薛海平 方晨晨 馬莉萍

摘 要：基于中國家庭追蹤調(diào)查2016年數(shù)據(jù)和2015年各省市重點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，對高等教育入學機會質(zhì)量競爭與基礎(chǔ)教育階段學生課外補習參與關(guān)系進行探究。研究發(fā)現(xiàn)：重點高校錄取最低位次中位數(shù)對學生課外補習參與率有顯著負影響;高等教育入學機會質(zhì)量競爭對不同階層家庭學生參與課外補習的影響存在調(diào)節(jié)效應，高等教育入學機會質(zhì)量競爭的提高會進一步促進優(yōu)勢階層家庭的學生參與課外補習。基于此，教育行政部門應進一步提升重點高校錄取率，擴大優(yōu)質(zhì)高等教育資源，增加面向弱勢階層家庭學生的重點高校招生名額，促進高等教育入學機會質(zhì)量公平和社會階層流動。

關(guān)鍵詞：入學機會;質(zhì)量競爭;重點高校;課外補習;質(zhì)量公平

一、引言

教育部最新發(fā)布的2019年全國教育事業(yè)發(fā)展基本情況顯示，我國已建成世界上規(guī)模最大的高等教育體系，高等教育毛入學率達到了51.6%，已經(jīng)進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。?？梢姡霐?shù)以上的高中生可以接受高等教育。此時學生和家長更加關(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)模不斷擴大但優(yōu)質(zhì)高等教育資源不足的情況下，家長和學生對于優(yōu)質(zhì)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。這種焦慮促使家庭紛紛為子女選擇課外補習，以便其在高考升學競爭中獲得優(yōu)勢。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（Song等，2013）。課外補習，在國際學術(shù)界通常稱為“影子教育（Shadow Education）”，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（Bray和Kwok，2003）。作為教育競爭和家庭教育投資的重要方式，課外補習或影子教育已演變成一種世界性的現(xiàn)象，并且在發(fā)展中國家和東南亞地區(qū)尤為盛行（Dang等，2008）。目前，我國高等教育已經(jīng)進入普及化階段，學生和家長更加關(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機會質(zhì)量競爭與課外補習參與的關(guān)系就顯得尤為必要，然而目前鮮有實證研究對兩者的關(guān)系進行探究。鑒于此，本研究基于中國家庭追蹤調(diào)查2016年數(shù)據(jù)和重點高校錄取最低位次數(shù)據(jù)，通過建立多層線性伯努利模型，探究反映高等教育入學機會質(zhì)量競爭激烈程度的重點高校錄取最低位次中位數(shù)與學生課外補習參與的關(guān)系。

二、文獻綜述

教育競爭是一種重要的社會選擇，主要圍繞著受教育機會、獲得質(zhì)量較高的學校教育機會、憑借著不同的教育文憑資格獲得報酬優(yōu)厚的就業(yè)機會等等（劉精明，2004）。由于全國高等教育入學率已經(jīng)在50%以上，因此高等教育的受教育機會并不是教育競爭的重點。教育競爭主要圍繞著獲得高質(zhì)量的教育資源，所以為了在競爭中獲得優(yōu)勢，社會經(jīng)濟地位較高的家庭就會通過課外補習額外獲得教育資源。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生參與課外補習，即激烈的高等教育質(zhì)量競爭，追求上重點高校的機會導致了大規(guī)模、高比例的課外補習的參與率。吳巖（2014）基于教育公平視角對教育補習現(xiàn)象進行研究，發(fā)現(xiàn)由于我國的高中以及大學招生遵循擇優(yōu)錄取的競爭原則，因此有條件的家庭通過購買額外的教育資源，即課外補習，其實也是購買了分數(shù)、“能力”和“機會”，使得參加課外補習的學生在升學競爭中獲得優(yōu)勢，損害了那些不能夠提供課外補習家庭的孩子享受優(yōu)質(zhì)教育的權(quán)利，對教育公平造成了干擾。薛海平（2017）使用中國家庭追蹤調(diào)查2012年數(shù)據(jù)，研究了我國義務教育階段學生的課外補習活動，發(fā)現(xiàn)課外補習使優(yōu)勢階層子女獲得更多數(shù)量和更高質(zhì)量的教育，使其在未來的升學和就業(yè)競爭中取得成功，課外補習的社會再生產(chǎn)功能日益顯現(xiàn)。張薇和馬克·貝磊等（2017）提出中國的高等教育入學機會競爭激烈且與學生具有很大的利害關(guān)系，它給志在上大學的高中生造成了巨大壓力，這種壓力推動了低學段的競爭。此外，教育資源在地區(qū)和學校間的分配不均，也迫使各個家庭利用課外補習獲得或保持競爭優(yōu)勢。周東洋和吳愈曉（2018）探討學生課外補習參與狀況時，提出由于存在“熱屋效應”，學生有著巨大的提升學業(yè)成就的壓力以及對精英文憑的追求，這種充滿教育競爭的“氛圍”就會導致對課外補習的需求。薛海平和趙陽（2020）基于北京大學中國家庭追蹤調(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)參加課外補習有助于高中生在高考升學競爭中獲得一定的優(yōu)勢，幫助高中生升入大學，但不能助其進一步升入本科高校。同時，他們團隊的另外一篇文章驗證了高等教育入學率會影響課外補習參與率（薛海平和方晨晨，2020）。

課外補習已然成為了一個全球化現(xiàn)象，尤其是東南亞地區(qū)尤為盛行，引起了學者們的普遍關(guān)注。然而，學生和家庭圍繞課外補習日益激烈的競爭不僅加劇了學生學業(yè)競爭壓力，消耗了大量家庭和社會資源，而且可能削弱政府在推進教育公平方面的政策成效，維持與擴大了社會不平等（薛海平和丁小浩，2009;Bray，1999）。目前，對于課外補習的現(xiàn)狀、影響因素以及對學生發(fā)展的影響研究較多，但是關(guān)于高等教育入學機會質(zhì)量競爭對學生參與課外補習影響的實證研究很少。有鑒于此，本研究基于中國家庭追蹤調(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機會質(zhì)量競爭程度的重點高校錄取最低位次中位數(shù)與學生課外補習參與的關(guān)系，研究結(jié)論有助于理解學生參與課外補習背后深層次的原因，為政府治理課外補習問題提供理論依據(jù)。

三、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

20世紀以來，世界各國教育規(guī)模的擴張促使很多學者開始關(guān)注教育公平問題。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年通過研究愛爾蘭的教育規(guī)模擴張與機會均等關(guān)系時所提出。Raftery和Hout通過研究愛爾蘭1908-1956年出生群體的教育獲得和受教育軌跡（Eduacation Transitions）發(fā)現(xiàn)，無論對于哪個階層來說，家庭背景對教育機會的影響都在減弱，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)，其核心觀點認為教育規(guī)模的擴張不一定會改變家庭社會地位對子女獲得教育機會的影響。優(yōu)勢階層群體會通過各種途徑，利用一切可利用的資源推動其子女的教育機會最大化，導致教育擴張帶來的新的教育機會將被優(yōu)勢階層所“壟斷”。只有當優(yōu)勢階層對該級教育機會的需求達到飽和時，不同階層群體在該級的教育不均等才可能縮小。Lucas在MMI理論的基礎(chǔ)上進行了修正，并進一步提出了EMI假設(shè)。該理論認為，即使優(yōu)勢階層在某一級別教育中達到了飽和，不平等還將在某一級別的教育中以更有效的方式維持。同時，Lucas提出教育機會分配方面不僅存在著數(shù)量上的不平等，即優(yōu)勢階層的子女獲得某一級別教育機會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)勢階層的子女獲取更高質(zhì)量的教育機會遠大于較低階層的子女。

目前，我國高等教育已經(jīng)進入普及化階段，因而現(xiàn)在的高等教育競爭更加關(guān)注的是高等教育質(zhì)量，更多的是圍繞“上重點大學”展開，以獲得優(yōu)質(zhì)的高等教育資源為最終目的。尤其對于優(yōu)勢階層的家庭而言，為了在激烈的教育競爭中獲得優(yōu)勢，享有優(yōu)質(zhì)高等教育資源的機會，就會在基礎(chǔ)教育階段通過課外補習等方式提高其子女的升學競爭力。因而，高等教育入學機會質(zhì)量競爭在某種程度上會影響學生課外補習參與率?；诖?，提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：高等教育入學機會質(zhì)量競爭越激烈的省市，學生課外補習參與率就越高。

假設(shè)2：高等教育入學機會質(zhì)量競爭對不同階層家庭的學生課外補習參與率的影響存在調(diào)節(jié)效應，入學機會的質(zhì)量競爭越激烈，越促使優(yōu)勢階層家庭的學生參與課外補習。

四、數(shù)據(jù)來源與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)主要來自北京大學“985”項目資助、北京大學中國社會科學調(diào)查中心在2016年執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）。CFPS樣本覆蓋25個省/市/自治區(qū)，目標樣本規(guī)模為16000戶，調(diào)查對象包含樣本家庭中的全部家庭成員。CFPS重點關(guān)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、教育成果、家庭關(guān)系與家庭動態(tài)、人口遷移、健康等在內(nèi)的諸多研究主題，是一項全國性、大規(guī)模、多學科的社會跟蹤調(diào)查項目。CFPS數(shù)據(jù)是目前國內(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)。本研究樣本包括學前、小學、初中和高中生，共6740名學生，其中幼兒園或?qū)W前班的學生人數(shù)為1921人，小學生為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)按照省編碼進行匹配。

（二）變量說明

本研究中的課外補習是指為提高學生學業(yè)成績或才藝培養(yǎng)而進行的正規(guī)學校教育外的補充性教育活動，包含了學術(shù)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。

由于各個省市的“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)對分布數(shù)列的代表性。因此，在衡量高等教育入學機會質(zhì)量競爭的激烈程度時，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，說明學生獲取高等教育入學機會質(zhì)量競爭激烈程度越低;該數(shù)值越小，說明學生獲取高等教育入學機會質(zhì)量競爭激烈程度越高。另外，高等教育入學機會對學生課外補習的影響可能存在滯后性，因此在衡量“高等教育入學機會質(zhì)量競爭”上，本研究選取2015年的數(shù)據(jù)，而在“基礎(chǔ)教育學生課外補習參與”方面，選取2016年的數(shù)據(jù)。變量說明詳見表1。

（三）研究方法

學生課外補習的參與率受到個體、家庭、省份等多層次、多方面因素的影響，估計學生課外補習的參與率的影響研究中面對的數(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，由于學生是否參加課外補習為二分變量，因此，本研究采用多層線性伯努利模型進行估計，建立學生個體和省級兩個層面的估計模型：

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、中下中產(chǎn)階段和底層階級。中上中產(chǎn)階級包括：機關(guān)及企事業(yè)單位負責人、中層管理人員、中高級職稱專業(yè)技術(shù)人員、一般機關(guān)干部公務員、經(jīng)濟業(yè)務人員、私營企業(yè)主（雇工8人或以上）。中下中產(chǎn)階級包括：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、個體戶/小業(yè)主（雇工8人或以下）。底層階級包括：商業(yè)與服務業(yè)人員、非技術(shù)工人、農(nóng)林牧漁業(yè)人員、自由職業(yè)者、無業(yè)失業(yè)下崗家務人員。根據(jù)李春玲的分類將中上中產(chǎn)階級劃分為上層階層、中下中產(chǎn)階級劃分為中層階層、底層階級劃分為下層階層。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

該模型將學生課外補習參與率的總差異分解為學生個體和省級間差異兩個層面，主要用于探討學生課外補習參與率在省級間是否存在顯著差異，模型如下：

其中，Yij表示第j個省第i個學生的課外補習參與率，β0j表示省市j的學生平均課外補習參與率，γ00表示總體學生的課外補習參與率，μ0j表示省市之間的隨機效應，δ2表示學生層面的課外補習參與率的差異，τ00表示省市之間學生課外補習參與率的差異。

2.全模型

在零模型的基礎(chǔ)上加上學生層面和省級層面的變量構(gòu)建全模型，主要用來考察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，模型如下：

其中：學生層中，gender為學生性別，xxjd為學校階段，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;省級層中，GDP為各省的人均GDP，lqv為重點高校錄取占比，lqwc為重點高校錄取最低位次中位數(shù)。

五、重點高校錄取最低位次與學生參與課外補習的關(guān)系

表2呈現(xiàn)了各省市課外補習參與率和重點高校錄取最低位次中位數(shù)的基本情況。由表2可知，全國基礎(chǔ)教育階段學生平均課外補習參與率達到了24.81%，其中黑龍江省的學生課外補習參與率最高，達到44.76%，廣西壯族自治區(qū)學生最低，為6.49%。總體而言，東北三省、長三角地區(qū)以及京津地區(qū)的

學生課外補習參與率較高，中部和西部地區(qū)的學生課外補習參與率較低。這與薛海平等（2019）的研究結(jié)果較為一致。全國“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“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“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?。?5545）;全國“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?。?83），位次最高的為廣東?。?589）。

圖1至圖4呈現(xiàn)了各省/市/自治區(qū)課外補習參與率、“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?？芍?，隨著各省“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)教育階段學生課外補習參與率有下降的趨勢;“211”高校文科和“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)與學生課外補習參與率的波動較大。

六、重點高校錄取最低位次對學生參與課外補習的影響

使用多層線性伯努利模型分析重點高校錄取最低位次對基礎(chǔ)教育階段學生課外補習參與率的影響，首先建構(gòu)不含任何解釋變量的零模型，以分解造成學生課外補習參與率差異的來源。估計結(jié)果顯示，省市內(nèi)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，其組內(nèi)相關(guān)系數(shù)為0.0528，說明學生課外補習參與率總的差異中有5.28%來源于省市間的差異，另有94.72%來源于省市內(nèi)部學生個體及家庭的差異，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

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

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

為了進一步分析“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對不同階層家庭的學生課外補習參與率的影響是否存在調(diào)節(jié)效應。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，結(jié)果顯示“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習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（高等教育入學機會質(zhì)量競爭程度越激烈），相比于父母親最高職業(yè)層次為下層的學生，父母親最高職業(yè)層次為中層和上層的學生參與課外補習的概率提升的越大;同樣，相比于家庭人均收入為最低20%的學生，家庭人均收入為中下20%、中間20%、中上20%和最高20%的學生參與課外補習的概率提升得越大。

為更清晰地解釋表3中的調(diào)節(jié)效應，本研究給出了父母親最高職業(yè)層次不同的學生隨“211”高校理科錄取最低位次中位數(shù)變化的課外補習參與率圖（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)的減小（高等教育入學機會質(zhì)量競爭程度提高）會提升父母親最高職業(yè)層次較高的學生課外補習參與率（以父母最高職業(yè)層次為下層做參照）。同理，高等教育入學機會質(zhì)量競爭程度的提高會提升家庭經(jīng)濟狀況較好的學生課外補習參與率。

表4呈現(xiàn)了“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習的影響。結(jié)果顯示，“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習有顯著負影響，即“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)越高，學生課外補習參與率就越低。為了進一步分析“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對不同階層家庭的學生課外補習參與率的影響是否存在調(diào)節(jié)效應。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，結(jié)果顯示“211”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習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（高等教育入學機會質(zhì)量競爭程度越激烈），相比于父母親最高職業(yè)層次為下層的學生，父母親最高職業(yè)層次為中層的學生參與課外補習的概率提升得越大;同樣，相比于家庭人均純收入為最低20%的學生，家庭人均純收入為中下20%、中間20%、中上20%和最高20%的學生參與課外補習的概率提升的越大。

表5呈現(xiàn)了“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習的影響因素回歸模型結(jié)果。“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習有顯著負影響，即“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)越高，學生課外補習參與率就越低。為了進一步分析“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對不同階層家庭的學生課外補習參與率的影響是否存在調(diào)節(jié)效應，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，結(jié)果顯示“985”高校理科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習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（高等教育入學機會質(zhì)量競爭程度越激烈），相比于父母親最高職業(yè)層次為下層的學生，父母親最高職業(yè)層次為中層和上層的學生參與課外補習的率提升得越大;同樣，相比于家庭人均純收入為最低20%的學生，家庭人均純收入為中下20%、中間20%和中上20%的學生參與課外補習的率提升的越大。

觀察值5677567756775677 注：上述模型在學生層面均控制性別、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)對學生參與課外補習的影響。結(jié)果顯示，“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習有顯著負影響，即“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)越高，學生課外補習參與率就越低。為了進一步分析“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對不同階層家庭的學生課外補習參與率的影響是否存在調(diào)節(jié)效應，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，結(jié)果顯示“985”高校文科錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習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（高等教育入學機會質(zhì)量競爭程度越激烈），相比于家庭人均純收入為最低20%的學生，家庭人均純收入為中下20%、中間20%、中上20%和最高20%的學生參與課外補習的概率提升得越大。

七、研究結(jié)論、討論與建議

基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)和收集各省市高校錄取數(shù)據(jù)，本研究通過構(gòu)建多層線性伯努利模型，探究高等教育入學機會質(zhì)量競爭對學生參與課外補習的影響，得出以下主要研究結(jié)論。

第一，通過分析各省市重點高校錄取位次最低中位數(shù)和學生課外補習參與率的關(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)教育階段學生課外補習參與率有下降的趨勢。

第二，重點高校錄取最低位次中位數(shù)對學生參與課外補習有顯著負影響。通過建立多層線性伯努利模型分析重點高校錄取最低位次中位數(shù)對學生課外補習參與率的影響，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)對學生課外補習參與率均有顯著負影響。

第三，高等教育入學機會質(zhì)量競爭對不同階層家庭的學生課外補習參與的影響存在調(diào)節(jié)效應。隨著重點高校錄取最低位次中位數(shù)的減小，即高等教育入學機會質(zhì)量競爭提高，相對于弱勢階層家庭的學生，優(yōu)勢階層家庭的學生參與課外補習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，擴大優(yōu)質(zhì)高等教育資源，提升重點高校錄取率，降低高等教育入學機會質(zhì)量競爭。

截至2020年6月30日，全國高等學校共計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，我國優(yōu)質(zhì)高等教育資源非常匱乏，高等教育入學機會質(zhì)量競爭非常激烈，這也導致家長為了讓其子女上更高質(zhì)量的高校，紛紛轉(zhuǎn)向校外，通過參與課外補習提高其子女的競爭力。因此，教育行政部門應擴大優(yōu)質(zhì)高等教育資源，提升重點高校錄取率，降低高等教育入學機會質(zhì)量競爭。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習參與，減輕家庭經(jīng)濟負擔和學生的學業(yè)負擔。

第二，扶持優(yōu)質(zhì)高等教育資源較為短缺地區(qū)的重點高校建設(shè)以及擴大面向這些地區(qū)重點高校的招生名額，促進優(yōu)質(zhì)高等教育入學機會公平。

目前，無論是“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。不同省份重點大學數(shù)量差異較大，造成不同省份高等教育入學機會質(zhì)量競爭程度存在較大差異。因此，需要進一步調(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)更多的重點高校、增加重點高校的招生名額，一方面可以促進優(yōu)質(zhì)高等教育資源在省級間均衡發(fā)展，另一方面有助于促進優(yōu)質(zhì)高等教育入學機會公平從而降低課外補習參與率。

第三，增加弱勢階層家庭學生的重點高校招生名額，促進教育質(zhì)量公平和社會階層流動。

國內(nèi)外研究均發(fā)現(xiàn)，優(yōu)勢階層家庭的學生參與課外補習的可能性較高（Buchmann等，2010;薛海平，2018），而參與課外補習有助于高中生獲得高等教育入學機會（薛海平和趙陽，2020;Stevenson等，1992）。本研究進一步發(fā)現(xiàn)高等教育入學機會質(zhì)量競爭程度提升會進一步提高優(yōu)勢階層家庭學生的課外補習參與率，從而增加了優(yōu)勢階層家庭學生獲得重點高校入學機會，容易導致階層固化，不利于社會階層流動。因此，在擴大優(yōu)質(zhì)高等教育資源的同時，還需要增加弱勢階層家庭子女的重點高校招生名額。目前，教育部實施了面向貧困地區(qū)定向招生專項計劃，一些重點高校也相繼出臺了面向貧困地區(qū)定向招生專項計劃，包括北京大學的“筑夢計劃”、清華大學的“自強計劃”等等。教育部和重點高校應該堅持實施此類計劃，縮小不同階層家庭子女獲得優(yōu)質(zhì)高等教育資源的機會差異，促進教育質(zhì)量公平和社會階層流動。

本研究為了探討高等教育入學機會質(zhì)量競爭對基礎(chǔ)教育學生課外補習參與的影響，高等教育入學機會質(zhì)量競爭指標使用2015年的數(shù)據(jù)，而基礎(chǔ)教育學生課外補習參與采用2016年的數(shù)據(jù)，雖然在一定程度上可以避免統(tǒng)計分析中的雙向因果問題，但仍然難以消除該問題，這可能會導致估計結(jié)果有一定偏差，在后續(xù)研究中需要進一步改進和完善。在未來研究中我們將嘗試利用中國家庭追蹤調(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機會質(zhì)量競爭對滯后多期基礎(chǔ)教育學生課外補習參與的影響，從而對高等教育入學機會質(zhì)量競爭與基礎(chǔ)教育學生課外補習參與的因果關(guān)系進行穩(wěn)健性檢驗。

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