普及化階段高校學生學業參與行為的家庭背景差異研究

劉璐 ,王維民 ,陳洪捷

(1.北京大學 全國醫學教育發展中心,北京 100191;2.北京大學 教育學院,北京 100871)

一、問題提出與研究假設

高校學生個體在教學活動中的積極參與和投入(也即學業參與行為)對其學業成績、專業素養、核心能力等的提升有重要作用[1]。國外已有不少研究證實,家庭背景是影響學生的學業參與行為并導致學業成效差異、造成教育不平等現象的重要因素之一。通常優勢家庭出身學生的學業參與行為積極性更高,也更容易獲得較好的學業成就[2][3]。與此同時,學業參與行為還是教育環境與學業成就之間的中介,教師、課程和資源等因素的積極作用,可以改善弱勢家庭出身學生的學業參與行為,促使他們獲得更高的學業成就[4][5][6],提升他們對未來的期望和整體幸福感[7]。

然而,家庭背景對我國大學生學業參與行為是否有著類似的影響目前仍不明確。我國學者的研究多從家庭背景對入學機會、學業成績、就業機會等可見教育結果的影響出發,較少考察家庭背景與大學生學業參與行為的關系。關于家庭背景在高等教育過程中的作用,目前有兩種不同的觀點。以布迪厄為代表的文化再生產理論認為,教育系統包含了一種自我再生產的傾向,優勢階層積累的文化資本,會通過教育系統進一步鞏固和維持[8][9][10]。部分研究證實了上述規律,發現我國高等教育促進社會階層流動的能力較弱[11],不同階層、戶口身份之間均存在明顯的教育機會不平等和教育結果差異的情況[12][13][14],弱勢群體的子女在教育機會和教育獲得(質量)方面始終處于劣勢[15]。在普通本科大學中,家庭背景的作用尤其顯著[16]。另外一些學者的研究得出了不同的結論——高等教育具有“選擇性淘汰效應”,精英或中產階層的子女在高等教育階段將不再具有優勢。因為經過多個升學階段的篩選,出身差的學生往往在智力和能力方面極度優異,而出身好的學生有一些往往不那么優異[17],這一內部異質性抵消了家庭背景的影響[18]。弱勢家庭子女學習更努力、學業成績更好[19],我國高等教育加大了弱勢群體階層向上流動的機會[20],是實現階層改善的重要途徑[21]。

已有研究主要基于我國高等教育大眾化階段的情況。自2020年起,我國正式邁入高等教育普及化階段,高等教育入學機會顯著增加。為了考察新發展階段家庭背景在高等教育過程中的影響,并進一步探明造成我國高等教育結果差異的關鍵因素,本研究從醫學學科的證據出發,基于2020年中國醫學生培養與發展調查(CMSS2020)采集到的12萬醫學本科生的樣本數據,重點關注了以下問題:在高等教育普及化階段,家庭背景是否仍然影響著我國大學生的學業參與行為? 如果是,不同家庭出身學生的學業參與行為具體有什么樣的表現? 家庭背景的作用是否因院校層次和年級高低而異?

大學之前的學習生活相對閉塞,不同家庭背景的學生在求學心態和社會融入方面存在著一定的差異,有研究發現進入一流大學的弱勢家庭出身學生在學業適應、生存心態和社會融入過程中飽受焦慮[22];相較之下,優勢家庭出身的學生能夠較快適應大學的社會化環境、更積極地參與課程學習活動。隨著年級的升高,弱勢家庭出身學生對大學生活的適應度提升,其和優勢家庭出身學生的差距將會縮小。由此,本研究提出第一組假設。

假設1:優勢家庭出身的大學生學業參與行為更積極。

假設2:隨著年級的升高,不同家庭出身大學生之間的學業參與行為差異會縮小。

我國進入高等教育普及化階段,不同家庭出身學生考入普通大學的機會差異越來越小,但在一流大學入學方面,優勢階層子女依然存在著絕對的優勢[23],故而一流大學的情況更能反映出高等教育對于階層流動的作用。考入一流大學的弱勢家庭出身學生通常具有較高的智力和意志力,能夠抵消與優勢家庭出身學生的差距。一流大學的院校資源、師資、教育質量等遠優于普通大學,對家庭背景作用的削弱可能更多。因此,本研究提出第二組假設。

假設3:家庭背景對大學生學業參與行為的影響在一流大學更小。

假設4:隨著年級的升高,家庭背景作用的減弱在一流大學更明顯。

如果假設1成立,說明“文化再生產傾向”在我國高等教育階段仍有明顯體現;如果假設2成立,則表明“選擇性淘汰效應”在我國的高等教育中發揮著一定作用,反之則說明“文化再生產傾向”在我國高等教育的過程中仍占主導作用。如果假設3和4成立,說明“文化再生產傾向”不能解釋我國的精英高等教育對階層流動的作用,反之則說明這一由西方社會發展經驗生成的理論在我國同樣適用。

二、數據、變量與研究方法

(一)數據

本文采用的是2020年北京大學全國醫學教育發展中心開展的“中國醫學生培養與發展調查(CMSS)”的數據。該調查面向全國30 個省市、107所開設臨床醫學本科專業的高校,篩除長學制樣本(如本碩連讀、八年制本碩博一體化),獲得普通本科5年制有效樣本121616份。樣本的院校分布情況為:“一流大學建設高校”(8.2%)、其他本科院校(91.8%);性別分布為:男性(40.5%)、女性(59.5%);年級分布為:大一(24.4%)、大二(20.8%)、大三(20.3%)、大四(13.2%)、大五及以上(21.3%)。本研究數據覆蓋面廣,樣本量大,學校類型齊全,具有良好的代表性。

(二)變量

本文的因變量為大學生的學業參與行為,測量結果來自被調查學生對相應行為頻繁程度的回答,該指標共包括8個題項:①按時完成任務和提交相應作業;②逃課(反向賦分);③學習時做與學習無關的事情(反向賦分);④做學業相關匯報;⑤提問或主動回答問題;⑥積極參與小組合作學習或課堂討論;⑦利用圖書館資源開展自主學習;⑧課后向教師及同學請教。題項使用李克特(Liket)五級評分,從“從不”“偶爾”“一般”“較多”到“經常”分別計為1～5分,得分越高,意味著相應的學業參與行為越頻繁。

因變量數據使用經過標準化處理后的平均分,具體處理過程如下:(1)使用題目總分相關分析法檢驗所有題項與總分的相關性,剔除相關性較低的兩道題(第②題、第③題);(2)計算剩余六道題目得分的平均分,將之作為學業參與行為的原始分;(3)對上述六道題目分值分別進行minmax標準化處理后再計算平均分,得到位于[0,1]區間的學業參與行為標準化分值,用于后續回歸分析。

本研究的主要自變量為家庭背景、院校層次和所處年級,考慮到性別、城鄉、獨生與否、學習動機等因素均可能影響學生的學業參與行為,將它們作為控制變量加入研究。家庭背景采用父輩教育背景、父輩職業地位和家庭收入3個指標,其中父輩教育背景和父輩職業地位,分別以父、母雙方的最高學歷和最高職業地位進行測量。各自變量的具體描述如下。

父輩教育背景:有序變量,“高中及以下”賦值0,“本科(大專)”賦值1,“研究生”賦值2。

父輩職業地位:二元變量,“弱勢職業”賦值0,“優勢職業”賦值1。具體計算方法如下:根據李春玲的研究[24],將數據中的職業類型以國際社會經濟指數(ISEI)進行換算,將ISEI得分大于等于50的職業劃分為優勢職業,小于50的劃分為弱勢職業。

家庭經濟收入:有序變量,“5萬元以下”賦值0,“50001～100000”賦值1,“100001～200000”賦值2,“20萬元以上”賦值3。

院校層次:二元變量,“普通本科院校”賦值0,“一流大學建設高校”賦值1。

年級:有序變量,將五年制的醫學本科劃分為“低年級”(大一、大二),“中間年級”(大三)和“高年級”(大四及以上)三個等級,分別賦值0、1、2。

性別:二元變量,“女性”賦值0,“男性”賦值1。

城鄉:以“城鄉”代指戶籍屬性,“農村”賦值0,“城市”賦值1。

獨生與否:二元變量,“非獨生”賦值0,“獨生”賦值1。

學習動機:連續變量,取學習動機相關題項得分的均值,分值為1～5之間的實數。

表1為主要變量的描述統計。結果顯示,大學生學業參與體現出一定的家庭背景差異,隨著父輩教育背景、父輩職業地位和家庭收入的提升,子女的學業參與行為得分均在升高,表明家庭背景越好,子女的學業參與積極性越高。女生的學業參與行為得分高于男生,獨生子女、一流大學學生以及城市學生,分別相對于非獨生子女、普通大學學生以及農村學生,有更積極的學業參與行為;隨著年級的升高,學業參與行為得分逐漸降低,表明低年級時的大學生有更高的學習積極性。

表1 主要變量的描述統計N=121616

(三)研究方法

結合研究內容及因變量類型,本研究采用線性回歸模型估計家庭背景與醫學生學業參與行為的關系,具體過程如下。

首先,對家庭背景以外的其他變量進行線性回歸建模,模型如下:

公式(1)中,S表示學生的學業參與度,i表示第i個學生個案,Only表示獨生與否,Gender表示性別,City表示城鄉,ULev表示院校層次,Motiv表示學習動機,Grade表示年級。{βk|k=0,1,…,6}為模型參數。

其次,采用逐步回歸法,在控制其他變量的情況下,加入家庭收入、父輩教育背景和父輩職業地位變量,并逐步考察三者與“年級”的交互效應。完整的模型如下:

公式(2)中,FInc表示家庭收入,FEdu表示家庭教育背景,FOcc表示父輩職業地位。

三、數據分析與研究結果

(一)家庭背景對學業參與行為的影響

對學業參與分數進行建模,得到表2。模型1中列出的是家庭背景之外的各變量的系數。年級的系數為負,表明隨著年級的升高,大學生的學業參與積極性下降。男生的學業參與積極性低于女生。獨生子女、城市學生、一流大學學生分別相較于非獨生子女、農村學生、普通大學學生具有更積極的學業參與行為。學習動機對大學生學業參與的影響最顯著,其每提高1分,學生的學業參與分數平均提升了7.6%。模型2增加家庭收入、父輩教育背景和父輩職業地位三個因素,從結果看,三者皆與學業參與行為呈正相關。其中,父輩教育背景的影響最大,父輩職業地位的影響次之,家庭收入的影響最小。優勢家庭出身的學生學業參與更積極,假設1得到證實。

表2 學業參與行為的線性回歸模型

分別增加了父輩教育背景和年級的交互項(模型3)、父輩職業地位和年級的交互項(模型4),家庭收入和年級的交叉項(模型5),以進一步研究隨著高等教育階段的演進,家庭背景對大學生學業參與的影響趨勢。根據模型3,父輩教育背景的系數為正,但父輩教育背景和年級的交互項系數均為負數,說明父輩教育背景好的學生具有相對較高的學業參與得分。父輩教育背景對學業參與的影響隨著年級的升高而降低,其每提升1個層級,學業參與分數在低年級時會提升2.4%,在中間年級時會提升1.6%,到高年級時會提升1.2%。父輩職業地位和家庭收入對學業參與的影響均小于父輩教育背景,但其影響趨勢和父輩教育背景,皆隨年級升高而逐漸降低。綜上,高等教育過程在一定程度上能夠縮小由家庭背景導致的學業參與行為差異,假設2得到證實。

(二)家庭背景對學業參與行為的影響:一流大學與普通大學的對比

為了對比家庭背景對學業參與行為的影響在不同層次院校中的具體表現,本文進一步對學業參與進行條件線性回歸建模,其中自變量包含:獨生與否、性別、城鄉、年級、家庭收入、父輩教育背景、父輩職業地位和學習動機,院校層次作為條件變量。對所得模型分別采用夏普里值分解法(Shapley Value Decomposition),以統計不同解釋變量的邊際貢獻,分析家庭背景變量在總體差異來源中的貢獻份額。

表3顯示,學習動機是對大學生的學業參與行為貢獻最高的因素,其在普通大學的影響遠高于一流大學,分別為85.31%和56.33%。家庭背景對學業參與行為的貢獻表現出明顯的院校差異:一流大學中,三種主要家庭背景因素的貢獻率均高于普通大學。家庭背景在一流大學的貢獻率總和高達22%,明顯高于普通大學(7.4%)。

表3 解釋變量在學業參與中的作用:夏普里值分解的結果

父輩教育背景是作用最顯著的家庭背景變量,其在一流大學的貢獻率達到9.83%,在普通大學僅有3.98%。家庭收入的貢獻率整體略小于父輩教育背景,但其在不同層次院校間有顯著差異:在一流大學的貢獻率達到了普通大學的5.5倍。此外,各家庭背景因素間的貢獻率大小同樣存在院校間的差異,如在一流大學,家庭收入的貢獻高于父輩職業地位;而在普通大學,父輩職業地位的貢獻率反而比家庭收入更高。值得注意的是,雖然本文未將“城鄉”納入核心家庭背景因素進行分析,但從研究結果看,城鄉對學生的學業參與行為影響較大,其在一流大學貢獻率僅次于父輩教育背景,而且表現出更為明顯的院校層次差異:在一流大學中的貢獻率是普通大學的6.7倍。綜上,家庭背景對學業參與行為的影響在一流大學更顯著,假設3沒有得到支持。

為了更直觀地展示學業參與行為隨著父輩教育背景、家庭收入和年級的變化趨勢,繪制了圖1。可以看出,父輩教育背景的影響最大,而且隨著父輩教育背景和家庭收入層級的提升,一流大學和普通大學學生之間學業參與行為的均分差距進一步增加。不過,大學生的學業參與行為分值整體上隨著年級的升高而降低,一流大學學生和普通大學學生的學業參與得分越來越趨同。

圖1 各變量下學業參與行為的院校層次間對比

為了驗證家庭背景的作用是否在一流大學中隨年級減弱地更多,本文對獨生與否、性別、城鄉、家庭收入、父輩教育背景、父輩職業地位和學習動機進行條件線性回歸,將年級和院校層次作為條件變量,同時將獨生與否、性別、城鄉、學習動機合并為“其他”,家庭收入、父輩教育背景、父輩職業地位合并為“家庭背景”對線性回歸模型做夏普里值分解。結果如表4所示,在普通大學,家庭背景的貢獻率隨年級的升高持續下降;但在一流大學,家庭背景的貢獻率先是在中間年級時大幅增加,到高年級時又降回至與低年級同一水平。家庭背景的影響在一流大學始終較為顯著,假設4沒有得到支持。

表4 解釋變量對學業參與作用的院校間對比:夏普里值分解的結果

四、結論與思考

本文基于2020 年CMSS 的調查數據,對高等教育普及化階段不同家庭出身大學生的學業參與行為進行了實證分析,同時考察了家庭背景作用的院校差異。來自醫學學科的證據表明,未區分院校層次時的綜合分析顯示,家庭背景依然影響大學生的學業參與行為,“文化再生產傾向”得到驗證。區分院校層次進行對比分析發現:一流大學體現出明顯的“文化再生產傾向”,普通大學體現出明顯的“選擇性淘汰效應”。由此,從教育過程的視角看,我國的精英高等教育促進社會階層流動的能力較弱。主要的研究發現如下。

(一)優勢家庭出身的大學生學業參與行為整體更積極

父輩教育背景、家庭收入和父輩職業地位不同的大學生在學業參與行為方面均有明顯差異。具體而言,父輩學歷越高、家庭收入和父輩職業地位越高的大學生,其學業參與均越積極。父輩教育背景的影響較大,父輩職業地位和家庭收入的影響相對較小。家庭背景的作用隨年級升高而減小,在控制其他變量的情況下,高年級時對學業參與影響較為明顯的僅有父輩教育背景。綜上,布迪厄的“文化再生產傾向”同樣適用于解釋我國的高等教育過程,其具體表現為:父輩教育背景等因素會持續影響大學生學業參與行為,這種影響很可能進一步轉化為學業成就的差異。

(二)普通大學中,家庭背景對大學生學業參與行為影響較弱且持續減小

隨著年級的升高,不同家庭背景學生的學業參與行為差異在縮小,說明我國的高等教育過程在一定程度上能夠削弱家庭出身的作用、促進階層的社會流動,“選擇性淘汰效應”有所體現。然而,這種變化主要發生在普通大學。根據夏普里值分解的結果,普通大學中,家庭背景的貢獻率從低年級的11.4%降低至中間年級時的8.27%,再到高年級時僅為5.4%,對學業參與的影響始終較為微弱。

(三)一流大學中,家庭背景對大學生學業參與行為的影響始終顯著

但是,在一流大學,家庭背景的作用始終較為顯著,其貢獻率隨年級升高呈現出先升高后降低的趨勢,從低年級的19.84%升高至中間年級的31.44%,后在高年級時降回19.8%。從院校層次的對比來看,一流大學體現出明顯的“文化再生產傾向”,其中家庭背景對學業參與的貢獻率從低年級時不到普通大學的2倍,到中間年級和高年級時躍升至普通大學的近4倍。此外,大學生的學業參與行為隨年級的升高均呈現下降趨勢,但一流大學學生的學業參與積極性下降幅度遠高于普通大學學生。低年級時一流大學比普通大學的學業參與行為高了1.9%,到高年級時這種差距僅為0.88%。造成上述現象的原因可能如下:

首先,高學歷的父母和高職業地位的父母通常具有更加科學的教育方式,能夠通過家庭文化氛圍實現文化再生產[25]。我國高校大多分布在較大城市,與高中相比,大學校園中的人際關系和社會網絡更為復雜和多元,優勢家庭出身的學生成長于視野開闊的環境,在社會融入和環境適應方面具有優勢,其從高中進入到大學的過程中,遭遇到的文化沖擊相對較小,故而表現出比弱勢家庭出身學生更為積極的學業參與行為。

其次,隨著高等教育過程的開展,大學生逐漸適應學校環境和氛圍,與社會有了更為密切的接觸。學校資源對弱勢家庭出身學生的思想視野、思維方式、行為習慣養成等方面能力的助益高于優勢家庭出身學生,因此兩者的學業參與行為差異隨年級的升高而縮小。大學期間的學業參與更多受學習動機影響,低年級時,中學階段學習的持續性和家庭的約束仍較為強烈,加之學生對大學生活充滿憧憬和期待,有著比較高的學習積極性;到了中高年級,初入大學的新鮮感褪去,失去高考般明確的學習目標和教師、家長的教育參與,很多學生容易變得散漫和松懈,學業參與積極性下降。

最后,考入一流大學的學生,大多擁有較為卓越的智力、意志力和自覺意識,在低年級時的自主型參與會明顯強于普通大學。隨著高等教育的持續進行,越好的大學競爭越激烈,相較于普通大學學生,一流大學學生的自我期待更高,遭遇課業負擔和精神壓力時,其挫敗感可能也會更強,因而表現出更大幅度的學業參與積極性下降。與此同時,家庭背景導致的性格和自信心等方面的差異,很可能會被高強度的競爭機制放大:優勢家庭的父母能夠在子女面對挫折和競爭時給予適時的積極參與和支持,弱勢家庭出身學生則需要獨自對抗所有壓力,更容易陷入疲憊倦怠的情緒狀態,表現出消極的學業參與行為。此外,學習動機是決定學業參與情況的核心因素,而在優秀學生集中的一流大學,學生的學習動機均較強,家庭文化資本、社會資源等因素的作用反而會顯得更為重要,這也導致相較于普通大學,家庭背景的影響在一流大學始終較為顯著。

綜上,在當前的高等教育中,應進一步探究大學生學習積極性隨年級升高而降低的深層原因,給予弱勢家庭出身的大學生,尤其是一流大學中的弱勢學生群體更多的關注和支持,通過改善他們的學習環境,提供更充分的成長資源支持,幫助他們消除因出身不利造成的精神壓力和心理障礙,激發他們努力學習的熱情,提升他們學業參與的積極性。