教育競爭背景下同輩壓力與教育獲得

劉佳琦

摘 要：近年來，隨著社會的進步與發展以及我國人口的不斷增多，“內卷”成為我國當前不可忽視的現象。在人口增長的大背景下，想要獲得更好的出路有更多的選擇，不為當前快速發展的社會所淘汰，就要更好地提升自己的能力。這種社會環境也不可避免地影響到了義務教育階段的學生們。為了獲得更高的分數，他們需要付出更多的努力。校外補習機構就在這樣的需求下產生了。而這些機構也是營利組織，在市場的影響下，它們變得愈發市場化，使得教育質量參差不齊且收費高昂，為了獲得更好的收益它們也在不斷販賣焦慮，從而進一步加劇了當前的“內卷”現象。對此，我國開始了對校外培訓機構的治理。由此，本文以義務教育階段的學生為研究對象，嘗試對影子教育的中介效應進行探析。研究發現，積極的同輩壓力會對學生的教育獲得產生積極的影響；影子教育對學生教育獲得具有積極作用；同輩壓力對學生教育獲得的影響部分是通過影子教育產生的；影子教育的中介效應在家庭經濟資本以及戶口類型上并無顯著差異，而在家庭文化資本以及性別上具有顯著差異。對此，本文提出緩解當前義務教育階段的競爭壓力、治理校外培訓機構具有一定積極作用，但仍需從校內課程上進行提升。

關鍵詞：同輩壓力；影子教育；教育獲得

中圖分類號：G40-052文獻標識碼：Ａ 文章編號：１００９ — ２２３４（２０23）02 — ０125 — ０6

一、問題的提出

2020年12月4日，“內卷”一詞入選我國2020十大流行用語［１］。近年來“內卷”現象在我國流行起來。在人口增長的環境下，導致人力變得廉價，使得人們為了獲得更好的就業機會從而過上更好的生活而不斷努力，否則就會為這個社會所淘汰。因此，看到周圍人在努力的時候，我們會不自覺地進行努力，以跟上別人的腳步。

以校外培訓機構為例，據中國教育學會發布的《中國輔導教育行業及輔導機構教師現狀調查報告》顯示，全國課外輔導行業市場規模超過8000億元，參加學生規模超過1.37億人次［２］。可以看出，課外輔導機構在我國占據了很重要的位置。然而，這就造成了很大的問題：一方面，在我國應試教育的環境下，中小學生的學習輔導也不斷增加。為了獲得更好的成績進入更好的學校，學生爭先恐后地利用課后時間在輔導班中進行學習；另一方面，課外輔導機構不是公益組織，因此在如此龐大的需求影響下，課外輔導機構發展愈發市場化，教育質量參差不齊，且學費也不斷攀升。

面對當前我們義務教育階段的問題，近年來我國開始對其進行整治。2021年5月21日，習近平總書記主持召開中央全面深化改革委員會第十九次會議，審議通過了《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》提出，一方面要提高校內教育質量，同時降低考試壓力；另一方面要對校外培訓行為進行規范，禁止校外培訓機構資本化運作［３］。

“雙減”政策也引發了很多討論，有人認為限制校外培訓機構是一種“治標不治本”的政策。面對應試的壓力，在所有人努力進行額外學習的環境下，依舊需要有其他的時間與方式來進行個人的學習。此外，不僅是應試教育，而且這種同輩壓力也出現在各方各面，為了在未來具有更強競爭能力，學生們也爭先恐后地參加了很多其他的興趣班。

那么，校外培訓機構是否加劇了義務教育階段學生的“內卷”現象？校外輔導班的參加能否有效提高學生的成績？培訓機構在其中究竟發揮了什么樣的作用？

本文在已有文獻梳理的基礎上，以義務教育階段的學生為研究對象，通過對課外輔導班的中介效應進行分析，嘗試對以上問題進行回答。

二、理論基礎與文獻回顧

（一）理論基礎

社會壓力是“強關系”影響個人行為的主要渠道之一。信任理論提出，個體在社會互動中會通過信任產生交換行為［４］。在這個過程中，隨著關系強度的提高，個人受到來自社會互動端的壓力也會增大，進而促進個體間的模仿、對比和學習等社會行為的產生［５］。基于此，本文主要以“強關系”中來自朋友一方的社會壓力為研究對象。

（二）同輩壓力

參照群體理論提出，人們在選擇自己的參照群體時，往往會選擇那些與自己經常接觸、有實際交往和穩定社會聯系的重要他人，而非一個抽象的群體，他們對人們評價自己有著重要的作用［６］。

而近年來對于教育與同輩壓力的研究多關注于同輩壓力帶來的影響。從補習機構的選擇上來說，陳彬莉和白曉曦則提出，家長可能受到同輩壓力的影響，為子女選擇了課外補習，使得選擇上具有一定的非理性［７］。吳愈曉和張帆通過研究發現，同輩壓力帶來的效應是一把雙刃劍，一方面具有“近朱者赤”的效應，在一個更好的群體中，周圍的同學學業表現越好，則本人的成績也會更好，但是這種比較壓力也會給個體造成心理壓力［８］。

由此提出文本的假設1，即積極的同輩壓力會對學生的教育獲得產生積極影響。

（三）影子教育與教育獲得

國際學界將與公共教育系統平行的私人輔導系統稱為影子教育［９］。而已有的研究多關注于影子教育對成績的影響上，而其中的理論視角與研究結果呈現出多樣化的特點。

“內卷”時代下的影子教育，王紅和陳陟法分析了教育內卷的產生原因，他們提出當代社會在教育與社會相隔離、教育質量無改善且培訓市場無限擴大以及難以被證實的效用假象形成慣習的作用下，形成了義務教育的內卷化現象［1０］。而余暉則認為教育內卷化本身就是個偽命題，這實際上是功利主義極端化下的全民教育焦慮［1１］。

從影子教育的影響上來看，部分學者認為影子教育能夠給學生成績帶來積極影響。徐章星通過對CEPS2013的數據分析得出結論認為，影子教育能夠提高學生的學業成績，且在優勢學生群體中更為顯著［1２］。也有學者提出，影子教育會帶來負面效應，如孫倫軒和唐晶晶經過研究發現，上課外補習不僅無法幫助學生快速提高成績，甚至顯著地降低了初中生的標準總成績。

據此，提出本文的研究假設2，影子教育會對學生的教育獲得產生積極影響；以及假設3，影子教育在同輩壓力影響學生教育獲得的過程中充當了中介作用，即同輩壓力是通過影子教育影響學生的教育獲得的。

（四）教育獲得的其他影響因素

從情緒價值上來說，影子教育可以降低學生產生不快樂、沮喪等負面情緒的頻率［1３］。而李適源和劉愛玉則提出，課外補習的參與會給中學生的情緒帶來顯著的“致郁效應”，但是只存在于家庭背景較低層次的子女中，而更高層次的子女對其會有抵御能力，出現了“心理免疫”的現象［1４］。

布迪厄的文化再生產理論認為，教育是統治階層進行社會再生產的工具。具體來說，教育行動是一種符號暴力，看似是進行文化傳遞，實則是通過文化再生產進行階層再生產［1５］。可以說，在他看來，教育獲得是具有階層差異的。此外，最大化維持不平等假設提出，只有當上層階級的在某一級別的教育中達到飽和，這一級別的不平等才會下降；而有效維持不平等假設進一步提出，不平等除了數量方面，也有質量方面的不平等，因此上一階層獲得更高價值的教育機會的可能性遠高于下一階層［1６］。

具體來說，陳園園和李慧春提出影子教育的獲得與結果可能會出現不一致的情況，即優勢階層的子女可能會獲得更多的影子教育機會，而從結果上說，劣勢階層的子女可能獲得更大的收益［1７］。由此，假設4為影子教育在同輩壓力與教育獲得中的中介效應具有階層差異。

王曉磊則進一步提出，影子教育對于不同群體的影響具有差異性，即對于獨生子女來說，影子教育具有補差效應，而對于非獨生子女來說，培優效應則更為顯著［1８］。據此假設5為對于獨生子女與非獨生子女來說，影子教育的影響具有差別。

三、研究數據

（一）數據來源

本研究所使用的數據來自于中國教育追蹤調查（China Education Panel Survey， 簡寫為CEPS）2014年的調查數據。CEPS是由中國人民大學中國調查與數據中心設計與實施的、具有全國代表性的大型追蹤調查項目。CEPS2014以2013-2014學年為基準線，以7年級和9年級兩個同期群為調查起點，以人均受教育水平和流動人口比例為分層變量從全國隨機抽取了28個縣級單位作為調查點［1９］。該數據集中初中學生樣本數19487名。

由于本文的研究主要針對于影子教育的影響中為主要研究內容，因此在變量的選擇上僅選取了數據中參加了影子教育的部分樣本，并對其中的缺失變量進行剔除，經過篩選最終得到了5933個樣本。

（二）研究假設

H1：積極的同輩壓力會對學生的教育獲得產生積極影響；

H2：影子教育會對學生的教育獲得產生積極影響；

H3：影子教育在同輩壓力影響學生教育獲得的過程中充當了中介作用，即同輩壓力是通過影子教育影響學生的教育獲得的；

H4：影子教育在同輩壓力與教育獲得中的中介效應具有階層差異；

H5：對于獨生子女與非獨生子女來說，影子教育的影響具有差別；

（三）變量說明

本文的因變量為學生的教育獲得，主要體現在學生成績方面，因此在本文中將其操作化為學生成績。具體來說，選取的是CEPS2014中“學生2013年期中考試標準化成績（均值70，標準差10）-語文/數學/英語”，并對其進行了加總，作為學生教育獲得的體現。

核心自變量為同輩壓力，本文重點關注于同輩壓力的積極作用，由此選擇的是“上面提到的幾個好朋友有沒有以下情況——學習成績優良/學習努力刻苦/想上大學”，其中“沒有這樣的”賦值為1，“一到兩個這樣的”賦值為2，“很多這樣的”賦值為3。

中介變量為影子教育，操作化為“你參加了哪些興趣班/課外輔導班——奧數/普通數學/語文/英語/繪畫/書法/音樂/舞蹈/棋類/體育/其他”“是”賦值為1，“否”則賦值為0，并對其進行加總。

控制變量為是否是獨生子，選擇的變量為“你是獨生子女嗎”“是”賦值為1，“不是”賦值為2；家庭階層分為家庭文化資本與家庭經濟資本，將家庭文化資本操作化為父親的教育水平，“小學及以下”，賦值為0，“初中”賦值為1，“高中”賦值為2，“大學專科”賦值為3，“大學本科”賦值為4，“研究生及以上”賦值為5，而將家庭經濟資本操作化為“目前你家經濟條件如何”“非常困難”賦值為1，“比較困難”賦值為2，“中等”賦值為3，“比較富裕”賦值為4，“很富裕”賦值為5。

（四）分析方法

為了對以上假設進行檢驗，本文采取了因果逐步回歸法。主要分為三個步驟：第一步分析自變量對因變量的回歸；第二步分析自變量對中介變量的回歸；第三步分析加入中介變量后自變量對因變量的回歸。

四、實證分析

表1是對于寒暑假課外補習班的參與情況的描述統計。表中顯示，在參與這項問答的5902個樣本中，有53.98%的被調查者選擇了“是”，即有超過半數的學生會選擇利用寒暑假的時間去參加與課業相關的補習班。可見當代課外補習班參與率是很高的。

表2是關于樣本分布的描述統計表，其中涉及了性別戶籍等關于樣本特征的描述。從表中可以看到，本文共選取了5933個樣本用于研究。其中，同輩壓力的最小值為3，最大值為9，而其均值為7.533。由此可見，當代學生受到同輩壓力的影響是較大的。

表3是對同輩壓力、教育獲得以及影子教育中介效應的分析。其中模型1為控制變量對學生成績的回歸模型；而模型234是加入控制變量后，自變量中介變量以及因變量之間的關系的分析。

具體來說，模型1顯示，性別、戶口類型、家庭文化資本對學生成績具有顯著影響，其中在其他條件相同的情況下，女生較男生的標準化成績多10.68分；城市戶口的學生較農村戶口的學生多2.111分；而相較于父親受教育程度是小學及以下水平的，父親為初中學歷的學生多2.487分，父親受教育水平為大學專科的多4.73分，父親受教育程度為大學本科的學生多7.865分，父親學歷是研究生及以上的多6.199分，而是否為獨生子女、家庭經濟資本對學生成績則沒有顯著影響。

模型2是對于自變量同輩壓力與因變量教育獲得之間的關系的檢驗，由表3可以看出二者之間存在顯著的關系，且回歸系數c=2.722，可以進行下一步的分析。由此假設1得以驗證，即積極的同輩壓力會對學生的教育獲得產生積極的影響。

模型3是對于自變量同輩壓力作用于中介變量影子教育的效應a進行的檢驗。表3顯示二者之間的關系是顯著相關的，且a=0.0357。這說明了影子教育與教育獲得之間的正相關關系顯著，由此驗證了假設2，即影子教育會對學生成績產生積極的影響。

而模型4顯示影子教育和教育獲得之間顯著相關，系數b=1.811。且在加入影子教育后，同輩壓力對于教育獲得影響的依舊顯著，c=2.657，與沒有加入中介變量的系數c相比減少了0.065（2.722-2.657）。由此可以認為，影子教育在同輩壓力與教育獲得之間起到了部分中介效應。假設3得到了部分驗證，即同輩壓力對于教育獲得的影響部分是通過影子教育進行的。

進一步來說，從模型4中可看出，控制變量中只有性別與父親受教育程度具有顯著影響。具體來說，在其他變量相同的情況下，女生較男生的標準化成績高9.759分，而父親受教育程度是大學本科的較父親受教育程度是小學及以下的高5.961分。而戶口類型、家庭經濟資本以及是否為獨生子女并無顯著影響。由此假設4得到了部分證明，即影子教育的中介影響有階層差異，而這體現在文化階層上，經濟階層并無顯著差異，而假設5則得不到證明，即影子教育的中介影響對是否為獨生子女并無顯著差別。

五、穩健性檢驗

在實踐中，直接效應和間接效應大小相似或符號相反的情況是可能存在的，甚至會影響因變量和自變量之間的整體關系，所以逐步檢驗法可能會錯過一些實際存在的中介效應。因此，為了彌補逐步檢驗法的缺陷，本文對此進行了進一步的bootstrap檢驗。

表4是對于加入控制變量后，影子教育的中介效應的檢驗。由其可以看出，在進行了1000次的抽樣之后，中介效應的概率P值近似于0，小于顯著性水平α，因此要拒絕原假設，即影子教育的中介效應對學生成績具有顯著影響。進一步來說，同輩壓力對教育獲得的總效應為2.035，即等于影子教育的中介效應0.233加上直接效應1.802，其中影子教育的中介影響占11.45%。

六、結論與反思

（一）研究結論

總體來說，本文發現校外培訓在當前義務教育階段中占據很重要的位置，而當代學生受到同輩壓力的影響也是較大的。進一步說，本文的研究假設部分得到了證實，即積極的同輩壓力會對學生的教育獲得產生積極的影響；影子教育對學生教育獲得具有積極作用；同輩壓力對學生教育獲得的影響部分是通過影子教育產生的。對此金紅昊、謝心怡與楊釙提出，班級中課外補習參與率的提升會增強同伴團體內部的學業競爭壓力，由此會對學生的自我認知和學業評價產生影響，從而增加學生參加課外補習來爭取相對優勢的想法。［２０］

差異上，家庭經濟資本以及戶口類型上并無顯著差異。家庭文化資本會顯著影響學生教育獲得這一結果與姜帥和龍靜的研究結果相一致，對此他們認為影子教育將教育推到一個更為不平等的地位上去，它們在遵循著市場規則的影響下侵蝕學校教育空間，改變了學校作為公共機構的配置資源的權威［２１］，而對于性別上的顯著差異，徐章星認為社會和家長對于女孩的社會期望日漸增加，使得女學生承擔了更多的壓力，加劇了其學業競爭［２２］。

由此本文認為，當前社會通過校外培訓機構對于當前教育“內卷化”現象的治理是有一定作用的，但是僅是部分作用。因此，想要真正解決當前義務教育階段學生過度競爭的問題，切實做到“減負”，對于校外培訓機構的治理能夠起到一定作用，但是還需要從其他方面進行進一步的探索。

（二）相關啟示

對于影子教育的中介效應的分析，有助于增加對于當代義務教育階段學生所面臨的問題的認識，從而更好地為學生“減負”。而本文研究發現，校外培訓機構在促進學業競爭起到的作用是部分的，基于此，本文提出以下幾點思考：

其一，治理校外培訓機構，加強對課外補習市場的監管與規范，設定課外補習的合理范圍，避免課外補習市場亂象的出現。

其二，促進學校教育的優質均衡發展，在強調均衡化發展和培育學生綜合素質的背景下，進一步提升校內課程教學的質量，構建多元化課程體系，滿足學生發展的多元化需求，使其具有更多的可選項［２３］。

其三，對于經濟較為薄弱的家庭，提供一些照顧性政策，如指導家長如何科學育兒，提高其人力資本能力。

（三）反思與討論

本文更側重對影子教育對同輩壓力與教育獲得的中介效應進行了分析，而較少關注這種中介效應的差異性及造成其差異性的原因，在今后的研究中可以進一步對其進行分析。

〔參 考 文 獻〕

［1］《2020十大流行語》https：//mp.weixin.qq.com/s/Qyq2vOi0oXOtquWq0UfjZw

［２］《2016年我國中小學課外輔導“吸金”超

8000》，http：//www.gov.cn/shuju/2016-12/27/content_

5153561.htm

［３］《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》http：//www.gov.cn/zhengce/2021-07/24/content_5627132.htm

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［５］尹建華，石少卿.“強關系”還是“弱關系”——社會互動對中國城市家庭節能行為的影響路徑分析［J］.中國地質大學學報（社會科學版），2020，20（04）：90-102.

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［１０］王紅，陳陟.“內卷化”視域下“雙減”政策的“破卷”邏輯與路徑［J］.教育與經濟，2021，37（06）：38-43+61.

［１１］楊磊，朱德全，樊亞博.教育真的內卷了嗎？——一個批判分析的視角［J］.內蒙古社會科學，2022，

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［１３］孫倫軒，唐晶晶.課外補習的有效性——基于中國教育追蹤調查的估計［J］.北京大學教育評論，2019，17（01）：123-141+191.

［１４］李適源，劉愛玉.“憂郁的孩子們”：課外補習會帶來負向情緒嗎？基于中國教育追蹤調查（CEPS）兩期數據的因果推斷［J］.社會，2022，42（02）：60-93.

［１５］布迪厄.再生產——一種教育系統理論的要點.北京：商務印書館出版社，2002．

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［１７］陳園園，李會春.影子教育治理的政策演變、困境及對策［J］.復旦教育論壇，2021，19（05）：5-12.

［１８］王曉磊.子女數量、學習成績與初中生影子教育獲得——基于中國教育追蹤調查數據的研究［J］.中國青年社會科學，2021，40（03）：97-105.

［１９］中國教育追蹤調查（2013-2014學年）基線調查.http：//cnsda.ruc.edu.cn/index.php r=projects/vie

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［２０］金紅昊，謝心怡，楊釙.學生課外補習參與的同伴效應研究［J］.教育經濟評論，2021，6（05）：66-82.

［２１］姜帥，龍靜.家庭文化與經濟資本對教育獲得的影響效應［J］.教育學術月刊，2022，（01）：51-57.

［２２］徐章星.影子教育提升了學業成績嗎？——來自CEPS的經驗證據［J］.基礎教育，2020，17（02）：9-19.

［２３］劉鈞燕.家庭校外培訓需求動因及對落實“雙減”政策的啟示［J］.全球教育展望，2021，50（11）：85-98.

〔責任編輯：丁 冬〕