熊艳青，张成龙,2，陈梦圆
(1 复旦大学，上海 200433；
2 云南大学信息技术中心，云南 昆明 650091；
3 湖北三峡职业技术学院，湖北 宜昌 443000)
“海淀妈妈”“虎爸”“鸡娃”“母职经纪人”是近年来社会针对家庭教育讨论的热门话题。2021年1月，《南方周末》刊发了一则《海淀妈妈“上岸”记：“顶尖再往顶尖去是很难的”》，记录了海淀妈妈如何带领儿子过关斩将拿到重点中学入场券[1]。《小舍得》《陪你一起长大》等电视剧的播出，更是将“中国式”家长以“爱”之名“鸡娃”到底的形象展现得一览无余。“剧场效应”下的课外补习俨然成为了另外一种“教育军备竞赛”。
为缓解家长群体的教育焦虑，冷却影子教育的“剧场效应”，2021年7月，中共中央办公厅、国务院办公厅出台了《关于进一步减轻义务教育阶段学生作业负担和校外培训负担的意见》(以下简称“双减”政策)[2]。然而，家长们的焦虑似乎并未因此消减，部分家庭甚至对校外治理并不买账，试图通过招募“高端家政”“众筹拼小班”“旅行式补课”等方式继续“抢跑”。追根溯源，这一现象背后凸显的是微观家庭对课外教育投资收益的热切期待，教培行业对课外补习效果的鼓吹更是起到了推波助澜的作用。但课外补习真的能兑现承诺，促进学生学业进步吗？如果能，它的效力如何？哪个学段、哪种课程、哪类教师补习又能最大程度地帮助学生获得成功呢？现有研究并未很好地回答这些问题。本研究拟用元分析(Meta-analysis)这一高阶教育循证方法试图回答上述问题，以期为缓解家长教育焦虑，进一步助力“双减”政策落地提供实证证据。
影子教育(shadow education)又称课外补习，是效仿正规教育体系，以提高学生学业成绩为目的的一种补充性教育[3]。国内外学者针对影子教育的成效开展了大量研究，但相关结论并未达成共识，目前主要有3种不同的声音：补习有用论、无效说甚至负面效应、非线性关系。
第一，补习有用论。该观点认为课外补习能够提高学业成绩。例如Ünal团队基于国家学生评估项目(PISA)2006报告的数据，发现课外补习1小时，数学得分可以上涨12—15分[4]。又如Park团队基于韩国教育纵向研究(Korean Education Longitudinal Study,简称KELS)数据，在控制其他变量的情况下发现不同的辅导变量(如辅导经验、辅导时间和辅导金额)对中学数学成绩的提高均有显著的正向影响[5]。再如一项基于中国教育追踪调查数据的研究同样发现，课外辅导均能提升语文、数学成绩，且课外补习对女学生、学困生、父母受教育程度更高的学生的影响效应更大[6]。
第二，补习无效说或负面效应。部分研究指出课外补习无法提高学业成绩(Smyth，2008)[7]，它更多的是一种情感和心理上的安慰剂，且这种补习无效在男性、父母职业为非精英的弱势亚群体中更为突出[8]。还有研究甚至发现课外补习会对学习成绩产生负面效应。如李佳丽的研究发现语文补习不仅不能提高学生的成绩，还会产生成绩倒退[9]。更大规模的纵向研究结果还发现在线补习、一对一家教形式均对数学成绩产生负向影响，且在控制其他变量的情况下，这一结论依然成立[10]。
第三，少部分研究发现两者关系并非简单的线性相关，而是存在一定的边界条件，包括补习时长、课程类别、师资类型、地区差异。如Liu J分析了台湾“教育委员会”收集的13 798名七年级学生的课外数学补习数据，他发现课外补习有助于提高学生的分析能力、数学成绩，但随着辅导时间的增加，这种正向效应会减少、消失最后转向负面影响[11]。刘冬冬团队基于CEPS(2013—2014)的数据发现，课外补习能够显著提高数学和英语成绩，但补习语文却无效[12]。还有研究指出，选择本校任课老师的补习不会对成绩产生负面影响，但参加非专职人员的补习却会使学生成绩倒退[13]。一项跨国研究指出，数学补习收益在不同的国家/地区间存在较大差异[14]。
综上所述，三种声音各执一词，且分别得到了实证研究的支持，这在一定程度上反映了影子教育与学业成绩间关系的复杂性与多样性。囿于单项(少量)研究结论的推广性有限，本研究拟运用元分析方法来综合上述三种不同的声音，从而获得更具普适性的结论。元分析又称萃取分析，是对同一主题的多项实证研究结论进行再分析的量化研究方法[15]。由于其具备严格而规范的实施程序，元分析也被视为教育循证改革过程中寻求“最佳证据”的一种有效手段[16]。
研究者通过检索国内外相关研究发现，“目前仅有一篇文献对该议题进行了元分析”[17]，但仍存在如下不足：一方面，未能囊括最新的实证研究结果，难以体现最新的研究进展；
另一方面，该研究仅检验了成绩测量方式和年级对两者关系的影响，其他重要的诸如学科类型等关键变量的探讨未曾涉猎。基于此，本研究囊括了国内外最新研究成果，并基于已有研究的提示，进一步探讨了学科类型、补习时长、教师类型对学业成绩的调节作用。具体问题如下：影子教育能够提高学生的学业成绩吗？效力如何？影子教育成效是否受国籍、学科、学段、补习教师类型、补习时长的影响？
(一)文献搜索
本研究首先在中国知网、万方数据库、维普数据库、Web of Science核心数据集、EBSCO全文数据库、SCOPUS数据库、JSTOR过刊库、ERIC数据库、PQDT学位论文库、Google Scholar、百度学术等进行大范围检索，中文检索关键词包括 “影子教育”“课外补习”“课外辅导”“校外辅导”“校外培训”，英文关键词包括“extra-curricular tutorial”“private tutoring”“shadow education”“private supplementary tutoring”“cram school”等，以及相应的“shadow education and academic performance”等组合词。其次，通过浏览文献综述和相关重要文章的参考文献进一步追踪潜在的文章。考虑到该领域高质量的文章出现在2000年以后，因此，本研究将时间检索范围限定在2000年1月1日—2021年11日25日。
(二)文献纳入标准
依据研究的需要，最终进入元分析的样本应同时符合如下标准：(1)研究主题必须是影子教育对学业成绩的影响；
(2)研究对象是在校中小学生，不包括大学生或社会人士；
(3)研究类型必须是实证研究；
(4)文献提供了可计算效应量的数据，如样本量、平均值、标准差、相关系数(r)、t值、P值、F值、卡方值等；
(5)若同一文章在不同的期刊或以不同的形式出现，只取其中一种。
(三)效应值计算与编码
元分析可以呈现多种效应值(如OR值、Cohen’s d值、r值等)，从理论上讲，每种效应值都可以表征影响效果，且不同的效应值之间可以相互转换[18]。鉴于原始数据的特点，本研究选择标准化相关系数(r)作为统计效应值。计算过程分为两个阶段，首先需要将样本相关系数进行Fisher’s Z转换，并用转换值进行元分析，然后把综合效应值再转换为相关系数。具体的公式如下所示：
本研究将文献作者、出版年份、学习者学段、学科、国别、教师类型、测量方式等作为编码对象(见表1)。两位研究员对35个样本进行独立编码，Cohen kappa一致性系数为0.89，满足0.7的统计学要求，说明特征值编码结果有效。
(四)数据分析框架与工具
本研究采用CMA3.0(Comprehensive meta-analysis 3.0)专业版软件进行数据分析，基于35篇有效文献的数据条件，以学业成绩为因变量、影子教育为自变量，以学段、国籍、学科、补习教师类型、补习时长、测评方式为调节变量。需要说明的是，由于在编码的过程中，上述调节变量均以类别变量形式进行编码，因此本文将依次通过发表偏倚检验、异质性检验、次群体分析(sub-group analysis)方法探讨影子教育与学业成绩的关系。
表1 样本基本信息
(一)发表偏倚检验
发表偏倚(publicationbias)是指在同类研究中，具有统计学意义的研究(阳性结果)比无统计学意义的研究(阴性结果)更容易被接受或发表。存在发表偏倚意味着该领域的研究并不完善，元分析计算出的效应值也会因此出现虚假升高现象[19]。基于此，本研究选用漏斗图(Funnel Plot)和失安全系数(Fail-safe-Number,Nfs)两个经典的方法对研究样本的发表偏倚情况进行综合评估。从图1可以看出，大部分研究都分布在漏斗图上方，且相对集中在平均效应值附近，这表明元分析出现出版偏差的可能性很小。失安全系数计算结果显示(Z=20.994,P=0.000, Nfs=8 645)需要重新纳入8 645篇未发表的文献才能推翻本研究结论，因此综合判断本研究存在出版偏倚的可能性很小。
图1 元分析漏斗图
(二)异质性检验
当元分析存在异质性时，通常采用固定效应模型(Fixed-effects model)和随机效应模型(Random effects model)来校正合并效应值，使得结果更为接近无偏估计。学界达成的共识是:当I2≥75%时适宜采用随机效应模型，当0≤I2≤75%时选择固定效应模型更为合适[20]。数据结果显示：Q值为455 237，且达到显著水平(P<0.001)，说明各研究之间存在异质性。I2远大于75%的阈值，因此本研究使用随机效应模型对结果进行校正。
(三)影子教育对学业成绩的综合影响
本研究通过计算76项研究的效应值及使用相关系数(r)作为结果变量，得出影子教育对学业成绩的合并效应值为0.075。根据相关标准，小于0.2为极弱相关，0.2—0.4为较弱相关，0.4—0.6之间为中度相关，0.6—0.8之间为较强相关，0.8以上为极强相关[21]。因此，本研究认为课外补习对学业成绩的提高具有极弱的正向促进作用。
(四)调节变量的影响效应
第一，影子教育在不同学科中的影响。学科对影子教育的成效具有调节效应(Q=44.125，P=0.000)，且各学科补习均能不同程度地提升学业成绩(见表2)。需要说明的是,本研究搜集到的部分学科(法语、科学、拉丁语)适用于元分析的实证研究仅一项，其研究结论的推广性有限，因此不予以分析。比较其余剩下的学科发现，效应值从大到小依次是数学(r=0.079)、英语(r=0.065)、物理(r=0.049)、语文(r=0.024)，不过，上述学科补习效力均属于极弱正相关的范畴。
第二，影子教育在不同学段的影响。组间异质性结果表明，影子教育在不同学段的效应存在差异；
年级越高，影子教育的效力越小。数据显示，3个年级阶段的补习均能不同程度地提高学生的学业成绩。比较三者的效应量发现，效应值从大到小依次是小学(r=0.297)、初中(r=0.064)、高中(r=0.053)，这一结果似乎意味着随着年级的增加，补习效果会相应降低。值得一提的是，影子教育在3个年级段的效应均较小。
表2 各调节变量对影子教育成效的影响
第三，教师类型对影子教育有效性的影响。研究表明，4种教师类型均能不同程度地促进学生成绩的提高，但不同教师提供的补习效果存在差异。如表2所示，组间异质性检验结果Q=10.849,P=0.013,表明教师类型影响中小学生课外补习的效果。补习成效从大到小依次是参与学校其他老师举办的补习(r=0.421)、自己任课老师(r=0.323)、非专业机构补习老师(r=0.195)、专业机构补习老师(r=0.026)。其中参与学校其他老师举办的补习成效达到了中等程度。
第四，测评方式对影子教育效果的影响。不同测评方式影响着两者关系，若采用主观自评的学业测评方式，学生对补习效果的正向作用感知明显更大。在本研究中，初始文献对学业成绩的测评包括两种方式，一种是基于李克特量表的主观测评，另一种是基于客观的学业成绩数据。从效应量的取值来看，主观测评的效应量(r=0.296)显著高于客观的成绩测评效应量(r=0.050)。但很明显，客观学业成绩更能准确、客观地反映出学生的真实补习效果。
第五，其他变量对影子教育效果的影响。数据显示，不同补习频率之间的影子教育效果没有差异。但值得一提的是，尽管两者之间的关系不显著，但从效应值可以发现，补习太少(补习时间≤2hours/周)或者补习时间太长(补习时间≥6hours/周)均会对学业成绩产生负面影响。
第六，影子教育在不同国家间的效应不存在显著差异。尽管从效应值大小来看，国外影子教育的效应值(0.118)高于国内(0.044),但组间异质性结果(Q=1.470,P=0.225)显示，两者的差异并未达到统计学意义。
新世纪以来，随着教育全球化的发展，在人力资本与消费主义教育理念主导下，教育被视为开发人力资本、实现个体向上流动的有效手段。当教培市场以提高学生学业成绩为筹码时，“不让孩子掉队”成为了家庭微观教育决策的共识。教育内卷化、家庭教育焦虑成为挥之不去的新难题。诚然，“双减”政策的出台是缓解教育焦虑的一剂良药，但其具体实施成效受到了家庭认知与决策的影响。本研究基于家长们最为关切的影子教育成效，采用元分析这一教育循证方法对其进行了探讨，主要成果如下。
(一)主要结论
第一，影子教育仅能小幅提升学生的学业成绩。这与刘珊珊团队的结论一致[22]，我们的研究同样证实了“课外补习有效说”这一观点。一方面，影子教育之所以能够产生正向效应，可能的解释是以消费者为中心的影子教育通过提供多元化、个性化的补习服务(如知识点查漏补习、答题技巧总结、培优拔尖补习等)夯实了学生的知识基础，提高了学习技能，进而提高了学业成绩。另一方面，影子教育也可能通过影响学生的学习态度转而促进学业成绩的提高。如教辅市场更为关注和重视学生的情感需求，更能容忍学生的错误，肯定和鼓励学生的进步，这种正向反馈在一定程度上可能会激发学生的学习兴趣，改善厌学态度。但值得警醒的是，影子教育助力学业进步的空间较小。
第二，学科、学段、补习教师类型、测评方式对影子教育成效具有显著的调节作用。从学科来看，课后补习数学的成效更好，语文补习效果相对较差。可能的解释是：自然学科更为注重逻辑、推理，相比注重积累的人文学科而言，更容易通过课外补习获得提升。从教师类型来看，参与校内其他任课老师或校内自己任课老师开展的课外补习更为有效，这可能与校内教师更熟悉主流教育、教学资质更好等有关。年级越高，影子教育对学业成绩的提升越弱。这与刘珊珊团队的结论一致，这可能与低年级学生学习内容相对更简单、学业负担相对更小、学生学习精力相对更充裕有关。需要提及的是，由于本研究旨在找出影响两者关系的调节变量，上述猜想有待进一步检验。
(二)政策启示
第一，引导家长群体理性认识影子教育，管治与疏导并置。为何“双减”政策的出台压抑不了部分家长的补习热情，其深层原因是优质教育资源需求与供给的矛盾。教育的“筛选”功能以及群体“向上羡慕”和“向下恐慌”的情绪更是进一步裹挟着家长进入补习市场寻求个性化帮扶服务，希冀其能弥补校内学习的短板。这也是一场家庭与学校投入的暗自较量。实际上，自《科尔曼报告》诞生以来，家庭投入与学校投入哪个更能提高学生学业成绩的争论从未停止[23-24]。在本土化研究中，有学者也曾对这一经典命题进行过探讨，基本结论是：家庭投入要素(课外补习、父母期望、父母参与等)在小学阶段的重要性优于学校教育投入(师资数量及质量、办学条件)，但在初中阶段，两者出现了反转[25]。本研究虽未就两者关系进行探讨，但我们进一步证实了影子教育在各个学段、学科等方面的影响效度均有限。这在一定程度上也意味着家长企图通过购买课外补习服务帮助孩子获得更高成绩，从而实现向上流动的愿景可能要落空。上述讯息对于课外补习需求方理性制订补习决策具有重要意义。因此，在治理环节中，政府相关部门在规范教辅市场的同时，也可结合相关研究结论，通过学校和社区开展教育讲座或培训，向家长澄清课外补习的真实效度，并提供更多有效的指导。这在一定程度上能够缓解家长的焦虑，从而降低学生个体、家庭资源无谓的消耗。
第二，多方协作推动优质教育资源的均衡化。“双减”政策背景下，学校成为了课后服务的主力军。本研究也显示，参与校内老师的补习更有效，这一结果也从侧面印证了政策的可行性。但我们不能忽视的一个现实是：校际教育资源本身并不均衡，将课后服务从校外移至校内并不能化解优质教育资源短缺这一主要矛盾。因此，本研究建议：首先，资源弱势学校应主动出击，结合多方力量，提升服务质量。如返聘优秀退休教师、邀请具备教学资质的社会专业人员、吸纳师范类大学生志愿者等充实师资队伍。其次，各地教育部门相关责任人应积极推进集团化办学、城乡学校共同体建设，通过分享与互助形式，推动优质教育资源的均衡化。最后，充分利用互联网、人工智能等技术，结合各校特点，探索和推广符合学生需求的“互联网+教育”的新模式。
第三，继续深化教育评价改革机制，从源头上助力“双减”政策落地。长久以来，考试选拔人才的模式并未发生实质性改变，这也是家长心甘情愿地带领孩子转战各种培训班的直接诱因。一方面，虽然我国已颁布多项政策文件来推进基础教育评价体系的改革，如2021年3月教育部等六部门联合印发的《义务教育质量评价指南》，从质量评价指标体系(县域—学校—学生)、评价方式、评价实施、评价结果运用、组织保障等方面进行了全面指导[26]，但在实施过程中却仍然存在着“重结果、轻过程”“理论标准与社会标准难以调和”“多元参与学校评价体系还流于形式”等问题[27]。另一方面，“双减”政策规范补习市场、阻隔资本进入、规定作业补习时间等从本质上讲是一种阻断式应急性政策，在短期内具有见效快、易操作等优势[28]，但其产生持久功效的前提仍是需要破除考试、升学的藩篱，构建以发展素质教育、促进学生全面自由发展为导向的评价体系。因此，未来仍需从实践层面深化落实基础教育评价改革。
猜你喜欢学业成绩影子课外基于回归分析模型的学生学业成绩差异研究无线互联科技(2022年8期)2022-06-23小满课外班中学生博览(2021年12期)2021-07-15What a Nice Friend小学生时代·大嘴英语(2016年11期)2017-01-19和影子玩耍读者(2016年20期)2016-10-09不可思议的影子作文大王·笑话大王(2016年3期)2016-03-11学业成绩与习得性无助:有调节的中介效应当代教育理论与实践(2015年9期)2015-12-16大学生上网情况与学业成绩关系的实证研究中国教育信息化(2015年10期)2015-08-23课外实践丰富多彩中国火炬(2014年2期)2014-07-24大专护生自我效能感、就业取向与学业成绩的关系研究卫生职业教育(2014年24期)2014-05-20本文来源：http://www.triumph-cn.com/fanwendaquan/gongwenfanwen/2023/0727/92245.html