Page 182 - 《社会》2013年第5期
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学校环境与学生成绩的性别差异
显示 狉犺狅＝０．３９８ ，即总变异中的 ３９．８％ 是由于学校之间的差异引起
的，说明数据具有高关联强度的层次结构，适合用固定效应模型分析。
接着，以数学成绩作为因变量，以性别、父亲受教育年限、班级平均
父亲受教育年限以及性别和班级平均父亲受教育年限的交互作为自变
量，以年级和户籍作为控制变量，以 ７ 个学校作为分层，进行固定效应
回归模型的分析，分析结果为表 ７ 的模型一。
表 ７ ：以数学成绩为因变量的固定效应模型
零模型 模型一
数学成绩 标准误 数学成绩 标准误
性别（女生 ＝１ ） １８．３４ ５．５０３
父亲受教育年限 ０．３０ ０．１３６
班级平均父亲受教育年限 ３．５７ ０．７４１
性别 × 班级平均父亲受教育年限 －１．３９ ０．５０８
年级（八年级 ＝１ ） －５．５４ ０．８１２
户籍（城市 ＝１ ） ２．４７ １．３１８
常数 ６６．６４ ７．３８９ ２５．９９ ９．２６０
个案 ３２３３ ３２３３
学校个数 ７ ７
注： 狆 ＜ ０．０１ ； 狆 ＜ ０．０５ ； 狆 ＜ ０．１ 。
表 ７ 的结果说明，在控制其他条件不变的情况下，女生的学习成绩
会显著比男生高 １８．３４ 分（ ＜ ０．０１ ），正好支持了假设 １ 。同样，控制
狆
其他条件不变的情况下，班级的平均父亲受教育年限每提高一年，学生
的成绩就会增加 ３．５７ 分（ ＜ ０．０１ ），支持了假设 ２．１ ；控制其他条件不
狆
变的情况下，班级平均经济地位每增加 １ 分，女生的学习成绩会比男生
低 １．３９ 分（ ＜ ０．０１ ），即男女生之间学习成绩的差距缩小了 １．３９ 分，
狆
假设 ２．２ 同样得到了数据支持。模型一的结果支持了假设 ２ 。
表 ８ 报告了以学生的认知、态度、行为作为因变量，放入性别、父亲
受教育年限、班级平均父亲受教育年限以及性别和班级平均父亲受教
育年限的交互作为自变量，以学生的年级和户籍作为控制变量进行固
定效应回归的结果。
模型一的结果说明，在控制其他条件不变的情况下，女生在认知
方面的得分比男生低 １．２１７ 分（ ＜ ０．１ ），即女生更认同男女生在学习
狆
能力上有差异的说法；但在控制其他变量不变的情况下，班级平均父亲
受 教育年限每增加一年，女生在认知上的得分就会比男生多 ０．１３ 分
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