集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量的影響研究
——基于中國教育追蹤調(diào)查的實(shí)證分析

成剛，杜思慧，許亞男，李羅平

一、引言

均衡發(fā)展是義務(wù)教育的本質(zhì)屬性，推動(dòng)城鄉(xiāng)義務(wù)教育優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展是我國教育事業(yè)發(fā)展的時(shí)代任務(wù)。在教育集團(tuán)建設(shè)成效日益凸顯的背景下，集團(tuán)化辦學(xué)作為一種富有活力的創(chuàng)新模式，相繼被寫入《關(guān)于深化推進(jìn)義務(wù)教育均衡發(fā)展的意見》《關(guān)于深化教育體制機(jī)制改革的意見》，已成為現(xiàn)階段提高義務(wù)教育質(zhì)量、促進(jìn)義務(wù)教育公平的新焦點(diǎn)之一。

基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)是一種以契約為紐帶構(gòu)建的大規(guī)模多層次組織形態(tài)，旨在通過以強(qiáng)帶弱或優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，擴(kuò)大優(yōu)質(zhì)教育資源覆蓋面(鐘秉林, 2017)?？缭匠青l(xiāng)兩地的集團(tuán)化辦學(xué)主要以名校加弱校形式推行，通過發(fā)揮城市優(yōu)質(zhì)學(xué)校在師資、理念等方面的輸出輻射作用，帶動(dòng)鄉(xiāng)村薄弱學(xué)校實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展。目前，這一模式的行動(dòng)邏輯和應(yīng)用前景也已得到一定論證(楊小微, 2014; 孟繁華等, 2016)。

但是，正如部分學(xué)者對(duì)相關(guān)實(shí)踐的反思，基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)存在委托代理關(guān)系需要協(xié)調(diào)、學(xué)校同質(zhì)化風(fēng)險(xiǎn)增大等不容忽視的現(xiàn)實(shí)問題，這將直接干擾政策實(shí)施的進(jìn)程與成效(范勇和田漢族, 2017)。在空間距離較遠(yuǎn)、文化差異更大的城鄉(xiāng)學(xué)校間，這些阻力與困境可能更為嚴(yán)峻。例如，在“全域成都”城鄉(xiāng)教育一體化進(jìn)程中，就曾出現(xiàn)關(guān)系模糊、主體排斥的困境，集團(tuán)化辦學(xué)城鄉(xiāng)試點(diǎn)學(xué)校的互動(dòng)情況不及預(yù)期(范涌峰等, 2014)。在此情形下，有必要借助具備一定規(guī)模的調(diào)查數(shù)據(jù)，綜合考察集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量的影響狀況。

已有的基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)文獻(xiàn)以經(jīng)驗(yàn)介紹、思辨討論居多，能夠通過CNKI檢索到的定量研究不足10篇，尚處于起步階段。其中，以管理、人員、教研、平臺(tái)融合程度和社會(huì)評(píng)價(jià)為產(chǎn)出的效率評(píng)估結(jié)果顯示，基礎(chǔ)教育集團(tuán)的整體資源融合效率欠佳，并存在顯著的區(qū)位、區(qū)域差異(龐禎敬, 2017)。單獨(dú)聚焦教師評(píng)價(jià)指標(biāo)的研究也已表明，集團(tuán)化辦學(xué)在均衡高水平師資、消弭優(yōu)質(zhì)校與薄弱校師資差距方面的效果并不理想(李多慧和姚繼軍, 2019; 杜玲玲, 2021)。而專門關(guān)注學(xué)生評(píng)價(jià)指標(biāo)的研究，仍較為籠統(tǒng)地指向集團(tuán)化辦學(xué)在提升學(xué)生學(xué)業(yè)成績方面的積極作用(丁亞東, 2019)，僅初步涉及影響效應(yīng)的地區(qū)差異問題(代文麗, 2020)，結(jié)論有待進(jìn)一步檢驗(yàn)，在樣本選取、計(jì)量策略方面亦有改進(jìn)空間。

有鑒于此，本研究基于2013—2015年中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CEPS)，以學(xué)生認(rèn)知能力為義務(wù)教育質(zhì)量的衡量指標(biāo)，運(yùn)用多水平模型、分位數(shù)回歸方法，嘗試回應(yīng)以下問題：集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量有何影響？集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)不同認(rèn)知水平學(xué)生的認(rèn)知能力發(fā)展有何影響？借此評(píng)估集團(tuán)化辦學(xué)在彌合城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量差距中的具體成效，力圖為優(yōu)化集團(tuán)化辦學(xué)實(shí)踐方案、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)義務(wù)教育協(xié)同發(fā)展提供有益參考。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

(一)集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量的整體性影響

廣義的教育生產(chǎn)函數(shù)將教育視作資源投入與能力產(chǎn)出的過程，認(rèn)為個(gè)人、家庭、學(xué)校因素能夠作用于個(gè)體的人力資本獲得，并強(qiáng)調(diào)學(xué)校投入數(shù)量和學(xué)校投入質(zhì)量的共同影響(Hanushek, 1986)。已有研究表明，義務(wù)教育階段的產(chǎn)出績效與學(xué)校主體的組織管理形式(成剛, 2019)、資源使用效率(胡詠梅和杜育紅, 2009)密不可分。

究其實(shí)質(zhì)，集團(tuán)化辦學(xué)本身便是辦學(xué)體制、組織形式的創(chuàng)新，沿用的是調(diào)整內(nèi)部投入結(jié)構(gòu)、盤活教育資源存量的運(yùn)作邏輯。因此，參與集團(tuán)化辦學(xué)既是反映學(xué)校投入質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)，也極有可能是直接影響教育產(chǎn)出的重要變量。更有觀察性研究指出，基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)已在多地取得增進(jìn)教師交流、推動(dòng)課程共享等可觀成效(陸云泉和劉平青, 2018; 湯林春, 2018; 朱向軍, 2006)，這也可以間接催化高質(zhì)量教育產(chǎn)出的形成。因此，有理由認(rèn)為集團(tuán)化辦學(xué)有益于義務(wù)教育質(zhì)量提升，提出研究假設(shè)1：

H1：整體而言，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量有顯著正向影響。

(二)集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量的異質(zhì)性影響

1.城鄉(xiāng)異質(zhì)性

集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量提升有積極貢獻(xiàn)，并不意味著理想的優(yōu)質(zhì)均衡已經(jīng)實(shí)現(xiàn)。集團(tuán)化辦學(xué)旨在惠及更多受教育者，也并不代表這種正向作用能夠在參與主體、學(xué)生個(gè)體之間同質(zhì)存在。

作為集團(tuán)化辦學(xué)舉措的踐行主體，城鄉(xiāng)學(xué)校受到的影響可能存在異質(zhì)性。一方面，就活動(dòng)屬性而言，集團(tuán)化辦學(xué)是一種政府主導(dǎo)的強(qiáng)制性集體行動(dòng)，其中的城市學(xué)校與農(nóng)村學(xué)校本就存在資源輸出方與資源接收方的角色差異，需求強(qiáng)度、主動(dòng)程度、融合深度等方面的區(qū)別使得行動(dòng)困境客觀存在，農(nóng)村學(xué)校的教育教學(xué)質(zhì)量更難得到有效改善(安富海, 2020)。另一方面，就資源分布而言，我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下的師資力量、辦學(xué)條件、教學(xué)經(jīng)費(fèi)等人財(cái)物資源配置不平等現(xiàn)象仍然存在(文軍和顧楚丹, 2017)，農(nóng)村學(xué)?，F(xiàn)有的薄弱環(huán)節(jié)不利于集團(tuán)化辦學(xué)全鏈路的打通，可能使得鄉(xiāng)村地區(qū)的實(shí)施效果大打折扣。據(jù)此，提出研究假設(shè)2：

H2：集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量的影響存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性，與農(nóng)村學(xué)校學(xué)生相比，城市學(xué)校學(xué)生受到的正向影響更明顯。

2.個(gè)體異質(zhì)性

更進(jìn)一步的，作為集團(tuán)化辦學(xué)舉措的服務(wù)對(duì)象，學(xué)生個(gè)體受到的影響也可能存在異質(zhì)性。研究表明，伴隨認(rèn)知水平的上升，學(xué)校質(zhì)量和家庭背景逐步成為解釋城鄉(xiāng)學(xué)生能力差異的重要因素(江求川, 2017)。此外，青少年學(xué)生本就對(duì)外部環(huán)境變化保持較高的敏感性，認(rèn)知水平較高學(xué)生的教育產(chǎn)出對(duì)教師、教學(xué)質(zhì)量更加敏感(葉方如, 2021; 姚昊和馬立超, 2021)。因此本研究推斷，集團(tuán)化辦學(xué)過程中的教師輪崗、教學(xué)共研等主要活動(dòng)，可能在高認(rèn)知水平學(xué)生中展現(xiàn)出更加突出的成效，提出研究假設(shè)3：

H3：集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生能力發(fā)展的影響存在個(gè)體異質(zhì)性，高認(rèn)知水平學(xué)生受到的影響更明顯。

三、研究數(shù)據(jù)與設(shè)計(jì)

(一)樣本說明

本研究所用數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設(shè)計(jì)與實(shí)施的“中國教育追蹤調(diào)查”(CEPS)項(xiàng)目。該項(xiàng)目自2013年開始面向28個(gè)縣級(jí)單位(縣、區(qū)、市)調(diào)查點(diǎn)的初中學(xué)生及其家長、教師、學(xué)校開展，是目前教育領(lǐng)域最具全國代表性的數(shù)據(jù)資料之一。

本研究使用連續(xù)參與2013—2014學(xué)年基線調(diào)查、2014—2015學(xué)年追訪調(diào)查的學(xué)生樣本，綜合選取其家庭、學(xué)校背景信息，考察學(xué)校集團(tuán)化辦學(xué)情況對(duì)個(gè)體認(rèn)知能力及其發(fā)展的影響。剔除缺失值后，得到來自88所學(xué)校的6520名學(xué)生的統(tǒng)計(jì)信息。基線調(diào)查時(shí)期，樣本學(xué)生就讀于七年級(jí)，5所學(xué)校參與集團(tuán)化辦學(xué)，對(duì)應(yīng)學(xué)校共有316名學(xué)生入樣，占全樣本的4.85%。

集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校、非集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校學(xué)生樣本數(shù)量差異懸殊，主要原因在于我國市區(qū)級(jí)基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)政策集中出臺(tái)于2016年以后(曹連喆和方晨晨, 2020)，而CEPS調(diào)查時(shí)期相關(guān)實(shí)踐尚處于初期階段，覆蓋面較小。考慮到集團(tuán)化辦學(xué)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、教育均衡程度密切相關(guān)，本文利用地域特征變量進(jìn)行匹配，從全樣本中篩選出集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本，認(rèn)為這些地域的經(jīng)濟(jì)、教育情況相近，對(duì)篩選出的學(xué)生樣本進(jìn)行實(shí)證處理，所得結(jié)果具有良好的可比性和解釋力。(17)筆者在研究過程中曾嘗試使用傾向得分匹配法(PSM)對(duì)全樣本進(jìn)行匹配分析，發(fā)現(xiàn)研究數(shù)據(jù)并不能實(shí)現(xiàn)有效平衡，匹配后有超過1/3變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差高于10%，另有多個(gè)變量偏差大幅增加。筆者推斷，缺失地方層級(jí)統(tǒng)計(jì)信息、難以實(shí)現(xiàn)地域特征變量的合理匹配，是造成這一現(xiàn)象的重要原因。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)共有12所學(xué)校、715名學(xué)生入樣，其中集團(tuán)化辦學(xué)參與校學(xué)生占比為44.20%。

在后續(xù)分析中，分別在全樣本、集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本中考察集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量的異質(zhì)性影響。

(二)變量選擇

1. 被解釋變量

CEPS數(shù)據(jù)庫基于三參數(shù)的項(xiàng)目反應(yīng)理論(IRT)設(shè)計(jì)認(rèn)知能力標(biāo)準(zhǔn)化測試題，考察學(xué)生的邏輯思維與問題解決能力。該指標(biāo)既能夠反映學(xué)生的認(rèn)知水平與后續(xù)潛力，又具有良好的個(gè)體區(qū)分度、連續(xù)性與可比性，(18)設(shè)計(jì)方法介紹詳見中國教育追蹤調(diào)查(CEPS)《數(shù)據(jù)手冊(cè)》：http://ceps.ruc.edu.cn/xmwd/dcsc.htm。因此在我國義務(wù)教育質(zhì)量評(píng)估中得到廣泛應(yīng)用(宗曉華等, 2018; 魏曉宇和蘇娜, 2021)。

2.核心解釋變量

(1)集團(tuán)化辦學(xué)

CEPS數(shù)據(jù)庫通過學(xué)校問卷中的“學(xué)校目前是否參與某個(gè)教育集團(tuán)”題項(xiàng)，收集調(diào)查學(xué)校的集團(tuán)化辦學(xué)參與情況。本研究重點(diǎn)關(guān)注基線調(diào)查時(shí)期的集團(tuán)化辦學(xué)狀態(tài)，依據(jù)作答結(jié)果生成二值虛擬變量(是=1，否=0)作為核心解釋變量。

(2)學(xué)校位置

城鄉(xiāng)變量是本研究使用的另一個(gè)重要解釋變量。本研究側(cè)重分析集團(tuán)化辦學(xué)這一學(xué)校投入因素對(duì)學(xué)生發(fā)展的影響，而非來自個(gè)體背景因素的效應(yīng)，因此選用基線時(shí)期學(xué)校問卷中“學(xué)校所在的地區(qū)類型”題項(xiàng)的作答結(jié)果生成二值虛擬變量(農(nóng)村=1，城市=0)，作為城鄉(xiāng)界定依據(jù)。

需要說明的是，已有研究對(duì)于該題項(xiàng)的分類標(biāo)準(zhǔn)尚未達(dá)成一致。有學(xué)者將其中的“市/縣區(qū)的城鄉(xiāng)結(jié)合部”選項(xiàng)歸入城市樣本(宗曉華等, 2018; 孫冉和杜屏, 2021)，亦有學(xué)者將其歸為入農(nóng)村樣本(吳愈曉和黃超, 2016; 黃超, 2017)。如前文所述，CEPS調(diào)查時(shí)期，我國基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)實(shí)踐覆蓋面有限，優(yōu)質(zhì)教育資源的輻射范圍、流動(dòng)范圍相對(duì)較小，因此本文的研究問題宜選用第二種分類標(biāo)準(zhǔn)。研究數(shù)據(jù)同樣顯示，參與集團(tuán)化辦學(xué)的5所學(xué)校中，3所位于中心城區(qū)與邊緣城區(qū)，2所處于城鄉(xiāng)結(jié)合部，尚未出現(xiàn)處于鄉(xiāng)鎮(zhèn)、農(nóng)村的學(xué)校進(jìn)行相關(guān)實(shí)踐。

(3)交互項(xiàng)

為綜合探析集團(tuán)化辦學(xué)和學(xué)校位置對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量的交互影響，識(shí)別潛在的城鄉(xiāng)異質(zhì)性表現(xiàn)，本研究將在后續(xù)分析中引入集團(tuán)化辦學(xué)變量和學(xué)校位置變量的交互項(xiàng)，著重考察其估計(jì)系數(shù)的方向、大小與顯著性情況。

3. 控制變量

為減弱實(shí)證過程中的內(nèi)生性和異質(zhì)性問題，本研究參照已有研究選取一系列個(gè)體和學(xué)校特征作為控制變量，具體說明如表1所示。為規(guī)避兩次調(diào)查期間重新分班造成的影響，未納入班級(jí)層面的變量。

表1 控制變量說明

(三)模型設(shè)定

1.普通最小二乘估計(jì)(OLS)

首先，使用OLS估計(jì)初步判斷學(xué)校參與集團(tuán)化辦學(xué)和學(xué)生認(rèn)知能力之間的關(guān)系，基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

Cogis=α0+α′1Sch_Groups+α′2Stuis+α′3Sch_Others+εis

其中，下標(biāo)i、s分別表示學(xué)生個(gè)體和所在學(xué)校。Cogis表示被解釋變量認(rèn)知能力。Sch_Groups表示集團(tuán)化辦學(xué)特征向量，包括學(xué)校是否參與集團(tuán)化辦學(xué)、學(xué)校位置和二者的交互項(xiàng)。Stuis表示學(xué)生個(gè)體特征向量，Sch_Others表示其他學(xué)校特征向量，α′1、α′2、α′3依次表示對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)，α0表示截距項(xiàng)，εis表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.多水平模型(HLM)

需要注意的是，本研究考察的認(rèn)知能力變量來自學(xué)生層面，是否參與集團(tuán)化辦學(xué)變量來自學(xué)校層面，研究數(shù)據(jù)明顯存在學(xué)校與學(xué)生間的嵌套關(guān)系。此時(shí)，同校學(xué)生因受到相同學(xué)校因素的影響而具有較高的同質(zhì)性，這使得普通最小二乘估計(jì)的獨(dú)立同分布假設(shè)不再成立，計(jì)量結(jié)果受到影響。換言之，研究所采用的基準(zhǔn)回歸將混淆參數(shù)差異和抽樣差異，可能使得學(xué)校因素帶來的差異被解釋為城鄉(xiāng)差異，無法得出集團(tuán)化辦學(xué)和城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量之間的準(zhǔn)確關(guān)系。因此，有必要使用多水平模型(hierarchical linear model, HLM)進(jìn)行針對(duì)性修正。

目前，關(guān)于多水平模型樣本數(shù)量的絕對(duì)標(biāo)準(zhǔn)尚未形成，學(xué)界一般認(rèn)為，樣本量大小主要取決于具體的研究目的(溫福星, 2009; 李曉鵬等, 2011)。根據(jù)Maas和Hox(2005)的樣本量檢驗(yàn)結(jié)果，本研究使用的全樣本、集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本，至少能夠提供各個(gè)回歸系數(shù)的無偏估計(jì)。

依照Snijders和Bosker(1999)給出的經(jīng)驗(yàn)法則，第二水平組數(shù)較少、欲用抽樣結(jié)果推論總體時(shí)，建議采用固定效應(yīng)的多水平模型。另外，集團(tuán)化辦學(xué)變量和交互項(xiàng)變量已處于學(xué)校水平，額外增加跨水平交互項(xiàng)也可能引發(fā)模型收斂與擬合問題(Hox et al., 2018)。出于上述考量，本研究設(shè)定如下隨機(jī)截距、固定斜率形式的多水平模型：

Level 1(學(xué)生水平)：Cogis=β0s+β′1sStuis+eis

(1)

Level 2(學(xué)校水平):β0s=γ00+γ′01Sch_Groups+γ′02Sch_Others+μ0s

βks=γk0

(2)

其中，學(xué)校水平的βks表示學(xué)生水平上個(gè)體特征系數(shù)向量β′1s中的各個(gè)系數(shù)，β0s、γ00、γk0依次為對(duì)應(yīng)模型中的截距項(xiàng)，eis、μ0s分別為對(duì)應(yīng)模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)。其余變量定義與基準(zhǔn)回歸一致。

3.無條件分位數(shù)回歸(UQR)

基準(zhǔn)模型和多水平模型重在考量集團(tuán)化辦學(xué)因素的平均影響及其城鄉(xiāng)差異，包含集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力的作用效果不因個(gè)體能力水平高低而變動(dòng)的潛在假定。但是，正如研究假設(shè)3提及的那樣，在現(xiàn)實(shí)的教育情境中，這種影響在不同學(xué)生間可能不盡相同。

為細(xì)致分析學(xué)校參與集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生發(fā)展的個(gè)體異質(zhì)性作用，本研究運(yùn)用無條件分位數(shù)回歸(unconditional quantile regression, UQR)方法，揭示不同認(rèn)知能力個(gè)體中學(xué)校集團(tuán)化辦學(xué)的無條件邊際效應(yīng)，在實(shí)際操作中借鑒Firpo等(2009)提出的再中心化影響函數(shù)(re-centered influence function, RIF)進(jìn)行處理：

(3)

其中，qτ是被解釋變量認(rèn)知能力(Cog)的無條件分位數(shù)，并有邊際密度函數(shù)FCog(qτ)=τ0fCog(qτ)成立，I(·)為示性函數(shù)(indicator function)。據(jù)此，能夠進(jìn)一步得出解釋變量X在不同分位數(shù)上的無條件邊際效應(yīng)：

(4)

四、實(shí)證結(jié)果

(一)集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校的基本特征

研究樣本的描述性統(tǒng)計(jì)情況如表2所示。分集團(tuán)化辦學(xué)參與情況的樣本比較結(jié)果顯示，在個(gè)體背景方面，就讀于集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校的學(xué)生的認(rèn)知能力顯著更高，并表現(xiàn)出農(nóng)業(yè)戶口占比更低、獨(dú)生子女占比更高的基本特征。在學(xué)校情況方面，與未參與集團(tuán)化辦學(xué)的學(xué)校相比，集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校更多地位于城市地區(qū)，當(dāng)?shù)嘏琶壳?，辦學(xué)資金更充足，教師學(xué)歷更高。兩類學(xué)校在基礎(chǔ)設(shè)施、生師比方面沒有顯著差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

基于初步統(tǒng)計(jì)結(jié)果，接下來將通過計(jì)量處理，回應(yīng)學(xué)校參與集團(tuán)化辦學(xué)和城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量之間的關(guān)系問題。

(二)集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力的影響

1. 全樣本估計(jì)

OLS和HLM的估計(jì)結(jié)果詳見表3。第(1)-(2)欄的OLS估計(jì)結(jié)果表明，整體而言，學(xué)校參與集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力有顯著正向影響，而學(xué)校位于農(nóng)村地區(qū)對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力發(fā)展有顯著負(fù)向影響。交互項(xiàng)的引入進(jìn)一步解釋了集團(tuán)化辦學(xué)影響效應(yīng)的城鄉(xiāng)異質(zhì)性，其系數(shù)估計(jì)顯示，學(xué)校位于農(nóng)村地區(qū)使得集團(tuán)化辦學(xué)的邊際效應(yīng)削弱0.334個(gè)單位，這將反轉(zhuǎn)集團(tuán)化辦學(xué)變量所顯示出的0.208個(gè)單位的正向影響(0.208-0.334=-0.126)。換言之，學(xué)校參與集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城市學(xué)校學(xué)生的認(rèn)知能力有顯著正向影響，而對(duì)農(nóng)村學(xué)校學(xué)生有顯著負(fù)向影響，即集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量的影響具有顯著差異。學(xué)校位置變量與交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值同樣顯示，參與集團(tuán)化辦學(xué)并未使得農(nóng)村學(xué)校的教育質(zhì)量得到改善，反而使之變得更為嚴(yán)峻(-0.095-0.334=-0.429)。

表3 集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力的影響

為確保結(jié)果的準(zhǔn)確性和穩(wěn)健性，使用多水平模型做進(jìn)一步探討。首先通過零模型判定模型適用性，結(jié)果見第(3)列。據(jù)此可知，卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯著，多水平模型適用。組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(intra-class correlation coefficient, ICC)為0.308，意味著學(xué)生認(rèn)知能力得分的差異約有30.8%來自學(xué)校間差異，屬于Cohen(1988)定義的高度相關(guān)(ICC≥0.138)，多水平模型的有效性再次得證。第(4)列的估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步顯示，加入學(xué)生水平控制變量后，學(xué)生水平方差降低，學(xué)生認(rèn)知能力差異能夠通過個(gè)體及家庭因素得到部分解釋。

2. 集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本估計(jì)

集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本的OLS估計(jì)結(jié)果同樣指向明顯的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。如表3第(6)-(7)列所示，綜合來看，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力有顯著正向影響，但是交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)表明，農(nóng)村集團(tuán)化辦學(xué)參與校學(xué)生的認(rèn)知能力比城市集團(tuán)化辦學(xué)參與校學(xué)生顯著低出0.914個(gè)單位，這直接使得集團(tuán)化辦學(xué)舉措的積極效益被扭轉(zhuǎn)為更大程度的負(fù)向影響(0.284-0.914=-0.630)。

第(8)-(10)列報(bào)告的多水平模型同樣表現(xiàn)出良好的適切性。零模型卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯著，認(rèn)知能力得分差異約有27.1%來自學(xué)校間差異，個(gè)體及家庭因素能夠部分解釋認(rèn)知能力差異。第(10)列的估計(jì)結(jié)果顯示，集團(tuán)化辦學(xué)變量和交互項(xiàng)變量的系數(shù)均顯著，并在方向上出現(xiàn)正負(fù)分化，據(jù)此得出的集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)農(nóng)村學(xué)校學(xué)生認(rèn)知能力的影響顯著為負(fù)(0.250-0.740=-0.490)，在作用程度上大幅超出集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城市學(xué)校學(xué)生認(rèn)知能力的正向影響(0.250)。

綜上，兩類樣本的估計(jì)結(jié)果相互印證，研究假設(shè)1、2得到支持并被進(jìn)一步細(xì)化。整體來看，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力有顯著正向影響，但具體效應(yīng)存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性。對(duì)于參與集團(tuán)化辦學(xué)的城市學(xué)校，這一舉措會(huì)顯著提高學(xué)生的認(rèn)知能力。而對(duì)于參與集團(tuán)化辦學(xué)的農(nóng)村學(xué)校，這一舉措則會(huì)顯著拉低學(xué)生的認(rèn)知能力。

(三)集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)不同學(xué)生認(rèn)知能力的影響

限于篇幅，本文僅對(duì)集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本的分位數(shù)回歸結(jié)果做詳細(xì)報(bào)告，不再贅述全樣本估計(jì)結(jié)果。該部分樣本在主要分位點(diǎn)上的無條件分位數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示。集團(tuán)化辦學(xué)變量、交互項(xiàng)變量的回歸系數(shù)在25和50分位點(diǎn)上同時(shí)顯著。對(duì)于認(rèn)知水平偏下及中等的城市學(xué)校學(xué)生(QR_25和QR_50)，集團(tuán)化辦學(xué)能夠?yàn)槠鋷?.476、0.537個(gè)單位的能力提升，受益程度明顯高于其他認(rèn)知水平學(xué)生。而對(duì)于同等認(rèn)知水平的農(nóng)村學(xué)校學(xué)生(QR_25和QR_50)，集團(tuán)化辦學(xué)的影響效應(yīng)則反轉(zhuǎn)為-0.643(0.476-1.119)、-0.440(0.537-0.977)個(gè)單位。也就是說，認(rèn)知水平中等偏下的農(nóng)村學(xué)校學(xué)生的能力發(fā)展會(huì)因?qū)W校參與集團(tuán)化辦學(xué)受到嚴(yán)重阻遏。

表4 集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)不同認(rèn)知水平學(xué)生能力的影響：集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本

系數(shù)分布圖更加全面地刻畫了無條件分位數(shù)估計(jì)系數(shù)的變化趨勢(shì)。如圖1所示，集團(tuán)化辦學(xué)和交互項(xiàng)變量的估計(jì)系數(shù)分布于零值線兩側(cè)，但整體而言，后者的偏離程度更大。與此同時(shí)，系數(shù)分布圖進(jìn)一步明確了集團(tuán)化辦學(xué)城鄉(xiāng)分化影響的存在區(qū)間。在20至65分位點(diǎn)之間，兩個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)同時(shí)呈現(xiàn)出良好的統(tǒng)計(jì)顯著性，城市參與校學(xué)生因集團(tuán)化辦學(xué)受益，農(nóng)村參與校學(xué)生則因集團(tuán)化辦學(xué)受損。在共同顯著區(qū)間內(nèi)，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)農(nóng)村學(xué)校學(xué)生不利影響的最大值、對(duì)城鄉(xiāng)學(xué)生影響程度相對(duì)差距的最大值均出現(xiàn)在20分位點(diǎn)處。

圖1 集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)不同認(rèn)知水平學(xué)生能力的影響：集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本

綜上，集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本的分位數(shù)估計(jì)結(jié)果與研究假設(shè)3并不一致。集團(tuán)化辦學(xué)的消極影響集中體現(xiàn)于農(nóng)村學(xué)校認(rèn)知能力中等偏下學(xué)生之中，這部分個(gè)體的不利境況亟需改善。

五、對(duì)實(shí)證結(jié)果的討論

由實(shí)證結(jié)果可知，整體而言，學(xué)校參與集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)學(xué)生認(rèn)知能力有顯著正向影響，能夠提升義務(wù)教育質(zhì)量。然而，令人擔(dān)憂的是，這一辦學(xué)格局的創(chuàng)變并未同時(shí)對(duì)城市學(xué)校和農(nóng)村學(xué)校產(chǎn)生積極影響。學(xué)校參與集團(tuán)化辦學(xué)并未使農(nóng)村學(xué)校的教育質(zhì)量顯著改善，反而使農(nóng)村學(xué)校學(xué)生的認(rèn)知能力發(fā)展更大程度地落后于城市學(xué)校學(xué)生。城市學(xué)校教育條件的累積優(yōu)勢(shì)并未補(bǔ)齊農(nóng)村教育質(zhì)量的短板，反而背離了集團(tuán)化辦學(xué)推進(jìn)城鄉(xiāng)教育一體化的政策初衷。

由于CEPS數(shù)據(jù)庫是對(duì)學(xué)校、學(xué)生情況的綜合性調(diào)查，未過多涉及集團(tuán)化辦學(xué)實(shí)踐細(xì)節(jié)，因此在對(duì)實(shí)證發(fā)現(xiàn)的討論中，本研究將結(jié)合學(xué)術(shù)觀點(diǎn)和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行論述。摘取調(diào)查信息時(shí)，考慮到教師資源配置共享、教師專業(yè)發(fā)展是集團(tuán)化辦學(xué)實(shí)踐的重要內(nèi)容(杜玲玲和段鵬陽, 2020)，本研究引入教師培訓(xùn)題項(xiàng)作答結(jié)果，考慮到為更多學(xué)生提供高質(zhì)量的學(xué)習(xí)支持體系是集團(tuán)化辦學(xué)的最終使命(張爽, 2020)，本研究參照楊奎臣等(2020)、侯龍龍和趙平(2020)進(jìn)行的青少年群體學(xué)校適應(yīng)性研究，引入在校體驗(yàn)題項(xiàng)作答結(jié)果。選擇比較樣本時(shí)，為盡可能剝離區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、教育環(huán)境等因素的干擾，強(qiáng)化統(tǒng)計(jì)結(jié)果的可比性，本研究聚焦集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校所在區(qū)(縣)樣本做后續(xù)分析。

(一)集團(tuán)化辦學(xué)的初步成效

按照本研究的初步發(fā)現(xiàn)，可以認(rèn)為，集團(tuán)化辦學(xué)機(jī)制成效初顯，師資力量、課程內(nèi)容、校園文化等方面的共享成果已經(jīng)部分傳遞至學(xué)生教育產(chǎn)出中。

CEPS調(diào)查結(jié)果顯示，2013—2014學(xué)年、2014—2015學(xué)年兩次調(diào)查期間，集團(tuán)化辦學(xué)參與校的年度教師培訓(xùn)次數(shù)均值由10.3次提升至22次，基線水平、追訪水平和增長幅度均高于所在區(qū)(縣)其他學(xué)校樣本的均值，且農(nóng)村集團(tuán)化辦學(xué)參與校的培訓(xùn)次數(shù)增幅突破3倍，遠(yuǎn)高于城市參與校。(19)對(duì)應(yīng)題項(xiàng)為CEPS學(xué)校管理人員問卷中的“學(xué)校初中部有沒有教師培訓(xùn)？(學(xué)校/教委/教育局組織的所有培訓(xùn)都算)”，作答選項(xiàng)為“有，去年共____次”或“沒有”。5所集團(tuán)化辦學(xué)樣本學(xué)校中，有1所學(xué)校追訪調(diào)查時(shí)期該題項(xiàng)填答信息缺失，故該校未參與計(jì)算。另一個(gè)積極向好的現(xiàn)象是，在農(nóng)村集團(tuán)化辦學(xué)參與校中，學(xué)生參加學(xué)校、班級(jí)活動(dòng)的活躍程度(3.193)顯著高于城市參與校(2.824)(t=3.484, p<0.001)和所在區(qū)(縣)的其他農(nóng)村學(xué)校(2.580)(t=5.360, p<0.001)。(20)對(duì)應(yīng)題項(xiàng)為CEPS學(xué)生問卷中的“關(guān)于學(xué)校生活，你是否同意下列說法：我經(jīng)常參加學(xué)校或班級(jí)組織的活動(dòng)”，作答選項(xiàng)為“1 完全不同意”至“4 完全同意”。

據(jù)此推測，集團(tuán)化辦學(xué)在上述轉(zhuǎn)變中具有一定的解釋力度，相關(guān)實(shí)踐可以通過更豐富的教師培訓(xùn)、更友好的活動(dòng)形式激發(fā)更完備的學(xué)生能力。

(二)集團(tuán)化辦學(xué)的分化困局

但是，集團(tuán)化辦學(xué)的正向效應(yīng)理應(yīng)城鄉(xiāng)共享，而非以一正一負(fù)的城鄉(xiāng)分化模式持續(xù)推進(jìn)。在探究集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量異質(zhì)性影響的具體成因時(shí)，兩類實(shí)踐成本不容忽視：

1. 顯性成本

距離成本、時(shí)間成本、信息化條件差異是跨城鄉(xiāng)校際合作必須考慮的現(xiàn)實(shí)問題(趙丹等, 2019)。在集團(tuán)化辦學(xué)實(shí)踐中，城市參與?？捎^成效的取得有賴于城內(nèi)、城際發(fā)達(dá)的基礎(chǔ)交通設(shè)施、便利的信息技術(shù)條件，這保障著優(yōu)秀課程、優(yōu)秀教師、優(yōu)秀管理者共享流動(dòng)的順利進(jìn)行，激發(fā)著城市學(xué)校集團(tuán)的規(guī)模效益，從而形成事半功倍的良好局面。與之相比，受制于城鄉(xiāng)空間區(qū)隔和數(shù)字鴻溝，優(yōu)質(zhì)教育資源更難抵達(dá)位置偏遠(yuǎn)、條件落后的農(nóng)村參與校，跨越城鄉(xiāng)的幫扶活動(dòng)更難在短時(shí)間內(nèi)脫離事倍功半的困境。

2. 隱性成本

由于利益博弈和潛在風(fēng)險(xiǎn)的存在，集團(tuán)化辦學(xué)的摩擦成本不可避免(范勇和田漢族, 2017)。CEPS調(diào)查期內(nèi)，樣本集團(tuán)化辦學(xué)參與校正處于合作初期，經(jīng)歷著從“異形、異構(gòu)、異質(zhì)”走向“同形、同構(gòu)、同質(zhì)”的階段性轉(zhuǎn)型，“嫁接”與“補(bǔ)差”模式廣泛存在(孟繁華等, 2016)。

正如“后撤點(diǎn)并校時(shí)代”涌現(xiàn)出的實(shí)事求是、因地制宜、差異對(duì)待等經(jīng)驗(yàn)反思(楊東平和王帥, 2013; 葉慶娜, 2018)，通過模式化、標(biāo)準(zhǔn)化復(fù)制實(shí)現(xiàn)的資源平等是缺乏穩(wěn)定性的。況且，在理念、文化殊異的城鄉(xiāng)學(xué)校間，直接克隆的適切性更低，這也使得城市名校加農(nóng)村弱校的摩擦成本遠(yuǎn)高于名校加民校、名校辦分校等其他集團(tuán)化辦學(xué)樣態(tài)。城市學(xué)校因?qū)嵤头龆晕覂?yōu)化，農(nóng)村學(xué)校則因被動(dòng)接受、模式?jīng)_突而“消化不良”，城鄉(xiāng)教育質(zhì)量分化加劇的并發(fā)癥因此產(chǎn)生。

在校體驗(yàn)的調(diào)查結(jié)果更加具象地從學(xué)生視角將上述成本外顯。統(tǒng)計(jì)分析表明，在集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校樣本中，農(nóng)村參與校學(xué)生的無聊程度(1.796)、轉(zhuǎn)學(xué)意愿(1.605)顯著高于城市參與校學(xué)生(1.626, 1.455)(t=1.650, p<0.05; t=1.579, p<0.1)，(21)對(duì)應(yīng)題項(xiàng)為CEPS學(xué)生問卷中的“關(guān)于學(xué)校生活，你是否同意下列說法：我在這個(gè)學(xué)校里感到很無聊/我希望能去另外一個(gè)學(xué)?！保鞔疬x項(xiàng)均為“1 完全不同意”至“4 完全同意”。其中，轉(zhuǎn)學(xué)意愿的城鄉(xiāng)差值(-0.151)甚至達(dá)到非集團(tuán)化辦學(xué)學(xué)校學(xué)生對(duì)應(yīng)值(-0.073)的兩倍以上。

因此，農(nóng)村參與校學(xué)生難以適應(yīng)集團(tuán)化辦學(xué)帶來的教師變化、環(huán)境變化，校園歸屬感受挫，能力發(fā)展因此受阻。這一發(fā)現(xiàn)與農(nóng)村學(xué)校學(xué)生在義務(wù)教育學(xué)校布局調(diào)整中可能出現(xiàn)的文化適應(yīng)不良問題相近(雷萬鵬, 2014)，也從另一角度表明，農(nóng)村集團(tuán)化辦學(xué)參與校學(xué)生的情緒體驗(yàn)尚未得到充分關(guān)注。

六、結(jié)論與建議

本研究使用中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CEPS)，借助多水平模型、分位數(shù)回歸方法，考察集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量的影響。主要發(fā)現(xiàn)為：首先，整體來看，集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量有顯著正向影響，能夠有效促進(jìn)學(xué)生認(rèn)知能力發(fā)展。其次，分城鄉(xiāng)的處理結(jié)果顯示，集團(tuán)化辦學(xué)的影響效應(yīng)存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性，積極作用僅在城市參與校中存在，農(nóng)村參與校的義務(wù)教育質(zhì)量并未因集團(tuán)化辦學(xué)得到改善，甚至有可能因其下降。最后，集團(tuán)化辦學(xué)的影響效應(yīng)存在個(gè)體異質(zhì)性，農(nóng)村參與校中認(rèn)知水平中等偏下學(xué)生受到的負(fù)向影響最為突出。

本研究認(rèn)為，造成上述現(xiàn)象的重要原因在于跨城鄉(xiāng)集團(tuán)化辦學(xué)難以規(guī)避的距離、時(shí)間、摩擦成本，以及農(nóng)村參與校學(xué)生的適應(yīng)不良。正如學(xué)界將集團(tuán)化辦學(xué)描述為一種“邊研究邊實(shí)踐的辦學(xué)新形態(tài)”，城鄉(xiāng)集團(tuán)化辦學(xué)合作是一個(gè)需要不斷磨合、逐步優(yōu)化的進(jìn)程。本研究為此提出以下對(duì)策建議：第一，城市參與校應(yīng)樹立整體觀，擺正位置，關(guān)注差異，充分意識(shí)到名校加弱校不同于辦分校、加民校，城鄉(xiāng)教育一體化并非農(nóng)村教育城市化，優(yōu)質(zhì)的幫扶實(shí)踐應(yīng)指向賦能而非復(fù)制，指向互惠共贏而非獨(dú)善其身。第二，農(nóng)村參與校應(yīng)增強(qiáng)主動(dòng)性，明確需求，關(guān)照學(xué)生，注重鄉(xiāng)村教育的獨(dú)特形態(tài)，跟進(jìn)在校學(xué)生的適應(yīng)情況，因地制宜、積極活躍地轉(zhuǎn)化名校優(yōu)秀經(jīng)驗(yàn)，立足特色建設(shè)，實(shí)現(xiàn)內(nèi)涵發(fā)展。第三，其他相關(guān)方應(yīng)提高配合度，做足保障，應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)，細(xì)化財(cái)政、人力、基礎(chǔ)設(shè)施等部門的具體責(zé)任，構(gòu)建全過程參與、全方位監(jiān)督的支持系統(tǒng)，通過專項(xiàng)資金等多元有效的激勵(lì)措施增進(jìn)城鄉(xiāng)學(xué)校的參與感、獲得感，從而助力均衡、協(xié)調(diào)、可持續(xù)的城鄉(xiāng)義務(wù)教育質(zhì)量提升。

最后，本研究盡管能夠較為詳細(xì)地闡述基礎(chǔ)教育集團(tuán)化辦學(xué)的成效與成因，但仍有一定局限。這主要表現(xiàn)為，因兼具時(shí)效和規(guī)模的集團(tuán)化辦學(xué)統(tǒng)計(jì)資料尚屬空缺，本研究所用數(shù)據(jù)僅來自初步進(jìn)行相關(guān)實(shí)踐的初中學(xué)校，涵蓋的細(xì)節(jié)信息亦有限，因此難以采用其他計(jì)量策略強(qiáng)化研究結(jié)論的穩(wěn)健性，也無法為討論部分提供更加充實(shí)的數(shù)據(jù)佐證。此外，限于數(shù)據(jù)可得性，本文僅以學(xué)生認(rèn)知能力作為義務(wù)教育質(zhì)量的代理變量，未能全面反映集團(tuán)化辦學(xué)對(duì)義務(wù)教育質(zhì)量的影響。期待后續(xù)更多集團(tuán)化辦學(xué)實(shí)證資料的成形，以及相應(yīng)準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究、質(zhì)性研究的涌現(xiàn)，這將對(duì)厘清集團(tuán)化辦學(xué)作用機(jī)制、優(yōu)化集團(tuán)化辦學(xué)循證實(shí)踐大有裨益。