影子教育能提高學業成績嗎？
——基于35項實證研究的元分析

熊艷青，張成龍,2，陳夢圓

(1 復旦大學，上海 200433；2 云南大學信息技術中心，云南 昆明 650091；3 湖北三峽職業技術學院，湖北 宜昌 443000)

一、問題提出

“海淀媽媽”“虎爸”“雞娃”“母職經紀人”是近年來社會針對家庭教育討論的熱門話題。2021年1月，《南方周末》刊發了一則《海淀媽媽“上岸”記：“頂尖再往頂尖去是很難的”》，記錄了海淀媽媽如何帶領兒子過關斬將拿到重點中學入場券[1]。《小舍得》《陪你一起長大》等電視劇的播出，更是將“中國式”家長以“愛”之名“雞娃”到底的形象展現得一覽無余?！皠鲂毕碌恼n外補習儼然成為了另外一種“教育軍備競賽”。

為緩解家長群體的教育焦慮，冷卻影子教育的“劇場效應”，2021年7月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳出臺了《關于進一步減輕義務教育階段學生作業負擔和校外培訓負擔的意見》(以下簡稱“雙減”政策)[2]。然而，家長們的焦慮似乎并未因此消減，部分家庭甚至對校外治理并不買賬，試圖通過招募“高端家政”“眾籌拼小班”“旅行式補課”等方式繼續“搶跑”。追根溯源，這一現象背后凸顯的是微觀家庭對課外教育投資收益的熱切期待，教培行業對課外補習效果的鼓吹更是起到了推波助瀾的作用。但課外補習真的能兌現承諾，促進學生學業進步嗎？如果能，它的效力如何？哪個學段、哪種課程、哪類教師補習又能最大程度地幫助學生獲得成功呢？現有研究并未很好地回答這些問題。本研究擬用元分析(Meta-analysis)這一高階教育循證方法試圖回答上述問題，以期為緩解家長教育焦慮，進一步助力“雙減”政策落地提供實證證據。

二、文獻綜述

影子教育(shadow education)又稱課外補習，是效仿正規教育體系，以提高學生學業成績為目的的一種補充性教育[3]。國內外學者針對影子教育的成效開展了大量研究，但相關結論并未達成共識，目前主要有3種不同的聲音：補習有用論、無效說甚至負面效應、非線性關系。

第一，補習有用論。該觀點認為課外補習能夠提高學業成績。例如ünal團隊基于國家學生評估項目(PISA)2006報告的數據，發現課外補習1小時，數學得分可以上漲12—15分[4]。又如Park團隊基于韓國教育縱向研究(Korean Education Longitudinal Study,簡稱KELS)數據，在控制其他變量的情況下發現不同的輔導變量(如輔導經驗、輔導時間和輔導金額)對中學數學成績的提高均有顯著的正向影響[5]。再如一項基于中國教育追蹤調查數據的研究同樣發現，課外輔導均能提升語文、數學成績，且課外補習對女學生、學困生、父母受教育程度更高的學生的影響效應更大[6]。

第二，補習無效說或負面效應。部分研究指出課外補習無法提高學業成績(Smyth，2008)[7]，它更多的是一種情感和心理上的安慰劑，且這種補習無效在男性、父母職業為非精英的弱勢亞群體中更為突出[8]。還有研究甚至發現課外補習會對學習成績產生負面效應。如李佳麗的研究發現語文補習不僅不能提高學生的成績，還會產生成績倒退[9]。更大規模的縱向研究結果還發現在線補習、一對一家教形式均對數學成績產生負向影響，且在控制其他變量的情況下，這一結論依然成立[10]。

第三，少部分研究發現兩者關系并非簡單的線性相關，而是存在一定的邊界條件，包括補習時長、課程類別、師資類型、地區差異。如Liu J分析了臺灣“教育委員會”收集的13 798名七年級學生的課外數學補習數據，他發現課外補習有助于提高學生的分析能力、數學成績，但隨著輔導時間的增加，這種正向效應會減少、消失最后轉向負面影響[11]。劉冬冬團隊基于CEPS(2013—2014)的數據發現，課外補習能夠顯著提高數學和英語成績，但補習語文卻無效[12]。還有研究指出，選擇本校任課老師的補習不會對成績產生負面影響，但參加非專職人員的補習卻會使學生成績倒退[13]。一項跨國研究指出，數學補習收益在不同的國家/地區間存在較大差異[14]。

綜上所述，三種聲音各執一詞，且分別得到了實證研究的支持，這在一定程度上反映了影子教育與學業成績間關系的復雜性與多樣性。囿于單項(少量)研究結論的推廣性有限，本研究擬運用元分析方法來綜合上述三種不同的聲音，從而獲得更具普適性的結論。元分析又稱萃取分析，是對同一主題的多項實證研究結論進行再分析的量化研究方法[15]。由于其具備嚴格而規范的實施程序，元分析也被視為教育循證改革過程中尋求“最佳證據”的一種有效手段[16]。

研究者通過檢索國內外相關研究發現，“目前僅有一篇文獻對該議題進行了元分析”[17]，但仍存在如下不足：一方面，未能囊括最新的實證研究結果，難以體現最新的研究進展；另一方面，該研究僅檢驗了成績測量方式和年級對兩者關系的影響，其他重要的諸如學科類型等關鍵變量的探討未曾涉獵?；诖耍狙芯磕依藝鴥韧庾钚卵芯砍晒?，并基于已有研究的提示，進一步探討了學科類型、補習時長、教師類型對學業成績的調節作用。具體問題如下：影子教育能夠提高學生的學業成績嗎？效力如何？影子教育成效是否受國籍、學科、學段、補習教師類型、補習時長的影響？

三、研究設計

(一)文獻搜索

本研究首先在中國知網、萬方數據庫、維普數據庫、Web of Science核心數據集、EBSCO全文數據庫、SCOPUS數據庫、JSTOR過刊庫、ERIC數據庫、PQDT學位論文庫、Google Scholar、百度學術等進行大范圍檢索，中文檢索關鍵詞包括 “影子教育”“課外補習”“課外輔導”“校外輔導”“校外培訓”，英文關鍵詞包括“extra-curricular tutorial”“private tutoring”“shadow education”“private supplementary tutoring”“cram school”等，以及相應的“shadow education and academic performance”等組合詞。其次，通過瀏覽文獻綜述和相關重要文章的參考文獻進一步追蹤潛在的文章。考慮到該領域高質量的文章出現在2000年以后，因此，本研究將時間檢索范圍限定在2000年1月1日—2021年11日25日。

(二)文獻納入標準

依據研究的需要，最終進入元分析的樣本應同時符合如下標準：(1)研究主題必須是影子教育對學業成績的影響；(2)研究對象是在校中小學生，不包括大學生或社會人士；(3)研究類型必須是實證研究；(4)文獻提供了可計算效應量的數據，如樣本量、平均值、標準差、相關系數(r)、t值、P值、F值、卡方值等；(5)若同一文章在不同的期刊或以不同的形式出現，只取其中一種。

(三)效應值計算與編碼

元分析可以呈現多種效應值(如OR值、Cohen’s d值、r值等)，從理論上講，每種效應值都可以表征影響效果，且不同的效應值之間可以相互轉換[18]。鑒于原始數據的特點，本研究選擇標準化相關系數(r)作為統計效應值。計算過程分為兩個階段，首先需要將樣本相關系數進行Fisher’s Z轉換，并用轉換值進行元分析，然后把綜合效應值再轉換為相關系數。具體的公式如下所示：

本研究將文獻作者、出版年份、學習者學段、學科、國別、教師類型、測量方式等作為編碼對象(見表1)。兩位研究員對35個樣本進行獨立編碼，Cohen kappa一致性系數為0.89，滿足0.7的統計學要求，說明特征值編碼結果有效。

(四)數據分析框架與工具

本研究采用CMA3.0(Comprehensive meta-analysis 3.0)專業版軟件進行數據分析，基于35篇有效文獻的數據條件，以學業成績為因變量、影子教育為自變量，以學段、國籍、學科、補習教師類型、補習時長、測評方式為調節變量。需要說明的是，由于在編碼的過程中，上述調節變量均以類別變量形式進行編碼，因此本文將依次通過發表偏倚檢驗、異質性檢驗、次群體分析(sub-group analysis)方法探討影子教育與學業成績的關系。

表1 樣本基本信息

四、研究結果

(一)發表偏倚檢驗

發表偏倚(publicationbias)是指在同類研究中，具有統計學意義的研究(陽性結果)比無統計學意義的研究(陰性結果)更容易被接受或發表。存在發表偏倚意味著該領域的研究并不完善，元分析計算出的效應值也會因此出現虛假升高現象[19]。基于此，本研究選用漏斗圖(Funnel Plot)和失安全系數(Fail-safe-Number,Nfs)兩個經典的方法對研究樣本的發表偏倚情況進行綜合評估。從圖1可以看出，大部分研究都分布在漏斗圖上方，且相對集中在平均效應值附近，這表明元分析出現出版偏差的可能性很小。失安全系數計算結果顯示(Z=20.994,P=0.000, Nfs=8 645)需要重新納入8 645篇未發表的文獻才能推翻本研究結論，因此綜合判斷本研究存在出版偏倚的可能性很小。

圖1 元分析漏斗圖

(二)異質性檢驗

當元分析存在異質性時，通常采用固定效應模型(Fixed-effects model)和隨機效應模型(Random effects model)來校正合并效應值，使得結果更為接近無偏估計。學界達成的共識是:當I2≥75%時適宜采用隨機效應模型，當0≤I2≤75%時選擇固定效應模型更為合適[20]。數據結果顯示：Q值為455 237，且達到顯著水平(P<0.001)，說明各研究之間存在異質性。I2遠大于75%的閾值，因此本研究使用隨機效應模型對結果進行校正。

(三)影子教育對學業成績的綜合影響

本研究通過計算76項研究的效應值及使用相關系數(r)作為結果變量，得出影子教育對學業成績的合并效應值為0.075。根據相關標準，小于0.2為極弱相關，0.2—0.4為較弱相關，0.4—0.6之間為中度相關，0.6—0.8之間為較強相關，0.8以上為極強相關[21]。因此，本研究認為課外補習對學業成績的提高具有極弱的正向促進作用。

(四)調節變量的影響效應

第一，影子教育在不同學科中的影響。學科對影子教育的成效具有調節效應(Q=44.125，P=0.000)，且各學科補習均能不同程度地提升學業成績(見表2)。需要說明的是,本研究搜集到的部分學科(法語、科學、拉丁語)適用于元分析的實證研究僅一項，其研究結論的推廣性有限，因此不予以分析。比較其余剩下的學科發現，效應值從大到小依次是數學(r=0.079)、英語(r=0.065)、物理(r=0.049)、語文(r=0.024)，不過，上述學科補習效力均屬于極弱正相關的范疇。

第二，影子教育在不同學段的影響。組間異質性結果表明，影子教育在不同學段的效應存在差異；年級越高，影子教育的效力越小。數據顯示，3個年級階段的補習均能不同程度地提高學生的學業成績。比較三者的效應量發現，效應值從大到小依次是小學(r=0.297)、初中(r=0.064)、高中(r=0.053)，這一結果似乎意味著隨著年級的增加，補習效果會相應降低。值得一提的是，影子教育在3個年級段的效應均較小。

表2 各調節變量對影子教育成效的影響

第三，教師類型對影子教育有效性的影響。研究表明，4種教師類型均能不同程度地促進學生成績的提高，但不同教師提供的補習效果存在差異。如表2所示，組間異質性檢驗結果Q=10.849,P=0.013,表明教師類型影響中小學生課外補習的效果。補習成效從大到小依次是參與學校其他老師舉辦的補習(r=0.421)、自己任課老師(r=0.323)、非專業機構補習老師(r=0.195)、專業機構補習老師(r=0.026)。其中參與學校其他老師舉辦的補習成效達到了中等程度。

第四，測評方式對影子教育效果的影響。不同測評方式影響著兩者關系，若采用主觀自評的學業測評方式，學生對補習效果的正向作用感知明顯更大。在本研究中，初始文獻對學業成績的測評包括兩種方式，一種是基于李克特量表的主觀測評，另一種是基于客觀的學業成績數據。從效應量的取值來看，主觀測評的效應量(r=0.296)顯著高于客觀的成績測評效應量(r=0.050)。但很明顯，客觀學業成績更能準確、客觀地反映出學生的真實補習效果。

第五，其他變量對影子教育效果的影響。數據顯示，不同補習頻率之間的影子教育效果沒有差異。但值得一提的是，盡管兩者之間的關系不顯著，但從效應值可以發現，補習太少(補習時間≤2hours/周)或者補習時間太長(補習時間≥6hours/周)均會對學業成績產生負面影響。

第六，影子教育在不同國家間的效應不存在顯著差異。盡管從效應值大小來看，國外影子教育的效應值(0.118)高于國內(0.044),但組間異質性結果(Q=1.470,P=0.225)顯示，兩者的差異并未達到統計學意義。

五、結論與啟示

新世紀以來，隨著教育全球化的發展，在人力資本與消費主義教育理念主導下，教育被視為開發人力資本、實現個體向上流動的有效手段。當教培市場以提高學生學業成績為籌碼時，“不讓孩子掉隊”成為了家庭微觀教育決策的共識。教育內卷化、家庭教育焦慮成為揮之不去的新難題。誠然，“雙減”政策的出臺是緩解教育焦慮的一劑良藥，但其具體實施成效受到了家庭認知與決策的影響。本研究基于家長們最為關切的影子教育成效，采用元分析這一教育循證方法對其進行了探討，主要成果如下。

(一)主要結論

第一，影子教育僅能小幅提升學生的學業成績。這與劉珊珊團隊的結論一致[22]，我們的研究同樣證實了“課外補習有效說”這一觀點。一方面，影子教育之所以能夠產生正向效應，可能的解釋是以消費者為中心的影子教育通過提供多元化、個性化的補習服務(如知識點查漏補習、答題技巧總結、培優拔尖補習等)夯實了學生的知識基礎，提高了學習技能，進而提高了學業成績。另一方面，影子教育也可能通過影響學生的學習態度轉而促進學業成績的提高。如教輔市場更為關注和重視學生的情感需求，更能容忍學生的錯誤，肯定和鼓勵學生的進步，這種正向反饋在一定程度上可能會激發學生的學習興趣，改善厭學態度。但值得警醒的是，影子教育助力學業進步的空間較小。

第二，學科、學段、補習教師類型、測評方式對影子教育成效具有顯著的調節作用。從學科來看，課后補習數學的成效更好，語文補習效果相對較差?？赡艿慕忉屖牵鹤匀粚W科更為注重邏輯、推理，相比注重積累的人文學科而言，更容易通過課外補習獲得提升。從教師類型來看，參與校內其他任課老師或校內自己任課老師開展的課外補習更為有效，這可能與校內教師更熟悉主流教育、教學資質更好等有關。年級越高，影子教育對學業成績的提升越弱。這與劉珊珊團隊的結論一致，這可能與低年級學生學習內容相對更簡單、學業負擔相對更小、學生學習精力相對更充裕有關。需要提及的是，由于本研究旨在找出影響兩者關系的調節變量，上述猜想有待進一步檢驗。

(二)政策啟示

第一，引導家長群體理性認識影子教育，管治與疏導并置。為何“雙減”政策的出臺壓抑不了部分家長的補習熱情，其深層原因是優質教育資源需求與供給的矛盾。教育的“篩選”功能以及群體“向上羨慕”和“向下恐慌”的情緒更是進一步裹挾著家長進入補習市場尋求個性化幫扶服務，希冀其能彌補校內學習的短板。這也是一場家庭與學校投入的暗自較量。實際上，自《科爾曼報告》誕生以來，家庭投入與學校投入哪個更能提高學生學業成績的爭論從未停止[23-24]。在本土化研究中，有學者也曾對這一經典命題進行過探討，基本結論是：家庭投入要素(課外補習、父母期望、父母參與等)在小學階段的重要性優于學校教育投入(師資數量及質量、辦學條件)，但在初中階段，兩者出現了反轉[25]。本研究雖未就兩者關系進行探討，但我們進一步證實了影子教育在各個學段、學科等方面的影響效度均有限。這在一定程度上也意味著家長企圖通過購買課外補習服務幫助孩子獲得更高成績，從而實現向上流動的愿景可能要落空。上述訊息對于課外補習需求方理性制訂補習決策具有重要意義。因此，在治理環節中，政府相關部門在規范教輔市場的同時，也可結合相關研究結論，通過學校和社區開展教育講座或培訓，向家長澄清課外補習的真實效度，并提供更多有效的指導。這在一定程度上能夠緩解家長的焦慮，從而降低學生個體、家庭資源無謂的消耗。

第二，多方協作推動優質教育資源的均衡化?！半p減”政策背景下，學校成為了課后服務的主力軍。本研究也顯示，參與校內老師的補習更有效，這一結果也從側面印證了政策的可行性。但我們不能忽視的一個現實是：校際教育資源本身并不均衡，將課后服務從校外移至校內并不能化解優質教育資源短缺這一主要矛盾。因此，本研究建議：首先，資源弱勢學校應主動出擊，結合多方力量，提升服務質量。如返聘優秀退休教師、邀請具備教學資質的社會專業人員、吸納師范類大學生志愿者等充實師資隊伍。其次，各地教育部門相關責任人應積極推進集團化辦學、城鄉學校共同體建設，通過分享與互助形式，推動優質教育資源的均衡化。最后，充分利用互聯網、人工智能等技術，結合各校特點，探索和推廣符合學生需求的“互聯網+教育”的新模式。

第三，繼續深化教育評價改革機制，從源頭上助力“雙減”政策落地。長久以來，考試選拔人才的模式并未發生實質性改變，這也是家長心甘情愿地帶領孩子轉戰各種培訓班的直接誘因。一方面，雖然我國已頒布多項政策文件來推進基礎教育評價體系的改革，如2021年3月教育部等六部門聯合印發的《義務教育質量評價指南》，從質量評價指標體系(縣域—學?！獙W生)、評價方式、評價實施、評價結果運用、組織保障等方面進行了全面指導[26]，但在實施過程中卻仍然存在著“重結果、輕過程”“理論標準與社會標準難以調和”“多元參與學校評價體系還流于形式”等問題[27]。另一方面，“雙減”政策規范補習市場、阻隔資本進入、規定作業補習時間等從本質上講是一種阻斷式應急性政策，在短期內具有見效快、易操作等優勢[28]，但其產生持久功效的前提仍是需要破除考試、升學的藩籬，構建以發展素質教育、促進學生全面自由發展為導向的評價體系。因此，未來仍需從實踐層面深化落實基礎教育評價改革。