薛海平 方晨晨 馬莉萍

摘 要：基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2016年數(shù)據(jù)和2015年各省市重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)數(shù)據(jù)，研究采用多層線性伯努利模型，對(duì)高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)與基礎(chǔ)教育階段學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與關(guān)系進(jìn)行探究。研究發(fā)現(xiàn)：重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率有顯著負(fù)影響;高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)不同階層家庭學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)的提高會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)優(yōu)勢(shì)階層家庭的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)?；诖?，教育行政部門應(yīng)進(jìn)一步提升重點(diǎn)高校錄取率，擴(kuò)大優(yōu)質(zhì)高等教育資源，增加面向弱勢(shì)階層家庭學(xué)生的重點(diǎn)高校招生名額，促進(jìn)高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量公平和社會(huì)階層流動(dòng)。

關(guān)鍵詞：入學(xué)機(jī)會(huì);質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng);重點(diǎn)高校;課外補(bǔ)習(xí);質(zhì)量公平

一、引言

教育部最新發(fā)布的2019年全國(guó)教育事業(yè)發(fā)展基本情況顯示，我國(guó)已建成世界上規(guī)模最大的高等教育體系，高等教育毛入學(xué)率達(dá)到了51.6%，已經(jīng)進(jìn)入高等教育普及化階段（教育部，2020）參見：http：//www.moe.gov.cn/jyb_sjzl/sjzl_fztjgb/202005/t20200520_456751.html。。可見，半數(shù)以上的高中生可以接受高等教育。此時(shí)學(xué)生和家長(zhǎng)更加關(guān)注的是高等教育質(zhì)量和優(yōu)質(zhì)的高等教育資源。在高等教育規(guī)模不斷擴(kuò)大但優(yōu)質(zhì)高等教育資源不足的情況下，家長(zhǎng)和學(xué)生對(duì)于優(yōu)質(zhì)高等教育資源和重點(diǎn)大學(xué)的偏好成為了教育焦慮的一個(gè)重要根源。這種焦慮促使家庭紛紛為子女選擇課外補(bǔ)習(xí)，以便其在高考升學(xué)競(jìng)爭(zhēng)中獲得優(yōu)勢(shì)。課外補(bǔ)習(xí)正成為學(xué)生和家庭之間開展升學(xué)競(jìng)爭(zhēng)的有效手段（Song等，2013）。課外補(bǔ)習(xí)，在國(guó)際學(xué)術(shù)界通常稱為“影子教育（Shadow Education）”，是指為提高學(xué)生成績(jī)而進(jìn)行的正規(guī)學(xué)校教育之外的補(bǔ)充性教育活動(dòng)（Bray和Kwok，2003）。作為教育競(jìng)爭(zhēng)和家庭教育投資的重要方式，課外補(bǔ)習(xí)或影子教育已演變成一種世界性的現(xiàn)象，并且在發(fā)展中國(guó)家和東南亞地區(qū)尤為盛行（Dang等，2008）。目前，我國(guó)高等教育已經(jīng)進(jìn)入普及化階段，學(xué)生和家長(zhǎng)更加關(guān)注的是高等教育質(zhì)量，追求優(yōu)質(zhì)的高等教育資源，所以探討高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)與課外補(bǔ)習(xí)參與的關(guān)系就顯得尤為必要，然而目前鮮有實(shí)證研究對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行探究。鑒于此，本研究基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2016年數(shù)據(jù)和重點(diǎn)高校錄取最低位次數(shù)據(jù)，通過(guò)建立多層線性伯努利模型，探究反映高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)激烈程度的重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)與學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與的關(guān)系。

二、文獻(xiàn)綜述

教育競(jìng)爭(zhēng)是一種重要的社會(huì)選擇，主要圍繞著受教育機(jī)會(huì)、獲得質(zhì)量較高的學(xué)校教育機(jī)會(huì)、憑借著不同的教育文憑資格獲得報(bào)酬優(yōu)厚的就業(yè)機(jī)會(huì)等等（劉精明，2004）。由于全國(guó)高等教育入學(xué)率已經(jīng)在50%以上，因此高等教育的受教育機(jī)會(huì)并不是教育競(jìng)爭(zhēng)的重點(diǎn)。教育競(jìng)爭(zhēng)主要圍繞著獲得高質(zhì)量的教育資源，所以為了在競(jìng)爭(zhēng)中獲得優(yōu)勢(shì)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭就會(huì)通過(guò)課外補(bǔ)習(xí)額外獲得教育資源。Lee和Shouse（2011）的研究發(fā)現(xiàn)，“聲望取向（Prestige Orientation）”的文憑偏好促使很多學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)，即激烈的高等教育質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)，追求上重點(diǎn)高校的機(jī)會(huì)導(dǎo)致了大規(guī)模、高比例的課外補(bǔ)習(xí)的參與率。吳巖（2014）基于教育公平視角對(duì)教育補(bǔ)習(xí)現(xiàn)象進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)由于我國(guó)的高中以及大學(xué)招生遵循擇優(yōu)錄取的競(jìng)爭(zhēng)原則，因此有條件的家庭通過(guò)購(gòu)買額外的教育資源，即課外補(bǔ)習(xí)，其實(shí)也是購(gòu)買了分?jǐn)?shù)、“能力”和“機(jī)會(huì)”，使得參加課外補(bǔ)習(xí)的學(xué)生在升學(xué)競(jìng)爭(zhēng)中獲得優(yōu)勢(shì)，損害了那些不能夠提供課外補(bǔ)習(xí)家庭的孩子享受優(yōu)質(zhì)教育的權(quán)利，對(duì)教育公平造成了干擾。薛海平（2017）使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2012年數(shù)據(jù)，研究了我國(guó)義務(wù)教育階段學(xué)生的課外補(bǔ)習(xí)活動(dòng)，發(fā)現(xiàn)課外補(bǔ)習(xí)使優(yōu)勢(shì)階層子女獲得更多數(shù)量和更高質(zhì)量的教育，使其在未來(lái)的升學(xué)和就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)中取得成功，課外補(bǔ)習(xí)的社會(huì)再生產(chǎn)功能日益顯現(xiàn)。張薇和馬克·貝磊等（2017）提出中國(guó)的高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)競(jìng)爭(zhēng)激烈且與學(xué)生具有很大的利害關(guān)系，它給志在上大學(xué)的高中生造成了巨大壓力，這種壓力推動(dòng)了低學(xué)段的競(jìng)爭(zhēng)。此外，教育資源在地區(qū)和學(xué)校間的分配不均，也迫使各個(gè)家庭利用課外補(bǔ)習(xí)獲得或保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。周東洋和吳愈曉（2018）探討學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與狀況時(shí)，提出由于存在“熱屋效應(yīng)”，學(xué)生有著巨大的提升學(xué)業(yè)成就的壓力以及對(duì)精英文憑的追求，這種充滿教育競(jìng)爭(zhēng)的“氛圍”就會(huì)導(dǎo)致對(duì)課外補(bǔ)習(xí)的需求。薛海平和趙陽(yáng)（2020）基于北京大學(xué)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2010年、2012年、2014年和2016年的混合截面數(shù)據(jù)，采用結(jié)構(gòu)方程模型，發(fā)現(xiàn)參加課外補(bǔ)習(xí)有助于高中生在高考升學(xué)競(jìng)爭(zhēng)中獲得一定的優(yōu)勢(shì)，幫助高中生升入大學(xué)，但不能助其進(jìn)一步升入本科高校。同時(shí)，他們團(tuán)隊(duì)的另外一篇文章驗(yàn)證了高等教育入學(xué)率會(huì)影響課外補(bǔ)習(xí)參與率（薛海平和方晨晨，2020）。

課外補(bǔ)習(xí)已然成為了一個(gè)全球化現(xiàn)象，尤其是東南亞地區(qū)尤為盛行，引起了學(xué)者們的普遍關(guān)注。然而，學(xué)生和家庭圍繞課外補(bǔ)習(xí)日益激烈的競(jìng)爭(zhēng)不僅加劇了學(xué)生學(xué)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)壓力，消耗了大量家庭和社會(huì)資源，而且可能削弱政府在推進(jìn)教育公平方面的政策成效，維持與擴(kuò)大了社會(huì)不平等（薛海平和丁小浩，2009;Bray，1999）。目前，對(duì)于課外補(bǔ)習(xí)的現(xiàn)狀、影響因素以及對(duì)學(xué)生發(fā)展的影響研究較多，但是關(guān)于高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)影響的實(shí)證研究很少。有鑒于此，本研究基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2016年數(shù)據(jù)，采用多層線性伯努利模型，分析反映高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度的重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)與學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與的關(guān)系，研究結(jié)論有助于理解學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)背后深層次的原因，為政府治理課外補(bǔ)習(xí)問(wèn)題提供理論依據(jù)。

三、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

20世紀(jì)以來(lái)，世界各國(guó)教育規(guī)模的擴(kuò)張促使很多學(xué)者開始關(guān)注教育公平問(wèn)題。其中，最具有代表性的理論之一是有效維持不平等（Effectively Maintained Inequality，簡(jiǎn)稱EMI假設(shè)），它是由Lucas（2001）于2001年在最大化維持不平等（Maximally Maintained Inequality，簡(jiǎn)稱MMI假設(shè)）假設(shè)基礎(chǔ)上提出的。

MMI理論由Raftery和Hout（1993）于1993年通過(guò)研究愛爾蘭的教育規(guī)模擴(kuò)張與機(jī)會(huì)均等關(guān)系時(shí)所提出。Raftery和Hout通過(guò)研究愛爾蘭1908-1956年出生群體的教育獲得和受教育軌跡（Eduacation Transitions）發(fā)現(xiàn)，無(wú)論對(duì)于哪個(gè)階層來(lái)說(shuō)，家庭背景對(duì)教育機(jī)會(huì)的影響都在減弱，但是階層之間的屏障（Class Barriers）并沒有消失（吳愈曉，2013）。從而在此結(jié)果的基礎(chǔ)上提出了MMI假設(shè)，其核心觀點(diǎn)認(rèn)為教育規(guī)模的擴(kuò)張不一定會(huì)改變家庭社會(huì)地位對(duì)子女獲得教育機(jī)會(huì)的影響。優(yōu)勢(shì)階層群體會(huì)通過(guò)各種途徑，利用一切可利用的資源推動(dòng)其子女的教育機(jī)會(huì)最大化，導(dǎo)致教育擴(kuò)張帶來(lái)的新的教育機(jī)會(huì)將被優(yōu)勢(shì)階層所“壟斷”。只有當(dāng)優(yōu)勢(shì)階層對(duì)該級(jí)教育機(jī)會(huì)的需求達(dá)到飽和時(shí)，不同階層群體在該級(jí)的教育不均等才可能縮小。Lucas在MMI理論的基礎(chǔ)上進(jìn)行了修正，并進(jìn)一步提出了EMI假設(shè)。該理論認(rèn)為，即使優(yōu)勢(shì)階層在某一級(jí)別教育中達(dá)到了飽和，不平等還將在某一級(jí)別的教育中以更有效的方式維持。同時(shí)，Lucas提出教育機(jī)會(huì)分配方面不僅存在著數(shù)量上的不平等，即優(yōu)勢(shì)階層的子女獲得某一級(jí)別教育機(jī)會(huì)的可能性大于較低階層的子女，還存在著質(zhì)量層面的不平等，即優(yōu)勢(shì)階層的子女獲取更高質(zhì)量的教育機(jī)會(huì)遠(yuǎn)大于較低階層的子女。

目前，我國(guó)高等教育已經(jīng)進(jìn)入普及化階段，因而現(xiàn)在的高等教育競(jìng)爭(zhēng)更加關(guān)注的是高等教育質(zhì)量，更多的是圍繞“上重點(diǎn)大學(xué)”展開，以獲得優(yōu)質(zhì)的高等教育資源為最終目的。尤其對(duì)于優(yōu)勢(shì)階層的家庭而言，為了在激烈的教育競(jìng)爭(zhēng)中獲得優(yōu)勢(shì)，享有優(yōu)質(zhì)高等教育資源的機(jī)會(huì)，就會(huì)在基礎(chǔ)教育階段通過(guò)課外補(bǔ)習(xí)等方式提高其子女的升學(xué)競(jìng)爭(zhēng)力。因而，高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)在某種程度上會(huì)影響學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率?；诖耍岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)1：高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)越激烈的省市，學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率就越高。

假設(shè)2：高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)不同階層家庭的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的影響存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，入學(xué)機(jī)會(huì)的質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)越激烈，越促使優(yōu)勢(shì)階層家庭的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的數(shù)據(jù)主要來(lái)自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心在2016年執(zhí)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）。CFPS樣本覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)，目標(biāo)樣本規(guī)模為16000戶，調(diào)查對(duì)象包含樣本家庭中的全部家庭成員。CFPS重點(diǎn)關(guān)注中國(guó)居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利，以及包括經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、教育成果、家庭關(guān)系與家庭動(dòng)態(tài)、人口遷移、健康等在內(nèi)的諸多研究主題，是一項(xiàng)全國(guó)性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。CFPS數(shù)據(jù)是目前國(guó)內(nèi)少有的、較為綜合性和全面性的大規(guī)模追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，是現(xiàn)階段比較符合本研究的基線數(shù)據(jù)。本研究樣本包括學(xué)前、小學(xué)、初中和高中生，共6740名學(xué)生，其中幼兒園或?qū)W前班的學(xué)生人數(shù)為1921人，小學(xué)生為2926人，初中生為1221人，高中生為672人，男生3578人，占53.1%，女生3162人，占46.9%。此外，我們還收集了各省2015年高校錄取數(shù)據(jù)，與2016年CFPS數(shù)據(jù)按照省編碼進(jìn)行匹配。

（二）變量說(shuō)明

本研究中的課外補(bǔ)習(xí)是指為提高學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)或才藝培養(yǎng)而進(jìn)行的正規(guī)學(xué)校教育外的補(bǔ)充性教育活動(dòng)，包含了學(xué)術(shù)類和才藝類課程校外培訓(xùn)，這兩類校外培訓(xùn)活動(dòng)均有助于學(xué)生在未來(lái)的升學(xué)競(jìng)爭(zhēng)中處于優(yōu)勢(shì)地位。

由于各個(gè)省市的“211”和“985”高校錄取最低位次差異較大，而中位數(shù)不受分布數(shù)列的極大值或極小值影響，從而在一定程度上提高了中位數(shù)對(duì)分布數(shù)列的代表性。因此，在衡量高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)的激烈程度時(shí)，采用了該地區(qū)“211”和“985”高校錄取最低位次中位數(shù)。該數(shù)值越大，說(shuō)明學(xué)生獲取高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)激烈程度越低;該數(shù)值越小，說(shuō)明學(xué)生獲取高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)激烈程度越高。另外，高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)對(duì)學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)的影響可能存在滯后性，因此在衡量“高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)”上，本研究選取2015年的數(shù)據(jù)，而在“基礎(chǔ)教育學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與”方面，選取2016年的數(shù)據(jù)。變量說(shuō)明詳見表1。

（三）研究方法

學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)的參與率受到個(gè)體、家庭、省份等多層次、多方面因素的影響，估計(jì)學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)的參與率的影響研究中面對(duì)的數(shù)據(jù)是具有嵌套關(guān)系的多層次數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。此外，由于學(xué)生是否參加課外補(bǔ)習(xí)為二分變量，因此，本研究采用多層線性伯努利模型進(jìn)行估計(jì)，建立學(xué)生個(gè)體和省級(jí)兩個(gè)層面的估計(jì)模型：

2015年各省“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)連續(xù)變量 注：關(guān)于父母的職業(yè)背景，李春玲將職業(yè)分中上中產(chǎn)階級(jí)、中下中產(chǎn)階段和底層階級(jí)。中上中產(chǎn)階級(jí)包括：機(jī)關(guān)及企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人、中層管理人員、中高級(jí)職稱專業(yè)技術(shù)人員、一般機(jī)關(guān)干部公務(wù)員、經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)人員、私營(yíng)企業(yè)主（雇工8人或以上）。中下中產(chǎn)階級(jí)包括：基層管理人員、其他專業(yè)技術(shù)人員/一般技術(shù)員、企事業(yè)單位職員、技術(shù)工人、軍人警察消防人員、個(gè)體戶/小業(yè)主（雇工8人或以下）。底層階級(jí)包括：商業(yè)與服務(wù)業(yè)人員、非技術(shù)工人、農(nóng)林牧漁業(yè)人員、自由職業(yè)者、無(wú)業(yè)失業(yè)下崗家務(wù)人員。根據(jù)李春玲的分類將中上中產(chǎn)階級(jí)劃分為上層階層、中下中產(chǎn)階級(jí)劃分為中層階層、底層階級(jí)劃分為下層階層。參見：Li， C. （2010）. Characterizing Chinas middle class： Heterogeneous composition and multiple identities.In Chinas emerging middle class： Beyond economic transformation， 135-156.

1.零模型

該模型將學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的總差異分解為學(xué)生個(gè)體和省級(jí)間差異兩個(gè)層面，主要用于探討學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率在省級(jí)間是否存在顯著差異，模型如下：

其中，Yij表示第j個(gè)省第i個(gè)學(xué)生的課外補(bǔ)習(xí)參與率，β0j表示省市j的學(xué)生平均課外補(bǔ)習(xí)參與率，γ00表示總體學(xué)生的課外補(bǔ)習(xí)參與率，μ0j表示省市之間的隨機(jī)效應(yīng)，δ2表示學(xué)生層面的課外補(bǔ)習(xí)參與率的差異，τ00表示省市之間學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的差異。

2.全模型

在零模型的基礎(chǔ)上加上學(xué)生層面和省級(jí)層面的變量構(gòu)建全模型，主要用來(lái)考察學(xué)生層面和省級(jí)層面的變量對(duì)學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的影響情況，模型如下：

其中：學(xué)生層中，gender為學(xué)生性別，xxjd為學(xué)校階段，fmzy為父母親最高職業(yè)層次，fmxl為父母親最高受教育年限，rjsr為家庭人均純收入;省級(jí)層中，GDP為各省的人均GDP，lqv為重點(diǎn)高校錄取占比，lqwc為重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)。

五、重點(diǎn)高校錄取最低位次與學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的關(guān)系

表2呈現(xiàn)了各省市課外補(bǔ)習(xí)參與率和重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)的基本情況。由表2可知，全國(guó)基礎(chǔ)教育階段學(xué)生平均課外補(bǔ)習(xí)參與率達(dá)到了24.81%，其中黑龍江省的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率最高，達(dá)到44.76%，廣西壯族自治區(qū)學(xué)生最低，為6.49%。總體而言，東北三省、長(zhǎng)三角地區(qū)以及京津地區(qū)的

學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率較高，中部和西部地區(qū)的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率較低。這與薛海平等（2019）的研究結(jié)果較為一致。全國(guó)“211”高校理科錄取最低位次的平均中位數(shù)為12299，其中位次最低的為天津市（5336），位次最高的為廣東?。?5407）;全國(guó)“211”高校文科錄取最低位次的平均中位數(shù)為2153，其中位次最低的為天津市（1060），位次最高的為廣東省（4758）;全國(guó)“985”高校理科錄取最低位次的平均中位數(shù)為6419，其中位次最低的為甘肅?。?222），位次最高的為廣東省（15545）;全國(guó)“985”高校文科錄取最低位次的平均中位數(shù)為1139，其中位次最低的為甘肅省（583），位次最高的為廣東省（3589）。

圖1至圖4呈現(xiàn)了各省/市/自治區(qū)課外補(bǔ)習(xí)參與率、“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)、“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)、“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)、“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)的趨勢(shì)?？芍S著各省“211”高校理科和“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)的提高，各省基礎(chǔ)教育階段學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率有下降的趨勢(shì);“211”高校文科和“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)與學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的波動(dòng)較大。

六、重點(diǎn)高校錄取最低位次對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響

使用多層線性伯努利模型分析重點(diǎn)高校錄取最低位次對(duì)基礎(chǔ)教育階段學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的影響，首先建構(gòu)不含任何解釋變量的零模型，以分解造成學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率差異的來(lái)源。估計(jì)結(jié)果顯示，省市內(nèi)和省市間的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的方差成分分別為0.1167和0.0065，其組內(nèi)相關(guān)系數(shù)為0.0528，說(shuō)明學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率總的差異中有5.28%來(lái)源于省市間的差異，另有94.72%來(lái)源于省市內(nèi)部學(xué)生個(gè)體及家庭的差異，可見學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率差異受學(xué)生個(gè)體及家庭背景的影響總體上要大

于省市層面因素的影響。從顯著性水平來(lái)看，顯著性檢驗(yàn)的p值為零，表明學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率在省市間有極其顯著的差異。為此，需要建構(gòu)多層線性模型來(lái)討論和分析影響學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的因素。

表3呈現(xiàn)了“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響。在學(xué)生層面，男生參與課外補(bǔ)習(xí)的概率顯著低于女生。學(xué)生學(xué)校階段為高中、初中和小學(xué)參與課外補(bǔ)習(xí)的概率要顯著高于學(xué)校階段為學(xué)前的學(xué)生。父母親最高受教育年限越高，學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的概率就越大。父母最高職業(yè)層次為中層和上層的學(xué)生參加課外補(bǔ)習(xí)的概率顯著高于父母最高職業(yè)層次為下層的學(xué)生。家庭人均收入為中下20%、中間20%、中上20%和最高20%的學(xué)生參加課外補(bǔ)習(xí)的概率顯著高于家庭人均收入為最低的20%的學(xué)生。在省級(jí)層面，人均GDP對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)無(wú)顯著影響?！?11”高校錄取占比對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)有顯著負(fù)影響，即“211”高校錄取占比越高，學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率就越低?！?11”高校理科最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)有顯著負(fù)影響，即“211”高校理科最低位次中位數(shù)越高，學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率就越低。

為了進(jìn)一步分析“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)不同階層家庭的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的影響是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。在模型二、模型三、模型四中，分別加入父母親最高受教育年限、父母親最高職業(yè)層次、家庭人均收入與“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響沒有受到父母親最高受教育年限的調(diào)節(jié)，但是受到了父母親最高職業(yè)層次和家庭人均純收入的調(diào)節(jié)，即“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)越低（高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度越激烈），相比于父母親最高職業(yè)層次為下層的學(xué)生，父母親最高職業(yè)層次為中層和上層的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的概率提升的越大;同樣，相比于家庭人均收入為最低20%的學(xué)生，家庭人均收入為中下20%、中間20%、中上20%和最高20%的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的概率提升得越大。

為更清晰地解釋表3中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究給出了父母親最高職業(yè)層次不同的學(xué)生隨“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)變化的課外補(bǔ)習(xí)參與率圖（如圖5所示）。我們可以看到，“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)的減?。ǜ叩冉逃雽W(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度提高）會(huì)提升父母親最高職業(yè)層次較高的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率（以父母最高職業(yè)層次為下層做參照）。同理，高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度的提高會(huì)提升家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率。

表4呈現(xiàn)了“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響。結(jié)果顯示，“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)有顯著負(fù)影響，即“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)越高，學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率就越低。為了進(jìn)一步分析“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)不同階層家庭的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的影響是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。在模型二、模型三、模型四中，分別加入父母親最高受教育年限、父母親最高職業(yè)層次、家庭人均純收入與“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響沒有受到父母親最高受教育

年限的調(diào)節(jié)，但是受到了父母親最高職業(yè)層次和家庭人均純收入的調(diào)節(jié)，即“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)越低（高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度越激烈），相比于父母親最高職業(yè)層次為下層的學(xué)生，父母親最高職業(yè)層次為中層的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的概率提升得越大;同樣，相比于家庭人均純收入為最低20%的學(xué)生，家庭人均純收入為中下20%、中間20%、中上20%和最高20%的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的概率提升的越大。

表5呈現(xiàn)了“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響因素回歸模型結(jié)果?！?85”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)有顯著負(fù)影響，即“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)越高，學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率就越低。為了進(jìn)一步分析“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)不同階層家庭的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的影響是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型二、模型三、模型四中，分別加入父母親最高受教育年限、父母親最高職業(yè)層次、家庭人均純收入與“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響沒有受到父母親最高受教育年限的調(diào)節(jié)，但是受到了父母親最高職業(yè)層次和家庭人均純收入的調(diào)節(jié)，即“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)越低（高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度越激烈），相比于父母親最高職業(yè)層次為下層的學(xué)生，父母親最高職業(yè)層次為中層和上層的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的率提升得越大;同樣，相比于家庭人均純收入為最低20%的學(xué)生，家庭人均純收入為中下20%、中間20%和中上20%的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的率提升的越大。

觀察值5677567756775677 注：上述模型在學(xué)生層面均控制性別、家庭人均純收入、父母親最高受教育年限、父母親最高職業(yè)層次以及學(xué)校階段，由于篇幅原因，在文中省略。

表6呈現(xiàn)了“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響。結(jié)果顯示，“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)有顯著負(fù)影響，即“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)越高，學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率就越低。為了進(jìn)一步分析“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)不同階層家庭的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的影響是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型二、模型三、模型四中，分別加入父母親最高受教育年限、父母親最高職業(yè)層次、家庭人均收入與“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響沒有受到父母親最高受教育年限和父母親最高職業(yè)層次的調(diào)節(jié)，但是受到了家庭人均純收入的調(diào)節(jié)，即“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)越低（高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度越激烈），相比于家庭人均純收入為最低20%的學(xué)生，家庭人均純收入為中下20%、中間20%、中上20%和最高20%的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的概率提升得越大。

七、研究結(jié)論、討論與建議

基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)和收集各省市高校錄取數(shù)據(jù)，本研究通過(guò)構(gòu)建多層線性伯努利模型，探究高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的影響，得出以下主要研究結(jié)論。

第一，通過(guò)分析各省市重點(diǎn)高校錄取位次最低中位數(shù)和學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，隨著各省市“211”高校理科、“211”高校文科、“985”高校理科、“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)的提高，各省市基礎(chǔ)教育階段學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率有下降的趨勢(shì)。

第二，重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)有顯著負(fù)影響。通過(guò)建立多層線性伯努利模型分析重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)對(duì)學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率的影響，發(fā)現(xiàn)各省市“211”高校理科、“211”高校文科、“985”高校理科、“985”高校文科錄取最低位次的中位數(shù)對(duì)學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與率均有顯著負(fù)影響。

第三，高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)不同階層家庭的學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與的影響存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。隨著重點(diǎn)高校錄取最低位次中位數(shù)的減小，即高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)提高，相對(duì)于弱勢(shì)階層家庭的學(xué)生，優(yōu)勢(shì)階層家庭的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的概率提升程度更高。

基于以上研究結(jié)論，提出如下政策建議。

第一，擴(kuò)大優(yōu)質(zhì)高等教育資源，提升重點(diǎn)高校錄取率，降低高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)。

截至2020年6月30日，全國(guó)高等學(xué)校共計(jì)3005所（教育部，2020），但是“211”和“985”高校只有112所，占高校數(shù)量的3.7%，而“雙一流”高校為137所，也只占高校數(shù)量的4.6%參見：http：//www.moe.gov.cn/jyb_sjzl/sjzl_fztjgb/202005/t20200520_456751.html。。由此可見，我國(guó)優(yōu)質(zhì)高等教育資源非常匱乏，高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)非常激烈，這也導(dǎo)致家長(zhǎng)為了讓其子女上更高質(zhì)量的高校，紛紛轉(zhuǎn)向校外，通過(guò)參與課外補(bǔ)習(xí)提高其子女的競(jìng)爭(zhēng)力。因此，教育行政部門應(yīng)擴(kuò)大優(yōu)質(zhì)高等教育資源，提升重點(diǎn)高校錄取率，降低高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)。一方面可以讓更多的家庭享有更高質(zhì)量的高等教育資源，另一方面有助于減少課外補(bǔ)習(xí)參與，減輕家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和學(xué)生的學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)。

第二，扶持優(yōu)質(zhì)高等教育資源較為短缺地區(qū)的重點(diǎn)高校建設(shè)以及擴(kuò)大面向這些地區(qū)重點(diǎn)高校的招生名額，促進(jìn)優(yōu)質(zhì)高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)公平。

目前，無(wú)論是“211”和“985”高校還是“雙一流”建設(shè)高校，均呈現(xiàn)出東部密集、中西部稀疏的格局。不同省份重點(diǎn)大學(xué)數(shù)量差異較大，造成不同省份高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度存在較大差異。因此，需要進(jìn)一步調(diào)整和優(yōu)化高等教育資源，在優(yōu)質(zhì)高等教育資源較為缺乏的地區(qū)扶持建設(shè)更多的重點(diǎn)高校、增加重點(diǎn)高校的招生名額，一方面可以促進(jìn)優(yōu)質(zhì)高等教育資源在省級(jí)間均衡發(fā)展，另一方面有助于促進(jìn)優(yōu)質(zhì)高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)公平從而降低課外補(bǔ)習(xí)參與率。

第三，增加弱勢(shì)階層家庭學(xué)生的重點(diǎn)高校招生名額，促進(jìn)教育質(zhì)量公平和社會(huì)階層流動(dòng)。

國(guó)內(nèi)外研究均發(fā)現(xiàn)，優(yōu)勢(shì)階層家庭的學(xué)生參與課外補(bǔ)習(xí)的可能性較高（Buchmann等，2010;薛海平，2018），而參與課外補(bǔ)習(xí)有助于高中生獲得高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)（薛海平和趙陽(yáng)，2020;Stevenson等，1992）。本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)程度提升會(huì)進(jìn)一步提高優(yōu)勢(shì)階層家庭學(xué)生的課外補(bǔ)習(xí)參與率，從而增加了優(yōu)勢(shì)階層家庭學(xué)生獲得重點(diǎn)高校入學(xué)機(jī)會(huì)，容易導(dǎo)致階層固化，不利于社會(huì)階層流動(dòng)。因此，在擴(kuò)大優(yōu)質(zhì)高等教育資源的同時(shí)，還需要增加弱勢(shì)階層家庭子女的重點(diǎn)高校招生名額。目前，教育部實(shí)施了面向貧困地區(qū)定向招生專項(xiàng)計(jì)劃，一些重點(diǎn)高校也相繼出臺(tái)了面向貧困地區(qū)定向招生專項(xiàng)計(jì)劃，包括北京大學(xué)的“筑夢(mèng)計(jì)劃”、清華大學(xué)的“自強(qiáng)計(jì)劃”等等。教育部和重點(diǎn)高校應(yīng)該堅(jiān)持實(shí)施此類計(jì)劃，縮小不同階層家庭子女獲得優(yōu)質(zhì)高等教育資源的機(jī)會(huì)差異，促進(jìn)教育質(zhì)量公平和社會(huì)階層流動(dòng)。

本研究為了探討高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)基礎(chǔ)教育學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與的影響，高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)使用2015年的數(shù)據(jù)，而基礎(chǔ)教育學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與采用2016年的數(shù)據(jù)，雖然在一定程度上可以避免統(tǒng)計(jì)分析中的雙向因果問(wèn)題，但仍然難以消除該問(wèn)題，這可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有一定偏差，在后續(xù)研究中需要進(jìn)一步改進(jìn)和完善。在未來(lái)研究中我們將嘗試?yán)弥袊?guó)家庭追蹤調(diào)查2010年、2012年、2014年、2016年以及2018年的五期追蹤數(shù)據(jù)和收集的這五年各省高校錄取數(shù)據(jù)構(gòu)造面板數(shù)據(jù)，以探討高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)滯后多期基礎(chǔ)教育學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與的影響，從而對(duì)高等教育入學(xué)機(jī)會(huì)質(zhì)量競(jìng)爭(zhēng)與基礎(chǔ)教育學(xué)生課外補(bǔ)習(xí)參與的因果關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

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