父母家校溝通與小學生參與數學課外補習的關系研究 *

王立東 李 倩 羅 良

(北京師范大學中國基礎教育質量監測協同創新中心，北京 100875)

1 引言

課外補習（private tutoring），又稱“教育補習”或“影子教育”（shadow education）（Bray,2010），是指在學校教育之外開展的、由廣泛意義上的“輔導教師”提供的、學生有償參加的、旨在提高學生文化課成績的各種培優和補差活動（張羽, 陳東, 劉娟娟, 2015）。課外補習活動在許多國家已頗具規模，逐漸成為主流教育的重要補充與仿效（薛海平, 丁小浩, 2009），在亞洲地區，這種教育現象尤其值得關注（王立東, 鞏翔, 裴昌根, 2019; Bray, 2010）。

目前學界對課外補習教育問題的研究主要集中于課外補習的參與率、課外補習對學業成就的影響、課外補習教育的文化、社會學與政策研究等方面（王立東等, 2019; Wang & Guo, 2017）。其中，學生參加課外補習的影響因素研究是一個基本課題，多項研究就這一問題進行了探討（薛海平, 丁小浩, 2009; Kim & Park, 2010; Liu, 2012;Zhang, 2014）。家庭社會經濟地位是已有研究特別關注的影響參與課外補習的重要因素。薛海平和丁小浩（2009）的研究表明，家庭社會經濟背景對城鎮學生參加教育補習的可能性和教育補習支出有顯著影響。研究表明，女生比男生的補習參與幾率、強度與經濟支出都要高；成績排名越高，父 親受教育程度越高，學生參加補習的幾率、強度與支出越大。還有研究分析了其他維度的影響因素，如班級同學影響、學校行政風格的影響等（Zhang, 2011）。

家庭教育的決策受家庭收入、教育成本、教育收益等諸多個人、家庭、學校和社會因素的影響（張永強, 楊中全, 2010）。已有研究多集中于幾個“常見”（控制）變量與家庭參與課外補習決策的相關研究，而相對缺乏對參與課外補習決策行為的系統而深入的討論，特別是理論層面的解讀（Byun, Chung, & Baker, 2018）。作為一項特殊決策，家庭教育決策也具有科學決策的一般特征，需要引入更多教育變量分析其決策特征，而非局限于基本控制變量（如，人口學變量、家庭社會經濟地位等）。

信息是科學決策的基礎和依據，決策本身是信息轉換的過程，信息轉換又嚴格依賴于環境和系統內的信息資源與能力（彭知輝, 2006）。學校是家庭最主要的教育信息來源，而與學校的信息交流溝通很大程度上決定了家庭教育決策的信息環境，反映了家庭的信息資源與能力。家校溝通是父母教育卷入的基本維度，在國際上受到廣泛關注（Epstein, 1995），并多付諸于政策實踐的主題（周月朗, 2006）。家校溝通是以學生的教育計劃和發展規劃為內容，學校的教育者和家庭的教育者就此內容進行信息交流的活動（吳藝方, 韓秀華, 韋唯, 羅良, 2013）。由此可知，家校溝通是家庭教育決策的重要信息來源。同時，父親、母親在教育卷入問題上可能存在差異（羅良, 吳藝方, 韋唯, 2014）。引申到家校溝通活動上，可以推測，父親、母親的家校溝通活動可能存在差異，進而在課外補習的決策中起到不同的作用。

綜上所述，父母家校溝通是影響家庭有關學生參與課外補習教育決策的重要潛在因素，是進一步深入研究家庭參與課外補習決策的基本切入點之一，特別是對于心智尚未成熟的小學生來說，父母的決策在其教育決策中發揮著重要作用。本研究以小學階段調查數據作為分析對象，討論家校溝通行為與家庭課外補習教育決策行為的關系。

2 研究方法

本研究將小學生數學學業成就與家庭社會經濟地位作為控制變量，利用logistic 回歸模型重點討論父母家校溝通活動與參與有關數學課外補習的家庭教育決策間的關系。

2.1 樣本與數據搜集

已有研究表明，課外補習現象在我國的某些特大型城市分布得尤為廣泛（王立東等, 2019; 伍青生, 2015; Wang & Guo, 2017）。本研究采取整群抽樣的方法，選取某特大型城市學區五所小學的全部四年級學生及其父母為調查對象?？偣舶l放數學學習能力問卷、小學生學習和生活調查問卷、父親問卷和母親問卷各774 份，回收數學學習能力試卷751 份，小學生學習和生活調查問卷750 份，父親問卷733 份，母親問卷743 份，刪除缺失數據（包括單親家庭樣本），獲得了658 個包括學生、父親、母親數據的樣本。學生數學學習能力問卷、學習和生活調查問卷采用班級集體實測，由一名研究生擔任主試；父母調查問卷由小學生放學帶回家，父親、母親完成后，第二天交回學校，進行統一回收。

2.2 研究工具

在上述調查工具中，選取恰當的維度變量作為本研究的研究變量，具體內容如下。

2.2.1 家校溝通變量

家校溝通量表來自于經過系統論證的小學生父母教育卷入行為量表（吳藝方等, 2013），主要是指家長為了獲取子女在校表現的信息和了解學校當前進行的工作而進行的家校之間的溝通與交流。

題項為Likert4 點計分，由父親、母親分別對題目所反映行為的出現頻率進行4 點評價（1＝從不，4＝經常）。題目的平均分即為父親和母親在家校溝通行為的得分。共包括7 個題目，信度為0.862。

2.2.2 家庭社會經濟地位

學生家庭社會經濟地位調查包括家庭年收入，父母受教育水平等基本內容，從父母調查問卷中獲取（家庭年收入情況由母親問卷獲?。?。父母受教育水平編碼：小學及以下為1，初中或職業初中為2，高中或職業高中為3，大專為4，本科為5，碩士研究生及以上為6。家庭年收入編碼：1=3 6 0 0 元 以 下；2=3 6 0 1 ～7 2 0 0 元；3=7 2 0 1 ～1 4 0 0 0 元；4=1 4 0 0 1 ～3 0 0 0 0 元；5=30001～50000 元；6=50001～100000 元；7=100001～200000 元；8=200001～300000 元；9=300001～500000 元；10=500001 元及以上。

2.2.3 學生人口學變量

學生人口學變量：性別，是否為獨生子女，從學生調查問卷中獲取。性別編碼：男為1，女為2；獨生子女編碼：非獨生子女為0，獨生子女為1。

2.2.4 學生數學學業成就測試

使用項目自編的數學學習能力問卷。數學測試題由課題組邀請骨干教師、教研員等相關專家，依據國家課程標準，以考查學生數學學習能力為目標，針對四年級學生的學習內容和能力要求命制的題目。主要包括數與代數、圖形與幾何、統計與概率三方面的內容，其中，選擇題26 題，解答題2 題（6 小題），共計32 道小題。滿分為100 分。

2.2.5 因變量：數學課外補習參與情況

通過家長問卷調查學生當學期是否參與了數學課外補習，0=未參與，1=參與。

2.3 數據分析

采用logistic 回歸的方法檢驗父母家校溝通，家庭社會經濟地位，以及學生人口學變量，數學學業成績對于學生參與數學課外補習的預測作用。模型中，因變量是城鎮在校生教育補習的對數發生比它是事件發生概率P 的轉換形式，回歸方程不能直接解釋自變量變化對事件發生概率的影響大小，但可以分析其對的影響強度，模型卡方檢驗的顯著性水平通過了0.001 的顯著性水平檢驗。

3 結果

3.1 研究變量的描述統計

調查數據表明，該學期有近46.9%的小學四年級學生參加了數學課外補習活動。就家校溝通而言，如表1 所示，母親的家校溝通平均得分要高于父親，同時具有類似的標準差。

表 1 父母學校溝通描述統計

家庭社會經濟地位中的父母受教育程度變量的描述統計如表2 所示，本科及以上學歷的父母不足一半，有近10%的父母僅有初中及以下文化程度。

表 2 父母受教育程度描述統計

家庭年收入情況如表3 所示，被調查家庭年收入集中在10～30 萬元，考慮到該學區所在的特大型城市的人均收入狀況，可以估計，被調查家庭的整體家庭收入水平相對有限。

表 3 家庭年收入描述統計

3.2 父母家校溝通配對樣本t 檢驗結果

對于表1 所反應父母家校溝通維度的差異，進行配對樣本的t 檢驗。由表4 可知四年級學生父親的家校溝通的得分顯著低于母親。由此可知，家校溝通活動主要是以母親行為為主。

表 4 父母家校溝通頻率配對樣本t 檢驗結果

3.3 自變量的相關分析

為了了解自變量間的關系，為后續的回歸分析做基礎，對于各自變量進行相關分析，結果如表5。

表 5 自變量相關分析結果

可以看到，除父母受教育程度間的相關性較高外，其他自變量間的相關性都不高，為后續的回歸分析提供了基礎。

3.4 各因素對于數學課外補習參與的logistic 回歸

本研究利用logistic 回歸討論了各因素與數學課外補習參與情況的關系。

如表6 所示，多個變量可以顯著地預測小學生數學課外補習的參與情況。獨生子女、數學學業成績、家庭年收入和母親的家校溝通等變量對于數學課外補習的參與情況有顯著的預測作用，且均有較大的效應量。其中，母親的家校溝通得分每提高1 分，其子女參與數學課外補習的發生比會顯著地提高約0.6 倍。

表 6 各因素對于參與課外補習的預測（logistic 回歸）

此外，母親受教育程度的效應量也是值得關注的。樣本數據未能發現學生性別，父親家校溝通，父親受教育程度等因素的顯著預測作用。

4 討論

本研究重點探討了學生參與數學課外補習決策與父母家校溝通活動的關系，同時也發現了部分控制變量的預測作用。

4.1 父母家校溝通的作用

本研究特別發現了母親的家校溝通行為頻率得分可以預測小學生的數學課外補習參與情況，但沒有發現父親的家校溝通行為的預測作用。這從父母家校溝通行為得分的對比也可以得到部分反映，父親的家校溝通得分是顯著低于母親的，這也反映了父母在教育卷入行為表現及其作用上存在明顯差異（羅良等, 2014）。

在控制了學生數學學業成就與家庭社會經濟地位變量后，參與課外補習的決策受母親了解到的教育信息的影響。對于學業成就相當且家庭經濟條件相當的小學生，母親在通過與學校的交流溝通過程中，對于教育信息的了解更加推動了其做出參與課外補習的家庭教育（投資）決策，這驗證了信息對于教育決策的重要作用（彭知輝,2006）。在家庭經濟條件允許的條件下，積極參與家校溝通的母親可能會更加樂意或是更加傾向于讓子女參與數學課外補習活動。

積極參與家校溝通的母親可以從與學校的溝通行為中了解更多的子女在校學習情況，從而也認識到部分學生存在的補習需求，進而做出參與課外補習的決策。從這個意義上講，家校溝通作為學生學習狀況和課外補習活動參與的中介變量，較多的家校溝通可能使得家長獲得更多的學生學業信息，特別是學習上出現困難的學生學業信息，進而影響到有關參與課外補習的決策。

此外，考慮到大城市的“小升初”擇校問題已成為深受各界關注而又最難以令人滿意的社會問題之一（張羽, 黃振中, 李曼麗, 2014），數學學科又在其中起到“舉足輕重”的作用（程黎, 蘇世揚, 龐亞男, 陳靜, 2012）。母親很可能在積極與學校的溝通過程中，了解到了升學競爭在小學階段的迫切性。鑒于本研究樣本中家長的受教育水平相對有限，學校信息是其重要的教育信息來源，家校溝通活動很可能推動了家庭做出學生參與數學課外補習的決策。從這個意義上講，家校溝通作為“升學壓力”和課外補習活動的中介變量，較多的家校溝通可能使得家長更多的感受到升學壓力，進而影響到參與課外補習的決策。

4.2 家庭社會經濟地位與學業成就的預測作用

學生的數學學業成績是影響其參與課外補習的基本因素，負向預測了課外補習的參與情況。由此可以認為，成績較低的學生有更大的可能選擇通過參與數學課外補習來提高其學業成績，這與已有研究在某些東亞國家或地區發現的學業成績正向預測課外補習參與情況的結論不一致（Kim& Park, 2010），這在一定程度反映了這個變量的預測作用不僅在世界范圍內存在文化差異性（Byun et al., 2018），即使在東亞地區內也存在差異。

家庭社會經濟地位對學生參與課外補習有顯著的預測作用，特別是家庭年收入變量的正向預測作用。這與多數研究發現的結果相一致（吳翌琳, 2016; 薛海平, 丁小浩, 2009），與再生產理論的預測結果相一致（Byun et al., 2018），即經濟因素是一個基本影響因素。經濟情況好的家庭，不管其原有學業成就如何，都更傾向于讓小學生參與有償的課外補習。而本研究所選樣本中，家庭平均經濟狀況在其所在城市中相對較為一般，這也使得經濟狀況的作用顯得更為重要。有研究發現，發展中國家經濟對于課外補習的預測作用要強于發達國家（Byun et al., 2018），與本研究的結果模式類似。

此外，母親的受教育程度也是一個正向的預測變量，雖然顯著性略弱，而父親的受教育程度則并未發揮預測作用，也有研究報道了關于母親的受教育水平的預測作用（程黎等, 2012），但對于父親的情況缺少討論。從這個意義上講，母親在學生的教育中起到更重要的作用，母親是小學生教育的主要卷入者。母親的受教育程度影響了其家庭對于孩子參與課外補習的決策。

4.3 對未來研究的啟示

探討父母教育卷入與學生參與課外補習的關系可以為引導課外補習行業的健康發展，開展針對性的學校咨詢活動，以及引導家庭教育的理性決策提供實證依據。家校溝通作用啟示學校應當在家校溝通過程中，避免過于強調“升學壓力”，適時引導家長理性分析學生的學習狀況，恰當地做出是否選擇數學課外補習的決策。

為了深入揭示家校溝通與學生參與課外補習的關系，在研究樣本的選擇與研究內容的深入挖掘方面，后續研究應做出進一步探索。具體來說，后續研究可以考慮在不同的城市、學校水平和家長受教育程度的樣本基礎上討論研究問題；同時，應從內容維度對家校溝通內部結構進行深入挖掘，了解家校溝通行為的本質特征，驗證本研究關于家校溝通中介變量特征的分析，開展更為深入而全面的研究。