胡詠梅 元 靜 王亞男

一、引言

課外補(bǔ)習(xí)在世界各地發(fā)展迅速,尤其是深受儒家文化影響的中國、日本和韓國等東亞國家或地區(qū),課外補(bǔ)習(xí)現(xiàn)象一直以來都十分普遍①Stevenson,David L.and David P.Baker,“Shadow Education and Allocation in Formal Schooling:Transition to University in Japan,”American Journal of Sociology,vol.97,no.6,1992,pp.1639-1657.②Kim,Kyung-Keun,“Educational Equality,”in Lee,Chong Jae;Kim,Seongyuland Adams,Don (Eds.),Sixty Years of Korean Education,Seoul:Seoul National University Press,2010,pp.285-325.③Caritas,“Community and Higher Education Service,”Private Supplementary Tutoring of Secondary Students:Investigation Report,Hong Kong:Caritas,2010.。在2012年P(guān)ISA測試中,中國上海和日本學(xué)生中參與數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)的比例均達(dá)到或超過了70%(分別為71%、70%),而語言補(bǔ)習(xí)、科學(xué)補(bǔ)習(xí)、其他補(bǔ)習(xí)的比例也均在50%～60%之間,韓國和中國香港學(xué)生參與各類補(bǔ)習(xí)的比例相對低一些,不過數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)比例均比其他課程補(bǔ)習(xí)要高(分別為66%、47%);四個國家/地區(qū)學(xué)生每周參與數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)的時間均多于其他科目的補(bǔ)習(xí)時間,且韓國、中國上海學(xué)生每周平均數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)時間(分別是2.56小時、2.01小時)要多于日本學(xué)生(1.74小時)和中國香港學(xué)生(1.07小時)。①胡詠梅、范文鳳、丁維莉:《“影子教育”會擴(kuò)大教育結(jié)果不均等嗎?——基于PISA 2012數(shù)據(jù)的中國、日本、韓國比較研究》,《教育經(jīng)濟(jì)評論》2017年第5期。2018年7月教育部基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測中心發(fā)布了首份《中國義務(wù)教育質(zhì)量監(jiān)測報告》,監(jiān)測結(jié)果顯示:學(xué)生家庭作業(yè)時間過長,參加校外學(xué)業(yè)類輔導(dǎo)班比例較高,學(xué)習(xí)壓力較大。四年級學(xué)生參加數(shù)學(xué)和語文校外輔導(dǎo)班的比例分別為43.8%、37.4%,八年級學(xué)生參加數(shù)學(xué)和語文校外輔導(dǎo)班的比例分別為23.4%、17.1%。中國兒童中心和社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社在京聯(lián)合發(fā)布藍(lán)皮書《中國兒童發(fā)展報告(2019)——兒童校外生活狀況》,該報告指出,兒童校外生活“影子教育”痕跡、家長“劇場效應(yīng)”明顯,66.5%的兒童報了“學(xué)科輔導(dǎo)”類課外班。應(yīng)試教育對兒童參與課外班的目的有較大影響,44.39%的兒童或家長提到參與課外班是為了“提高成績”,32.83%為了“掌握知識”,21%為了“掌握學(xué)習(xí)方法”,17.81%為了“培養(yǎng)學(xué)習(xí)習(xí)慣”等。②《中國兒童發(fā)展報告(2019)——兒童校外生活狀況》,https://www.ccc.org.cn/art/2019/8/20/art_923191.htm l,2019年8月20日。

人們?nèi)绱藷崆閰⑴c課外補(bǔ)習(xí)的一個重要前提假設(shè)是“課外補(bǔ)習(xí)能夠提高學(xué)生的成績”,以至于家長愿意支付高昂的費(fèi)用支持孩子補(bǔ)習(xí)。而關(guān)于這一假設(shè)的相關(guān)實(shí)證研究結(jié)果存在不一致性③Mischo,C and Haag,L,“Expansion and Effectiveness of Private Tutoring,”European Journal of Psychology of Education,2002,pp.263-273.④Lee,J.T.,Y.B.Kim and C.H,“Yoon,The Effects of Pre-class Tutoring on Student Achievement:Challenges and Implications for Public Education in Korea,”KEDIJournal of Educational Policy,vol.1,no.1,2004,pp.25-42.⑤方晨晨、胡詠梅、張平平:《小學(xué)生能從課后學(xué)習(xí)時間中受益嗎?》,《湖南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)報》2018年第1期。⑥曾曉東:《北京市四、八年級學(xué)生課后補(bǔ)習(xí)的代價與收益》,《教育學(xué)報》2012年第12期。⑦Smyth,E,“The More the Better?Intensity of Involvement in Private Tuition and Examination Performance,”Educational Research and Evaluation,vol.14,no.5,2008,pp.465-476.。此外,在2018年北京師范大學(xué)中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心與中部地區(qū)某市教育局合作實(shí)施的“區(qū)域教育質(zhì)量健康體檢與改進(jìn)提升項(xiàng)目”測查結(jié)果顯示,八年級學(xué)生所選擇的補(bǔ)習(xí)科目覆蓋了其所有的中考科目,學(xué)業(yè)類課外補(bǔ)習(xí)門數(shù)為3門的人數(shù)占到20%以上,補(bǔ)習(xí)門數(shù)為4門及以上的人數(shù)超過25%,且選擇數(shù)學(xué)、英語的人數(shù)占到25%以上,選擇物理、語文的人數(shù)占到15%以上,選擇生物、地理的人數(shù)占12%左右。由于學(xué)科的特點(diǎn)存在差異,⑧語文是語言與文化的綜合學(xué)科,其教學(xué)內(nèi)容是言語文化,是培養(yǎng)學(xué)生聽、說、讀、寫漢語能力,傳授并使學(xué)生掌握一定的語言知識的學(xué)科,具有基礎(chǔ)性、工具性、人文性、思想性、實(shí)踐性與應(yīng)用性等特點(diǎn)。數(shù)學(xué)是研究數(shù)量、結(jié)構(gòu)、變化及其空間形式的學(xué)科,培養(yǎng)學(xué)生抽象化和邏輯推理能力,具有系統(tǒng)性、嚴(yán)謹(jǐn)性等特點(diǎn)。基礎(chǔ)科學(xué)是以自然現(xiàn)象和物質(zhì)運(yùn)動形式為研究對象,探索自然界發(fā)展規(guī)律的科學(xué),在基礎(chǔ)教育課程設(shè)置中包括物理、化學(xué)、生物?？茖W(xué)課程的主要內(nèi)容是具體的科學(xué)知識與具體探索自然規(guī)律的方法?？茖W(xué)研究以問題為導(dǎo)向,以客觀世界為研究對象,依據(jù)理性思維尋求現(xiàn)象發(fā)生或變化的規(guī)律。通常需要設(shè)計實(shí)驗(yàn)并控制各種變因來保證實(shí)驗(yàn)的準(zhǔn)確性及理論解釋現(xiàn)象的能力。那么課外補(bǔ)習(xí)對不同學(xué)科成績的影響是否也存在差異性?目前關(guān)于課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)科影響的異質(zhì)性研究較少,有針對性地探討此問題具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義,可以幫助家長和學(xué)生更加理性地選擇補(bǔ)習(xí)科目,同時減輕學(xué)生的學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)業(yè)成績的影響

國內(nèi)外研究課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)生學(xué)業(yè)成績影響的文獻(xiàn)較多,但是這些實(shí)證研究的結(jié)果往往不一致,這可能與考察的國別、考察的對象,以及對補(bǔ)習(xí)效果的考察方式等因素有關(guān)。Mischo等人針對韓國的研究發(fā)現(xiàn),課外補(bǔ)習(xí)能夠提高韓國學(xué)生的數(shù)學(xué)成績。①M(fèi)ischo,C and Haag,L,“Expansion and Effectiveness of Private Tutoring,”European Journal of Psychology of Education,2002,pp.263-273.Dang采用每小時家教費(fèi)用數(shù)據(jù)作為課外補(bǔ)習(xí)的工具變量,結(jié)果顯示課外補(bǔ)習(xí)支出對越南學(xué)生的學(xué)業(yè)成績排名有積極作用。②Dang,H.A,“The Determinants and Impact of Private Tutoring Classes in Vietnam,”Economics of Education Review,2007,pp.684-698.Smyth對愛爾蘭學(xué)生補(bǔ)習(xí)現(xiàn)象的研究則發(fā)現(xiàn),接受過教育補(bǔ)習(xí)的學(xué)生與沒有接受過的學(xué)生其期末考試成績不存在顯著性差異。③Smyth,E,“The More the Better?Intensity of Involvement in Private Tuition and Examination Performance,”Educational Research and Evaluation,vol.14,no.5,2008,pp.465-476.同樣,Ryu等人的研究發(fā)現(xiàn),韓國初中生課外補(bǔ)習(xí)支出的增加對提高學(xué)生學(xué)習(xí)成績并不明顯。④Ryu,D and Kang,C,“Do Private Tutoring Expenditures Raise Academic Performance?Evidence From Middle School Students in South Korea,”Asian Economic Journal,vol.27,no.1,2013,pp.59-83.此外,Lee等人用不同數(shù)據(jù)庫所做的研究發(fā)現(xiàn),課外補(bǔ)習(xí)在某種程度上對學(xué)生學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生負(fù)面的影響。⑤Lee,J.T.,Y.B.Kim and C.H.Yoon,“The Effects of Pre-class Tutoring on Student Achievement:Challenges and Implications for Public Education in Korea,”KEDIJournal of Educational Policy,vol.1,no.1,2004,pp.25-42.

國內(nèi)的實(shí)證研究結(jié)果同樣不一致,比如曾曉東等人利用北京市中小學(xué)生數(shù)學(xué)素養(yǎng)測試的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)八年級學(xué)生的數(shù)學(xué)素養(yǎng)得分與是否補(bǔ)習(xí)間呈現(xiàn)顯著相關(guān)。⑥曾曉東、周惠:《北京市四、八年級學(xué)生課后補(bǔ)習(xí)的代價與收益》,《教育學(xué)報》2012年第12期。薛海平等人利用2013年全國六省市義務(wù)教育階段學(xué)生課后活動基線調(diào)查數(shù)據(jù)研究課外補(bǔ)習(xí)對留守兒童學(xué)業(yè)成績的影響效應(yīng),結(jié)果發(fā)現(xiàn),留守兒童比非留守兒童更積極地參加課外補(bǔ)習(xí),學(xué)校質(zhì)量較高、成績較好的留守兒童參加課外補(bǔ)習(xí)有助于縮小其與非留守兒童的學(xué)業(yè)成績差距;學(xué)校質(zhì)量較差、成績較差的留守兒童參加課外補(bǔ)習(xí)對縮小其與非留守兒童的學(xué)業(yè)成績差距幫助不大。⑦薛海平、王東、巫錫煒:《課外補(bǔ)習(xí)對義務(wù)教育留守兒童學(xué)業(yè)成績的影響研究》,《北京大學(xué)教育評論》2014年第3期。胡詠梅等人利用PISA 2012數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)給上海低社會經(jīng)濟(jì)地位學(xué)生會帶來更大的成績收益,而且會縮小高社會經(jīng)濟(jì)地位家庭學(xué)生與低社會經(jīng)濟(jì)地位家庭學(xué)生的成績差距⑧胡詠梅、范文鳳、丁維莉:《“影子教育”會擴(kuò)大教育結(jié)果不均等嗎?——基于PISA 2012數(shù)據(jù)的中國、日本、韓國比較研究》,《教育經(jīng)濟(jì)評論》2017年第5期。。孫倫軒等人發(fā)現(xiàn)課外補(bǔ)習(xí)并不是提升學(xué)業(yè)成績的“快車道”,甚至顯著地降低了初中生的標(biāo)準(zhǔn)化總成績,他還發(fā)現(xiàn)課外補(bǔ)習(xí)存在明顯的“安慰劑效應(yīng)”,即課外補(bǔ)習(xí)對弱勢群體學(xué)生來說更多發(fā)揮的是一種情感價值,而非基于提升成績的工具價值⑨孫倫軒、唐晶晶:《課外補(bǔ)習(xí)的有效性——基于中國教育追蹤調(diào)查的估計》,《北京大學(xué)教育評論》2019年第1期。。

在課外補(bǔ)習(xí)效果的考察方式上,利用學(xué)生及其家長自我報告補(bǔ)習(xí)效果的方式探究補(bǔ)習(xí)效果的研究通常認(rèn)為補(bǔ)習(xí)具有積極效果[10]張羽、陳東、劉娟娟:《小學(xué)課外補(bǔ)習(xí)對初中學(xué)業(yè)成績的影響——基于北京市某初中九年追蹤數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》,《教育發(fā)展研究》2015年第Z2期。。比如我國學(xué)者澎湃的研究顯示“絕大多數(shù)學(xué)生反映參加補(bǔ)習(xí)后學(xué)習(xí)‘進(jìn)步很大’或‘進(jìn)步了一點(diǎn)’”;吳巖對廣州市公辦普通中學(xué)與民辦重點(diǎn)中學(xué)進(jìn)行的實(shí)證研究顯示,重點(diǎn)中學(xué)61.5%的學(xué)生認(rèn)為教育補(bǔ)習(xí)的效果明顯,普通中學(xué)46%的學(xué)生認(rèn)為教育補(bǔ)習(xí)效果明顯[11]吳巖:《教育公平視角下初中階段教育補(bǔ)習(xí)現(xiàn)狀研究——以廣州市為例》,《教育研究》2014年第8期。。由于自我報告效果較易受主觀因素影響,這類研究結(jié)果經(jīng)常受到質(zhì)疑。目前,多數(shù)是以學(xué)生的學(xué)業(yè)成績來衡量課外補(bǔ)習(xí)的效果,如前文所述的國內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究[12]胡詠梅、范文鳳、丁維莉:《“影子教育”會擴(kuò)大教育結(jié)果不均等嗎?——基于PISA 2012數(shù)據(jù)的中國、日本、韓國比較研究》,《教育經(jīng)濟(jì)評論》2017年第5期。,而且以學(xué)業(yè)成績來衡量課外補(bǔ)習(xí)效果的研究結(jié)論差異性較大,有些研究發(fā)現(xiàn)補(bǔ)習(xí)對于學(xué)生學(xué)業(yè)成績具有正向影響[13]Mischo,C and Haag,L,“Expansion and Effectiveness of Private Tutoring,”European Journal of Psychology of Education,2002,pp.263-273.[14]曾曉東、周惠:《北京市四、八年級學(xué)生課后補(bǔ)習(xí)的代價與收益》,《教育學(xué)報》2012年第12期。,有些研究發(fā)現(xiàn)補(bǔ)習(xí)對于學(xué)業(yè)成績具有負(fù)向影響①Lee,J.T.,Y.B.Kim and C.H.Yoon,“The Effects of Pre-class Tutoring on Student Achievement:Challenges and Implications for Public Education in Korea,”KEDIJournal of Educational Policy,vol.1,no.1,2004,pp.25-42.②方晨晨、胡詠梅、張平平:《小學(xué)生能從課后學(xué)習(xí)時間中受益嗎?》,《湖南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)報》2018年第1期。,而有的研究則發(fā)現(xiàn)參加課外補(bǔ)習(xí)與不參加補(bǔ)習(xí)的學(xué)生在學(xué)業(yè)成績上不存在顯著性差異③Smyth,E,“The More the Better?Intensity of Involvement in Private Tuition and Examination Performance,”Educational Research and Evaluation,vol.14,no.5,2008,pp.465-476.④Ryu,D and Kang,C,“Do Private Tutoring Expenditures Raise Academic Performance?Evidence from Middle School Students in South Korea,”Asian Economic Journal,vol.27,no.1,2013,pp.59-83.。

(二)不同學(xué)科課外補(bǔ)習(xí)效果的差異研究

已有國內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn),課外補(bǔ)習(xí)對不同學(xué)科學(xué)業(yè)成績的影響是存在異質(zhì)性的。例如,張羽等人利用追蹤數(shù)據(jù)研究小學(xué)課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)生升入初中后學(xué)業(yè)發(fā)展的影響,該研究發(fā)現(xiàn)學(xué)生在小學(xué)階段參與語文、數(shù)學(xué)和英語補(bǔ)習(xí)對其初中階段在相應(yīng)學(xué)科上學(xué)業(yè)成績的影響各不相同:小學(xué)一年級參加語文或者數(shù)學(xué)課外補(bǔ)習(xí)對初中相應(yīng)學(xué)科的初始成績有負(fù)影響,小學(xué)高年級參與補(bǔ)習(xí)能在一定程度上提高學(xué)生在初中階段的起始成績,但對初中三年的學(xué)業(yè)增長速度有負(fù)面影響⑤張羽、陳東、劉娟娟:《小學(xué)課外補(bǔ)習(xí)對初中學(xué)業(yè)成績的影響——基于北京市某初中九年追蹤數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》,《教育發(fā)展研究》2015年第Z2期。。薛海平采用PSM方法發(fā)現(xiàn),初中生參加學(xué)術(shù)類課外補(bǔ)習(xí)有助于提高語文、數(shù)學(xué)、英語各單科成績,但各單科成績提升幅度有較大差異;未參加學(xué)術(shù)類課外補(bǔ)習(xí)的初中生語文、數(shù)學(xué)、英語各科潛在補(bǔ)習(xí)收益均高于參加學(xué)術(shù)類課外補(bǔ)習(xí)的補(bǔ)中生⑥薛海平:《課外補(bǔ)習(xí)、學(xué)生成績與社會再生產(chǎn)》,《教育與經(jīng)濟(jì)》2016年第2期。。胡詠梅等人基于國際學(xué)生能力評價項(xiàng)目PISA 2012上海的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn):課外數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)對學(xué)生數(shù)學(xué)成績具有正向效應(yīng),參與科學(xué)類課外補(bǔ)習(xí)能夠起到促進(jìn)數(shù)學(xué)成績提升的作用,而參與語文補(bǔ)習(xí)對其數(shù)學(xué)成績的影響是顯著負(fù)向的⑦胡詠梅、范文鳳、丁維莉:《“影子教育”會擴(kuò)大教育結(jié)果不均等嗎?——基于PISA 2012數(shù)據(jù)的中國、日本、韓國比較研究》,《教育經(jīng)濟(jì)評論》2017年第5期。。孫倫軒等人基于中國教育追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),使用雙重差分傾向值匹配法實(shí)證探索了課外補(bǔ)習(xí)對初中生學(xué)業(yè)成績的影響:在總樣本上,無論是標(biāo)準(zhǔn)化總成績,還是語文、數(shù)學(xué)、英語三門單科標(biāo)準(zhǔn)化成績,乃至父母對孩子在班級排名上的評估成績,課外補(bǔ)習(xí)都未能帶來顯著的正向影響,甚至顯著地減少了標(biāo)準(zhǔn)化總成績。⑧孫倫軒、唐晶晶:《課外補(bǔ)習(xí)的有效性——基于中國教育追蹤調(diào)查的估計》,《北京大學(xué)教育評論》2019年第1期。這與上述學(xué)者發(fā)現(xiàn)課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)生成績影響具有異質(zhì)性的結(jié)果正好相反。

綜上,課外補(bǔ)習(xí)是否能夠提升學(xué)生學(xué)業(yè)成績?課外補(bǔ)習(xí)對不同學(xué)科產(chǎn)生的作用是否存在異質(zhì)性?這是本文所要探討的兩個主要問題。對這兩個問題的探究結(jié)果可以幫助家長和學(xué)生更理性地做出各個學(xué)科的補(bǔ)習(xí)決策。

三、研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文使用的數(shù)據(jù)來自2018年北京師范大學(xué)中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心與中部地區(qū)某市教育局合作實(shí)施的“區(qū)域教育質(zhì)量健康體檢與改進(jìn)提升項(xiàng)目”。項(xiàng)目測試對象為該市抽樣調(diào)查的部分區(qū)縣初中八年級學(xué)生,測查內(nèi)容主要包括學(xué)科測試和問卷調(diào)查。學(xué)科測試以國家頒布的各學(xué)科課程標(biāo)準(zhǔn)為依據(jù),八年級涉及語文、數(shù)學(xué)、英語、科學(xué)和人文五門學(xué)科,測試內(nèi)容包括學(xué)生在基礎(chǔ)知識、基本技能方面所達(dá)到的水平。剔除關(guān)于課外補(bǔ)習(xí)回答有缺失的樣本以及學(xué)生與家長無法匹配的樣本后,最終納入分析的樣本為20027名八年級學(xué)生,樣本分布如表1所示。由表1可知,樣本中男生比例略高于女生(占比高出2.6%),這與該市2018年統(tǒng)計局公布的男女比例基本相同(該市男性人口占51.18%,女性人口占48.82%)。農(nóng)村戶籍學(xué)生占比高出非農(nóng)村戶籍學(xué)生占比53.8%,這與本次抽樣調(diào)查的區(qū)縣多數(shù)在農(nóng)村地區(qū)有關(guān)。獨(dú)生子女占比則比非獨(dú)生子女占比低28.2%,這與農(nóng)村戶籍學(xué)生占比過高有關(guān),農(nóng)村戶籍家庭的平均子女?dāng)?shù)一般高于城市家庭,因而在校初中生中非獨(dú)生子女占比較高。

表1 樣本分布

本研究所涉及的變量定義如表2所示:

表2 變量定義

(二)計量模型

(1)OLS估計

本研究首先使用多元線性回歸模型,估計參加各學(xué)科補(bǔ)習(xí)對中學(xué)生各學(xué)科成績的影響效應(yīng)。參考曾曉東等人⑥曾曉東、周惠:《北京市四、八年級學(xué)生課后補(bǔ)習(xí)的代價與收益》,《教育學(xué)報》2012年第12期。、胡詠梅等人⑦胡詠梅、范文鳳、丁維莉:《“影子教育”會擴(kuò)大教育結(jié)果不均等嗎?——基于PISA 2012數(shù)據(jù)的中國、日本、韓國比較研究》,《教育經(jīng)濟(jì)評論》2017年第5期。、薛海平等人⑧薛海平、王東、巫錫煒:《課外補(bǔ)習(xí)對義務(wù)教育留守兒童學(xué)業(yè)成績的影響研究》,《北京大學(xué)教育評論》2014年第3期。的計量模型中自變量的設(shè)定,本研究的計量模型如(1)所示:

其中,y表示學(xué)生的各科學(xué)業(yè)成績,X為一系列控制變量,主要包括性別、家庭SES、是否獨(dú)生子女和父母教育期望,T為核心解釋變量(interest variable),即學(xué)生是否參加了各學(xué)科的課外補(bǔ)習(xí),ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(2)傾向值得分匹配(PSM)

如果學(xué)生是否參加課外補(bǔ)習(xí)是隨機(jī)分配的,則采用多元線性回歸方法就可以精確估計參加補(bǔ)習(xí)的凈效應(yīng),但是,很顯然學(xué)生參加課外補(bǔ)習(xí)并不是隨機(jī)的,家庭經(jīng)濟(jì)收入、父母對子女的教育期望等許多因素影響了學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的機(jī)會,并且OLS回歸模型中很可能存在遺漏變量,導(dǎo)致參加課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的效應(yīng)估計有偏誤,故接下來使用傾向值得分匹配(PSM)模型對補(bǔ)習(xí)效應(yīng)進(jìn)行估計。傾向值得分匹配方法最早由Rosenbaum和Rubin等人①Paul R.Rosembaum&Donald B.Rubin,“The Central Role of the Propensity Scores in Observational Studies for Causal Effects,”Biometrika,vol.70,no.1,1983,pp.41-55.提出,其基本思想是模擬隨機(jī)分組的方式,在樣本中找到兩組子樣本,使得這兩組子樣本在所有特征變量上均沒有顯著性差異。該方法在經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)研究中都得到廣泛運(yùn)用。PSM方法的步驟如下:

第一步,建立二項(xiàng)Logit模型估計樣本中每個人被分配到參加課外補(bǔ)習(xí)組的概率,也就是傾向值,具體模型如(2):

第二步,基于以上Logit模型估計的傾向值,從參加課外補(bǔ)習(xí)和未參加課外補(bǔ)習(xí)兩組樣本中找到傾向值相近的個案,組成匹配樣本。為保證匹配質(zhì)量,通常僅保留傾向值重疊部分的個體,并采用多種方法進(jìn)行匹配。本研究采用最近鄰1∶1匹配、局部線性回歸匹配和核匹配三種匹配方法來估計干預(yù)組的平均處理效應(yīng)(ATT)。

第三步,在匹配完成后,還需要檢驗(yàn)兩組樣本之間協(xié)變量差異的統(tǒng)計顯著性(平衡性檢驗(yàn)),以確保兩組樣本的協(xié)變量差異已被消除,否則兩類個體在結(jié)果變量上的差異也可能來自于那些有顯著差異的協(xié)變量。通常要求匹配后兩組樣本的協(xié)變量聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)被拒絕(LR統(tǒng)計量不顯著)②鄧翔、朱海華、路征:《勞動力流動與工資收入差距:理論和實(shí)證分析》,《人口研究》2018年第4期。。

(3)分位數(shù)回歸

在本研究中,學(xué)生的成績分布并非正態(tài)分布,而是偏態(tài)分布,在這種情況下使用OLS估計方法很難得到有效的估計結(jié)果,其估計結(jié)果也無法反映數(shù)據(jù)的全貌。此外,在混合橫截面數(shù)據(jù)下,OLS估計量大多受制于異方差的困擾,并且OLS估計方法只能在均值水平上反映解釋變量對被解釋變量的影響。為此,我們采用了Koenker和Bassett③Koenker,R.,&Bassett Jr.,G,“Regression Quantiles,”Econometrica,vol.46,no.1,1978,p.33.提出的分位數(shù)回歸估計方法。分位數(shù)回歸能夠在不受異方差和被解釋變量分布偏態(tài)困擾的同時,將解釋變量對被解釋變量的影響效應(yīng)在后者的整個分布上顯示出來。為了進(jìn)一步考察不同科目的課外補(bǔ)習(xí)對不同能力水平的學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響差異,我們采用條件分位數(shù)回歸方法(quantile regression)進(jìn)行建模分析。

利用學(xué)生個體層面的數(shù)據(jù)構(gòu)建計量模型如(3):

模型中所有變量的含義與模型(1)相同,下標(biāo)q表示分位數(shù),一般取值在0.1～0.9,取值越高表明學(xué)生的能力分位越高(如0.9表示學(xué)業(yè)能力排前10%的學(xué)生)。

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)OLS回歸結(jié)果

OLS回歸估計結(jié)果如表3所示,模型中加入性別、戶口性質(zhì)、家庭SES、是否獨(dú)生子女和父母教育期望作為控制變量。結(jié)果表明,性別對初中生學(xué)業(yè)成績的影響在學(xué)科之間是存在差異的,男生的數(shù)學(xué)和科學(xué)成績顯著高于女生,語文和英語成績顯著低于女生;農(nóng)村初中學(xué)生各學(xué)科成績顯著低于城鎮(zhèn)學(xué)生;家庭SES對初中生各學(xué)科成績有顯著的正向影響;獨(dú)生子女學(xué)生各學(xué)科成績顯著高于非獨(dú)生子女學(xué)生;父母教育期望對初中生各學(xué)科成績有顯著的正向影響。參加各學(xué)科課外補(bǔ)習(xí)對初中生各學(xué)科的成績均有顯著的正向影響,這種影響效應(yīng)在各學(xué)科之間有所差異,在本研究中的四門學(xué)科中,普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)對數(shù)學(xué)成績的影響效應(yīng)最小,參加數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)的初中生數(shù)學(xué)成績高出未參加數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)學(xué)生2.699分,而奧數(shù)補(bǔ)習(xí)對數(shù)學(xué)成績的影響效應(yīng)最大,參加奧數(shù)補(bǔ)習(xí)的初中生數(shù)學(xué)成績高出未參加奧數(shù)補(bǔ)習(xí)學(xué)生40.282分;參加語文/作文補(bǔ)習(xí)的初中生語文成績高出未參加語文/作文補(bǔ)習(xí)學(xué)生4.869分;參加英語補(bǔ)習(xí)的初中生英語成績高出未參加英語補(bǔ)習(xí)學(xué)生21.379分;參加科學(xué)補(bǔ)習(xí)的初中生科學(xué)成績高出未參加科學(xué)補(bǔ)習(xí)學(xué)生22.984分。但由于該模型可能存在遺漏變量問題,所估計的補(bǔ)習(xí)效應(yīng)未必是“凈效應(yīng)”,有可能高估或低估補(bǔ)習(xí)的成績效應(yīng)。

表3 不同學(xué)科課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)業(yè)成績影響的OLS估計

(二)PSM結(jié)果

PSM方法的協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)結(jié)果和估計系數(shù)(ATT)如表4所示。使用三種方法對樣本進(jìn)行匹配,匹配后的參加補(bǔ)習(xí)組和未參加補(bǔ)習(xí)組在不同協(xié)變量之間差異不大①語文、數(shù)學(xué)、英語、科學(xué)成績模型中,匹配后的參與補(bǔ)習(xí)組(處理組)與未參與補(bǔ)習(xí)組(控制組)各協(xié)變量均值均不存在顯著性差異。限于篇幅,不再一一呈現(xiàn)各協(xié)變量匹配質(zhì)量的檢驗(yàn)結(jié)果。,協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差均低于10,聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)(LR統(tǒng)計量)的P值除奧數(shù)補(bǔ)習(xí)模型中核匹配方法外均在5%以上?？偟膩碚f,就平衡兩組樣本的協(xié)變量的分布而言,傾向值估計和樣本匹配是可行的。各種匹配方法的估計結(jié)果都較為相近,說明模型估計結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。與前文中OLS回歸估計的結(jié)果進(jìn)行比較,可以看出OLS回歸在語文、英語、科學(xué)、數(shù)學(xué)四個學(xué)科的估計結(jié)果與PSM方法得到的結(jié)果存在差異,OLS估計結(jié)果不可靠。OLS模型估計的普通數(shù)學(xué)(不包括奧數(shù))補(bǔ)習(xí)對數(shù)學(xué)成績的影響效應(yīng)大于PSM的估計值,這可能與遺漏了同參加數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)呈正相關(guān)的變量而高估了數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)的補(bǔ)習(xí)收益有關(guān)。從表4中ATT效應(yīng)值來看,語文補(bǔ)習(xí)對初中生的語文成績有顯著的正向效應(yīng),參加語文補(bǔ)習(xí)的初中生的平均語文成績高出沒有參加語文補(bǔ)習(xí)學(xué)生約4～6分;普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)對初中生數(shù)學(xué)成績的影響不顯著;奧數(shù)補(bǔ)習(xí)對初中生的數(shù)學(xué)成績有顯著的正向效應(yīng),參加奧數(shù)補(bǔ)習(xí)的初中生的平均數(shù)學(xué)成績高出沒有參加奧數(shù)補(bǔ)習(xí)學(xué)生約40～45分;英語補(bǔ)習(xí)對初中生的英語成績有顯著的正向效應(yīng),參加英語補(bǔ)習(xí)的初中生的平均英語成績高出沒有參加英語補(bǔ)習(xí)學(xué)生約20～21分;科學(xué)補(bǔ)習(xí)對初中生的科學(xué)成績有顯著的正向效應(yīng),參加科學(xué)補(bǔ)習(xí)的初中生的平均科學(xué)成績高出沒有參加科學(xué)補(bǔ)習(xí)學(xué)生約20～23分。由此來看,初中生從課外補(bǔ)習(xí)中獲益的情況在學(xué)科上是存在異質(zhì)性的,奧數(shù)補(bǔ)習(xí)的收益最高,英語和科學(xué)補(bǔ)習(xí)的收益較高,語文補(bǔ)習(xí)的收益較低,普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)沒有產(chǎn)生顯著的收益。

表4 課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)業(yè)成績影響的PSM估計結(jié)果

(三)分位數(shù)回歸結(jié)果

表5報告了中學(xué)生語文、數(shù)學(xué)、英語、科學(xué)成績在 10、20、30、40、50、60、70、80 和 90 分位點(diǎn)上的分位數(shù)回歸估計結(jié)果,圖1更為直觀地呈現(xiàn)了在各分位點(diǎn)上的回歸估計系數(shù)及其置信區(qū)間。對語文學(xué)科而言,語文補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)隨著初中生語文能力分位的提高呈先上升后小幅波動的態(tài)勢。值得關(guān)注的是,課外補(bǔ)習(xí)對語文學(xué)業(yè)水平較低(40分位以下)的初中生語文成績的影響效應(yīng)不顯著;課外補(bǔ)習(xí)對語文學(xué)業(yè)水平中等及以上(40分位及以上)的初中生語文成績有較為一致的正向影響效應(yīng),其中學(xué)業(yè)水平在50分位點(diǎn)的初中生參加語文補(bǔ)習(xí)的成績收益最大。對數(shù)學(xué)學(xué)科而言,普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)隨著初中生數(shù)學(xué)能力的提升呈下降的趨勢,普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)對數(shù)學(xué)學(xué)業(yè)水平較差的初中生的數(shù)學(xué)成績有顯著的正向影響,其中成績在10分位點(diǎn)的初中生參加數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)的收益最大;參加普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)對數(shù)學(xué)學(xué)業(yè)水平中等及以上(60分位及以上)的初中生數(shù)學(xué)成績的影響不顯著;參加奧數(shù)補(bǔ)習(xí)對不同數(shù)學(xué)能力的初中生均產(chǎn)生較大的正向影響,其中成績在70分位點(diǎn)及以下的初中生收益在40分以上,成績在80和90分位的初中生收益在36分左右,且對于50分位及以上的初中生的數(shù)學(xué)成績影響效應(yīng)隨著能力水平提高略呈小幅下降態(tài)勢。對英語學(xué)科而言,英語補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)與初中生英語水平呈倒“U”形關(guān)系,對不同英語學(xué)業(yè)水平的初中生而言,參加英語補(bǔ)習(xí)對英語成績均產(chǎn)生顯著的正向影響,其中學(xué)業(yè)水平在50分位點(diǎn)的初中生參加英語補(bǔ)習(xí)的成績收益最大。對科學(xué)學(xué)科而言,盡管科學(xué)補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)隨著初中生科學(xué)能力的提高呈下降的態(tài)勢,但對于不同科學(xué)學(xué)業(yè)水平的初中生而言,參加科學(xué)補(bǔ)習(xí)對其科學(xué)成績均產(chǎn)生顯著的正向影響,且效應(yīng)值較大(14分以上)。

表5 不同學(xué)科課外補(bǔ)習(xí)對學(xué)業(yè)成績影響的分位數(shù)回歸估計結(jié)果

圖1 分位數(shù)回歸估計的系數(shù)變化

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

作為穩(wěn)健性檢驗(yàn),本研究僅選取戶口性質(zhì)為非農(nóng)村的初中生為樣本,檢驗(yàn)以上模型。PSM結(jié)果表明,與全樣本結(jié)果相比,參加普通數(shù)學(xué)課外補(bǔ)習(xí)對非農(nóng)村初中生有負(fù)向影響,但是不顯著;參加語文、奧數(shù)、英語、科學(xué)課外補(bǔ)習(xí)對對應(yīng)的學(xué)科成績均具有顯著的正向影響,結(jié)果基本一致,語文、奧數(shù)、英語補(bǔ)習(xí)的成績收益非農(nóng)村初中生略大于全樣本結(jié)果,而科學(xué)補(bǔ)習(xí)的成績收益略低于全樣本結(jié)果。對各學(xué)科課外補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)進(jìn)行比較,奧數(shù)補(bǔ)習(xí)的收益最大,英語和科學(xué)補(bǔ)習(xí)的收益較大,語文補(bǔ)習(xí)的收益較低,普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)不能產(chǎn)生顯著收益,這與前文的結(jié)論一致。

分位數(shù)回歸估計結(jié)果表明,對語文學(xué)科而言,語文補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)隨著非農(nóng)村初中生語文能力分位的提高呈波動的趨勢?？偟膩碚f,成績在10分位的學(xué)生語文補(bǔ)習(xí)收益最低,成績在90分位的學(xué)生語文補(bǔ)習(xí)收益最高,這與全樣本結(jié)果有所不同,差異主要體現(xiàn)在成績?yōu)?0分位以上的學(xué)生群體,這表明對語文能力較高的學(xué)生而言,非農(nóng)村學(xué)生從補(bǔ)習(xí)中獲得的收益更顯著。我們認(rèn)為這一方面可能與教師質(zhì)量有關(guān),與城市補(bǔ)習(xí)教師相比,農(nóng)村補(bǔ)習(xí)教師的質(zhì)量可能較低;另一方面也可能與補(bǔ)習(xí)方式有關(guān),在本研究中,農(nóng)村學(xué)生以語文“大班教學(xué)”(20人以上)的補(bǔ)習(xí)方式為主,占54.7%,而非農(nóng)村學(xué)生這一比例僅為37.8%,小班、一對多、一對一補(bǔ)習(xí)方式中師生之間的交流溝通更加充分、更有針對性,尤其是對成績較好的學(xué)生而言,有針對性的補(bǔ)習(xí)可能更有利于促進(jìn)其語文成績的提升,當(dāng)然,目前關(guān)于不同補(bǔ)習(xí)方式對學(xué)生語文成績影響的異質(zhì)性研究較少,結(jié)論性假設(shè)仍然需要證據(jù)支持并進(jìn)行更深入的討論。對數(shù)學(xué)學(xué)科而言,參加普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)隨著非農(nóng)村初中生數(shù)學(xué)能力的提升呈下降的趨勢,與全樣本的趨勢一致,不同的是參加普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)對不同數(shù)學(xué)能力的非農(nóng)村初中生影響均不顯著;奧數(shù)補(bǔ)習(xí)結(jié)果與全樣本結(jié)果的趨勢基本一致,參加奧數(shù)補(bǔ)習(xí)對不同數(shù)學(xué)能力的非農(nóng)村初中生產(chǎn)生較為穩(wěn)定的正向影響,其中成績在70分位點(diǎn)及以下的初中生收益在40分以上,成績在80和90分位的中學(xué)生收益低于40分。對英語學(xué)科而言,英語補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)與非農(nóng)村初中生英語水平呈倒“U”形關(guān)系,與全樣本結(jié)果一致。對科學(xué)學(xué)科而言,總體上科學(xué)補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)隨著非農(nóng)村初中生科學(xué)能力的提高呈下降的態(tài)勢,但是在30～70分位點(diǎn)的初中生參加科學(xué)課外補(bǔ)習(xí)的收益較為穩(wěn)定(21分左右),與全樣本結(jié)果基本一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(非農(nóng)村樣本)

續(xù)表

五、主要結(jié)論與討論

本研究基于北京師范大學(xué)“區(qū)域基礎(chǔ)教育質(zhì)量健康體檢與改進(jìn)提升項(xiàng)目”2018年在中部某市八年級學(xué)生的數(shù)據(jù)分析,得出如下主要結(jié)論:

第一,不同學(xué)科課外補(bǔ)習(xí)對初中生各學(xué)科成績產(chǎn)生的影響效應(yīng)存在異質(zhì)性。PSM估計結(jié)果表明,普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)對初中生數(shù)學(xué)成績的影響效應(yīng)不顯著,但是奧數(shù)補(bǔ)習(xí)對初中生數(shù)學(xué)成績產(chǎn)生顯著的正向影響作用,且影響效應(yīng)較大。語文/作文補(bǔ)習(xí)對初中生語文成績有正向的影響作用,英語補(bǔ)習(xí)對初中生英語成績有正向的影響作用,科學(xué)補(bǔ)習(xí)對初中生科學(xué)成績有正向的影響作用。與以往多數(shù)研究相同的是,劉冬冬、姚昊基于CEPS(2013—2014)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),英語學(xué)科的課外補(bǔ)習(xí)、參加時間段、參加時間長度對學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響均顯著,而語文單科補(bǔ)習(xí)對成績提升效果不顯著。①劉冬冬、姚昊:《課外補(bǔ)習(xí)對初中學(xué)生不同學(xué)科成績的影響研究——基于CEPS(2013—2014)實(shí)證分析》,《教育學(xué)術(shù)月刊》2018年第10期。方超、黃斌同樣發(fā)現(xiàn)參加課外補(bǔ)習(xí)班或輔導(dǎo)班能夠提高城鎮(zhèn)學(xué)生的學(xué)業(yè)水平,并且對英語成績的提高尤為顯著。②方超、黃斌:《家庭人力資本投資對兒童學(xué)業(yè)成績的影響——基于CEPS追蹤數(shù)據(jù)的多層線性模型分析》,《安徽師范大學(xué)學(xué)報》(人文社會科學(xué)版)2018年第2期。而關(guān)于課外補(bǔ)習(xí)對科學(xué)成績影響的研究較少。我們認(rèn)為,英語和科學(xué)科目課外補(bǔ)習(xí)的可塑性較強(qiáng),可以通過短期課外輔導(dǎo)來進(jìn)行知識水平提升,尤其是對于八年級學(xué)生而言,剛開始學(xué)習(xí)物理、化學(xué)等科目,參加課外補(bǔ)習(xí)增加了學(xué)習(xí)的重復(fù)性,有助于在短期內(nèi)提升其成績。相對而言,語文科目需要文化知識的長期積累,所以語文課外補(bǔ)習(xí)在短期的收益有限。此外,本研究中值得關(guān)注的是普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)和奧數(shù)補(bǔ)習(xí)對初中生數(shù)學(xué)成績的影響效應(yīng)差異非常大,參加普通數(shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)對初中生數(shù)學(xué)成績的平均影響效應(yīng)不顯著,而參加奧數(shù)補(bǔ)習(xí)初中生數(shù)學(xué)成績的平均收益高達(dá)40分。其中,前者結(jié)論與李佳麗③李佳麗:《參加課外補(bǔ)習(xí)對西部農(nóng)村學(xué)生的影響效應(yīng)研究——基于面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)分析》,《基礎(chǔ)教育》2018年第1期。、張羽④Zhang,Y,“Does Private Tutoring Improve Students’National College Entrance Exam Performance?—A Case Study from Jinan,China,”Economics of Education Review,vol.32,2013,pp.1-28.的研究一致,她們從農(nóng)村補(bǔ)習(xí)教師質(zhì)量較低的角度對這一現(xiàn)象進(jìn)行解釋。我們推測這是由于不同學(xué)科參加補(bǔ)習(xí)的學(xué)生群體的差異造成的,參加語文、普通數(shù)學(xué)、奧數(shù)、英語、科學(xué)補(bǔ)習(xí)的學(xué)生對應(yīng)學(xué)科的平均成績分別為512、543、581、540、533分,由于學(xué)習(xí)進(jìn)步規(guī)律中的“門檻效應(yīng)”①胡詠梅、范文鳳、丁維莉:《“影子教育”會擴(kuò)大教育結(jié)果不均等嗎?——基于PISA 2012數(shù)據(jù)的中國、日本、韓國比較研究》,《教育經(jīng)濟(jì)評論》2017年第5期。,參與補(bǔ)習(xí)的學(xué)生借助補(bǔ)習(xí)使數(shù)學(xué)成績獲得較大提升的空間要小于其他學(xué)科,但是就奧數(shù)補(bǔ)習(xí)而言,參加奧數(shù)補(bǔ)習(xí)的學(xué)生往往是數(shù)學(xué)基礎(chǔ)良好甚至優(yōu)秀的學(xué)生,通過奧數(shù)補(bǔ)習(xí)進(jìn)一步拓展邏輯思維,提高其學(xué)習(xí)策略與方法,從而產(chǎn)生較大的成績收益。另外也可能是由于該市普通數(shù)學(xué)課外補(bǔ)習(xí)市場中的教師對于正規(guī)學(xué)校課程中的考評內(nèi)容理解不夠,補(bǔ)習(xí)針對性不強(qiáng),造成補(bǔ)習(xí)效果不顯著。

第二,不同學(xué)科課外補(bǔ)習(xí)對不同能力水平初中生產(chǎn)生的影響效應(yīng)存在異質(zhì)性。語文補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)隨著初中生語文能力分位的提高呈先上升后小幅波動的態(tài)勢,英語補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)與初中生英語水平呈倒“U”形關(guān)系,普通數(shù)學(xué)和科學(xué)補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)隨著初中生數(shù)學(xué)和科學(xué)能力的增加呈下降的態(tài)勢,奧數(shù)補(bǔ)習(xí)對不同數(shù)學(xué)能力的初中生產(chǎn)生較大的正向影響,且對于50分位及以上的初中生的數(shù)學(xué)成績的影響效應(yīng)隨其能力水平的提高而略有下降。出現(xiàn)以上結(jié)果可能與補(bǔ)習(xí)科目的差異有關(guān)系。普通數(shù)學(xué)、英語和科學(xué)補(bǔ)習(xí)更有助于幫助學(xué)習(xí)不利的學(xué)生在短期內(nèi)獲得成績的有效提升,對于成績較好的學(xué)生由于存在“天花板效應(yīng)”而難以產(chǎn)生較大的影響效應(yīng)。語文學(xué)習(xí)更注重文化知識的積累,對于基礎(chǔ)較差的學(xué)生而言難以通過課外補(bǔ)習(xí)在短期內(nèi)獲得成績的有效提升。

基于以上結(jié)論,我們建議:一方面,政府和學(xué)校為學(xué)業(yè)成績較低的學(xué)生提供必要的課外補(bǔ)習(xí)機(jī)會?？梢孕Х马n國政府推行的“放學(xué)后教育計劃”,學(xué)校利用放學(xué)后的時間,由專職教師為學(xué)生,尤其是低收入家庭的學(xué)生提供“補(bǔ)差型”的學(xué)術(shù)課程補(bǔ)習(xí),中央和地方政府為此提供專項(xiàng)經(jīng)費(fèi)支持。另一方面,家長和學(xué)生應(yīng)明確對課外補(bǔ)習(xí)的正確定位,依據(jù)學(xué)生的實(shí)際學(xué)習(xí)情況,科學(xué)理性地做出補(bǔ)習(xí)決策。從實(shí)證研究結(jié)果可以看出,不同學(xué)科的課外補(bǔ)習(xí)的影響效應(yīng)是存在差異的,并且課外補(bǔ)習(xí)不是對所有學(xué)生的學(xué)業(yè)成績都產(chǎn)生積極有效的正向影響。語文學(xué)習(xí)更應(yīng)注重平日的積累,切忌盲目通過參加大量補(bǔ)習(xí)而追求短期效果;普通數(shù)學(xué)(不包括奧數(shù))補(bǔ)習(xí)主要發(fā)揮補(bǔ)差功能而非培優(yōu)功能,即課外補(bǔ)習(xí)更適合在學(xué)業(yè)競爭處于不利地位的學(xué)生參加;英語和科學(xué)補(bǔ)習(xí)對不同學(xué)業(yè)水平學(xué)生的學(xué)業(yè)成績均有顯著影響,但是英語補(bǔ)習(xí)對于成績中等的學(xué)生影響效應(yīng)更大,而科學(xué)補(bǔ)習(xí)對于成績較差的學(xué)生影響效應(yīng)更大。因而,家長應(yīng)根據(jù)子女的學(xué)業(yè)水平和補(bǔ)習(xí)市場師資水平做出科學(xué)的補(bǔ)習(xí)科目決策,過多的課外補(bǔ)習(xí)可能會擠占學(xué)生的娛樂和休息時間,并不能達(dá)到收益最大化。

目前,對于國內(nèi)學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)效應(yīng)的研究少有聚焦在不同科目補(bǔ)習(xí)效應(yīng)的差異分析,本研究基于我國中部某市八年級學(xué)生的普查數(shù)據(jù),開展了不同學(xué)科的課外補(bǔ)習(xí)對于成績影響效應(yīng)的異質(zhì)性分析,因而是對已有課外補(bǔ)習(xí)效應(yīng)研究的有益補(bǔ)充。不過本文在以下方面存在局限性:一是由于同時參與物理、化學(xué)、生物補(bǔ)習(xí)的樣本量過少,因而本研究將只要參與其中一門科學(xué)課程補(bǔ)習(xí)的學(xué)生都?xì)w入科學(xué)補(bǔ)習(xí)類別,而科學(xué)測試是包括了物理、化學(xué)、生物三科的綜合性考試,所以,很可能會低估科學(xué)補(bǔ)習(xí)的成績效應(yīng)。二是篇幅所限,本文沒有探討不同補(bǔ)習(xí)方式(如一對一補(bǔ)習(xí)、小班補(bǔ)習(xí)、大班補(bǔ)習(xí))對于不同學(xué)科成績效應(yīng)的異質(zhì)性問題,這也將是后續(xù)研究的方向。

(致謝:衷心感謝中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心劉堅教授對此項(xiàng)研究工作的大力支持,并且提供本研究的數(shù)據(jù)。)