城市初中生课外补习的影响因素研究

贺建清

(宜春学院 经济与管理学院，江西 宜春 336000)

一、研究背景与方法

1.研究背景

课外补习正在迅速蔓延，补习的群体从高中生到初中生和小学生，补习的课程从文化课到艺术课，补习主体和形式日趋多样化。国内外关于课外补习的研究文献相当丰富，主要集中在五个方面：一是关于课外补习概念的界定；二是关于课外补习现状的研究；三是关于课外补习影响因素的分析；四是关于课外补习绩效的研究；五是关于课外补习政策的研究。

国内外学者从不同视角对课外补习的影响因素进行了探讨。Mark Bray 和 Percy Kwok指出，学生所处年级、家庭收入、家长或监护人的教育水平及学生学业成绩表现对课外补习具有正向影响。[1]雷万鹏研究发现，家庭收入水平、母亲教育程度、户籍、学业成绩都是影响高中生参与课外补习的因素，地区背景、城乡背景和家庭社会经济地位等因素对教育补习支出具有显著影响。[2]此外，方晨晨和薛海平、钱国英、楚红丽也对课外补习的影响因素进行了深入研究。[3][4][5]

关于课外补习对学业成绩的影响，主要有三种观点：一是课外补习能提升学业成绩；二是课外补习与学业成绩并无显著相关性，汤林春等、吴飒等发现课外补习对学生成绩并无显著影响[6][7]；三是课外补习对学生成绩有消极影响。[8][9]

从已有研究文献来看，国内学者对学生参与课外补习以及补习支出的影响因素进行了探讨，但大多数仅从某一视角展开研究，且在研究补习支出的影响因素时都采用OLS回归。与上述研究不同，本文全面、系统分析影响城市初中生参与课外补习的因素，采用分位数回归模型研究补习支出的影响因素，还探讨了学生选择课外补习方式的影响因素。在此基础上，采用多分类无序Logit模型研究课外补习对学生学业成绩的影响。

2.研究方法

(1)模型构建、变量说明

本文构建了五个计量经济模型，以分析影响城市初中生参与课外补习的因素，以及影响其补习支出的因素、补习方式选择的因素、学业成绩的因素。

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式是补习发生方程，Y1表示学生是否参与补习，是一个二分变量，当参加补习时用“1”表示，不参加补习时“0”表示。I1、I2、I3分别表示学生性别、所处教育阶段、学习成绩，是影响学生参与课外补习的个人因素。本文使用的学习成绩为“父母对孩子平时学习成绩的等级评价”，分为“很差、差、一般、良、优”五个等级，分别对应学习成绩排名在班上位于0%～20%、20%～40%、40%～60%、60%～80%、80%～100%，而不是学生某次期末考试成绩。如果参加了课外补习，则是指参加补习前的成绩，一方面补习前的成绩影响学生是否参加补习的决策，另一方面可与参加补习后的成绩比较，以便评价课外补习对学生成绩的影响。F1、F2、F3、F4分别表示父亲学历、家庭经济收入、对子女学习的满意度及教育期望，是影响学生参与课外补习的家庭因素；S1、S2分别表示学校教学质量、就读班级特征，是影响学生参与课外补习的学校因素。

②式是补习支出方程，Y2表示学生课外补习支出，I1、I2、I3、F1、F2、F3、F4、S1、S2含义与①式相同。

③式是补习班级选择方程，Y3表示补习班级特征，也是一个二分变量，当学生选择“一对一”的补习形式用“1”表示，如选择小班、大班都将其归为非“一对一”补习形式，用“0”表示。K1、K2分别表示补习课程重要性、难易程度(以学生或家长对课程的认知评价为依据)，其他变量含义与①式相同。

④式是补习教师选择方程，Y4表示补习教师选择变量，也是一个二分变量，当学生选择任课教师补习时用“1”表示，如选择非任课教师则用“0”表示。T1、T2分别表示任课教师的职称、学生与任课教师家的距离。这里仅选择任课教师的职称作为因变量而未考虑学历、教龄(经验)，主要因为学历、教龄与教师职称息息相关，为了避免多重共线性，仅选择职称作为因变量。

⑤式是学业成绩估计方程，Y5表示学业成绩，以学生参加课外补习后学习成绩的提升幅度来衡量，是一个多元选择变量，当学生学习成绩排名在班上提升幅度在5名以内，定义为“学习成绩无明显进步”，用“1”表示(学生学习成绩退步也包括在内)；提升幅度在5～10名，则定义为“学习成绩有明显进步”，用“2”表示；提升幅度超过10名，则定义为“学习成绩有较大进步”，用“3”表示。R表示学生课外补习的强度，以每周补习的时间来评价。其他变量含义与上文一致。

(2)估计方法选择

由于①式、③式、④式中的因变量是二分变量，而分析二分变量与它们的影响因素之间关系的有效工具是Logistic和Probit模型，所以选择上述两种模型进行估计。

补习支出方程②式采用OLS回归和分位数回归两种方法同时进行估计。与OLS回归相比，分位数回归更适合具有异方差的模型，不容易受到异常值的影响，估计结果更加稳定，同时也能刻画各种因素在不同的分位点对补习支出的影响差异。

学业成绩估计方程⑤式中的因变量是一个多分类无序变量，故采用多分类无序Logistic和Probit模型进行估计。

I

II

III

IV

被解释变量有三个水平，以“无明显进步”为对照水平，其他水平都与其相比，建立两个Logistic 模型，分别用I式和II式来表示。I式和II式中“π1、π2、1-π1-π2”为对应的“有明显进步”“有较大进步”“无明显进步”三个水平的概率。同样也建立两个Probit模型，分别用III式和IV式来表示，III式和IV式中“λ1、λ2、1-λ1-λ2”为对应的“有明显进步”“有较大进步”“无明显进步”三个水平的概率。

(3)数据来源

本文所有的数据来源于对江西、湖南两省在校城镇初中生及其家庭、学校的问卷调查。采用分层随机抽样方法于2015年4月至2015年10月对江西、湖南两省在校城镇初中生的课外补习情况进行访谈，并填写调查问卷。问卷包括四部分内容：一是被调查对象的基本特征，如性别、所处教育阶段、学习成绩；二是家庭因素，包括父亲学历和家庭年收入、对子女学习的满意度、教育期望；三是所在学校情况，包括学校教学质量、班级特征等内容；四是学生是否参与课外补习、课外补习支出规模、补习课程的重要性和难易程度，以及补习班级、补习教师的选择等相关问题。共发放问卷1185份，回收991份，剔除65份无效问卷，得到926份有效问卷。样本数据的描述性统计见表1：

表1 变量说明、变量的描述性统计

(续表)

(续表)

从表1中的数据可知，调查对象中有68.2%的城市初中学生参与了课外补习，仅有31.8%的学生没有参加课外补习。参加补习的学生年补习支出在8001～10000元的占21.2%，超过10000元的占14.1%；选择“一对一”补习形式的占61.1%，选择非“一对一”补习形式的占38.9%；选择任课教师补习的占60.9%，选择其他教师补习的占39.1%；从补习强度看，每周补习时间在2小时内的占39.1%，在2～4小时的占17.4%，在4～6小时的占20.6%，在6～8小时的占11.4%，补习时间超过8小时的占11.5%；补习后学习成绩有明显进步的占30.9%，有较大进步的占30%。

二、城市初中生参与课外补习及其补习支出的影响因素分析

1.城市初中生参与课外补习的影响因素分析

对城市初中生参与课外补习的影响因素借助Logistic和Probit模型进行回归，结果见表2：

表2 城市初中生参与课外补习影响因素估计

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

从表2中的估计结果可知，两种估计方法有较强的一致性，表明模型有较好的稳健性。城市初中生所处教育阶段、学习成绩是个人因素中显著影响其参与课外补习的变量。一般来说，九年级毕业生参加课外补习的概率要高于七、八年级非毕业生，意味着毕业生家庭更加重视孩子学习；与差生相比，成绩好的学生参与课外补习的倾向更低。而性别因素对城市初中生参与课外补习没有显著影响。这说明，随着现代教育观和养育理念的普及，家庭对子女教育没有性别差异。

从家庭层面看，经济收入、对孩子学习的满意度以及教育期望都是影响城市初中生参与课外补习的显著因素。经济收入、教育期望对参与课外补习具有正面效应，即经济收入越高的家庭参与课外补习概率越高，对孩子的教育期望越高，参加课外补习的可能性越大。相反，学习满意度对参与课外补习具有负面影响，即对孩子学习满意度越低的家庭参加课外补习的概率越高。估计结果也表明，父亲学历对城市初中生参与课外补习没有显著影响，意味着不管是高学历家庭还是低学历家庭都认识到了教育的重要性。

在学校因素中，学校教学质量和就读班级特征都对城市初中生参与课外补习有显著影响。学校教学质量越好，学生参与课外补习的概率越低；与非重点班的学生相比，重点班学生补课的可能性更低。

2.城市初中生课外补习支出的影响因素分析

采用OLS法和分位数模型对影响城市初中生课外补习支出的因素进行估计，结果见表3：

表3 影响城市初中生课外补习支出因素的回归结果

注：括号内为标准差， *表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

分位数模型回归结果显示，在50%、75%的分位点上，经济收入、学习满意度、教育期望、学校教学质量都是影响城市初中生课外补习支出的因素。其中，经济收入和教育期望对课外补习支出具有正面影响，即经济收入越高、对子女教育期望越高的家庭，补习教育支出越高。学校教学质量和对孩子学习的满意度是影响补习支出的负面因素，即学校教学质量越好、对孩子学习满意度越高的家庭，课外补习支出越低。OLS回归也得出完全一致的结论；在25%的分位点上，除了学习满意度外，经济收入、教育期望、学校教学质量也都是显著影响城市初中生课外补习支出的变量。

三、城市初中生选择课外补习形式的影响因素分析

1.影响城市初中生选择课外补习班级的因素分析

同样，采用二元Logistic和Probit模型对影响城市初中生选择课外补习班级的因素进行估计，结果见表4：

表4 影响城市初中生选择课外补习班级的因素的估计结果

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

从表4中的估计结果来看，二元Logistic和Probit回归都表明，家庭经济收入和对子女的教育期望都是影响城市初中生选择课外补习班级的显著因素。经济收入状况好的家庭倾向于选择“一对一”的补习形式，教育期望高的家庭也倾向于选择“一对一”的补习形式。此外，课程也是影响城市初中生选择课外补习班级的显著变量。地位越重要、越基础的课程，学生补习选择“一对一”形式的可能性越大；课程难度越大，学生选择“一对一”补习形式的概率越高。而学生性别、所处教育阶段、学习成绩、父亲学历、学校教学质量、就读班级特征都对初中生选择课外补习班级的形式没有显著影响。

2.影响城市初中生选择课外补习教师的因素

对影响城市初中生选择课外补习教师的因素也采用二元Logistic和Probit模型进行估计，结果见表5：

表5 影响城市初中生选择课外补习教师的因素的估计结果

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

通过分析表5中的估计结果可知，从家庭层面来看，经济收入、对子女的学习满意度以及教育期望都是影响城市初中生选择课外补习教师的显著因素。家庭经济收入高的学生倾向于选择任课教师补习功课，主要是因为经济收入越高的家庭越有能力支付较高的补课费用。任课教师大多采取“一对一”的补习形式，或是小班化补习，与专业补习机构的大班补课相比，前者费用要高。对子女教育期望越高的家庭越重视子女学习，越倾向于选择任课教师补习，而对子女学习满意度越高的家庭则选择任课教师补习的概率越低，进一步表明学习满意度高的家庭课外补习意愿不强。从学校层面看，就读班级特征是影响城市初中生选择课外补习教师的显著因素，重点班的学生选择任课教师补习的可能性较大，意味着重点班的学生对任课教师的教学更加信任、满意。从课程因素看，课程难度越大，学生选择任课教师补习的概率越高。此外，任课教师职称、学生与教师家的距离也对城市初中生选择课外补习教师具有显著影响。任课教师职称越高、学生与教师家的距离越近，则其选择任课教师补习的倾向越高。

四、绩效评价：课外补习对城市初中生学习成绩的影响分析

对影响城市初中生学习成绩的因素采用多分类Logistic模型和Probit模型进行估计，结果见表6和表7，二者估计结果较为一致，模型I与模型III一致，模型II与模型IV一致，表明模型的稳健性好。

表6 课外补习对城市初中生学习成绩影响的估计结果(Logistic模型)

(续表)

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

模型I中，经济收入在1%的水平下对学生学习成绩有显著的负向影响，即家庭经济收入高的学生学习成绩进步越不明显；学校教学质量和就读班级特征分别在5%和1%的显著性水平下对学生学习成绩有正向影响，即学校教学质量越好，重点班学生的学习成绩进步越明显；课程重要性和难易程度对学生学习成绩没有显著影响；任课教师职称和课外补习强度分别在1%和10%的水平下对学生学习成绩具有显著的正向影响，即任课教师职称越高、课外补习强度越大，学生学习成绩进步越明显。

在模型II中，学校教学质量、就读班级特征、任课教师职称和课外补习强度也都是正向影响学生学习成绩的显著变量，即学校教学质量越好、就读班级为重点班、任课教师职称越高、课外补习强度越大，则学生学习成绩进步越大。与模型I不同，经济收入对学生学习成绩没有显著影响；课程重要性在10%的显著性水平下对学生学习成绩有正向影响，即课程重要性越突出，学生学习成绩进步越大；课程难易程度在5%的显著性水平下对学生学习成绩有负面影响，即课程难度越小，学生学习进步越大。无论是模型I还是模型II，都表明课外补习是影响学生学习成绩的显著因素。

表7 课外补习对城市初中生学习成绩影响的估计结果(Probit模型)

(续表)

注：*表示p<1%，**表示p<5%，***表示p<10%

五、结论及对策

从调查结果来看，城市初中生参与课外补习的比例较高，达68.2%；课外补习费用高，年补习支出费用在8000元以上的占35.3%。可见，课外补习已成为一种普遍现象，众多家庭为了适应教育制度、激烈竞争的就业环境，而选择非合作博弈行为。这种非合作博弈行为将加剧对优质教育资源的争夺和提高劳动力市场就业门槛。从某种意义上来说，课外补习只是改变了教育机会和就业机会的分配结构，并没有增加二者的有效供给，在一定程度上造成社会资源的浪费，表现出个人理性和集体理性的不一致性。

实证研究结果显示，父亲学历和子女性别对城市初中生参与课外补习没有显著影响，意味着无论是高学历家庭还是低学历家庭，都非常重视子女的学习，且对子女的教育投资没有性别差异，不存在“重男轻女”观念。所处教育阶段、学习成绩、就读班级特征都对城市初中生参与课外补习有显著影响。毕业生补习概率明显高于非毕业生，这主要是由于毕业生面临升入重点高中、重点班级的压力，学习竞争更激烈，自然对学习问题更加重视。学习成绩好、就读重点班级的学生参加课外补习的概率低，说明当前的课外补习是“补差”教育，而非“培优”教育。学校教学质量对城市初中生参与课外补习及补习支出具有负面影响，即学校教学质量越好，学生参与补习的概率和补习支出费用越低，进一步表明当前的课外补习是“补差”教育，而非“培优”教育。学校教学质量不均衡，重点学校、重点班级的兴起是导致课外补习的主要原因。因此，要实现教育公平，减少教育补习对学生学业成绩的影响，必须提高学校的教育效率和课堂教学质量，提高学生的学习效率。

经济收入、对孩子学习的满意度和教育期望，都是影响城市初中生参与课外补习、课外补习支出以及选择补习教师的显著因素。经济收入越高、对孩子学习的满意度越低和教育期望越高的家庭，参与课外补习的概率越高，课外补习支出费用越高，选择任课教师补习倾向越大。这表明学生的家庭背景借助校外补习途径影响着教育公平，家庭背景的优势以择校行为、课外补习和教育期望的方式表现出来，并最终凭借子女获得优势教育资源实现家庭文化资本的传递。与此同时，家庭经济收入和对子女的教育期望也是显著影响补习班级选择的因素，即经济收入越高和对子女的教育期望越高的家庭更倾向于选择“一对一”的补习形式。家庭背景不仅影响参与课外补习的概率，也影响优质补习资源的分配和教育机会的公平。父母对孩子的教育期望越高，孩子对学业成绩的目标也就越高，在学习中也更加努力，对学习的自我效能感也越好，在未来获得优质教育的机会也越多。

就读班级特征、任课教师特征都是影响学生选择补习教师及学生学习成绩的显著因素，即就读重点班级的学生更倾向于选择任课教师补习，且补习后成绩提升较快；任课教师职称越高，学生选择任课教师补习的概率越高，且补习后学业成绩进步越快。因此，当前学校、班级教育质量不均衡的根本原因是师资不均衡，重点学校、重点班级的师资明显优于普通学校、普通班级的师资。因此，要促进义务教育均衡发展，必须改善和优化薄弱学校的师资力量，运用职称评聘机制和绩效评价制度，同时还要发挥经济杠杆的调节作用，建立逆差序的利益补偿制度，引导优质师资流向薄弱学校，平衡学校之间的教师队伍结构。

课外补习强度也是影响学生学业成绩的显著变量，补习强度越大，学生学业成绩进步越快。从演化博弈论看，行为主体在演化的过程中通过不断的修正和改进来认识经济规律或某种成功的行为策略，以及相互模仿、学习成功的策略，进而形成某些一般的“规则”和“制度”，并以此作为行动准则。课外补习具有提升学业成绩的显著作用，补习收益大于成本，只要博弈群体中的个体意识到这一点，将争相效仿参加课外补习，由此导致补习行为迅速蔓延，成为普遍现象。

参考文献：

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