高考升學競爭與學生課外補習

基于中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)的實證分析

薛海平 方晨晨

（首都師范大學 教育學院更卒，北京 100048）（北京大學 教育學院倦畅，北京 100871）

摘 要 本文基于中國家庭追蹤調查 2016年數(shù)據(jù)和各省高考本科錄取率數(shù)據(jù)，利用多層線性伯努利模型违孝，對各省高考升學競爭與基礎教育階段學生課外補習參與的關系進行探究。研究發(fā)現(xiàn)∶（1）各省基礎教育階段學生課外補習參與率隨著各省本科生錄取率的上升而上升，另一方面轨奄，又隨著各省重點高校錄取占比的上升而下降。（2）各省本科生錄取率對學生參與課外補習有顯著正影響拒炎，而重點高校錄取占比對學生參與課外補習有顯著負影響挪拟。（3）高校本科錄取率對不同家庭社會經(jīng)濟背景學生參與課外補習影響存在異質性，但對不同階段學校學生參與課外補習影響不存在異質性击你。普通高校本科招生規(guī)模擴張加深了學生和家長的高考升學競爭焦慮玉组，促使基礎教育各階段學校學生更多參與課外補習以圖進入重點大學，尤其是來自社會經(jīng)濟地位較高家庭的學生更傾向于選擇課外補習以維持高考升學競爭優(yōu)勢丁侄。

關鍵詞 課外補習;教育競爭;高考升學;教育公平

中圖分類號∶G40-054 文獻標識碼∶ A 文章編號∶1671-9468（2020）03-0172-15 DOI: 10.12088/pku1671-9468.202003009

言

一惯雳、引

課外補習在國際學術界通常被稱為"影子教育"，即主流學校教育投射的一個影子绒障，史蒂文森（D.L.Stevenson）和貝克（D.P.Baker）最早提出這一概念吨凑，并將其定義為"發(fā)生在正規(guī)學校教育之外，旨在提高學生學業(yè)表現(xiàn)的一系列教育活動"。1馬克·貝磊（M.Bray）等進一步指出∶"課外補習是指為提高學生成績而進行的正規(guī)學校教育之外的補充性教育活動鸵钝。"2在當今社會糙臼，教育已經(jīng)成為社會階層流動的重要途徑，作為教育競爭的重要方式恩商，"影子教育"在我國城鄉(xiāng)地區(qū)迅速蔓延变逃，已經(jīng)成為一種普遍的社會現(xiàn)象。課外補習在我國盛行的一個重要原因與我國的教育競爭機制有關怠堪。目前揽乱，我國的教育競爭機制還是以選拔性的考試制度為主。教育競爭本質上屬于同輩群體爭奪有限的教育資源和升學機會粟矿，在應試教育體制下則表現(xiàn)為獲得更高的考試成績或上更好的學校凰棉。【3在高等教育規(guī)模不斷擴展但優(yōu)質高等教育資源不足的情況下陌粹，家長和學生對于優(yōu)質高等教育資源和重點大學的偏好成為了教育焦慮的一個重要根源撒犀。這種焦慮促使家庭紛紛為子女選擇課外補習，以便在高考升學競爭中獲得優(yōu)勢掏秩。課外補習正成為學生和家庭之間開展升學競爭的有效手段或舞。【課外補習對學生升學競爭的影響雖然受到各界關注蒙幻，然而鮮有研究討論升學競爭如何影響學生和家庭參與課外補習映凳。本文基于中國家庭追蹤調查 2016年數(shù)據(jù)和各省高考錄取率數(shù)據(jù)，采用多層線性伯努利模型邮破，探究高考升學競爭與基礎教育階段學生參與課外補習的關系诈豌，本文的研究結論能幫助學界理解當前課外補習"高燒不退"現(xiàn)象背后的深層次社會原因，進而為政府治理課外補習問題提供參考依據(jù)决乎。

二队询、相關文獻回顧

近 20年來，國內外學術界涌現(xiàn)出大量關于課外補習的研究文獻构诚，下文將從課外補習與教育競爭的關系這一問題出發(fā)蚌斩，梳理國內外研究成果。

對于學生來說范嘱，查漏補缺送膳、提高成績是補習的首要目的，然而背后卻隱藏著一場對于優(yōu)質教育資源的爭奪;在中國丑蛤，不同的教育階段都遵循擇優(yōu)錄取的績效原則叠聋，有條件的家庭購買額外的教育資源獲得競爭優(yōu)勢，其實也就是購買了分數(shù)和更多的機會受裹÷挡梗【5李淑貞（S.Lee）和肖斯（R.C.Shouse）的研究發(fā)現(xiàn)虏束，"聲望取向"（prestige orientation）的文憑偏好促使很多學生參與課外補習，即激烈的高等教育競爭厦章，追求上重點高校的機會導致了大規(guī)模镇匀、高比例的課外補習的參與率⊥嗫校【6】薛海平利用中國家庭追蹤調查 2012年數(shù)據(jù)（CFPS2012）汗侵，對我國義務教育階段學生的課外補習活動進行實證研究，深入探討了影子教育的社會再生產(chǎn)過程與功能群发。研究認為晰韵，目前義務教育階段在校生的家庭教育競爭中心正從學校教育轉向影子教育，而影子教育系統(tǒng)中日益激烈的博弈競爭會對社會階層間的良性循環(huán)和正常的社會流動產(chǎn)生不利影響熟妓，進而可能再生產(chǎn)原有的社會等級結構雪猪。【】張薇滑蚯、馬克·貝磊和李紅蘭探討了諸多推動中國影子教育發(fā)展的特殊因素浪蹂，認為中國異常激烈的高考競爭推動了低學段學生競爭抵栈，迫使各個家庭通過影子教育獲得或保持競爭優(yōu)勢告材。【】周東洋和吳愈曉在探討影響學生參加課外補習的因素時古劲，從"個體——-結構"的研究視角進行歸納斥赋，認為學生參與課外補習的動機和目的存在差異與升學標準和高等教育資源的稀缺性和分層程度有關，根源在于教育競爭在本質上受到教育制度的制約产艾。而在中國疤剑，教育資源的稀缺性和教育競爭的激烈程度相對于國外有過之而無不及，課外補習的參與也不可避免地受到教育競爭的影響闷堡“欤【9】

課外補習已經(jīng)成為全球范圍內的一種普遍的社會現(xiàn)象，對個體杠览、家庭弯菊、學校和社會都產(chǎn)生了深遠的影響，因此吸引了大量的國內外學者對此問題進行研究踱阿。已有研究探討了影子教育規(guī)模管钳、影響因素以及對學生發(fā)展影響，但較少涉及教育競爭與學生參與課外補習的關系软舌，尤其是高考升學競爭是如何影響基礎教育階段學生參與課外補習的?迄今為止才漆，這方面的相關實證研究幾乎沒有。本文基于大規(guī)姆鸬悖基線調查數(shù)據(jù)醇滥，采用多層線性伯努利模型，分析高考升學競爭與基礎教育階段學生參與課外補習的關系，有助于彌補這方面的研究不足鸳玩，為教育行政部門治理課外補習問題提供有益的決策參考焰手。

三、理論基礎和研究假設

最大化維持不平等理論（MMI）是由拉夫特瑞（A.E.Raftery）等在 1993首先提出來的【10】怀喉。該理論認為书妻，教育規(guī)模的不斷增大并不能影響人們對教育機會的獲取。當人們受教育機會的增加超過了社會的總需求時躬拢，教育系統(tǒng)中的不平等現(xiàn)象并不能減少躲履。只有當高層級的教育需求達到了某種飽和程度，優(yōu)勢階層和弱勢階層之間的受教育機會差異才可能減小聊闯。否則工猜，受教育機會的變化可能是相反的。因為社會經(jīng)濟地位較高的父母總是會尋求各種方式菱蔬，使其子女的受教育機會最大化1】篷帅。

有效維持教育不平等理論（簡稱 EMI理論）是由盧卡斯（S.R.Lucas）在 MMI理論基礎上提出的∷┟冢【12】他認為 MMI理論沒有考慮教育內部存在的差異問題魏身，并不能闡述家庭社會經(jīng)濟背景與教育機會之間的深層關系。EMI理論的核心內容大致為∶當教育數(shù)量均等在某個層級實現(xiàn)后蚪腐，應該考慮教育質量的不均等箭昵。處于社會經(jīng)濟優(yōu)勢地位的家庭無論怎么樣都會努力確保他們自身或者其子女獲得教育的優(yōu)勢。如果受教育機會在數(shù)量上存在不均等回季，那么處于社會經(jīng)濟地位優(yōu)勢的家庭將會在教育數(shù)量上取得優(yōu)勢家制。如果在受教育質量上是不均等的，那么處于社會經(jīng)濟地位優(yōu)勢的家庭將會在教育質量上取得優(yōu)勢泡一。只要某一個教育層級還沒有完全普及颤殴，處于優(yōu)勢階層的家庭將會利用各種方式確保自身或者其子女取得該教育層級的優(yōu)勢。如果該層級的教育完全普及之后鼻忠，那么他們會在確保教育數(shù)量的基礎上涵但，獲得更高質量的教育≈嗨福【13】

目前翻屈，隨著高校不斷擴招晌端，我國高等教育已經(jīng)進入普及化階段俐末，不同階層接受高等教育的機會差異正在縮小聚蝶。此時，處于社會經(jīng)濟地位較高的家庭不滿足于"上大學"钝吮，他們追求的是"上好大學"埋涧，要接受優(yōu)質的高等教育板辽，而不僅僅是接受高等教育的機會。因此棘催，當一些省市的

假設 1∶本科生錄取率越高的省/市/自治區(qū)劲弦，學生課外補習參與率就越高。假設2∶本科生錄取率越高的省/市/自治區(qū)醇坝，家庭社會經(jīng)濟地位較高的學生課外補習參與率就越高邑跪。

假設3∶"211"高校錄取占比和"985"高校錄取占比越高的省/市/自治區(qū)，學生課外補習參與率就越低呼猪。

假設4∶"211"高校錄取占比和"985"高校錄取占比越高的省/市/自治區(qū)宋距，家庭社會經(jīng)濟地位較高的學生課外補習參與率就越低轴踱。

四谚赎、數(shù)據(jù)來源和研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文使用的數(shù)據(jù)來自 2016年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（以下簡稱CFPS）淫僻。 CFPS 樣本覆蓋 25 個省/市/自治區(qū)细办，目標樣本規(guī)模為16000 戶坚踩，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員荧缘。CFPS 重點關注中國居民的經(jīng)濟與非經(jīng)濟福利，以及包括經(jīng)濟活動菊值、教育成果典徊、家庭關系與家庭動態(tài)扑媚、人口遷移旬痹、健康等在內的諸多研究主題票从，是一項全國性漫雕、大規(guī)模滨嘱、多學科的社會跟蹤調查項日。CFPS 數(shù)據(jù)是目前國內少有的浸间、較為綜合性和全面性的大規(guī)模追蹤調查數(shù)據(jù)太雨，是現(xiàn)階段比較符合本文研究目的的基線數(shù)據(jù)。本文樣本包括學前魁蒜、小學囊扳、初中和高中生，共 6082 名學生兜看。本文的課外補習指為提高學生學業(yè)成績或培養(yǎng)才藝而進行的正規(guī)學校教育外的補充性教育活動锥咸，包含了學術類和才藝類課程校外培訓，這兩類校外培訓活動均有助于學生在未來的升學競爭中處于優(yōu)勢地位细移。

在衡量省內高考競爭的激烈程度時搏予，本文用本科生錄取率代表學生接受高等教育的機率。數(shù)值越大弧轧，說明學生獲取普通高等教育入學機會的競爭激烈程度越低;數(shù)值越小雪侥，說明學生獲取普通高等教育入學機會的競爭激烈程度越大【铮考慮到一省本科錄取率近兩年一般不會有大的變化速缨，所以本文采用2016年某省本科錄取率衡量 2016年該省高中學生感受到的近兩年普通高等教育入學機會競爭激烈程度。

2016年某省木科生錄取率一20l16年該省高中生被錄取的木科生人數(shù)/ 2016 年該省的高中畢業(yè)人數(shù)①代乃。

2016年某省"211"高校錄取率=2016年該省高中生被"211"高校錄取人數(shù)②/2016 年該省的高中畢業(yè)人數(shù)旬牲。

2016年某省"985"高校錄取率=2016 年該省高中生被"985"高校錄取人數(shù)①/2016年該省的高中畢業(yè)人數(shù)。

用"211"高校錄取占比和"985"高校錄取占比來衡量某省學生進入重點大學的幾率搁吓，主要衡量某省學生接受優(yōu)質高等教育的機會原茅。"211"高校錄取占比為某省"211"高校錄取率與本科錄取率的比值，"985"高校錄取占比為某省"985"高校錄取率與本科錄取率的比值擎浴。數(shù)值越大员咽，說明學生獲取優(yōu)質高等教育的機會競爭激烈程度越低;數(shù)值越小，說明學生獲取優(yōu)質高等教育的機會競爭激烈程度越大贮预。表1變量說明

變量說明變量名

變量類型

是否參與課外補習 0=否，1=是性別

0=女契讲，1=男個人層面

是否重點校

0=否仿吞，1=是學校階段

1=學前，2=小學捡偏，3=初中唤冈，4=高中

父母親最高職業(yè)地位

1=下層，2=中層银伟，3=上層父母親最高學歷

1=文盲你虹，2=小學绘搞，3=初中，4=高中傅物，5=大

家庭層面

專夯辖，6=大學本科及以上

1=最低 25%，2= 25%～50%董饰，3= 50%～

家庭人均純收入

75%蒿褂，4=最高 25%連續(xù)變量

2016 年人均 GDP

連續(xù)變量

2016 年本科生錄取率省級層面

年"211"高校錄取占比 連續(xù) 2016 年"985"高校錄取占比 連

連續(xù)變量

注∶關于父母的職業(yè)背景，李春玲將職業(yè)分中上中產(chǎn)階級卒暂、中下中產(chǎn)階段和底層階級啄栓，中上中產(chǎn)階級包括∶機關及企事業(yè)單位負責人、中層管理人員也祠、中高級職稱專業(yè)技術人員昙楚、一般機關干部公務員、經(jīng)濟業(yè)務人員诈嘿、私營企業(yè)主（雇工8人或以上）堪旧。中下中產(chǎn)階級包括∶基層管理人員、其他專業(yè)技術人員/一般技術員永淌、企事業(yè)單位職員崎场、技術工人、軍人警察消防人員遂蛀、個體戶/小業(yè)主（雇工 8人或以下）谭跨。底層階級包括∶商業(yè)與服務業(yè)人員、非技術工人李滴、農林牧

魚業(yè)人員螃宙、自由職業(yè)者、無業(yè)失業(yè)下崗家務人員所坯。本文根據(jù)李春玲的分類將中上中產(chǎn)階級劃分為上層階層谆扎，中下中產(chǎn)階級劃分為中產(chǎn)階層，底層階級劃分為下層階層芹助。參見∶Li堂湖，C.(2010). Characterizing China's middle class: Heterogeneous composition and multiple identities.China's emerging middle class: beyond economic transformation,135—156.

（二）研究方法

學生課外補習參與率受到個體、家庭状土、省份等多層次无蜂、多方面因素的影響，估計學生課外補習線性伯努利模型進行估計蒙谓。本文將建立學生個體和省級兩個層面的估計模型∶

1.零模型

該模型將學生課外補習參與率的總差異分解為學生個體差異和省際差異兩個層面斥季，主要用于探討學生課外補習參與率在省際是否存在顯著差異，模型如下∶

學生層∶Y= β累驮，十r酣倾， r;～ N（0舵揭，δ°）

(1)

省級層∶β;= Yo0＋μo;，μoj ～ N（0躁锡，roo）

(2)

其中午绳，Y，表示第j個省第i個學生的課外補習參與率稚铣，β箱叁，表示j省的學生平均課外補習參與率，Y表示總體學生的課外補習參與率惕医，μ耕漱，表示省級的隨機效應，8表示學生層面的課外補習參與率的差異抬伺，to0表示省際學生課外補習參與率的差異螟够。

2.全模型

在零模型的基礎上加上學生層面和省級層面的變量構建全模型，主要用來考查學生層面和省級層面的變量對學生課外補習參與率的影響情況峡钓，模型如下∶

學生層∶Y妓笙。= β;十βgender＋βzzdx＋βgxxjd＋β，fmzy＋居;fmxl

(1)

十βg;rjsr ＋r;能岩，r;～ N（0寞宫，8°）

省級層∶β，= γ ＋為1GDP＋γolqv＋μ;拉鹃，μ;～N（0辈赋，co）

(2)

五、參與課外補習與高考升學競爭的相關分析

（一）不同背景學生 參與課外補習的差異性

被調查學生樣本中膏燕，14.0%的學生參與了課外補習钥屈，其中男生參與課外補習的比例為12.5%，明顯低于女生的 15.7%坝辫。重點校學生參與課外補習的比

為 17.6%篷就，明顯高于非重點校學生的13.5%。說明我國學生參與課外補習以"培優(yōu)"為主近忙，"好學生""好學校"的教育競爭更為激烈竭业。學生的家庭人均純收入越高，其參與課外補習的比例就越大及舍。父母親最高學歷越高永品，學生參與課外補習的比例就越大。不同父母親最高職業(yè)學生參與課外補習的比例有明顯差異击纬。父母親最高職業(yè)為下層的學生參與課外補習的比例為 11.1%，父母親最高職業(yè)為中層的學生參與課外補習的比例為14.5%钾麸，父母親最高職業(yè)為上層的學生參與課外補習的比例為 24.6%更振。家庭背景較好的學生課外補習參與率較高炕桨，這也與目前諸多的研究結論較為一致。這說明肯腕，教育競爭在家庭背景較好的學生中更為激烈献宫。不同學校階段的學生參與課外補習的比例有所差異。學前班學生參與課外補習的比例最低实撒，為 11.3%姊途，小學生參與課外補習的比例為 14.5%，初中生參與課外補習的比例為17.8%知态，高中生參與課外補習的比例為 13.5%捷兰。

（二）學生課外補習參與率與高校本科錄取率的相關性分析由表 2 可知，上海市學生參與課外補習的比例最高负敏，為 33.8%贡茅，廣西壯族自治區(qū)學生參與課外補習的比例最低，為 1.6%其做。長三角地區(qū)顶考、京津地區(qū)以及東北三省學生參與課外補習的比例較高，中西部地區(qū)學生參與課外補習的比例較低妖泄。這與薛海平等的研究結論一致驹沿。【14】長三角地區(qū)和京津地區(qū)等經(jīng)濟較為發(fā)達省市的學生課外補習參與率要普遍高于中西部地區(qū)蹈胡。當學校教育系統(tǒng)的質量無法達到預期的時候渊季，一些收入較高的家庭會向校外教育系統(tǒng)尋求更高質量的教育資源。此外审残，在義務教育階段梭域，學校教育系統(tǒng)更加偏向于提供標準化、規(guī)范化的教育搅轿，導致一些家庭對教育的差異化需求無法得到滿足病涨。所以這部分家庭有可能將子女送到課外補習班，從而導致不同家庭在學校教育之外獲得的市場教育資源的分化璧坟。

表2 各省/市/自治區(qū)基礎教育階段學生課外補習參與率

省/市/自治區(qū)湖北省 33.8

省/市/自治區(qū)

課外補習參與率（%）

上海市江蘇省黑龍江省遼寧省北京市安徽省浙江省天津市吉林省山東省山西省湖南省河南省

陜西省 31.7

福建省 27.4

河北省 25.7

四川省 24.1

甘肅省 23.8

重慶市 20.7

云南省 20.6

廣東省 20.5

江西省 19.6

貴州省 19.2

廣西壯族自治區(qū)

18.7 18.0

課外補習參與率（%） 16.7 15.8 12.4 10.8 10.4 9.3 9.1 8.7 8.1 4.4

1.6

圖1呈現(xiàn)了各省/市/自治區(qū)課外補習參與率既穆、本科生錄取率、"211"高校錄取占比以及"985"高校錄取占比的趨勢雀鹃。從圖1可知幻工，各省/市/自治區(qū)基礎教育階段學生課外補習參與率隨著各省/市/自治區(qū)本科生錄取率上升而上升，另一方面黎茎，又隨著各省/市/自治區(qū)"211"高校錄取占比和"985"高校錄取占比上升而下降囊颅。

為了進一步探究各省基礎教育階段學生課外補習參與率與本科高校錄取0.80

調 0.70 0.60 0.50 0.40 0.30 0.20

.0—·-o-·—。8

。-A—A A一A每——A——A—A一A一A—A——A一K合

—課外補習參與率

區(qū)-■一 本科生錄取率

一—"211"高校錄取占比 --"985"高校錄取占比圖 1 課外補習 參與率與高校錄取率

率之間的關系踢代，采用皮爾遜相關進行分析盲憎。相關性分析結果顯示，各省/市/自治區(qū)基礎教育階段學生課外補習參與率與本科生錄取率為顯著正相關關系胳挎，而與"211"高校錄取占比以及"985"高校錄取占比存在顯著的負相關關系饼疙。

六、高考升學競爭對學生參與課外補習影響分析

（一）高校錄取率對課外補習參與率的影響

基于多層線性模型分析影響學生參與課外補習的因素慕爬，本文首先建構不含任何解釋變量的零模型窑眯，以分解造成學生課外補習參與率差異的來源。估計結果顯示医窿，省市內和省市間的學生課外補習參與率的方差成分分別為0.1167 和 0.0065磅甩，其組內相關系數(shù)為 0.0528，說明學生課外補習參與率總的變異中有 5.28%來源于省市間的差異留搔，另有 94.72%來源于省市內部學生個體及家庭的差異更胖，可見學生課外補習參與率差異受學生個體及家庭背景的影響總體上要大于省級層面因素的影響。從顯著性水平來看隔显，顯著性檢驗的p值為零却妨，表明學生課外補習參與率在省際有極其顯著的差異。為此括眠，需要建構多層線性模型來討論和分析影響學生參與課外補習的因素彪标。

表 3 中的模型1考察了各省/市/自治區(qū)本科生錄取率對學生課外補習參與率的影響。由模型1可知掷豺，女生參與課外補習的概率顯著高于男生捞烟。學生成績等級對學生參與課外補習無顯著影響。家庭人均純收入当船、父母親最高學歷和父母親最高職業(yè)對學生參與課外補習均有顯著正影響题画。在控制了學生家庭背景和學校特征的情況下，人均 GDP 對學生參與課外補習無顯著影響德频。本科生錄取率對學生參與課外補習有顯著正影響苍息，即本科生錄取率越高，學生參與課外補習的概率就越大壹置。該結果支持了本文提出的研究假設 1竞思。本科生錄取率高，說明該省/市/自治區(qū)學生接受普通高等教育的機率較大钞护。但是盖喷，隨著社會經(jīng)濟的快速發(fā)展，高校畢業(yè)生的就業(yè)競爭越來越激烈难咕。學生和家長并不滿足于上大學课梳，更想進入重點大學距辆，接受優(yōu)質的高等教育。高校擴招20年來惦界，高等教育的升學競爭壓力并沒有減少挑格，反而更加激烈。因此沾歪，學生和家長就會尋求參加課外補習，提高自己的高考升學競爭力雾消，導致本科生錄取率高的省/市/自治區(qū) 灾搏，課外補習參與率反而更高。

在模型 2 和模型 3中分別放入"211"高校錄取占比以及"985"高校錄取占比立润，均發(fā)現(xiàn)對學生參與課外補習有顯著負影響狂窑，表明"211"高校錄取占比以及"985"高校錄取占比越高，學生參與課外補習的概率就越低桑腮。該結果支持了本文提出的研究假設 3泉哈。"211"高校錄取占比和"985"高校錄取占比與本科生錄取率的比值越高，說明該省/市/自治區(qū)學生接受優(yōu)質高等教育資源的機率越大破讨，升上重點大學的競爭越小丛晦，因此，學生和家長尋求課外補習的動機越弱提陶，進而降低了基礎教育階段學生課外補習參與率烫沙。

表 3 高校錄取率對課外補習參與率影響的多層線性模型分析結果

模型1模型 2

學生層

男生（以女生為參照）一0.377*

-0.379(0.103)

(0.103)

家庭人均純收入 0.364*

0.364** 0.366*(0.060)

(0.060)

父母親最高學歷 0.221

0.219 0.221*"

(0.050)(0.050)(0.050)

0.216" 0.210"

父母親最高職業(yè)地位 0.210*(0.082)(0.082)

0.226* 0.223*

重點校（以非重點校為參照）

(0.116)(0.116) 0.075 0.078

學校階段 0.077

(0.068)(0.068)省級層人均 GDP 0.001

-0.001

(0.001)

模型 3

-0.377*

(0.103)

(0.060)

(0.080) 0.223*

(0.116)

(0.068)

-0.001

(0.001)

(0.001)

本科生錄取率 2.799(1.195)

（續(xù)表）模型 3

模型1模型 2

"211"高校錄取占比-10.647…

(3.925)

"985"高校錄取占比-24.699**(14.055)截距

-2.304… 1.828"

-3.789…(0.858)

(0.768)(0.391)觀察值 3320

3320

3320

注∶'p<0.1，"*p<0.05隙笆，"**p<0.01;括號內為標準誤锌蓄。

（二）高校 錄取率對課外補習參與率的異質性影響

為了進一步考察高校錄取率對課外補習參與率的異質性影響，本文在模型 4撑柔、模型5和模型 6中分別加入本科生錄取率與家庭人均收入瘸爽、父母親最高學歷和父母親最高職業(yè)的交互項，結果顯示交互項對學生參與課外補習均有顯著正影響铅忿。學生家庭背景強化了本科生錄取率對學生參與課外補習的影響剪决。該結果支持了本文提出的研究假設2。本科生錄取率高辆沦，說明更多的學生可以接受高等教育昼捍，社會經(jīng)濟地位較高的家庭感受到的孩子未來競爭壓力會更大，更會讓學生參與課外補習肢扯，以提高高考升學競爭力進入重點大學妒茬，接受更加優(yōu)質的高等教育，從而保持未來競爭優(yōu)勢以維護自己的階層地位蔚晨。在模型7乍钻、模型8肛循、模型 9、模型 10银择、模型 11多糠、模型 12中分別加入家庭社會經(jīng)濟背景變量與"211"高校錄取占比以及"985"高校錄取占比的交互項，結果顯示交互項對學生參與課外補習均無顯著影響浩考，表明重點高校錄取率對不同家庭社會經(jīng)濟背景學生參與課外補習的影響不存在顯著差異夹孔，也意味著不同家庭社會經(jīng)濟背景學生感受到的上重點大學競爭壓力不存在異質性。該結果并沒有支持本文提出的研究假設 4析孽。

為了進一步考察高校錄取率對不同學校階段的學生參與課外補習的影響搭伤，本文在模型13、模型14袜瞬、模型15 中分別加入學校階段與本科生錄取率怜俐、"211"高校錄取占比以及"985"高校錄取占比的交互項，表7結果顯示交互項對學生參與課外補習均無顯著影響邓尤，表明高校錄取率對不同學校階段的學生參與課外補習的影響不存在顯著差異拍鲤，意味著高考升學競爭壓力已經(jīng)傳導到各階段的學校。

表4 本科生錄取率對學生課外補習參與率的影響

模型 5模型6

本科生錄取率

本科生錄取率×家庭人均收入

本科生錄取率×父母親最高學歷本科生錄取率×父母親最高職業(yè)地位截距

觀察值

注∶上述模型在學生層面均控制性別汞扎、家庭人均純收入季稳、父母親最高學歷、父母親最高職業(yè)佩捞、是否重點校以及學校階段绞幌，在省級層面均控制了人均 GDP，由于篇幅原因一忱，此處省略控制變量系數(shù)莲蜘。*p<0.1，" p<0.05帘营，" p<0.01;括號內為標準誤票渠。

表 5 "211"高校錄取占比對學生課外補習 參與率的影響

"211"高校錄取占比

"211"高校錄取占比×家庭人均收入

"211"高校錄取占比×父母親最高學歷"211"高校錄取占比×父母親最高職業(yè)地位截距觀察值

注∶上述模型在學生層面均控制性別、家庭人均純收入芬迄、父母親最高學歷问顷、父母親最高職業(yè)、是否重點校以及學校階段禀梳，在省級層面均控制了人均GDP杜窄，由于篇幅原因，此處省略控制變量系數(shù)算途。*p<0.1塞耕，"p<0.05，" p<0.01;括號內為標準誤嘴瓤。

表6 "985"高校錄取占比對學生課外補習參與率的影響

"985"高校錄取占比

"985"高校錄取占比×家庭人均收入

"985"高校錄取占比×父母親最高學歷

"985"高校錄取占比×父母親最高職業(yè)地位截距觀察值

模型4 2.624(1.831) 0.552'(0.314)

2.769* 2.867

(1.638)

(1.582)

0.404*(0.245) 0.899 *"(0.459)

-3.336…

-3.367…(0.445)

-3.253…(0.454)

(0.446) 3320

β320

3320

模型7-18.297**(5.815) 0.735(0.681)

模型 8

模型 9

-11.760*-一14.543"'(5.801)

(5.968)

0.367(1.404) 2.102(2.384)

一1.686'-1.340

-0.881(0.931)

(0.941)(0.951) 3320

3320

3320

模型 11

模型 12

模型 10一36.692"*(18.733) 4.747(4.871)

-27.423-29.265

(18.866)

(18.738)

0.823(3.799) 2.559(6.929)

—2.174"-2. 096*"(1.046)(1.027) 3320

-1.

表7 本科錄取率與不同階段學校的交互作用對課外補習的異質性影響

模型 13 0. 012(0.154)

學校階段

本科生 錄取率

3.407"(1.736)

"211"高校錄取占比

"985"高校錄取占比

學校階段×本科生錄取率

-0.227(0.471)

學校階段×"211"高校錄取占比

學校階段×"985"高校錄取占比

截距

-3.963(0.531)

觀察值

3320

模型 14模型 15一0.221 0.836(0.766)

(0.212)

-27.359**

(7.073)

-31.875*(17.849)

6.006(6.788) 1.149(1.588)-2.053"-0.302(1.074)

(0.960) 3320

3320

注∶上述模型在學生層面均控制性別扫外、家庭人均純收入莉钙、父母親最高學歷、父母親最高職業(yè)以及是否重點校筛谚，在省級層面均控制了人均GDP磁玉，由于篇幅原因，此處省略控制變量系數(shù)驾讲。" p<0.1蚊伞，""p<0.05， p<0.01;括號內為標準誤蝎毡。

（三）穩(wěn)健性檢驗

2016年的課外補習參與情況可能會受到往年高校錄取率的影響厚柳，因此，本文利用 2015年本科生錄取率沐兵、2015年"211"高校錄取占比、2015年"985"高校錄取占比進行穩(wěn)健性檢驗便监。研究結果表明扎谎，2015年高校錄取率對 2016年學生課外補習參與率的影響與 2016 年高校錄取率對 2016 年學生課外補習參與率的影響基本一致，結果較為穩(wěn)健烧董。

七毁靶、研究結論與建議

本文基于中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)和收集各省教育統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過構建多層線性模型逊移，探究高校本科錄取率對學生參與課外補習的影響预吆，得出以下主要研究結論。

第一胳泉，各省/市/自治區(qū)基礎教育階段學生課外補習參與率隨著各省/市/自治區(qū)本科生錄取率上升而上升拐叉，另一方面，又隨著各省/市/自治區(qū)"211"高校錄

取占比和"985"高校錄取占比上升而下降扇商。

第二凤瘦，本科生錄取率對學生參與課外補習有顯著正影響，即本科生錄取率越高案铺，學生課外補習參與率就越高蔬芥。"211"高校錄取占比以及"985"高校錄取占比均對學生參與課外補習有顯著負影響，即重點高校錄取占比越高控汉，學生課外補習參與率就越低笔诵。

第三，本科錄取率對不同家庭社會經(jīng)濟背景學生參與課外補習影響存在異質性姑子，本科生錄取率越高乎婿，社會經(jīng)濟地位較高的家庭學生參與課外補習的概率越大。重點高校錄取率對不同家庭社會經(jīng)濟背景學生參與課外補習的影響不存在異質性壁酬，意味著不同家庭社會經(jīng)濟背景學生均致力于尋求課外補習以提高進入重點高校的機會次酌。

四恨课，在模型中分別加入學校階段與本科生錄取率、"211"高校錄取占比以及"985"高校錄取占比的交互項岳服，結果顯示交互項對學生參與課外補習均無顯著影響剂公。說明高考升學競爭壓力對基礎教育各階段學校學生參與課外補習的影響不存在顯著差異，高考升學競爭壓力已經(jīng)傳導到各階段學校吊宋。

按照最大化維持不平等理論（MMI）和有效維持不平等理論（EMI）纲辽，不同背景的學生接受高等教育的機會是有差異的。當高等教育還是精英教育模式時璃搜，"上大學"是人們的首要目標拖吼，社會經(jīng)濟地位較高的父母總是會尋找各種方式，幫助其子女爭取"上大學"的機會以維持競爭優(yōu)勢这吻。當高等教育進入普及化階段時吊档，由于高等教育質量的不均衡，尤其是各省/市/自治區(qū)間優(yōu)質高等教育資源存在較大的差距唾糯。此時怠硼，高考競爭的核心不在于受教育機會，而是教育質量移怯，即不在于"上大學"香璃，而在于"上好大學"。教育部發(fā)布的 2019年全國教育事業(yè)發(fā)展基本情況顯示舟误，我國已建成世界上規(guī)模最大的高等教育體系葡秒，高等教育毛入學率達到51.6%，已進入普及化階段嵌溢。隨著高等教育規(guī)模擴張和入學率的提高眯牧，重點高校的入學機會出現(xiàn)了"隊列擁擠現(xiàn)象"（cohort crowding）∶即高校擴招使得更多的高中畢業(yè)生進入高校，同時重點高校的供給彈性卻非常小堵腹，造成重點高校的競爭反而更加激烈炸站。【15】中國高校擴招使得高等教育入學機會持續(xù)擴大疚顷，但是由于政府實施"制高點戰(zhàn)略"等政策旱易，重點高校的招生規(guī)模沒有顯著增加，地方本科院校和高職院校的規(guī)模不斷擴大腿堤。r6】【7】上大學已經(jīng)不能有效維持

女競爭優(yōu)勢了阀坏，尤其對于社會經(jīng)濟地位較高的家庭而言，優(yōu)質高等教育資源的不足和分布不均衡笆檀，加重了他們的教育焦慮和負擔忌堂，迫使他們不得不加大對

子的校外教育投入。因此酗洒，學階段士修，也影響著小學和學前階段枷遂，而且這種影響并沒有顯著差異。為了上好大學棋嘲，高考升學競爭不斷向低學段的學生家庭蔓延酒唉。基于以上研究結論與討論沸移，本文提出如下政策建議∶

第一痪伦，調整和優(yōu)化高等教育資源促進省際高等教育均衡發(fā)展。目前雹锣，我國高等教育發(fā)展不均衡問題凸出网沾，優(yōu)質的高等教育資源在區(qū)域間分布嚴重不均衡。無論是"985"高校和"211"高校還是雙一流高校蕊爵，均呈現(xiàn)出東部密集辉哥，中西部稀疏的格局。不同省/市/自治區(qū)重點高校數(shù)量差異較大攒射，造成不同省/市/自治區(qū)重點高校錄取率存在較大差異证薇。重點高校錄取率較低省/市/自治區(qū)學生和家長圍繞"上好大學"競爭更激烈，他們的教育焦慮感更強匆篓，更有動機去尋求課外補習。因此寇窑，需要進一步調整和優(yōu)化高等教育資源鸦概，在高等教育不發(fā)達地區(qū)扶持建設更多的重點高校，減少這些省/市/自治區(qū)學生的高考升學競爭壓力甩骏，有助于降低課外補習參與率窗市。

第二，面向優(yōu)質高等教育資源較為稀缺的省/市/自治區(qū)增加重點高校招生名額饮笛。高校擴招 20年來咨察，我國高等教育發(fā)展取得了舉世矚目的成就。我國已經(jīng)進入高等教育普及化階段福青，一般的適齡學生均可以接受高等教育摄狱，但也正因為如此，人們不再關注于"上大學"而在于"上好大學"无午，反而加重了學生和家長的教育焦慮媒役。學生為了能夠在高考中取得好成績，進入重點高校宪迟，參加課外補習成為了"首選"酣衷，學生和家庭圍繞課外補習的競爭也日益激烈。尤其是社會經(jīng)濟地位較高的家庭次泽，高等教育招生規(guī)模的擴張穿仪，增加了他們的教育競爭焦慮席爽，而基礎教育階段學校發(fā)展均衡化的政策導向和趨勢，削弱了經(jīng)濟地位較高的家庭子女學校教育質量優(yōu)勢啊片，進一步加劇了他們的教育競爭焦慮只锻，促使他們紛紛尋求課外補習，希望增強學生的高考升學競爭力钠龙，提高進入重點高校的機會炬藤。面向優(yōu)質高等教育較為稀缺的省/市/自治區(qū)擴大重點高校招生名額，有助于減少這些省份學生和家庭的高考升學競爭壓力碴里，緩解他們的教育焦慮沈矿，從而降低課外補習參與率。

第三咬腋，面向家庭社會經(jīng)濟地位較低的弱勢階層家庭增加重點高校招生名額羹膳。隨著高等教育招生規(guī)模的擴大，家庭社會經(jīng)濟地位較高的學生更多參與課外補習以提高進入重點高校的機會根竿，有效維持教育和社會競爭優(yōu)勢陵像。結果造成不同家庭社會經(jīng)濟地位的學生獲得高等教育入學機會由數(shù)量不均等轉向質量不均等，容易導致階層固化寇壳，不利于社會階層流動醒颖。因此，重點高校在分配招生計劃時應面向家庭社會經(jīng)濟地位較低的弱勢階層家庭增加招生名額壳炎。目前泞歉，教育部正在