中國高校班集體制度對學生成績影響的實證研究

一、引言對于正處于世界觀、人生觀形成過程中的大學生而言，創(chuàng)造良好的成長氛圍，對他們的思想成長和專業(yè)學習都十分重要。清華大學老校長梅貽琦曾提出“群育”的教育觀：“文明人類之生活，不外兩大方面：曰‘己’，曰‘群’。而教育的最大目的，不外使‘群’中之‘己’與眾己所構(gòu)成之‘群’各得其安所遂生之道，且進以相位相育，相方相苞，此則地無中外，時無古今，無往而不可通也?！保焚O琦，1941）在當代有兩種主要的互動關(guān)系會對學生的成長產(chǎn)生影響：第一，師生之間的互動；第二，同學之間的互動。這兩種互動關(guān)系其實是教育生產(chǎn)函數(shù)中兩種重要的要素投入。研究表明，同學之間的互動是影響學生成長的關(guān)鍵因素(Zimmerman,2003:9-23;Hoxby,2000;Coleman,1966)。學生成長包括學習效果、社會活動能力、生活習慣、擇業(yè)等方面，本文主要討論對學習效果的影響。學校對學生的組織管理方式?jīng)Q定了學生之間的交往方式，即互動方式。因此，同學影響的效果與大學組織方式有密切聯(lián)系。目前，世界上各個大學本科生組織管理模式大體可歸為三類：導師制、住宿學院制(Residentialcollege)以及學科班級制。導師制發(fā)源于14世紀的牛津大學和劍橋大學。學生在剛?cè)雽W時就被分配一位導師，每一位導師負責3-10個學生。導師每周和學生見面，負責指導學生的學業(yè)、陶冶學生的價值觀和思維方式。導師制依然是當今世界一流大學普遍采用的學生組織方式（谷賢林，2003:27-30）。在美國，與導師制同時實施的管理組織方式還有住宿學院制。住宿學院首先出現(xiàn)在中世紀的劍橋大學?，F(xiàn)在美國本科生管理普遍施行的住宿學院制是基于此演化而來的。在這種制度下，學生按照自己的意愿或者特征被編入住宿學院。住宿學院配有院長、教務(wù)長、導師、助教、學生管理員等職務(wù)，鼓勵不同背景的學生進行自主交流（谷賢林，2003:27-30；全思懋等，2005:93-95）。中國主要施行學科班級制。班級制是清末隨著班級授課制傳入我國之后出現(xiàn)的管理組織形式（王立華、李增蘭，2007:74-77）。中國當代高等院校的班級制是逐步建立和完善的。20世紀50年代，蔣南翔創(chuàng)立了清華大學學生工作的優(yōu)良傳統(tǒng)：“兩個在班上”，即每個班級都配備班主任和輔導員，主張以學生班級為學校教學和管理的基本單位。課程學習、文體活動、班級評比、黨團建設(shè)等都以班級為基本單位進行組織，學生的住宿、課程的編排、課外活動的組織等，都與學生班級相銜接，即班集體成為學校育人環(huán)境的基本單元。這一模式通過教育主管部門的肯定，并得以在中國其他高校普遍推廣（《中共中央國務(wù)院關(guān)于進一步加強和改進大學生思想政治教育的意見》），使得班級制成為中國高校中學生互動的主流組織方式——在本科生中尤其如此。這種制度的擁護者認為學生教育工作主要在于組織并形成良好的學生集體，集體對學生的影響熏陶不受時空限制。“個體在集體中常常感受到群體的壓力，思想與行為只有與大多數(shù)人一致時，方感心安理得。學生在思想與行為上，總是自覺和不自覺地與周圍同學協(xié)調(diào)一致。所以，集體對學生個體心理與行為的影響是深刻的，是個別教育的方式所不能取代的”（杜石平，1994:24-26；任軍利，2005:96-97）。有學者也有不同的意見，認為西方住宿學院制更值得借鑒，在班級制體系下，專任教師與學生的時空分離，教育成效有欠全面，重視思想政治教育有余，強化全面修養(yǎng)不足；重視學生活動有余，強化整體素養(yǎng)不足（陳偉，2008:40-45）。遺憾的是，上述意見都基于研究者的邏輯推理或者實際工作者的個人體驗，實證不足。值得注意的是，近年來學分制和大平臺教育的推廣，對現(xiàn)有的學生組織管理模式帶來一定的沖擊（徐銳等，2007:52-55；劉穎、楊凱，2008:79-80）。另一種學生互動的組織方式——住宿學院制開始吸引國內(nèi)部分高校教育改革者的目光。國內(nèi)某大學從2008年秋季起，打破國內(nèi)現(xiàn)有高校學生按照專業(yè)班級住宿的管理模式，試行“住宿學院制”。其主事者認為住宿學院制是一種更先進的學生社區(qū)管理經(jīng)驗（鄭渝川，2008）。這其實是對中國高校傳統(tǒng)的學生管理機制進行改革的一種新的嘗試。那么，在中國長期實行的班級制對學生的成長究竟有怎樣的影響，這種影響相對于英美的住宿學院制是否有區(qū)別？實踐上已經(jīng)出現(xiàn)的新的嘗試迫切需要通過嚴謹?shù)难芯?，系統(tǒng)地回答不同的學生組織方式對學生成長的影響。盡管學術(shù)界已經(jīng)從理論和實證兩方面對大學生互動的影響進行了一些研究，并從一定程度上證實了室友對學生成績的顯著影響(Wilkinson,etal.,2000;Zimmerman,2003:9-23;Hoxby,2000;Sacerdote,2001:681-704)，但已有的研究無一例外都是基于現(xiàn)有的住宿學院制背景下進行的。對在中國長期實施并被許多教育實踐者認可的班級制條件下的影響，鮮有涉及，更遑論系統(tǒng)地分析了。本文以同伴影響理論為基礎(chǔ)，使用計量模型為分析工具，以2002-2006年清華大學經(jīng)濟管理學院歷年本科新生為研究對象，系統(tǒng)考察了室友和班級同學對學生學習成績的影響，基本結(jié)論為：學生大一全年平均成績受班級同學影響更大，受室友影響較小。研究說明，過去60年在中國高校實施的班級建設(shè)對學生的成長有重要的影響，本文不僅是首次考察大學班級制條件下的同伴影響的實證研究，會對高等教育的實踐以及高等教育改革的政策研究提供啟示；而且，從實證分析角度來看，國外大學生住宿不是隨機分配的，學生自主選擇室友，因此國外樣本大都遇到自選擇偏誤(Selfselectionbias)和內(nèi)生解釋變量的問題，而本研究所選用的樣本能夠有效避免這類問題，這比已有的研究有了明顯的進步。二、文獻綜述（一）同伴影響理論人的行為在很大程度上會受到其同類或同伴的影響。心理學家把特定群體成員之間的相互影響稱為同伴影響(PeerEffects)。同伴影響廣泛存在于人際交往的各個領(lǐng)域（教育、心理學、犯罪學、病人康復等），其內(nèi)在機制比較復雜，很多機制互相聯(lián)系，很難一一區(qū)分(Kinderman,1993:970-977;SkinnerandBelmont,1993:571-581)。而且，也很難測量合作學習的效果(DaiuteandDalton,1993:281-333;McCartheyandMcMahon,1992)。對于同伴影響產(chǎn)生的機制，現(xiàn)有的文獻提出了多種理論解釋。Dreeben和Barr(1988)列出了三種解釋。第一種是基于標準的解釋，認為同伴影響的產(chǎn)生是由于學生個體把人為規(guī)定的教育標準內(nèi)在化，用以指導他們的學習和行為，因此同伴影響實際是所有學生遵循同一個教學標準的結(jié)果。第二種是基于比較的解釋，認為同伴影響的產(chǎn)生是由于學生把人為規(guī)定的教育標準當成參照系，通過比較自己和參照系的表現(xiàn)來設(shè)定自己學術(shù)發(fā)展的期望。第三種是基于教學設(shè)計的解釋，認為同伴影響的產(chǎn)生是由于學校和老師根據(jù)學生的社會背景和學習能力等特征調(diào)整了自己的課程設(shè)計或者教學行為，因此同伴影響是通過教師的教學作用到學生身上。除此之外，學生之間的其他互動也可能成為同伴影響的重要發(fā)生機制。例如，有研究認為同伴之間非正式的談話也是產(chǎn)生同伴影響的另一個途徑(Alton-Lee,etal.,1993:50-84)。也有研究表明，課外活動與學生的學術(shù)表現(xiàn)成正相關(guān)關(guān)系(Camp,1990:272-278;Gerber,1996:42-50)。無論同伴影響以哪一種機制產(chǎn)生作用，這種作用都是通過影響學生學習生活的環(huán)境而實現(xiàn)的。例如，Wilkinson等(2000)就認為，教育心理學領(lǐng)域所研究的同伴影響主要通過兩種學習環(huán)境實現(xiàn)：第一種泛指周圍環(huán)境，在這種環(huán)境中，學生不是直接參與特定的以教育為目的的特定活動，而是通過觀察來獲取隱含信息（友誼、群體價值觀、態(tài)度等）。第二種是教師特意構(gòu)建的學習環(huán)境，該環(huán)境通過同學間相互交流而產(chǎn)生互動，從而促進學生個體的學習。同學之間在這兩種環(huán)境中通過“觀察、樹立模范、親密關(guān)系、認知沖突、比較社會背景、解釋、反饋、認知重建、激發(fā)內(nèi)部知識”等方式共同作用，從而產(chǎn)生同伴影響。目前主要有兩種研究方法來證明同伴影響的存在，一個是實驗，一個是實證。在采用實驗方法的研究中，學生被分在不同的組、班級或者學校，不同群體的學生被區(qū)別對待，然后通過比較接受不同對待的學生的表現(xiàn)來分析同伴影響。這種區(qū)別對待可能是按照相同特征分組和多元化原則分組，例如，在一項研究設(shè)計中，一組學生可能按照學習成績分班，而另一組學生則不按照學習成績分班。在分組過程中，保證學生的其他基本特征是隨機分布或者是相當?shù)模@樣，如果一組學生的表現(xiàn)比另一組學生好，那么其原因可能就是這種分組處理方法，即某一種同伴影響。實證研究方法則是基于已有的數(shù)據(jù)通過計量回歸來驗證同伴影響作為要素投入是否顯著影響教育產(chǎn)出。一般因變量是衡量教育成果的變量，自變量包括學生背景及其同伴的背景特征（學習能力、性別、家鄉(xiāng)、家庭背景）和學校投入（生均支出、教師質(zhì)量）。（二）同伴影響的實證研究現(xiàn)有的對教育領(lǐng)域同伴影響的實證研究多集中在小學和初中階段(Henderson,etal.,1978:97-96;RobertsonDandSymons,1996;Epple,etal.,1998;Hanushek,etal.,2003:527-544)。對高等教育領(lǐng)域同伴影響的研究在近幾年也迅速發(fā)展起來。事實上，同伴影響被認為是教育生產(chǎn)函數(shù)的關(guān)鍵，因為如果同伴影響真的存在，這將影響學校的最優(yōu)組織模式(Rangvid,2003)?，F(xiàn)有的關(guān)于高等教育中的同伴影響都是在“住宿學院制”背景下進行的，其一般方法是以學生自身的教育產(chǎn)出為因變量，把同伴的相關(guān)特征列入自變量進行回歸。但在實際分析中，有些困難阻礙了研究者對回歸系數(shù)的解釋。首先，在以美國為代表的西方國家，大學生都是自主選擇室友，這使得我們很難排除自選擇偏誤和內(nèi)生解釋變量的問題。少量的研究試圖通過仔細地選擇研究樣本或者精巧的研究設(shè)計，盡量避免這一缺陷。Sacerdote(2001:681-704)找到了達茅斯學院(DartmouthCollege)的數(shù)據(jù)，該校學生在限定了吸煙、搖滾樂等特殊偏好后，是隨機分配宿舍的，但正如作者自己指出的那樣，由于吸煙、搖滾樂等特征也會影響室友的選擇，因此樣本非隨機的問題無法從根本上避免。Zimmerman(2003:9-23)用威廉姆學院(WilliamsCollege)的數(shù)據(jù)做了一個自然實驗，也是為了創(chuàng)造隨機分配室友的數(shù)據(jù)。但這些樣本中，同伴的分配過程依然受到學生自身特征的影響，并不完全隨機分配。其次，如果室友甲和乙是同時相互影響的，當我們想研究乙對甲的同伴影響時，就很難排除甲事實上對乙的影響因素又反過來影響甲自身，這被稱為回音問題(ReflectionProblem)。很多學者為了解決這個問題，設(shè)計了同伴行為的工具變量，并且試圖證明這個工具變量確實是外生的。比如：Case&Katz(1991)和Gaviria&Raphael(1999)用同伴父母的行為作為同伴行為的工具變量。但我們很難確信同伴父母的行為一定是外生的。Sacerdote(2001:681-704)用同伴的背景資料綜合而成的指數(shù)作為工具變量，他認為室友是隨機分配的，因此室友的背景資料之間沒有相關(guān)性。Zimmerman(2003:9-23)和Winston&Zimmerman(2004)用SAT(ScholasticAssessmentTests)成績作為室友學習能力的工具變量，與此類似。本文也采用這種思路，用同伴高考成績作為學習能力的工具變量，以避免回音問題。（三）以班級制為背景的同伴影響相關(guān)研究近年來，隨著同伴理論在國內(nèi)的傳播，國內(nèi)的一部分學者已經(jīng)開始嘗試基于同伴影響理論，結(jié)合中國特定的教育體制背景展開研究。我們在中國期刊網(wǎng)上，分別以“同伴影響”、“班級建設(shè)”以及“宿舍文化”為關(guān)鍵詞，對1994-2007年的全部文獻，進行了搜索。我們發(fā)現(xiàn)，無論是關(guān)于班級建設(shè)還是關(guān)于宿舍文化的文章，絕大部分都是經(jīng)驗分享的文章，即根據(jù)事實經(jīng)驗論述班級建設(shè)是必要的且對于學生的各方面成長（包括學習效果）有積極影響（杜石平，1994:24-26）。極少數(shù)的文章報告了一些近期的實證研究，主要由師范學院的學生完成。王麗霞(2003)在其碩士論文中使用了對比實驗的方法，觀察了隨機分配的師范學院大專班班級文化的建設(shè)過程，并報告了班級文化建設(shè)的結(jié)果：與對照組相比，班級文化建設(shè)好的班級，其學生的平均成績明顯較好，且學生個體之間成績整體方差較小。潘麗珊(2005)指出國內(nèi)班級文化建設(shè)的一個問題就是“忽視同輩文化對學生的影響”，但是對于其中的“同輩文化”具體有什么樣的影響沒有進行詳細闡述。周俊錄和董艷(2007:236-237)也認為，隨著學分制和宿舍管理改革的推進，宿舍的學風建設(shè)的重要性日益明顯，并從制度上討論如何進行宿舍學風建設(shè)，遺憾的是，他們并沒有討論宿舍如何及在什么程度上影響了室友的學習成績。總體而言，現(xiàn)有的國內(nèi)研究缺乏理論依據(jù)，更缺乏實證證據(jù)，有較大的研究空間?？傊F(xiàn)有的對高等教育領(lǐng)域同伴影響的研究，雖然證實了同學之間相互影響的存在，但由于其研究是在“住宿學院制”背景下展開，多數(shù)證明的只是同一個宿舍的室友的影響(Sacerdote,2001:681-704;Zimmerman,2003:9-23)。而在中國特定的“班級制”組織管理模式下，存在至少兩種學生之間互動的類型，班級同學的互動和宿舍同學的互動，因此既可能存在同宿舍室友的影響，也存在同班同學的影響。而且由于中國的高校十分強調(diào)班集體建設(shè)，因此班級同學之間的同伴影響可能更大。而現(xiàn)有的文獻，并沒有關(guān)注這兩種不同的集體構(gòu)成方式對學生的不同影響。另外，同樣由于“住宿學院制”背景，現(xiàn)有的主要實證研究，其研究對象的數(shù)據(jù)都不是真正隨機分配的，存在內(nèi)生性的可能。因此，利用中國高校的數(shù)據(jù)，借鑒已有的關(guān)于同伴影響的實證研究的方法，研究在中國長期實施的行政班級制條件下，不同類型的集體構(gòu)成方式下，學生之間的相互影響對他們學習和成長的作用，既有較大的學術(shù)價值，也有重要的現(xiàn)實意義。三、計量經(jīng)濟學模型本文關(guān)注同伴影響對學生學習成績的影響。我們借鑒傳統(tǒng)的教育生產(chǎn)函數(shù)(CohnandGeske,1990)，認為學生的學習產(chǎn)出受以下教育要素投入的影響：學生自身學習能力、家庭背景、同伴影響、學校各種投入等。但由于采用的數(shù)據(jù)局限于一所大學的一所學院，學生面對的學校各種教育投入沒有顯著區(qū)別，因此無法把學校的各項投入放入模型進行回歸。所以，最基礎(chǔ)的模型是：在公式(2)中，NEES是高考分數(shù)，EXE是表示是否免試入學的啞變量。若學生參加了高考，則高考成績不為零，EXE的值為零；若學生沒有參加高考而直接保送進入大學，則高考成績?yōu)榱悖珽XE值為1。這兩個變量一起作為衡量一個學生的學習能力的工具變量。X則是學生的性別、家庭背景、所在省份等信息。這里采用固定影響變截距模型來控制省份之間的差異。在公式(3)中，帶有上標CM的高考成績是班級同學的高考成績平均分，這是班級同學學習能力的工具變量。由于每個班都有保送生，因此沒有必要設(shè)“班級有保送生”這個啞變量。因此在全班范圍內(nèi)，班級保送生對學生的同伴影響無法被估算出來。在公式(4)中，帶有上標RM的高考成績是室友的高考成績平均分。帶有上標RM的免試入學啞變量是室友全是保送生的啞變量。這兩個變量一起作為衡量一個學生室友的平均學習能力的工具變量。把公式(2)、(3)、(4)代入公式(1)，可以得到可用于回歸的教育生產(chǎn)函數(shù)模型：在公式(5)中，為了表達的簡潔，用Π來表示每個變量的系數(shù)。我們將基于該模型作一系列回歸：從沒有考慮同伴因素的最簡單的方程開始，不斷引入不同變量，考察在不同假設(shè)下班級同學之間以及同宿舍室友之間同伴影響的顯著性和穩(wěn)定性；我們還將按照性別進行回歸，考察男女生因交流方式和文化的差異導致的不同程度的同伴影響。由于在模型中定義的同伴有兩種——同班同學和宿舍室友，回歸結(jié)果就能較科學地比較班級建設(shè)和宿舍文化對學生學習成績的影響力。四、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)樣本清華大學經(jīng)濟管理學院2002-2006年這5屆學生入學時，學院施行大一不分專業(yè)的大平臺教育，所有學生的培養(yǎng)方案完全一樣，且大一主要是基礎(chǔ)課，不同班級之間的教學大綱具有最大程度的一致性，因此學生之間的成績具有可比性。學院在沒有詢問新生意愿的情況下，按照平衡分配的原則把所有學生隨機分配到5個行政班，每班平均30個學生。平衡分配的具體原則是：各班女生比例相對一致，同一省份來源的新生分散到各班，少數(shù)民族學生和學生干部也平均分布到各個班。宿舍分配也沒有提前征求新生意愿，但基本上室友都是同班同學，而且同班同學的宿舍是緊挨著的。根據(jù)宿舍具體情況，大部分宿舍最多4人，個別宿舍只有2-3人。也就是說，學生沒有自己選擇班級同學和室友，這對于計量分析假設(shè)很重要。我們以高考成績作為學生學習能力的測度，同時收集學生的宿舍、班級信息以及入學一年后的學習成績(GPA)。我們只考察同伴影響對學生大一成績的影響，因為根據(jù)經(jīng)驗，入學第一年是新生適應(yīng)大學生活的重要階段，也是班級建設(shè)和發(fā)揮作用的關(guān)鍵時期。另外，選擇大一新生作為研究對象，就能將高考的成績作為他們學習能力的測度，這樣可以控制大學的影響。樣本中刪掉了42個高考成績?yōu)闃藴史值膶W生信息，因為標準分無法直接和原始分混合算平均分或作其他比較。這42個數(shù)據(jù)只占全部數(shù)據(jù)的5.8%，因此不會影響分析結(jié)果。為了控制學生家庭社會經(jīng)濟背景，我們根據(jù)助學金信息選取家庭人均月收入低于200元為啞變量。還把生源所在省作為變截距固定影響，以控制不同省份之間文化、教學質(zhì)量等系統(tǒng)性差異。我們把學生本人的高考成績作為其學習能力的工具變量。眾所周知，雖然被清華大學錄取的考生成績都很優(yōu)異，但在學校的課程成績并不會因此都很高。清華大學的課程成績分數(shù)基本上都是從60分到100分正態(tài)分布的。這就排除了在學校的課程成績與高考成績的系統(tǒng)性相關(guān)的可能。表1是主要變量的基本統(tǒng)計量。由于室友一般都是同班同學，為了排除室友平均高考成績與班級同學平均高考成績有共線性的可能，我們考察了這兩個變量的相關(guān)系數(shù)（見表2）。結(jié)果表明，二者相關(guān)系數(shù)只有0.042，而且p值為0.274，說明這個相關(guān)系數(shù)不顯著。因此這兩個變量沒有共線性問題。而且，學生自身高考成績也與室友平均高考成績、班級同學平均高考成績不相關(guān)。表2還總結(jié)了因變量“大一平均分”與主要自變量的相關(guān)系數(shù)。我們發(fā)現(xiàn)，大一平均分與班級同學平均高考成績在0.01水平上顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.215；與室友平均高考成績在0.1水平上相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.064；而與自身高考成績不顯著相關(guān)。當然，在控制性別、家庭背景、生源所在地等變量對大一成績的影響之前，還不能輕易下結(jié)論。但從基本的數(shù)據(jù)特征上，我們就發(fā)現(xiàn)班級同學對學生大一平均分影響很大，室友的影響次之，自身高考成績的影響最次。五、分析結(jié)果表3是計量模型公式(5)的回歸結(jié)果。第GPA(1)列只對學生自己的學習能力進行回歸。兩個自變量都在0.01水平顯著，即回歸系數(shù)為零的可能性小于0.01，這說明學生大學成績顯著受到自身學習能力的影響。本人高考成績的系數(shù)值為0.0099917，即學生高考成績每提高1分，大一的GPA將提高0.01分。在比較高考成績所代表的學習能力對大一GPA的影響大小時，我們要注意GPA是百分制，而高考成績總分是750分。對于保送生，保送資格作為學習能力的工具變量可以解釋大一GPA的7.96分，即保送生啞變量的系數(shù)7.96。第GPA(2)列在第GPA(1)列的基礎(chǔ)上加入了女生啞變量。女生啞變量的系數(shù)值為0.84，在0.05水平顯著。這說明其他條件不變，女生有95%的可能性比男生的大一GPA高，平均高0.84分。第GPA(3)列加入生源所在省的啞變量，回歸模型也相應(yīng)地從一般線性回歸變成固定影響變截距模型，以控制各省差異。從第GPA(3)列到第GPA(8)列都采用了固定影響變截距模型，F(xiàn)檢驗表明各省差異是顯著存在的。第GPA(4)列又加入貧困生啞變量，但該系數(shù)并不顯著，說明貧困生并不顯著比非貧困生學習成績差。第GPA(5)列加入了室友高考成績平均分和室友都是保送生的啞變量。兩個系數(shù)分別在0.01和0.05水平顯著。前者的系數(shù)值為0.025115，后者的系數(shù)值為15.5219。這說明室友平均高考成績每提高1分，本人大一GPA將提高0.025115分。如果某學生室友都是保送生，則這些保送生室友對GPA的影響是15.5分。第GPA(6)列加入了班級同學高考成績平均分，系數(shù)在0.01水平顯著，而且系數(shù)值相對很大，為0.0745833，是室友影響的3倍。這說明班級同學平均高考成績每提高1分，本人大一GPA將提高0.0745833分。而且，學生本人高考成績變得不夠顯著了，即學生受益于班級同學的學習能力更多。由于在前面已經(jīng)檢驗過學生自身高考成績與班級同學平均高考成績不相關(guān)，因此，自身高考成績的回歸系數(shù)不顯著，并不是由于多重共線性造成的。綜合考慮表2中列出的大一成績分別與自身高考成績、室友平均高考成績和班級同學平均高考成績的相關(guān)系數(shù)，這個結(jié)論并不意外。可以這樣理解：考進清華大學的學生在整體學習能力上都很高，學生為了能進好大學，都非常努力地學習。但進入大學后進一步學習的效果，則更多地取決于學生對大學生活的預(yù)期、對大一生活的適應(yīng)速度、對大學課程的學習態(tài)度、學習習慣以及對今后職業(yè)規(guī)劃的展望等。這些因素與學生自身學習能力本身并不相關(guān)，更多的與班風、學風等因素相關(guān)。因此，在回歸分析的結(jié)果中，會得出班級同學平均高考分數(shù)對學生大一平均分影響更大的證據(jù)。第GPA(7)列同時加入了室友平均高考成績和班級同學平均高考成績。班級同學的影響是正的并且在0.01水平顯著。室友的影響雖然也是正值，但不顯著。女生啞變量的系數(shù)值為0.88，在0.1水平顯著。這說明如果其他條件一樣，女生的大一GPA有90%的可能性比男生高，平均高出0.88分。第GPA(8)列加入了貧困生啞變量，仍然沒有明顯證據(jù)表明家庭收入低的學生成績會更低。表4是分性別估計的結(jié)果。第GPA(1)、GPA(2)列是沒有加入任何同伴影響的模型，第GPA(3)、GPA(4)列是只加入班級同學影響，第GPA(5)、GPA(6)列是只加入室友影響，第GPA(7)、GPA(8)列是同時加入班級同學和室友的影響。與表3類似，班級同學的影響要比室友影響顯著，而且影響程度大。三組同伴影響的對照中，女生比男生受同伴影響更大，不論是班級同學還是室友。這說明女生更容易受周圍同伴的影響。六、結(jié)論、討論和進一步研究的方向由于不同的學生管理組織模式會影響同學之間交往的方式和效果，而同學之間的交往是同伴影響產(chǎn)生的行為和心理學基礎(chǔ)，因此通過對比班級同學和室友對學生學習成績的影響來刻畫和驗證班級制度對學生學習效果的影響。以學生高考成績作為其學習能力的工具變量，以大一學生平均分作為階段性學習成果，考察同伴影響對學習成果的影響?；窘Y(jié)論是：班級同學對學生學習成績有非常重要的影響，這種影響的顯著性（即可信度）和影響力度甚至高于宿舍室友的影響（適用于全體學生、全體女生以及全體男生）。而且女生比男生更容易受周圍同學（既包括班級同學，也包括室友）的影響。研究結(jié)果與已有的、主要基于西方住宿學院制的同伴影響的研究一脈相承，驗證了同學之間的相互影響對學生學術(shù)成長的重要性(Sacerdote,2001:681-704;Zimmerman,2003:9-23)。與已有研究相比，本研究不僅驗證了同學對學生學習的影響，更進一步系統(tǒng)考察了兩種不同的正式的同學互動方式——班級和宿舍對大一新生學習成績的不同影響。班級同學的影響顯著大于宿舍同學的影響，這是現(xiàn)有研究的一個新的重要的發(fā)現(xiàn)。這表明，長期存在于中國高校的重視班集體建設(shè)的學生工作傳統(tǒng)以及與之相配套的班主任、輔導員等一系列制度性安排，對實現(xiàn)高校的人才培養(yǎng)目標，有毫無疑義的實際效果。如果這一研究發(fā)現(xiàn)對其他高校也適用，那么我們在新一輪的教育改革中，在嘗試重新設(shè)計新的學生組織管理機制（如