考改革確實(shí)促進(jìn)了學(xué)生的選科自主性，但兩種新高考模式下的選科自主性并無顯著差異。事實(shí)上，新高考改革取消文理分科，讓學(xué)生可以在必考科目的基礎(chǔ)上，根據(jù)自己的學(xué)科興趣和特長，選擇適合自己的考試科目。這在一定程度上彰顯了以學(xué)生為主的價(jià)值理念，有利于學(xué)生基于多方面理性考量發(fā)展個(gè)性化的知識結(jié)構(gòu)和能力素養(yǎng)。學(xué)生選科自主性受教師、家長、同學(xué)及輿論等他人影響的程度達(dá)30%左右，表明學(xué)生感知的選科“自主性”實(shí)質(zhì)上是一種在他人影響作用下的“被自主”，是多個(gè)利益相關(guān)方“斗爭與妥協(xié)”的結(jié)果（范家祺，柯政，2022）。

（二）新高考提高了學(xué)生的選擇權(quán)，但學(xué)生的選擇力并未同步提升，反而有所下降

新高考改革的一個(gè)重要目標(biāo)就是增加學(xué)生的選擇權(quán)，讓學(xué)生可以根據(jù)自己的興趣和特長，選擇適合自己的學(xué)習(xí)方向?！?+3”模式下學(xué)生選科有20 種（6 選3）或者35 種組合（浙江省是7 選3），“3+1+2”模式下學(xué)生選科也有12 種，都比“3+X”模式有了更多的選擇?？梢?，新高考下伴隨著學(xué)生科目選擇范圍的擴(kuò)大，學(xué)生選擇權(quán)得到了快速提升（張雨強(qiáng)等，2018）。當(dāng)然，學(xué)生自主選科也不是一件容易的事情，需要學(xué)生有清晰的自我認(rèn)識和未來規(guī)劃，也需要學(xué)校和家庭給予學(xué)生充分的輔導(dǎo)和支持。本研究通過實(shí)證研究卻發(fā)現(xiàn)，就選科自主性而言，學(xué)生個(gè)體因素的作用由“3+X”模式的36.7%，下降至“3+3”模式的32.0%和“3+1+2”模式的34.1%，學(xué)生自主選科的能力沒有得到提升，反而是降低了?？赡艿慕忉屖切赂呖即龠M(jìn)了自由選科，因?yàn)閷W(xué)生選擇空間的擴(kuò)大以及選科組合的增加，學(xué)生的選科行動(dòng)遭到了空前的挑戰(zhàn)，遭遇了“本領(lǐng)恐慌”，學(xué)生難以僅憑一己之力做出合理選擇，而不得不尋求他人影響并根據(jù)客觀條件進(jìn)行綜合評判。

（三）新高考加劇了學(xué)生、家長、高中教師的選科邏輯沖突，增加了學(xué)生選科焦慮感

本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)生、家長、高中教師面對選科，所關(guān)注的側(cè)重點(diǎn)不同。學(xué)生更注重性格特點(diǎn)和學(xué)習(xí)興趣，遵循“個(gè)性化”“興趣化”“全面性”的“發(fā)展邏輯”；家長更關(guān)注職業(yè)規(guī)劃和報(bào)考要求，強(qiáng)調(diào)職業(yè)選擇與就業(yè)考量的“就業(yè)邏輯”；高中教師則側(cè)重報(bào)考要求和學(xué)校因素，顯現(xiàn)出競爭與升學(xué)的“升學(xué)邏輯”。正是發(fā)展邏輯、就業(yè)邏輯、升學(xué)邏輯之間的連接縫隙，導(dǎo)致學(xué)生在面臨選科時(shí)，難以真正做到“自主選科”，而是在三者之間博弈，尋求彌合的可能。新高考模式下，三種邏輯的沖突更為明顯，致使學(xué)生“尋求彌合”的壓力和負(fù)擔(dān)倍增，選科決策難度加大。在本次“高考改革問卷調(diào)查”中發(fā)現(xiàn)，三種高考模式的學(xué)生選科焦慮感，由“3+X”的3.27 增加至“3+3”“3+1+2”的3.81 和3.74，有違高考改革“分散學(xué)生的考試壓力”的改革初衷，值得學(xué)界和社會(huì)的進(jìn)一步關(guān)注。

（四）從自主選科角度看，“3+1+2”模式是高考改革的理性回歸，有利于維護(hù)高考改革的穩(wěn)定性與可持續(xù)性

結(jié)合諸多學(xué)者們的觀點(diǎn)，“3+3”模式因科目組合過于靈活，一方面導(dǎo)致了學(xué)生、家長乃至學(xué)校難以適從，另一方面引發(fā)了盲目跟風(fēng)選考、功利選科、理科科目遇冷等問題。而“3+1+2”模式考慮到改革的客觀條件，有計(jì)劃地放緩改革步調(diào)，有效抑制了上述不良傾向。雖然科目組合的數(shù)量有所下降，但“3+1+2”模式的學(xué)生選科自主性與“3+3”模式并無顯著性差異。表明學(xué)生對“3+1+2”模式選科規(guī)則以及組合數(shù)目滿意度較高，并沒有因?yàn)榭颇拷M合減少、選擇范圍縮小而感知自主性在下降。相比于“3+3”模式，“3+1+2”模式將選擇自由的成本轉(zhuǎn)化為選擇成效的保障，從而使得學(xué)生在選科上對他人影響的依賴程度明顯減弱，由此“3+1+2”模式所作出的“戰(zhàn)略退讓”是值得肯定和鼓勵(lì)的，需要走好揚(yáng)長補(bǔ)短的融合發(fā)展道路，這與“兩種模式可以比較鑒別、擇善而從”（劉海峰，2019）的觀點(diǎn)趨于一致。

總而言之，新高考模式下，學(xué)生自主選科決定于學(xué)生的“選擇權(quán)”和“選擇能力”兩項(xiàng)判據(jù)。對于學(xué)生的“選擇權(quán)”而言，不宜一味擴(kuò)大選擇的自由度，完全由學(xué)生自行承擔(dān)自由選擇后的學(xué)業(yè)適應(yīng)及個(gè)人規(guī)范責(zé)任，而應(yīng)輔之以一定的發(fā)展規(guī)劃引導(dǎo)和選擇規(guī)制建議，幫助學(xué)生更為客觀地運(yùn)用好“選擇權(quán)”，在自由發(fā)展與科學(xué)發(fā)展之間找到平衡。學(xué)生的“選擇能力”是新高考推行中最容易被忽視的研究領(lǐng)域之一，顯然，“選擇權(quán)”不代表“選擇能力”，學(xué)生選科實(shí)際上是學(xué)生與利益相關(guān)者相互作用和妥協(xié)下的選科，學(xué)生的自主很大程度上是一種“被自主”。

有關(guān)方面應(yīng)在尊重這一客觀現(xiàn)實(shí)的基礎(chǔ)上，積極引導(dǎo)學(xué)生持續(xù)提升自身的“選擇能力”和“選擇潛力”，幫助他們在選擇進(jìn)程中提高選擇能力，并以自主行為強(qiáng)化自主意識。高考的本意是高等學(xué)校入學(xué)考試，是為高中學(xué)生提供一次進(jìn)入高校的成長預(yù)習(xí)，廣大高中生唯有在高考選科中學(xué)會(huì)“科學(xué)選擇”，才能在其后的大學(xué)生涯及工作中真正“實(shí)現(xiàn)自主”。

（周建華工作郵箱：zhoujh@stu.xmu.edu.cn；覃紅霞為本文通信作者：qinghx99@126.com）