研究前述部分目的在于探讨一种普遍性的逻辑推理能力现状，样本的选择重点关注代表性，故将重点中学样本数据排除在外．按照通常的认识，重点中学学生的逻辑推理能力理应优于普通中学，问题在于这种优势是否能达到一种统计学意义上的差异？此外，随着年级的提升，重点中学和普通中学的差异会有一种怎样的变化？如果说七年级时的差异代表了一种生源上的区别，那么九年级时的差异则可以反映出学校教育对于逻辑推理能力的影响．以年级（七年级、九年级）、学校类型（重点、普通）为自变量，分别以总测验、分测验、子测验得分为因变量，进行2×2方差分析．描述性统计结果见表4，两类学校样本在两个年级的总分.

对总分的方差分析结果显示，学校类型主效应显著（F(1,2 512)=284.67，P<0.001，偏η2=0.10）；年级主效应显著（F(1,2 512)=155.83，P<0.001，偏η2=0.06）；学校类型与年级的交互作用显著（F(1,2 512)=20.79，P<0.001，偏η2=0.01）．虽然交互作用显著，但效应量仅为0.01，说明两类学校学生逻辑推理能力在七至九年级的提升幅度实际差异并不大．简单效应分析显示，七年级（P<0.001，Cohen’sd=0.97）和九年级（P<0.001，Cohen’sd=0.48）时，重点中学得分都显著高于普通中学．虽然差异有一定减少，考虑到天花板效应.

1、逻辑推理能力的性别差异

性别差异是逻辑推理能力研究中惯常涉及的一个问题，这里将年级因素一并考虑在内，考查随年级变化，性别差异的变化情况．以年级、性别为自变量，分别以总测验、分测验、子测验得分为因变量，进行3×2方差分析．

对总分的方差分析结果显示，性别主效应不显著（F(1,2 599)=0.03，P>0.05）；年级主效应显著（F(2,2 599)=81.79，P<0.001，偏η2=0.06）；性别与年级的交互作用不显著（F(2,2 599)=1.14，P>0.05）．由此可见，初中阶段男、女生逻辑推理能力是十分接近的，且这一点并不随年级提升而改变.

对于各分测验与子测验，除假言推理外，性别主效应均不显著，性别与年级的交互作用均不显著．假言推理子测验性别主效应不显著，性别与年级的交互作用显著（P<0.05），但效应量偏η2仅为0.003．从而，对分测验与子测验得分进行方差分析的结果，与总分基本上是一致的.