城市初中生課外補習的影響因素研究

賀建清

(宜春學院 經濟與管理學院，江西 宜春 336000)

一、研究背景與方法

1.研究背景

課外補習正在迅速蔓延，補習的群體從高中生到初中生和小學生，補習的課程從文化課到藝術課，補習主體和形式日趨多樣化。國內外關于課外補習的研究文獻相當豐富，主要集中在五個方面：一是關于課外補習概念的界定；二是關于課外補習現狀的研究；三是關于課外補習影響因素的分析；四是關于課外補習績效的研究；五是關于課外補習政策的研究。

國內外學者從不同視角對課外補習的影響因素進行了探討。Mark Bray 和 Percy Kwok指出，學生所處年級、家庭收入、家長或監護人的教育水平及學生學業成績表現對課外補習具有正向影響。[1]雷萬鵬研究發現，家庭收入水平、母親教育程度、戶籍、學業成績都是影響高中生參與課外補習的因素，地區背景、城鄉背景和家庭社會經濟地位等因素對教育補習支出具有顯著影響。[2]此外，方晨晨和薛海平、錢國英、楚紅麗也對課外補習的影響因素進行了深入研究。[3][4][5]

關于課外補習對學業成績的影響，主要有三種觀點：一是課外補習能提升學業成績；二是課外補習與學業成績并無顯著相關性，湯林春等、吳颯等發現課外補習對學生成績并無顯著影響[6][7]；三是課外補習對學生成績有消極影響。[8][9]

從已有研究文獻來看，國內學者對學生參與課外補習以及補習支出的影響因素進行了探討，但大多數僅從某一視角展開研究，且在研究補習支出的影響因素時都采用OLS回歸。與上述研究不同，本文全面、系統分析影響城市初中生參與課外補習的因素，采用分位數回歸模型研究補習支出的影響因素，還探討了學生選擇課外補習方式的影響因素。在此基礎上，采用多分類無序Logit模型研究課外補習對學生學業成績的影響。

2.研究方法

(1)模型構建、變量說明

本文構建了五個計量經濟模型，以分析影響城市初中生參與課外補習的因素，以及影響其補習支出的因素、補習方式選擇的因素、學業成績的因素。

Y1=a0+a1I1+a2I2+a3I3+a4F1+a5F2+a6F3+a7F4+a8S1+a9S2+ε1

①

Y2=b0+b1I1+b2I2+b3I3+b4F1+b5F2+b6F3+b7F4+b8S1+b9S2+ε2

②

Y3=c0+c1I1+c2I2+c3I3+c4F1+c5F2+c6F3+c7F4+c8S1+c9S2+c10K1+c11K2+ε3

③

Y4=d0+d1I1+d2I2+d3I3+d4F1+d5F2+d6F3+d7F4+d8S1+d9S2+

d10K1+d11K2+d12T1+d13T2+ε4

④

Y5=e0+e1I1+e2I2+e3F1+e4F2+e5S1+e6S2+e7K1+e8K2+e9T1+e10R+ε5

⑤

①式是補習發生方程，Y1表示學生是否參與補習，是一個二分變量，當參加補習時用“1”表示，不參加補習時“0”表示。I1、I2、I3分別表示學生性別、所處教育階段、學習成績，是影響學生參與課外補習的個人因素。本文使用的學習成績為“父母對孩子平時學習成績的等級評價”，分為“很差、差、一般、良、優”五個等級，分別對應學習成績排名在班上位于0%～20%、20%～40%、40%～60%、60%～80%、80%～100%，而不是學生某次期末考試成績。如果參加了課外補習，則是指參加補習前的成績，一方面補習前的成績影響學生是否參加補習的決策，另一方面可與參加補習后的成績比較，以便評價課外補習對學生成績的影響。F1、F2、F3、F4分別表示父親學歷、家庭經濟收入、對子女學習的滿意度及教育期望，是影響學生參與課外補習的家庭因素；S1、S2分別表示學校教學質量、就讀班級特征，是影響學生參與課外補習的學校因素。

②式是補習支出方程，Y2表示學生課外補習支出，I1、I2、I3、F1、F2、F3、F4、S1、S2含義與①式相同。

③式是補習班級選擇方程，Y3表示補習班級特征，也是一個二分變量，當學生選擇“一對一”的補習形式用“1”表示，如選擇小班、大班都將其歸為非“一對一”補習形式，用“0”表示。K1、K2分別表示補習課程重要性、難易程度(以學生或家長對課程的認知評價為依據)，其他變量含義與①式相同。

④式是補習教師選擇方程，Y4表示補習教師選擇變量，也是一個二分變量，當學生選擇任課教師補習時用“1”表示，如選擇非任課教師則用“0”表示。T1、T2分別表示任課教師的職稱、學生與任課教師家的距離。這里僅選擇任課教師的職稱作為因變量而未考慮學歷、教齡(經驗)，主要因為學歷、教齡與教師職稱息息相關，為了避免多重共線性，僅選擇職稱作為因變量。

⑤式是學業成績估計方程，Y5表示學業成績，以學生參加課外補習后學習成績的提升幅度來衡量，是一個多元選擇變量，當學生學習成績排名在班上提升幅度在5名以內，定義為“學習成績無明顯進步”，用“1”表示(學生學習成績退步也包括在內)；提升幅度在5～10名，則定義為“學習成績有明顯進步”，用“2”表示；提升幅度超過10名，則定義為“學習成績有較大進步”，用“3”表示。R表示學生課外補習的強度，以每周補習的時間來評價。其他變量含義與上文一致。

(2)估計方法選擇

由于①式、③式、④式中的因變量是二分變量，而分析二分變量與它們的影響因素之間關系的有效工具是Logistic和Probit模型，所以選擇上述兩種模型進行估計。

補習支出方程②式采用OLS回歸和分位數回歸兩種方法同時進行估計。與OLS回歸相比，分位數回歸更適合具有異方差的模型，不容易受到異常值的影響，估計結果更加穩定，同時也能刻畫各種因素在不同的分位點對補習支出的影響差異。

學業成績估計方程⑤式中的因變量是一個多分類無序變量，故采用多分類無序Logistic和Probit模型進行估計。

I

II

III

IV

被解釋變量有三個水平，以“無明顯進步”為對照水平，其他水平都與其相比，建立兩個Logistic 模型，分別用I式和II式來表示。I式和II式中“π1、π2、1-π1-π2”為對應的“有明顯進步”“有較大進步”“無明顯進步”三個水平的概率。同樣也建立兩個Probit模型，分別用III式和IV式來表示，III式和IV式中“λ1、λ2、1-λ1-λ2”為對應的“有明顯進步”“有較大進步”“無明顯進步”三個水平的概率。

(3)數據來源

本文所有的數據來源于對江西、湖南兩省在校城鎮初中生及其家庭、學校的問卷調查。采用分層隨機抽樣方法于2015年4月至2015年10月對江西、湖南兩省在校城鎮初中生的課外補習情況進行訪談，并填寫調查問卷。問卷包括四部分內容：一是被調查對象的基本特征，如性別、所處教育階段、學習成績；二是家庭因素，包括父親學歷和家庭年收入、對子女學習的滿意度、教育期望；三是所在學校情況，包括學校教學質量、班級特征等內容；四是學生是否參與課外補習、課外補習支出規模、補習課程的重要性和難易程度，以及補習班級、補習教師的選擇等相關問題。共發放問卷1185份，回收991份，剔除65份無效問卷，得到926份有效問卷。樣本數據的描述性統計見表1：

表1 變量說明、變量的描述性統計

(續表)

(續表)

從表1中的數據可知，調查對象中有68.2%的城市初中學生參與了課外補習，僅有31.8%的學生沒有參加課外補習。參加補習的學生年補習支出在8001～10000元的占21.2%，超過10000元的占14.1%；選擇“一對一”補習形式的占61.1%，選擇非“一對一”補習形式的占38.9%；選擇任課教師補習的占60.9%，選擇其他教師補習的占39.1%；從補習強度看，每周補習時間在2小時內的占39.1%，在2～4小時的占17.4%，在4～6小時的占20.6%，在6～8小時的占11.4%，補習時間超過8小時的占11.5%；補習后學習成績有明顯進步的占30.9%，有較大進步的占30%。

二、城市初中生參與課外補習及其補習支出的影響因素分析

1.城市初中生參與課外補習的影響因素分析

對城市初中生參與課外補習的影響因素借助Logistic和Probit模型進行回歸，結果見表2：

表2 城市初中生參與課外補習影響因素估計

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

從表2中的估計結果可知，兩種估計方法有較強的一致性，表明模型有較好的穩健性。城市初中生所處教育階段、學習成績是個人因素中顯著影響其參與課外補習的變量。一般來說，九年級畢業生參加課外補習的概率要高于七、八年級非畢業生，意味著畢業生家庭更加重視孩子學習；與差生相比，成績好的學生參與課外補習的傾向更低。而性別因素對城市初中生參與課外補習沒有顯著影響。這說明，隨著現代教育觀和養育理念的普及，家庭對子女教育沒有性別差異。

從家庭層面看，經濟收入、對孩子學習的滿意度以及教育期望都是影響城市初中生參與課外補習的顯著因素。經濟收入、教育期望對參與課外補習具有正面效應，即經濟收入越高的家庭參與課外補習概率越高，對孩子的教育期望越高，參加課外補習的可能性越大。相反，學習滿意度對參與課外補習具有負面影響，即對孩子學習滿意度越低的家庭參加課外補習的概率越高。估計結果也表明，父親學歷對城市初中生參與課外補習沒有顯著影響，意味著不管是高學歷家庭還是低學歷家庭都認識到了教育的重要性。

在學校因素中，學校教學質量和就讀班級特征都對城市初中生參與課外補習有顯著影響。學校教學質量越好，學生參與課外補習的概率越低；與非重點班的學生相比，重點班學生補課的可能性更低。

2.城市初中生課外補習支出的影響因素分析

采用OLS法和分位數模型對影響城市初中生課外補習支出的因素進行估計，結果見表3：

表3 影響城市初中生課外補習支出因素的回歸結果

注：括號內為標準差， *表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

分位數模型回歸結果顯示，在50%、75%的分位點上，經濟收入、學習滿意度、教育期望、學校教學質量都是影響城市初中生課外補習支出的因素。其中，經濟收入和教育期望對課外補習支出具有正面影響，即經濟收入越高、對子女教育期望越高的家庭，補習教育支出越高。學校教學質量和對孩子學習的滿意度是影響補習支出的負面因素，即學校教學質量越好、對孩子學習滿意度越高的家庭，課外補習支出越低。OLS回歸也得出完全一致的結論；在25%的分位點上，除了學習滿意度外，經濟收入、教育期望、學校教學質量也都是顯著影響城市初中生課外補習支出的變量。

三、城市初中生選擇課外補習形式的影響因素分析

1.影響城市初中生選擇課外補習班級的因素分析

同樣，采用二元Logistic和Probit模型對影響城市初中生選擇課外補習班級的因素進行估計，結果見表4：

表4 影響城市初中生選擇課外補習班級的因素的估計結果

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

從表4中的估計結果來看，二元Logistic和Probit回歸都表明，家庭經濟收入和對子女的教育期望都是影響城市初中生選擇課外補習班級的顯著因素。經濟收入狀況好的家庭傾向于選擇“一對一”的補習形式，教育期望高的家庭也傾向于選擇“一對一”的補習形式。此外，課程也是影響城市初中生選擇課外補習班級的顯著變量。地位越重要、越基礎的課程，學生補習選擇“一對一”形式的可能性越大；課程難度越大，學生選擇“一對一”補習形式的概率越高。而學生性別、所處教育階段、學習成績、父親學歷、學校教學質量、就讀班級特征都對初中生選擇課外補習班級的形式沒有顯著影響。

2.影響城市初中生選擇課外補習教師的因素

對影響城市初中生選擇課外補習教師的因素也采用二元Logistic和Probit模型進行估計，結果見表5：

表5 影響城市初中生選擇課外補習教師的因素的估計結果

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

通過分析表5中的估計結果可知，從家庭層面來看，經濟收入、對子女的學習滿意度以及教育期望都是影響城市初中生選擇課外補習教師的顯著因素。家庭經濟收入高的學生傾向于選擇任課教師補習功課，主要是因為經濟收入越高的家庭越有能力支付較高的補課費用。任課教師大多采取“一對一”的補習形式，或是小班化補習，與專業補習機構的大班補課相比，前者費用要高。對子女教育期望越高的家庭越重視子女學習，越傾向于選擇任課教師補習，而對子女學習滿意度越高的家庭則選擇任課教師補習的概率越低，進一步表明學習滿意度高的家庭課外補習意愿不強。從學校層面看，就讀班級特征是影響城市初中生選擇課外補習教師的顯著因素，重點班的學生選擇任課教師補習的可能性較大，意味著重點班的學生對任課教師的教學更加信任、滿意。從課程因素看，課程難度越大，學生選擇任課教師補習的概率越高。此外，任課教師職稱、學生與教師家的距離也對城市初中生選擇課外補習教師具有顯著影響。任課教師職稱越高、學生與教師家的距離越近，則其選擇任課教師補習的傾向越高。

四、績效評價：課外補習對城市初中生學習成績的影響分析

對影響城市初中生學習成績的因素采用多分類Logistic模型和Probit模型進行估計，結果見表6和表7，二者估計結果較為一致，模型I與模型III一致，模型II與模型IV一致，表明模型的穩健性好。

表6 課外補習對城市初中生學習成績影響的估計結果(Logistic模型)

(續表)

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

模型I中，經濟收入在1%的水平下對學生學習成績有顯著的負向影響，即家庭經濟收入高的學生學習成績進步越不明顯；學校教學質量和就讀班級特征分別在5%和1%的顯著性水平下對學生學習成績有正向影響，即學校教學質量越好，重點班學生的學習成績進步越明顯；課程重要性和難易程度對學生學習成績沒有顯著影響；任課教師職稱和課外補習強度分別在1%和10%的水平下對學生學習成績具有顯著的正向影響，即任課教師職稱越高、課外補習強度越大，學生學習成績進步越明顯。

在模型II中，學校教學質量、就讀班級特征、任課教師職稱和課外補習強度也都是正向影響學生學習成績的顯著變量，即學校教學質量越好、就讀班級為重點班、任課教師職稱越高、課外補習強度越大，則學生學習成績進步越大。與模型I不同，經濟收入對學生學習成績沒有顯著影響；課程重要性在10%的顯著性水平下對學生學習成績有正向影響，即課程重要性越突出，學生學習成績進步越大；課程難易程度在5%的顯著性水平下對學生學習成績有負面影響，即課程難度越小，學生學習進步越大。無論是模型I還是模型II，都表明課外補習是影響學生學習成績的顯著因素。

表7 課外補習對城市初中生學習成績影響的估計結果(Probit模型)

(續表)

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

五、結論及對策

從調查結果來看，城市初中生參與課外補習的比例較高，達68.2%；課外補習費用高，年補習支出費用在8000元以上的占35.3%。可見，課外補習已成為一種普遍現象，眾多家庭為了適應教育制度、激烈競爭的就業環境，而選擇非合作博弈行為。這種非合作博弈行為將加劇對優質教育資源的爭奪和提高勞動力市場就業門檻。從某種意義上來說，課外補習只是改變了教育機會和就業機會的分配結構，并沒有增加二者的有效供給，在一定程度上造成社會資源的浪費，表現出個人理性和集體理性的不一致性。

實證研究結果顯示，父親學歷和子女性別對城市初中生參與課外補習沒有顯著影響，意味著無論是高學歷家庭還是低學歷家庭，都非常重視子女的學習，且對子女的教育投資沒有性別差異，不存在“重男輕女”觀念。所處教育階段、學習成績、就讀班級特征都對城市初中生參與課外補習有顯著影響。畢業生補習概率明顯高于非畢業生，這主要是由于畢業生面臨升入重點高中、重點班級的壓力，學習競爭更激烈，自然對學習問題更加重視。學習成績好、就讀重點班級的學生參加課外補習的概率低，說明當前的課外補習是“補差”教育，而非“培優”教育。學校教學質量對城市初中生參與課外補習及補習支出具有負面影響，即學校教學質量越好，學生參與補習的概率和補習支出費用越低，進一步表明當前的課外補習是“補差”教育，而非“培優”教育。學校教學質量不均衡，重點學校、重點班級的興起是導致課外補習的主要原因。因此，要實現教育公平，減少教育補習對學生學業成績的影響，必須提高學校的教育效率和課堂教學質量，提高學生的學習效率。

經濟收入、對孩子學習的滿意度和教育期望，都是影響城市初中生參與課外補習、課外補習支出以及選擇補習教師的顯著因素。經濟收入越高、對孩子學習的滿意度越低和教育期望越高的家庭，參與課外補習的概率越高，課外補習支出費用越高，選擇任課教師補習傾向越大。這表明學生的家庭背景借助校外補習途徑影響著教育公平，家庭背景的優勢以擇校行為、課外補習和教育期望的方式表現出來，并最終憑借子女獲得優勢教育資源實現家庭文化資本的傳遞。與此同時，家庭經濟收入和對子女的教育期望也是顯著影響補習班級選擇的因素，即經濟收入越高和對子女的教育期望越高的家庭更傾向于選擇“一對一”的補習形式。家庭背景不僅影響參與課外補習的概率，也影響優質補習資源的分配和教育機會的公平。父母對孩子的教育期望越高，孩子對學業成績的目標也就越高，在學習中也更加努力，對學習的自我效能感也越好，在未來獲得優質教育的機會也越多。

就讀班級特征、任課教師特征都是影響學生選擇補習教師及學生學習成績的顯著因素，即就讀重點班級的學生更傾向于選擇任課教師補習，且補習后成績提升較快；任課教師職稱越高，學生選擇任課教師補習的概率越高，且補習后學業成績進步越快。因此，當前學校、班級教育質量不均衡的根本原因是師資不均衡，重點學校、重點班級的師資明顯優于普通學校、普通班級的師資。因此，要促進義務教育均衡發展，必須改善和優化薄弱學校的師資力量，運用職稱評聘機制和績效評價制度，同時還要發揮經濟杠桿的調節作用，建立逆差序的利益補償制度，引導優質師資流向薄弱學校，平衡學校之間的教師隊伍結構。

課外補習強度也是影響學生學業成績的顯著變量，補習強度越大，學生學業成績進步越快。從演化博弈論看，行為主體在演化的過程中通過不斷的修正和改進來認識經濟規律或某種成功的行為策略，以及相互模仿、學習成功的策略，進而形成某些一般的“規則”和“制度”，并以此作為行動準則。課外補習具有提升學業成績的顯著作用，補習收益大于成本，只要博弈群體中的個體意識到這一點，將爭相效仿參加課外補習，由此導致補習行為迅速蔓延，成為普遍現象。

參考文獻：

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