不想補還是不能補？
——基于東部某市初中學生家庭背景和補習行為的調查研究

宋天敏

（上海市教育科學研究院 上海 200032）

黨的二十大報告提出，促進教育公平，辦好人民滿意的教育。隨著市場經濟的發展和居民教育訴求的增加，課外補習蓬勃發展，成為學校教育的重要補充。一些研究發現，具有較高社會經濟文化地位家庭的學生擁有更多機會接受課外補習；課外補習復制了家庭教育投資的不平等，實際發揮了代際傳遞的作用，對基礎教育公平構成了嚴重挑戰。在日本、韓國等東亞國家，課外補習已經成為學生進入有競爭力學校、獲取高薪職位和中產階級身份的重要手段。為規范校外培訓，2021 年7 月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《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》，把“雙減”工作列入解決人民群眾急難愁盼問題的重大民生工程，開展專項治理行動。根據教育部官網公告，截至2021 年底，線下和線上校外培訓機構已壓減超80%，學科類培訓大幅縮減，培訓機構治理取得階段性成效。但相應的問題仍頻繁顯現：“雙減”下的課外補習逐漸趨于隱蔽化、高價化，家長教育焦慮依舊明顯，政府治理難度不斷加大。在“雙減”背景下，本研究以家庭背景因素為起點，聚焦家庭背景因素對學生參與課外補習的影響，并對當前課外補習治理進行反思。

一、 文獻綜述

課外補習也稱“影子教育”，在世界上具有相當規模。特別在日本、韓國、中國等東亞國家，課外補習逐漸成為主流教育的重要補充。關于課外補習的概念，最早是在1992 年由學者史蒂文森（Stevenson）和貝克（Becker）在日本研究補習時提出的，是指“發生在正規學校教育之外，旨在提高學生學業表現的一系列教育活動”[1]。國內對課外補習的研究在近20 年逐漸興起，主要受到薛海平、李佳麗、丁亞東等學者的關注。薛海平將課外補習定義為“為提高學生學業成績而進行的正規學校教育外的學術類課程補充性教育活動，也包括旨在提高學生才藝能力的興趣類課程校外培訓”[2]，將學術類課程、興趣類課程均納入課外補習的范疇中。參考國內外文獻，筆者認為，課外補習是指在正規學校教育外，由家庭支付一定的物質成本，聘請其他人員或者機構對學生進行額外的輔導。課外補習在內容上既包括學科類課外補習，也包括興趣類課外補習；形式上包含線下一對一補習、線下一對多補習、線上網課和家教等。

李春玲在分析家庭背景因素對教育獲得的影響時，認為家庭背景包括家庭擁有的社會資本、文化資本、經濟資本和政治資本。[3]文東茅把學生父母的職業和受教育程度作為反映家庭背景的主要指標。[4]薛海平等人使用家庭資本的概念衡量家庭背景對學生補習機會獲得的影響，將家庭資本分為社會資本、文化資本、經濟資本和政治資本四類。[5]PISA 使用家庭社會經濟地位指代學生的家庭社會經濟背景狀況，包括父母最高職業狀況、最高受教育水平、家庭擁有物三項指標。本研究使用家庭社會經濟文化地位（ESCS）衡量學生的家庭背景，由經濟資本、社會資本、文化資本三方面構成。經濟資本使用家庭收入和家庭所有物衡量，社會資本使用父母最高職業狀況衡量，文化資本使用父母最高受教育水平和家庭藏書量（不含課本、雜志）衡量。

學者們關注家庭背景因素對學生課外補習的影響，并開展了一系列研究。一些學者發現家庭背景是影響學生課外補習行為的重要因素。比如，史蒂文森和貝克通過對日本的研究發現，家庭社會經濟地位越高的子女越可能參與教育補習。鄒雪等人使用2012 年PISA 數據，驗證出同樣的結論：父母的最高受教育年限和家庭財富對上海學生參與課外補習的可能性和時間均有顯著的積極影響。[6]曾滿超等人對甘肅、湖南和江蘇三省的研究發現，城市學生參與課外補習的比例高于農村學生，在省城的城市學生參與課外補習最多。[7]關于家庭背景對學生課外補習行為影響的內在機制，學界也進行了一些探索。比如，薛海平從社會再生產的角度出發，認為課外補習復制了家庭教育投資的不平等，成為代際傳遞和社會分層的影響因素。[8]在韓國、日本等東亞國家，這一理論也得到印證。季玟希通過對韓國補習政策的研究發現，即使在20 世紀80 年代韓國取締校外補習機構后，依舊存在知名的“別墅補習”現象，課外補習成為富裕階層的專屬。[9]有學者從焦慮母職的角度出發，認為隨著教育競爭加劇，母職實踐要求母親具有規劃師般的職業素養，推動孩子通過獲取高分占據優勢，而父親長期缺席導致焦慮母職未能得到平衡。焦慮母職被課外補習的持續盛行反向推動前行，影響著教育公平。[10]魏易等人發現，隨著母親受教育程度的提高，家庭對子女綜合素質的培養愈加重視，接受過高等教育的家庭已經開始將投入的重點從學科類課外補習轉換成了興趣拓展類校外培訓。[11]

除家庭背景對學生補習機會的直接影響之外，家長參與的因素也被引入研究中。高翔等人通過使用CEPS2015 年的數據，發現家長參與在家庭社會經濟背景影響影子教育參與中起到部分中介作用。家長參與激活了家庭社會經濟背景優勢，高社會經濟背景家庭更踴躍參與影子教育。不同階層的家庭在影子教育參與機會中產生了分化。[12]薛海平等人發現，不同家庭教養方式下的子女參與課外補習的可能性存在差異，其中采取忽視型教養方式的家長往往缺乏參與孩子成長的意識和參與孩子學習的能力。[13]美國學者安妮特·拉魯（Annette Lareau）在《不平等的童年》一書中，通過觀察十數個來自不同階層的家庭對孩子的教養方式，發現中產階級的家長更樂于帶孩子參與各項課外活動，以協作培養的方式鍛煉孩子適應未來社會的能力，而工人階級和社會底層的家長則傾向于放任孩子自然成長。因此，社會階層與父母參與子女教育的方式存在差異性，影響子女的課外活動參與率。[14]

已有研究多是關于家庭背景對學生課外補習機會、補習時間的影響，但對于學生其他補習行為的研究相對較少，如參與的補習班數量。另外，已有研究中家庭背景影響學生課外補習行為的內在機制尚未得到充分挖掘。既有研究只關注到家長的在校參與、在家參與，而忽略了家長在校外活動中的參與。本研究在分析家庭背景因素影響學生課外補習行為的同時，也將結合家長在校外活動中的參與，進一步剖析家庭背景的作用機制。

二、 研究設計與實施

（一） 問卷調查

本研究選取東部地區A 市的初中學校作為研究對象，隨機抽取學生及其家長參與問卷調查。問卷調查搜集的信息包括四方面：一是學生參與課外補習行為，包括補習機會、補習時間、補習費用、補習班數量和補習原因；二是學生個人基本信息，包括性別、學段、是否為獨生子女、自我期望和學習成績；三是學生家庭基本信息，包括家庭社會經濟文化地位、家長教育期望和家長校外參與情況；四是學校基本信息，包括學校位置、學校類型和班級規模。本次共回收學生問卷538 份和家長問卷559 份，總計1097 份。經匹配學生問卷和家長問卷，共得到574 份問卷，其中有效問卷534 份。

表1 問卷信息類別和具體內容

（二） 數據分析

本研究在問卷調查的基礎上，重點分析三方面的內容：一是分析具有不同家庭社會經濟文化地位的學生在課外補習參與上是否存在差異；二是通過回歸模型，分析家庭社會經濟文化地位對課外補習參與的影響；三是結合家長校外參與情況，嘗試探索和解釋家庭社會經濟文化地位等因素對學生課外補習參與的作用機制。

在進行回歸分析時，本研究使用的因變量為補習機會、補習時間和補習班數量，自變量為家庭社會經濟文化地位，由家庭收入、家庭所有物、父母最高職業狀況、父母最高受教育水平、家庭藏書量（不含課本、雜志）構成，控制變量包括性別、是否為獨生子女、自我期望、學習成績等學生個體因素，以及家長教育期望和班級規模。變量類型、變量名及變量說明見表2。

表2 變量類型、名稱及說明

為了驗證家庭社會經濟文化地位對補習機會、補習時間和補習班數量的影響，考慮到因變量補習機會具有二分變量屬性，因而采用Logit回歸模型；補習時間和補習班數量則采用多元線性回歸模型。

其中，α 是常量，Y1為補習機會，Y2為補習時間，Y3為補習班數量，ESCS 為家庭社會經濟文化地位，Gen 為性別，Onlychild 為是否為獨生子女，Eduexp1 為自我期望，Eduexp2 為家長教育期望，Perf 為學習成績，Cla 為班級規模。

本研究在探索家庭社會經濟文化地位對學生課外補習參與的作用機制時，引入家長校外參與的因素，從主觀意識和客觀條件兩個維度分解：主觀意識是指家長對課外補習的認識程度，如家長認為的孩子對課外補習的需要程度、家長對家校責任劃分比例的認識等；客觀條件是指家庭是否具備支持孩子參與課外補習的客觀條件，如參與課外補習對家庭造成的經濟壓力、家長接送時間的充裕程度和使用的交通工具等。

三、 不同家庭背景學生的課外補習參與情況存在顯著差異

根據問卷調查結果，研究者從學生的補習機會、補習時間、補習班數量三方面，分析不同家庭背景學生參與課外補習的差異。

（一） 不同家庭背景學生在課外補習機會上存在顯著差異

根據問卷分析結果（見表3），學生的家庭社會經濟文化地位越高，其參與補習的機會越多，且在統計學意義上顯著。從經濟資本的角度看，隨著家庭經濟水平的提高，學生參與課外補習的比例也在提高。通過卡方檢驗發現，P 值為0.012，存在顯著性差異。從社會資本的角度看，總體上，父母最高職業狀況越好的學生，參與課外補習的機會越多。父母無工作或最高職業狀況是農民的學生，參與課外補習的比例是28.6%；父母最高職業狀況是企業管理人員或政府官員的學生，參與課外補習的比例是70.4%。通過卡方檢驗發現，P值為0.000，存在顯著性差異。從文化資本的角度看，隨著父母最高學歷和家庭藏書量（不含課本、雜志）的提升，學生參與課外補習的比例也在提升。通過卡方檢驗發現，存在顯著性差異。

表3 不同家庭背景學生在補習機會、補習時間、補習班數量上的差異

表4 家庭社會經濟文化地位對學生的課外補習機會的影響

表5 家庭社會經濟文化地位對學生的課外補習時間、補習班數量的影響

（二） 不同家庭背景學生在課外補習時間上存在顯著差異

根據問卷結果，學生的家庭社會經濟文化地位越高，每周補習時間越長，且在統計學意義上顯著。從經濟資本的角度看，隨著家庭經濟水平的提高，學生每周課外補習時間變長。通過方差分析發現，P 值為0.000，存在顯著性差異。從社會資本的角度看，總體上，父母最高職業狀況越好的學生，每周補習時間越長。父母無工作或最高職業狀況是農民的學生，每周補習時間是1.43 小時；父母最高職業狀況是企業管理人員或政府官員的學生，每周補習時間是3.66 小時。通過方差分析發現，P 值為0.000，存在顯著性差異。從文化資本的角度看，隨著父母最高學歷和家庭藏書量（不含課本、雜志）的提升，學生每周課外補習的時間增加。通過方差分析發現，存在顯著性差異。

（三） 不同家庭背景學生在補習班數量上存在顯著差異

根據問卷結果，學生的家庭社會經濟文化地位越高，其參與的補習班數量越多，在統計學意義上表現顯著。從經濟資本的角度看，隨著家庭經濟水平的提高，學生參與的補習班數量增多。通過方差分析發現，P 值為0.000，存在顯著性差異。從社會資本的角度看，總體上，父母最高職業狀況越好的學生，參與的補習班數量越多。父母無工作或最高職業狀況是農民的學生，參與的補習班數量是1.00 個；父母最高職業狀況是企業管理人員或政府官員的學生，參與的補習班數量是2.09 個。通過方差分析發現，P 值為0.000，存在顯著性差異。從文化資本的角度看，隨著父母最高學歷和家庭藏書量（不含課本、雜志）的提升，學生參與的補習班數量增加。通過方差分析發現，存在顯著性差異。

四、 家庭背景影響學生課外補習的參與

（一） 家庭背景影響學生參與課外補習的機會

針對模型一，使用SPSS 進行分析，模型卡方檢驗的顯著性水平為0.000，卡方值為60.504。通過顯著性檢驗水平可知，模型具備顯著性。具體來看，家庭社會經濟文化地位較高的學生，參與課外補習的機會明顯多于家庭社會經濟文化地位較低的學生。EXP（B）=1.364，P=0.012，在統計學意義上具有顯著性。這個結果和前期描述性統計分析的結果一致。因此，家庭社會經濟文化地位是影響學生課外補習機會的重要因素。除了家庭背景因素外，自我期望較高的學生參與課外補習的機會明顯多于自我期望較低的學生。EXP（B）=1.346，P=0.041，在統計學意義上具有顯著性。隨著班級規模擴大，學生參與課外補習的機會也有所增多。這可能是由于班級規模擴大，學生較少得到教師個性化教學指導，課堂的學習效果不佳，因而去尋求課外補習，以彌補校內教育的不足。與此同時，學生的性別、是否為獨生子女、學習成績以及家長教育期望對其參與課外補習的機會沒有顯著影響。

（二） 家庭背景影響學生的課外補習時間和補習班數量

針對模型二，R2為0.130，調整后為0.117，說明方程中的變量可以解釋11.7%的課外補習時間的差異。F 值為10.190，顯著性為0.000，回歸模型顯著，能擬合數據。根據多重共線性檢驗結果，容差大于0.1，VIF 小于5，無多重共線性問題。結合回歸系數看，家庭社會經濟文化地位的回歸系數為0.557，顯著性為0.002，在統計學意義上顯著。隨著家庭社會經濟文化地位的提高，學生參與課外補習的時間顯著增加。在控制其他變量的情況下，家庭社會經濟文化地位每提高1 個分值，學生每周課外補習的時間增加0.557 小時。另外，自我期望對學生參與課外補習的時間也有顯著影響。在控制其他變量的情況下，學生的自我期望每提高1 個檔次（如從大專或高職提升到大學本科），其每周課外補習的時間增加0.597 小時。學生的性別、是否為獨生子女、學習成績以及家長教育期望對其課外補習時間沒有顯著影響。

針對模型三，R2為0.163，調整后為0.151，說明方程中的變量可以解釋15.1%的課外補習班數量的差異。F 值為13.257，顯著性為0.000，回歸模型顯著，能擬合數據。根據多重共線性檢驗結果，容差大于0.1，VIF 小于5，無多重共線性問題。結合回歸系數看，家庭社會經濟文化地位的回歸系數為0.340，顯著性為0.000，在統計學意義上顯著。隨著家庭社會經濟文化地位的提高，學生參與的課外補習班數量顯著增加。在控制其他變量的情況下，家庭社會經濟文化地位每提高1 個分值，學生參與的課外補習班數量增加0.340 個。自我期望對學生參與的課外補習班數量也有顯著影響。在控制其他變量的情況下，學生的自我期望每提高1 個檔次，其參與的補習班數量增加0.294 個。另外，班級規模對于學生參與的補習班數量有顯著影響。在控制其他變量的情況下，班級規模每增加1 人，學生參與的補習班數量增加0.041 個。類似的是，學生的性別、是否為獨生子女、學習成績以及家長教育期望對其參與的課外補習班數量沒有顯著影響。

五、 家庭背景的作用機制表現在家長參與補習的客觀條件而非主觀意識上

本部分納入家長校外參與的維度，進一步剖析家庭背景的作用機制。根據ESCS 均值水平，將學生家庭背景分為高ESCS 和低ESCS兩類。通過對兩類群體采取T 檢驗，發現家長校外參與的主觀意識不存在顯著性差異。但在參與的客觀條件上，高ESCS 家庭比低ESCS家庭占據更多優勢，體現在經濟壓力較小、接送時間充裕、交通工具便利等方面。在“孩子對課外補習的需要程度”上，高ESCS 家庭的得分為2.25，低ESCS 家庭的得分為2.12，P=0.086，不存在顯著性差異。同樣，在“家長對家校責任劃分比例的認識”上，也不存在顯著性差異。在“課外補習對家庭造成的經濟壓力”上，低ESCS 家庭的得分為2.20，顯著高于高ESCS 家庭，P=0.000。課外補習的花銷對低ESCS 家庭造成了更大的經濟壓力。同樣，在“家長接送時間的充裕程度”上，高ESCS 家庭的得分為2.22，顯著高于低ESCS家庭，P=0.000。高ESCS 家庭有充足的時間接送孩子。高ESCS 家庭在接送孩子去補習班、興趣班時，最常使用的交通工具是便利的私家車（47.7%），而低ESCS 家庭則更多采用耗時耗力的公共交通工具（35.4%）、自行車或電瓶車（36.4%）。低ESCS 家庭花費更多時間在接送孩子補習上。家庭背景以種種客觀條件上的優勢，促進了高ESCS 家庭的子女享有更多的課外補習機會、補習時間和補習班數量，從而在關鍵性升學考試中保持競爭優勢，形成代際傳遞。

家庭因素的作用機制主要表現在家長參與補習的客觀條件上，即家庭收入、接送時間和交通工具等因素更為有利。高ESCS 家庭有足夠的經濟條件承擔補習費用。根據問卷調查數據，雖然2021 年這類家庭的平均補習費用達到19887 元，但補習費用占全年家庭收入的比例較低。約有67.4%的家庭表示補習費用占當年家庭總收入的比例低于10%，家庭經濟壓力不大。這類家庭有相對充足的時間接送孩子去補習班、興趣班，有時間接送孩子的家庭占比近90%，而基本沒時間接送孩子的家庭僅僅占10.8%。高ESCS 家庭擁有便利的交通工具，可以接送孩子。低ESCS 家庭則不具備這樣的客觀條件。首先，這類家庭的收入較低，難以負擔大額的補習費用。如2021 年，低ESCS 家庭的平均補習費用為11307 元，補習費用占全年家庭收入的比例較高。有46.8%的家庭表示補習費用占當年家庭總收入的比例超過了10%，存在較大的經濟壓力。其次，忙于生計、疲于奔波的父母沒有足夠的時間和便利的交通工具接送孩子補習。如30.5%的家長表示基本上沒有時間接送孩子，日常接送往往采用更加耗時的公共交通工具。

家庭社會經濟文化地位絕不是影響學生參與課外補習的唯一因素，學生個人因素也影響著其對課外補習的參與。結合上一部分的問卷調查結果，學生參與課外補習的具體情況與其自我期望高度相關。在學生被問及參與學科類補習的原因時，“自己想參加”成為首要因素，占比50.3%；其次才是“父母要求”，占比44.4%。學生參與興趣班的原因與之類似，不論是學科類補習班還是興趣班，學生個人的參與意愿是重要驅動因素之一。

六、 學生參與課外補習的治理政策探索

影響學生參與課外補習的因素是多元的，相應地，對課外補習的治理也必須考慮背后多重因素和不同參與者的差異性。曾曉東等人認為，中國的課外補習體系復雜，針對補習教育體系的政策也必然是復雜的，簡單化的處理方式不存在。同時，簡單化處理方式所產生的問題可能遠遠大于它所要解決的問題。[15]《國務院關于有效減輕過重作業負擔和校外培訓負擔，促進義務教育階段學生全面健康發展情況的報告》指出，“雙減”工作具有長期性、復雜性、艱巨性，學科類培訓隱形變異難題還需破解。結合當前我國“雙減”工作中面臨的問題，筆者從以下幾方面思考課外補習的治理途徑。

首先，當前義務教育均衡發展和高等教育分層發展戰略之間存在政策銜接上的空隙，加之中國教育體系具有高篩性特征，必然導致家庭有參與學科類課外補習的需求，以讓子女在關鍵性升學考試中保持競爭優勢。家長對于課外補習的主觀需求旺盛，擔憂孩子在升學競爭中失敗，分流到職業學校。因此，在課外補習的治理中，僅依靠打擊補習機構是不夠的，首先應當關注的是教育體系改革，協調普職發展，減輕教育分流和考試篩選的壓力。政府需要切實提高職業教育質量，保障職校學生良好的就業前景，減輕家長的分流焦慮，從而逐步減少家長和學生對學科類課外補習的需求。教育體系改革的背后亦涉及行業發展、收入分配和社會保障機制等教育外部領域的系統性改革，因此課外補習治理不僅是教育難題，更是社會問題。

其次，針對家長焦慮情緒，政府需要聯合社會各界力量，建立家庭、學校、社會協同育人的機制。通過多種途徑提供家庭教育指導，引導家長樹立正確的家庭教育觀，更多關注學生身心健康發展。根據學生個體特征，培養其興趣愛好、健康審美追求和良好學習習慣，減少學生盲目報班、拼時間、多刷題的不理智行為。

再次，吸取韓國的失敗教訓，謹防生成新的教育不公平。家庭社會經濟文化地位較高的學生往往具備有利的補習條件，即使面對政府監管，這類家庭也有途徑和經濟條件參與掛名“高端家政”“眾籌私教”“住家教師”“團課”等的學科類課外補習。在韓國打擊課外補習的30 年中，富裕階層始終是政策難以觸及的痛點。政府取締補習班和家教往往直接影響普通家庭的補習行為，但富裕家庭的“別墅補習”現象屢屢逃避監管。在“平準化教學”政策實施后期，課外補習甚至成為富裕階層的專屬，引發中產階級的強烈不滿，最終導致韓國政策的失敗。這為我國課外補習政策提供了可吸取的教訓。

又次，由政府和學校牽頭，為學習能力較差學生提供“補差”性質的補習，幫助處境不利的學生提升學業成績。近年來，一些發達國家采取鼓勵課外補習的政策，把課外補習當成是對學習能力較差學生的一種幫助，能縮小個體之間的學習差距，促進教育公平。[16]美國將補習作為提高公共教育的一種途徑。如《不讓一個孩子掉隊法案》規定，“連續三年在提高學生學業成績方面沒有取得適當進步的學校需要向低收入家庭學生提供教育補習服務”。美國政府聯合學校、社區、公司等多方力量，提供巨額經費支持，使得最低收入家庭的子女補習參與率飛速上升。此外，澳大利亞、英國、法國、新加坡等發達國家也將課外補習當作對低分或者能力欠缺學生的一種幫助，通過補習券、補習津貼等措施刺激成績落后學生的課外補習需求，削弱課外補習對正常社會流動的不利影響。

最后，發揮學校提升校內教育質量和發展課后服務的雙重作用，滿足學生綜合素質培養和個性化發展的需求。一是提高課堂教學質量，保障學生在課堂中達成基本的學業要求，將教學主陣地牢牢把握在自己手中，減少學生對課外補習的需求；二是在作業設計中注意精簡和分層，既能滿足鞏固、診斷的課堂教學成果要求，又能根據不同的學生發展水平進行個性化的延伸；三是充分整合校內外資源，提升學校課后服務質量，滿足學生個性化發展的需求。

盡管本研究在抽樣時盡量保證了樣本的代表性，樣本數量也符合量化研究的要求，但在學校樣本的多樣性方面仍然受限。未來研究可以進一步關注學校類型、辦學規模、地理位置、教學水平等校級層面的變量對學生補習行為的影響，結合家庭社會經濟文化地位因素，更加全面、科學地分析學生課外補習的影響因素。