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“双减”政策的有效落实需要精准识别学生选择参与课外补习的深层原因，研究我国中小学生首次参与课外补习时间能够为疏解家长和学生的课外补习需求提供实证依据。本文基于2017中国教育财政家庭调查（CIEFR-HS 2017）数据，采用生存分析的方法，对我国中小学生首次参与课外补习时间进行了刻画，探讨了家庭社会经济背景对学生首次参与课外补习时间的影响。研究发现：

（1）我国中小学生大多数参加过课外补习，且许多学生在较低年级就参加了课外补习。

（2）我国中小学生首次参与学科类课外补习时间明显早于兴趣类课外补习，随着年级的升高这一差异更为凸显。

（3）城乡地区和不同阶层家庭的学生首次参与课外补习时间存在显著差异，但这种差异随着学段的上升而逐渐缩小。

（4）家庭社会经济背景对学生首次参与课外补习时间有显著正影响，家庭社会经济背景越好的学生首次参与学科类和兴趣类课外补习时间均越早，但这种差异随着学生学段的上升而减小。

“双减”政策背景下，建议政府进一步提高学校教育质量和校内课后服务品质，更好满足家长和学生对个性化教育的需求；重点照顾弱势阶层家庭，为学习成绩较差的弱势阶层学生提供校内学业辅导帮助；引导家长理性选择课外补习，客观辩证地审视课外补习对学生发展的影响。

关键词：“双减”政策;课外补习;首次参与时间;生存时间;生存分析

目录概览

一、引言

二、文献综述

三、变量描述与研究方法

四、我国中小学生首次参与课外补习时间的寿命表分析

五、学生首次参与课外补习时间影响因素分析

六、研究结论、讨论与政策建议

一、引言

我国首份国家义务教育质量监测报告（《中国义务教育质量监测报告》）显示，2015—2017年中小学生参加课外补习比例较高，四年级和八年级学生参加课外补习比例分别为43.8%和45.5%（中国新闻网，2018）。学生课外补习参与规模庞大，甚至在课外补习市场开始出现“赢在起跑线”的趋势。有报道显示，五六年级的学生很可能有五六年课外补习参与经历，很多学生从小学一年级开始就是课外补习的“常客”了（钟森，2012）。

课外补习市场规模的膨胀是造成中小学生校外培训负担过重的原因之一，课外补习问题已经引起了社会各界和政府部门的高度关注。习近平总书记在2018年全国教育大会上的讲话中提到，“对校外培训机构要依法管起来，让校外教育培训回归育人正常轨道”。2021年5月21日，习近平总书记主持召开中央全面深化改革委员会第十九次会议时强调，要“强化线上线下校外培训机构规范管理”。2021年6月15日，教育部召开校外教育培训监管司成立启动会，组织实施校外教育培训综合治理，对深化校外教育培训改革具有重大意义。2021年7月24日，中共中央办公厅、国务院办公厅联合印发了《关于进一步减轻义务教育阶段学生过重作业负担和校外培训负担的意见》（简称“双减”），提出“学生过重作业负担和校外培训负担、家庭教育支出和家长相应精力负担1年内有效减轻、3年内成效显著，人民群众教育满意度明显提升”（中共中央办公厅，国务院办公厅，2021）。

在“双减”政策大力推进和落实的过程中，仍有部分家长感到迷茫和焦虑，依然选择继续让子女参加课外补习，“住家老师”“众筹私教”等变异形态的课外补习开始出现（教育部办公厅，2021a）。从课外补习市场的供给侧和需求侧双向来看，围绕“双减”政策相继出台的一系列措施主要是从供给侧出发对校外培训机构进行规范化治理。但是从需求侧来看，家长选择让子女参加课外补习具有更深层次的原因，只有深入了解家长和学生选择进入课外补习市场的时间规律和背后原因，才能有效疏解家长对课外补习市场的需求，从而构建家庭、学校、社会协同育人机制，使“双减”政策有效落实。

学生首次参与课外补习可以视为家长选择进入课外补习市场的决策，但目前极少有研究关注学生首次参与课外补习的时间，也极少有研究探讨家庭社会经济背景对学生首次参与课外补习时间的影响。本文采用生存分析方法，刻画我国中小学生首次参与课外补习时间及其变动趋势，从课外补习市场的需求视角来分析家长选择让子女参与课外补习的原因以及不同学生群体选择首次参与课外补习时间的差异，为推进“双减”政策的有效落实和校外培训机构治理提供实证研究支持。

二、文献综述

国内外关于中小学生参与课外补习时间的研究主要集中于不同年级的参与规模。早在1993年，日本24%的小学生和60%的初中生参加了课外补习。韩国1997年的数据显示，小学生、初中生和高中生参与课外补习比例分别为82%、66%和59%（Bray，1999）。西班牙升入初中前的小学生参加过课外补习的比例超过了60%（Runte-Geidel & Marzo，2015）。一项2011年的调查发现香港地区九年级学生中有53.8%参加课外补习，高三年级参加课外补习的学生比例更是达到了71.8%（Zhan & Bray，2013）。德国参加过课外补习的小学生和中学生比例分别为6%和18%，其中17岁学生参加过课外补习的比例为47%（Hille，Spiess，& Staneva，2016）。马来西亚的数据显示高年级小学生参加课外补习比例高于低年级小学生（Jelani，2012）。

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国外相关文献中尚未见到专门讨论中小学生首次参与课外补习时间的研究，但已有研究表明小学阶段就有大量学生开始选择参与课外补习，并且随着年级的升高，参与过课外补习的学生比例呈上升趋势。从国内中小学生参与课外补习时间来看，武汉市的调查数据表明小学二年级学生参加课外补习比例就达到了77.4%（陈全功，2009）。2014年北京市某示范初中的数据显示，小学一年级学生参加数学课外补习比例为17.86%，到六年级这一比例达到了72.66%（张羽，刘娟娟，李曼丽，2015）。数据主要来自北京市的示范性初中，无法有效代表我国中小学生首次参与课外补习时间的总体情况。2018年中国家庭追踪调查数据研究发现，我国基础教育学生样本中参加课外补习的学生比例为32.4%，并呈现出了东部最高、中部次之、西部最低的特征（薛海平，左舒艺，2021）。

从中小学生参与课外补习影响因素的相关研究来看，家庭背景因素受到了国内外学者的广泛关注。国内相关研究中，薛海平等（2009）通过研究中国城镇学生课外补习情况发现，父母受教育水平和家庭经济收入对我国城镇学生选择参与课外补习具有显著正影响。重庆九年级学生数据显示父母学历水平越高的学生越可能选择参与课外补习（Zhang，2013）。胡咏梅等（2015）的研究表明来自不同家庭社会经济地位的学生参与课外补习的机会存在显著差异，家庭社会经济地位越高的学生参加课外补习的可能性越大。

从国外相关研究来看，通过比较德国和日本学生课外补习参与情况，Steve（2014）研究发现德国学生是否选择参与课外补习并没有受到家庭社会经济地位的显著影响。但西班牙的调查数据发现父母为白领的学生比父母为蓝领的学生选择参与课外补习的可能性更大（Runte-Geidel & Marzo，2015）。在欧盟（Bray & Kwok，2003）、韩国（Kim，S，Lee，2010）、俄罗斯（Loyalka & Zarkharov，2016）、柬埔寨（Jeffery & Tsuyoshi，2019）也都有研究表明家庭社会经济地位越高的学生参加课外补习的可能性显著越大。

概言之，国内外许多研究都发现家庭社会经济地位越高的学生越可能选择参与课外补习（Bray，2013；李佳丽，2019；薛海平，宋海生，2018；张薇，马克·贝磊，2017）。因此，家庭社会经济背景是分析中小学生首次参与课外补习时间的重要影响因素。家庭所在地对学生选择参与课外补习也具有不可忽视的作用，已有研究发现我国西部地区学生参加课外补习的可能性显著低于东部和中部地区（薛海平，2015）。我国城市学生参加课外补习的概率远高于农村学生（陈全功，2011）。国外相关研究发现我国城市学生比农村学生更可能选择参与课外补习（Liu，Bray，2017）。韩国（Kim & Park，2010）、肯尼亚（Buchmann，2002）、土耳其（Tansel & Bircan，2006）也都存在类似的研究结论，即与农村地区相比，城市地区学生对课外补习的需求以及课外补习机构的供给能力显著更高。

生存分析是一种探究生存时间及其影响因素的方法，国内相关研究主要集中于医学、经济学和社会学领域，在教育学领域中涉及生存分析方法的研究尚不多见，且主要集中于毕业生就业时间状况（丁小浩，李莹，2006）、学生辍学的时间规律（李莹，王晓鸣，2009）、教育代际流动（吕国光，刘伟民，2012）等方面。

从国外采用生存分析方法的研究来看，Theune（2015）采用生存分析方法探究了德国学生工作状况与获得学位时间的关系。Burke（2016）使用生存分析方法分析了不同母语的新兴双语学生的学习时间差异，发现西班牙语的新兴双语学生比其他学生需要投入更长的时间来获得同等英语水平。也有研究使用生存分析方法预测了南非青少年辍学的风险，分析结果表明抽烟和饮酒行为对青少年辍学具有显著预测作用（Weybright，Caldwell，& Xie，2017）。Marshall（2020）基于希腊和意大利大学生数据，使用生存分析方法探究了高等教育研究中两个新指标的性别差异。另外还有研究采用生存分析方法探究居民受教育程度对健康的影响（Margolis，2013；Van，O’Donnell，& Van，2011）、教育代际流动问题（Carmen，2013；Finch，Lapsley，& Baker，2009）、家庭背景对学生受教育时间的影响等（Fuller，Singer，& Keiley，1995）。总而言之，国内外采用生存分析方法进行课外补习问题的研究尚未出现。

课外补习参与规模的扩张已经冲击到了教育生态，加重了学生的学业负担和家长的经济负担，引起了政府部门和社会各界的高度关注，“双减”政策全面规范了校外培训机构的办学行为，释放了营造良好教育生态的信号。探究学生和家长选择首次参与课外补习时间及其背后原因对“双减”政策有效落实具有重要的现实意义。

综上所述，课外补习已经成为全球范围内普遍存在的社会现象，国内外越来越多的学者开始研究课外补习问题。已有相关研究显示，小学阶段课外补习参与率呈现较高水平，甚至在小学低年级课外补习参与率就已呈现较高水平。家庭背景对中小学生选择参与课外补习具有不可忽视的影响，中小学生是否参加课外补习与家庭所在地、父母职业等级、父母受教育水平、经济收入具有较强的关联性。上述研究结论为课外补习问题研究提供了重要参考，但仍然存在以下不足之处：

第一，关于中小学生首次参与课外补习时间的研究极少，已有研究虽然呈现了不同年级学生参与课外补习的情况，但并未指出中小学生首次参与课外补习开始于哪个年级。

第二，已有学生参与课外补习的相关研究主要基于横截面数据进行静态统计分析，没有动态展现中小学生首次参与课外补习时间随学段上升的动态变化规律。

第三，关于家庭社会经济背景对学生参加课外补习的影响研究较多，但探讨家庭社会经济背景对学生首次参与课外补习时间的影响研究基本没有。

第四，采用生存分析方法探讨学生首次参与课外补习时间的研究尚未出现。

因此，本研究使用生存分析方法探究我国中小学生首次参与课外补习时间及随学段上升的动态变化规律，希望能深刻揭示家庭社会经济背景对中小学生首次参与课外补习时间的影响及其动态变化特征，探析学生和家长首次选择参与课外补习时间及其背后的原因，为“双减”政策的有效落实提供实证研究支持。

三、变量描述与研究方法

（一）变量描述

本文基于2017中国教育财政家庭调查数据（China Institute for Educational Finance Research-Household Survey，以下简称“CIEFR-HS”）对我国课外补习现状进行描述。CIEFR-HS是国内首个专门针对家庭教育支出的大型入户调查。调查的主要内容包括该家庭学龄儿童的入学机会、政府补贴情况和家庭教育支出情况三个方面。其中，家庭教育支出又包括校内教育支出和校外教育支出两部分。

本研究使用的是CIEFR-HS 2017年的基线调查数据。CIEFR-HS 2017采取分层、分阶段的概率比例规模抽样的方法进行抽样，在全国范围覆盖除西藏、新疆和港澳台地区外的29个省363个县，共涉及40011户的127012个家庭成员。其中农村12732户，城镇27279户，0—6岁及16岁以上在校生2.1万多名，中小学在校生1.3万多名。

本文以CIEFR-HS数据中的基础教育阶段学生作为分析样本。该样本在我们所关注的学校、家庭、个人方面的变量缺失率较低，删除我们关注的自变量存在缺失的个案之后，我们最终得到的样本规模为10470人。其中，小学生5699名，初中生2654名，高中生2117名；农村地区的学生3763名，城市地区的学生6707名。为便于比较地区差异，本研究根据2019年《中国统计年鉴》把样本分为东北部、东部、中部和西部4个地区。

对课外补习的研究通常从小学阶段开始，很少涉及学前教育阶段，因此本文将小学一年级作为初始年级，重点关注中小学生首次参与课外补习时间，将中小学生首次参与课外补习时间界定为从小学一年级开始到首次参与课外补习年级的间隔时间。

CIEFR-HS数据中分别调查了学生最早开始参加学科类和兴趣类课外补习的时间，问卷选项有“没参加过”和“小学一年级”“小学二年级”“小学三年级”“小学四年级”“小学五年级”“小学六年级”“初中一年级”“初中二年级”“初中三年级”“高中一年级”“高中二年级”“高中三年级”。

若选择“小学一年级”，则界定学生首次参与学科类或兴趣类课外补习时间为0年，“小学二年级”为1年，以此类推，学生最早参加学科类或兴趣类课外补习时间若为“高中三年级”，则首次参与学科类或兴趣类课外补习时间为11年。若某学生在回答最早开始参加学科类或兴趣类课外补习时间时选择“没参加过”，其首次参与学科类或兴趣类课外补习时间根据其现在就读的年级计算得出。

若某学生既选择了学科类课外补习最早年级，又选择了兴趣类课外补习最早年级，本研究就选取两者中最早的那个年级并以此计算该学生首次参与课外补习时间。若某学生只选择了学科类或兴趣类课外补习最早年级，另一类课外补习选择“没参加过”，本研究就以选择了这类课外补习最早年级作为依据计算该学生首次参与课外补习的时间。若某学生在回答学科类或兴趣类课外补习最早参与年级时都选择“没参加过”，其首次参与课外补习时间根据其现在就读年级计算得出。

考虑到已有文献研究和本研究数据变量的可得性，在家庭层面，本研究主要关注父母职业、父母教育年限、家庭经济水平、家庭所在地区对学生首次参与课外补习时间、首次参与学科类课外补习时间、首次参与兴趣类课外补习时间的影响。在考察父母职业变量时，本文借鉴李春玲的职业分层研究，把学生父母职业按照社会经济地位指数分为下、中、上三层，并选取父母一方中最高职业分层作为学生家庭社会资本测量指标。父母教育年限选取父母一方中最高教育年限作为测量指标。家庭经济水平划分为困难、一般和富裕三个等级。

根据2019年《中国统计年鉴》将家庭所在地区分为东北部、东部、中部和西部。在个体层面，本研究主要关注学生户口、性别对学生首次参与课外补习时间、首次参与学科类课外补习时间、首次参与兴趣类课外补习时间的影响。学生户口分为城市户口和农村户口两类。本文中涉及的学生个体层面、家庭层面的各类因变量和自变量详细说明见表1。

表2呈现了我国中小学生参加课外补习最早开始年级样本的分布比例，具有如下特点：（1）总体而言，学生首次参与各类课外补习在小学阶段的比例高于初中，而学生首次参与各类课外补习在初中的比例又高于高中。（2）在各学段内，学生首次参与各类课外补习在低年级的比例高于高年级。在各类课外补习的最早开始年级中，小学一年级均为最高，课外补习比例达到17.8%，其中学科类补习比例为9.1%，兴趣类补习比例为12.3%；高三年级最低，课外补习比例只有0.5%，其中学科类补习比例为0.4%，兴趣类补习比例仅为0.1%。略有不同的是，学生参加各类课外补习始于小学三年级的比例均明显高于小学二年级。（3）除小学一年级外，其他各年级学生首次参与学科类课外补习比例明显高于兴趣类课外补习比例。小学一年级学生首次参与兴趣类课外补习比例明显高于学科类课外补习。

图1呈现了我国中小学生参加课外补习最早开始年级的样本分布趋势。除小学三年级和初中一年级外，学生首次参与课外补习比例随着年级上升而下降。从小学二年级开始，各年级学生首次参与学科类课外补习比例均明显高于兴趣类课外补习。“双减”政策限制了义务教育阶段的学科类课外补习市场规模，这对于营造良好教育生态具有十分重要的意义。

图 1   学生参加课外补习最早开始年级分布

（二）研究方法

本文关注的是我国中小学生首次参与课外补习这一事件的发生时机，属于典型的事件发生时间数据（time-to-event data）,为此需要采用生存分析方法进行数据统计分析（Allison，1984）。

标准生存分析方法假定，只要观测时间足够长，所有个体都会最终经历所关注的事件。例如在医学研究领域中，每名患者最终都会“死亡”。如果采用标准生存模型对学生首次参与课外补习时间进行分析，未参加课外补习的学生都会简单地被处理为“删失”，即每名学生最终都会选择参与课外补习。就本文关注的课外补习而言，这一关于归并机制的内在基本假定是存在问题的，无论从理论上还是在现实中都必定会有相当一部分学生不能或不会去参加课外补习。换言之，这部分学生对课外补习是“免疫”的，属于生存分析方法文献中的“长期存活者（long-term survival）”（Maller & Xian，1996），将他们视为删失样本会导致有偏的参数估计和无效的统计检验（巫锡炜，2010）。本文在统计分析中会采用更恰当的方式处理这个问题。

通过上述分析可知，调查时未参与课外补习的学生群体可以分为两类：一类是将来可能会选择参与课外补习，这类学生可处理为“右删失”；另一类永远不会选择参与课外补习，即未参与课外补习的“长期存活者”，他们的存在会导致生存分析方法内在假定无法得以满足，从而影响统计分析结果的准确性和统计推断的有效性。因此，本文将采用分割总体的生存分析模型来处理这一问题。分割总体生存模型的表达式为：

其中，U表示学生是否可能会参与课外补习的二分变量，如果学生可能参与课外补习则U=1，如果学生一定不会参与课外补习则U=0。同时，t表示学生从小学一年级到首次参与课外补习所在年级的生存时间。S(t|x,z)是指总体学生首次参与课外补习时机T的生存函数，S(t|U=1,x)是指可能会参与课外补习学生的生存函数，π(z)是在给定解释变量向量z的条件下学生参与课外补习的概率。

公式（1）中的S(t|U=1,x)需要根据存活时间的测度是连续还是离散的来确定，统计分析可区分为两类：连续时间和离散时间模型（Allison，1984）。若事件发生时间是经由精确测度得到的，则属于连续时间，不过实际研究中常和本文一样，时间的测度都是粗略的、离散的。对此，Cox回归是最为常用的生存分析方法，但其内在地包含风险成比例假定，结合前述提到的归并机制问题，考虑到时间测度的离散属性，本文最终选用Cloglog模型作为生存函数的基本形式，采用基于Cloglog连接函数的离散时间生存分析方法。Hess和Person研究发现离散时间的Cloglog模型可以避免连续时间Cox模型的几个缺点：一是许多结点连续时间（tied duration time）导致模型分析的系数和标准差的有偏估计；二是难以合理有效地控制那些无法进行观测的异质性所导致的有偏估计；三是Cox模型的比例风险假定不合理（Hess & Person，2010）。Cloglog模型的基本表达式为：

其中，hit表示离散时间风险率，γi为基准危险率，X为本研究解释变量的集合，包括性别、城乡、父母最高职业等级、父母受教育年限、家庭经济水平、家庭地理位置，β′表示各个解释变量的系数，μ为误差项。本研究检验了比例风险性假设，发现部分自变量不符合该假定，因此在分析模型中加入了时依协变量。注意，公式（2）是公式（1）中的一部分，用来对S(t|U=1,x)进行建模。

本研究根据已有相关研究文献发现，家庭所在地与家庭社会经济背景对学生选择参与课外补习具有重要的影响。从家庭所在地来看，城市地区经济发展水平比农村地区更高，城市地区的课外补习机构供给能力也显著高于农村地区，因此我们认为城市学生比农村学生参与课外补习的机会更多，城市学生比农村学生更可能较早地参与课外补习。从家庭社会经济背景来看，课外补习作为一种付费性质的课后辅导活动，需要支付相应的课外补习费用才能获得。家庭社会经济水平越高的家庭对子女教育投入能力越强，对子女的教育关注更高，因此家庭社会经济水平较高的学生比家庭社会经济水平较低的学生更可能较早地参与课外补习。基于上述分析，本研究提出如下研究假设：

1. 城乡学生首次参与课外补习时间存在显著差异，城市学生首次参与时间显著早于农村学生。

2. 不同家庭社会经济背景学生首次参与课外补习时间存在显著差异，家庭社会经济背景较高学生首次参与课外补习时间显著早于家庭社会经济背景较低学生。

四、我国中小学生首次参与课外补习时间的寿命表分析

（一）学生首次参与课外补习时间寿命表分析

本研究采用生存分析中的寿命表法对我国中小学生首次参与课外补习时间进行分析，表3呈现了小学一年级至高中三年级学生首次参与课外补习比例、累积未参与课外补习比例、首次参与学科类课外补习比例、累积未参与学科类课外补习比例、首次参与兴趣类课外补习比例、累积未参与兴趣类课外补习比例。通过分析表3，发现学生首次参与课外补习有如下特点：（1）在小学阶段和初中阶段，较低年级首次参与课外补习比例高于较高年级；而在高中阶段则相反，较低年级首次参与课外补习比例低于较高年级。（2）到小学六年级，只有52%的学生没有参加过课外补习；到初三年级，仅有35%的学生没有参加过课外补习；到高三年级，只剩下20%的学生没有参加过课外补习。

学生参与学科类课外补习有如下特点：（1）中学阶段学生首次参与学科类课外补习比例高于小学阶段。（2）小学各年级中，中间三年级学生首次参与学科类课外补习比例最高（12%），六年级学生首次参与学科类课外补习比例最低（5%）。（3）初中各年级中，初一学生首次参与学科类课外补习比例最高（16%）。（4）高中各年级中，高三学生首次参与学科类课外补习比例最高（21%）。（5）到小学六年级，有61%的学生没有参加过学科类课外补习；到初三年级，有41%的学生没有参加过学科类课外补习；到高三年级，仅有25%的学生没有参加过学科类课外补习。

学生参与兴趣类课外补习有如下特点：（1）总体而言，小学阶段学生参与兴趣类课外补习比例高于中学阶段。（2）小学和初中各年级中，初始年级学生参与兴趣类课外补习比例最高，毕业年级学生参与兴趣类课外补习比例最低。（3）到小学六年级，有75%的学生没有参加过兴趣类课外补习；到初三年级，有71%的学生没有参加过兴趣类课外补习；到高三年级，还有66%的学生没有参加过兴趣类课外补习。（4）除小学一年级外，各年级学生首次参与学科类课外补习比例均明显高于兴趣类课外补习。从寿命表可以看到初三年级学生累积未参与学科类课外补习的比例仅为41%，而累积未参与兴趣类课外补习的初三学生比例为71%，这表明大部分学生在义务教育阶段已经参与过学科类课外补习，中小学生大规模参与学科类课外补习必然加重家庭经济负担。

图2是学生首次参与课外补习、首次参与学科类课外补习、首次参与兴趣类课外补习生存曲线，直观反映出随着学段上升，学生累积未参与课外补习比例逐渐变小的变化趋势。同时，在小学阶段就开始有大量的学生首次参与课外补习，初中开始阶段也有较高比例的学生首次参与课外补习，高中阶段首次参与课外补习学生的比例并不是太高，但可以看出高中阶段的学生大多数都参加过课外补习。

图 2   学生首次参与课外补习、学科类课外补习和兴趣类课外补习生存曲线

学生首次参与学科类课外补习生存曲线直观反映出随着学段上升，累积未参与学科类课外补习比例逐渐变小的变化趋势。一个重要特点是不同年级间学生首次参与学科类课外补习比例的波动幅度有较大差异，小学低年级阶段和初中开始阶段首次参与课外补习学生比例较高。

学生首次参与兴趣类课外补习生存曲线，直观反映出随着学段上升，学生累积未参与兴趣类课外补习比例逐渐变小的变化趋势。一个重要特点是小学一年级到二年级学生参加兴趣类课外补习比例大幅下降，而后各年级学生参加兴趣类课外补习比例波动幅度变缓。

（二）不同家庭背景学生首次参与课外补习时间寿命表对比分析

1. 城市和农村地区学生首次参与课外补习时间对比分析

采用寿命表方法对我国农村和城市学生首次参与课外补习时间进行比较分析（见表4），结果发现：（1）农村学生在各年级首次参与课外补习比例均明显低于城市学生，表明农村学生首次参与课外补习时间晚于城市学生。（2）从各时点累积生存比例来看，农村与城市学生课外补习参与比例差异随学段的上升而逐渐缩小。到小学六年级农村学生参与课外补习累积比例为29%，比城市学生比例（56%）低27个百分点；到初三年级，两者的比例相差25个百分点，缩小了2个百分点；到高三年级，两者的比例相差19个百分点，缩小了5个百分点，农村和城市学生首次参与课外补习比例差异进一步缩小。

利用Kaplan–Meier分析方法对农村和城市学生首次参与课外补习时间生存函数进行差异检验（表5），结果显示农村和城市学生首次参与课外补习时间、首次参与学科类课外补习时间、首次参与兴趣类课外补习时间生存函数有显著差异。这表明中小学生首次选择参与课外补习时间存在城乡差异，“双减”政策规范校外培训机构，有助于缩小城乡之间教育资源差距，促进城乡义务教育均衡发展。

图3呈现的是农村与城市学生首次参与课外补习、首次参与学科类课外补习和首次参与兴趣类课外补习生存曲线。从学科类课外补习生存曲线来看，城市学生累积学科类课外补习参与比例明显高于农村学生，并具有如下特点：

（1）农村学生在各年级首次参与学科类课外补习比例均明显低于城市学生，这表明农村学生首次参与学科类课外补习时间晚于城市学生。

（2）从各时点累积未参与学科类课外补习学生比例来看，农村与城市学生学科类课外补习参与比例差异随着学段的上升而呈缩小趋势。

从兴趣类课外补习生存曲线来看，城市与农村学生参与兴趣类课外补习比例差距要明显大于城市与农村学生首次参与学科类课外补习比例差距，并具有如下特点：

（1）农村学生在各年级首次参与兴趣类课外补习比例均明显低于城市学生，表明农村学生首次参与课外补习时间晚于城市学生。

（2）从各时点累积未参与兴趣类课外补习学生比例来看，农村与城市学生兴趣类课外补习参与比例差异随着学段上升的变化不大。

可见，中小学生对兴趣类课外补习需求也较大，尤其是城市地区中小学生首次参与课外补习时间早于农村地区中小学生。城乡学生首次参与课外补习时间具有显著差距，一定程度上与学校教育减负导致出现了“三点半难题”有关。为减轻中小学生学业负担，中小学生放学时间一般提前到下午三点半至四点半之间。城市学生的家长多为双职工，工作时间固定且收入水平一般高于农村学生家长，再加上城市地区课外补习机构的供给能力高于农村地区，为了解决孩子放学后无人看管的难题和应对升学竞争压力，城市学生家长相比于农村学生家长更有意愿和能力为孩子寻求课外补习。因此，“双减”政策提出要强化学校育人主阵地作用，要求学校延长课后服务时间和提升课后服务质量，解决家长后顾之忧，缓解家长对课外补习需求。

图 3   城市和农村学生首次参与课外补习生存曲线

2. 不同阶层家庭学生首次参与课外补习时间对比分析

采用寿命表方法对我国不同阶层家庭学生首次参与课外补习时间进行比较分析，结果见表6。通过表6的分析，可以发现有如下特点：

（1）中层和上层家庭学生在各年级首次参与课外补习比例均明显高于下层家庭学生，而中层和上层家庭学生在各年级首次参与课外补习比例差异的规律不明显。

（2）从各时点累积参与课外补习学生比例来看，不同阶层家庭学生课外补习参与比例差异随学段上升而逐渐缩小。到小学六年级下层家庭学生参与课外补习累积比例为39%，与中层和上层家庭学生比例（59%）相比低20个百分点；到初三年级，下层与上层家庭学生参与课外补习比例相差19个百分点，缩小了1个百分点；到高三年级，下层与上层家庭学生参与课外补习比例相差13个百分点，缩小了6个百分点，不同阶层家庭学生参与课外补习比例差异进一步缩小。

利用Kaplan–Meier分析方法对不同阶层家庭学生首次参与课外补习、首次参与学科类课外补习、首次参与兴趣类课外补习时间的生存函数进行差异检验（表7），发现不同阶层家庭学生首次参与课外补习时间、首次参与学科类课外补习时间、首次参与兴趣类课外补习时间生存函数有显著差异。

图4比较了不同阶层家庭学生首次参与课外补习、首次参与学科类课外补习、首次参与兴趣类课外补习的生存曲线，直观反映出中层和上层家庭学生各年级累积未参与课外补习比例均明显低于下层家庭学生，而中层和上层家庭间学生各年级累积参与课外补习比例差异规律不明显。从学科类课外补习生存曲线图来看，中层和上层家庭学生各年级累积未参与学科类课外补习比例均明显低于下层家庭学生，而中层和上层家庭间学生在各年级首次参与学科类课外补习比例则呈现交替反超的规律。从兴趣类课外补习生存曲线图可以发现：

（1）学生在小学和初中各年级首次参与兴趣类课外补习比例呈现出上层家庭最高、中层家庭次之、下层家庭最低的规律。

（2）中层和上层家庭学生各年级累积未参与兴趣类课外补习比例均远低于下层家庭学生。

因此，学生首次参与课外补习存在阶层差异，相对于下层家庭学生，中上层家庭学生更早地选择参与课外补习，这表明中上层家庭对课外补习资源的争夺更为激烈，且在较低学段就开始让子女参与课外补习，这样势必会造成课外补习的“剧场效应”，破坏良好的教育生态。“双减”政策对于缩小不同阶层学生参与课外补习的差距、促进教育公平具有十分重要的意义。

图 4   不同阶层学生首次参与课外补习生存曲线

五、学生首次参与课外补习时间影响因素分析

（一）基于Cloglog连接函数的生存分析结果

“双减”政策释放了营造良好教育生态的信号，为促使其真正落地，需要分析家长确定子女首次参与课外补习时间的影响因素。本文使用基于Cloglog连接函数的离散时间分割总体模型，探究了学生首次参与课外补习时间、首次参与学科类课外补习时间和首次参与兴趣类课外补习时间的影响因素。根据不同群体的生存曲线，发现部分变量在不同群体之间没有保持等比例变化，因此有必要纳入与生存时间的交互项。

表8显示的是学生首次参与课外补习时间的分割总体生存分析参数结果，首先我们看到模型针对“长期存活者”存在与否的检验在0.01水平得以验证，即c=Pr（never fail）=0.057，Std.Err.=0.007，Likelihood ratio test of（c=0）：p<0.001。分析结果表明，大约有6%（具体为0.057）的学生将始终不会参与课外补习。这里的分析支持本文前面的推理，即确实存在一部分学生对参与课外补习是“免疫”的，故使用分割总体的生存分析方法是有必要的，也表明我们所用方法是合适的。

接下来重点讨论学生特征对其首次参与课外补习时间选择的影响。模型的分析结果显示：就读年级等特征相同的情况下，城市地区中小学生参加课外补习的风险是农村地区中小学生的1.554倍；男生首次参与课外补习风险是女生的3.007倍；父母职业为中层和上层的学生首次参与课外补习风险分别是下层学生的6.092倍和6.019倍，但这种差异会随着年级的升高而逐渐减小（由父母最高职业与生存时间交互项系数可知）；父母受教育年限每增加1年，学生首次参与课外补习风险变为原来的1.078倍；家庭经济为中等和富裕的学生在相同年级首次参与课外补习的风险分别是家庭经济为困难学生的1.213倍和1.587倍；家庭所在地区分别为东北部、中部、西部的学生在相同年级首次参加课外补习风险分别是家庭为东部地区学生的4.354倍、3.347倍和2.430倍，但这种差异随着年级的升高而逐渐减小（由地区与生存时间的交互项系数可知）。

从学生首次参与课外补习时间的分析结果来看，学生首次参与课外补习时间存在显著的城乡差异和家庭社会经济地位差异，城市地区学生和家庭社会经济地位较高的学生更可能较早地选择参与课外补习，这样更容易引起家长群体的教育焦虑。因此，“双减”政策的颁布有利于从课外补习市场供给侧出发来缓解家长的焦虑情绪，避免引发义务教育阶段学生较早地参与课外补习而造成异化的“教育内卷”。

表9显示的是学生首次参与学科类和兴趣类课外补习时间的分割总体生存分析参数结果，结果显示：对于是否存在学科类课外补习“长期存活者”的检验通过了显著性水平且存在比例为10.8%（c=Pr（never fail）=0.108，Likelihood ratio test of：p<0.001），对于是否存在兴趣类课外补习“长期存活者”的检验通过了显著性水平且存在比例为2.9%（c=Pr（never fail）=0.029，Likelihood ratio test of：p<0.001）。

就学生首次参与学科类课外补习时间而言，父母职业为中层和上层的学生在相同年级首次参与学科类课外补习的风险分别是父母职业为下层学生的5.302倍和4.614倍；父母受教育年限每提高1年，学生首次参与学科类课外补习的风险变为原来的1.043倍；家庭经济中等和富裕的学生在相同年级首次参与学科类课外补习的风险分别是家庭经济困难学生的1.163倍和1.461倍。

就学生首次参与兴趣类课外补习时间而言，父母职业为中层和上层的学生在相同年级首次参与兴趣类课外补习的风险分别是父母职业为下层学生的8.908倍和9.016倍；父母受教育年限每提高1年，学生首次参与兴趣类课外补习的风险将变为原来的1.14倍；家庭经济中等和富裕的学生在相同年级首次参与兴趣类课外补习的风险分别是家庭经济困难学生的1.319倍和1.889倍。

从学生首次参与学科类和兴趣类课外补习时间的分析结果来看，家庭社会经济地位较高的学生对兴趣类课外补习的需求更大，这在一定程度上反映了家长对高质量学校教育的追求。“双减”政策在指导思想中也明确提出要强化学校主阵地作用，同时也要提升学校课后服务水平，满足学生多样化需求。因此，“双减”政策也是在强调从需求侧出发，满足家长和学生对高质量学校教育的追求。

（二）稳健性检验

在基于Cloglog连接函数的分割总体生存分析之后，为检验上述分析结果是否具有稳健性，本文将连接函数由Cloglog替换为Logistic，进行基于Logistic连接函数的分割总体生存分析。由表10的分析结果可知，父母最高职业等级、父母受教育年限和家庭经济水平对学生首次参与课外补习影响的分析结果与基准模型相一致，结果较为稳健。

表11显示的是因变量为学生首次参与学科类和兴趣类课外补习，基于Logistic连接函数的分割总体生存分析结果。由分析结果可知，父母最高职业等级、父母最高受教育水平和家庭经济水平对学生首次参与学科类和兴趣类课外补习的影响与基准模型相一致，结果较为稳健。

六、研究结论、讨论与政策建议

基于上述分析，本文得出如下主要结论：

 1. 我国中小学生大多数参加过课外补习，且许多学生比较早就参加了课外补习。小学一年级有18%的学生参加了课外补习；到小学六年级，有48%的学生参加过课外补习；到初三年级，仅有35%的学生没有参加过课外补习；到高三年级，只剩下20%的学生没有参加过课外补习。

2. 相比兴趣类补习，我国学生更热衷于学科类补习。除小学一年级外，各年级学生首次参与学科类课外补习比例均明显高于兴趣类课外补习。到小学六年级，没有参加过学科类、兴趣类课外补习学生的比例分别为61%、75%；到初三年级，这一比例为41%、72%；到高三年级，这一比例为25%、66%。

3. 小学和初中各年级中，初始年级学生首次参与兴趣类课外补习比例最高，毕业年级学生首次参与兴趣类课外补习比例最低。小学各年级中，中间三年级学生首次参与学科类课外补习比例最高，毕业年级学生首次参与学科类课外补习比例最低；初中各年级中，初始年级学生首次参与学科类课外补习比例最高，毕业年级学生首次参与学科类课外补习比例最低。

4. 城乡学生首次参与课外补习时间存在显著差异。农村学生在各年级首次参与课外补习比例均明显低于城市学生，农村与城市学生首次参与课外补习比例差异随学段上升而逐渐缩小。

5. 不同阶层家庭学生首次参与课外补习时间存在显著差异。具体来说，中层和上层家庭学生首次参与课外补习时间早于下层家庭学生，但这种差异随学段上升而减小。

6. 家庭社会经济背景对学生首次参与课外补习时间有显著影响。家庭社会经济背景越好的学生首次参加学科类和兴趣类课外补习时间均越早。具体表现为父母受教育程度较高、父母职业所处阶层较高、家庭经济水平较好的学生首次参与学科类和兴趣类课外补习时间均较早。

我国基础教育在地区间、城乡间、校际间发展不均衡，课外补习作为一种补充性教育活动，愈发成为学生寻求个性化教育的重要途径。家长和学生多样化教育需求与学校教育同质化发展之间的矛盾间接刺激了中小学生课外补习参与规模的膨胀。儒家文化中“学而优则仕”的思想在我国影响深远，教育成就的高低被视为学生个人成就的重要标准，高考的学业竞争压力已经逐步下沉并传导至基础教育的各个阶段。

薛海平（2015）指出，我国义务教育阶段学生的学业竞争从校内扩展到校外，从学校教育延伸到影子教育。我国中小学生参加课外补习的规模庞大，且学生首次参与课外补习时间随年级升高而逐步降低，这表明学生在小学阶段就开始大量进入课外补习市场，这势必会给校外培训机构的发展提供“土壤”。因此，“双减”政策从供给侧对课外补习市场规模进行了限定，提出要深化校外培训机构治理，这对缓解中小学生的“课外补习热”具有十分重要的现实意义。

我国中小学生首次参与课外补习时间存在地区差异，东北部、中部和西部地区的中小学生首次参与课外补习时间早于东部地区。从双一流大学的地区分布来看，东部地区的双一流大学多于东北部、中部和西部地区。已有研究证明，重点高校录取率越高，学生课外补习参与率越低，东部地区学生升入重点高校的概率较大，而东北部、中部和西部地区的中小学生面临更严峻的升学压力，这可能是东北部、中部和西部地区中小学生首次参与课外补习时间早于东部地区学生的原因。

同时，在职教师违规补课会诱导中小学生参与课外补习，而在职教师给本校学生提供课外补习的情况在全国普遍存在，并且东北部、中部和西部都要高于东部地区，这可能也是造成中小学生首次参与课外补习时间存在地区差异的原因。但是随着年级的升高，各个地区开始进入课外补习市场的学生规模都会增大，中小学生首次参与课外补习时间的地区差异会逐渐减小。

目前，“双减”政策将北京、上海等列为全国试点，要求试点城市压减学科类培训，试点城市主要分布在东部地区，而东北部、中部和西部地区的试点较少。本研究显示东北部、中部和西部地区的中小学生首次参与课外补习时间早于东部地区，证明课外补习在东北部、中部和西部地区同样广泛存在，这些地区的学科类培训同样需要被压减。

当前，中高考分数几乎成为衡量学生能力的唯一指标，中高考也因此成为引导中小学生学习内容的“指挥棒”。对学生和家长而言，“考什么就学什么，学什么就补什么”是最普遍的学习方式。因此，众多中小学生积极参与课外补习且较早就有了课外补习经历。相比兴趣类课外补习，中小学生更热衷于学科类课外补习，且首次参与学科类课外补习比例也明显高于兴趣类课外补习，随着年级的升高这一差异更为显著，这是因为学科类课外补习能更有效地提高中考和高考分数。

2021年7月30日，教育部办公厅发布了《关于进一步明确义务教育阶段校外培训学科类和非学科类范围的通知》，明确提出要对涉及义务教育阶段课程设置的学科类课程进行管理（教育部办公厅，2021b）。本研究也发现相比兴趣类课外补习，我国中小学生更热衷于学科类课外补习，且在较低学段就开始选择参与课外补习。这就造成了中小学生对课外补习的过度竞争，容易导致教育内卷现象不断激化，严重破坏了正常的学校教育教学体系，影响了学生的身心健康发展。“双减”政策明确提出要落实立德树人根本任务，建设高质量教育体系，强化学校教育主阵地作用，这有助于构建良好的教育生态体系。

目前，我国虽然已经实现农村贫困人口全部脱贫，但特殊的城乡二元结构决定了城市和农村之间长期存在差异。从我国中小学空间分布来看，小学数量最多，分布最广，初中多分布于乡镇，高中主要集中于县城和市区，这种随学段上升而趋向集中于城市的学校空间分布为升入初中和高中的农村学生提供了更多的课外补习选择机会。随着学段的升高，农村学生也逐渐开始选择参加课外补习为自身争取教育竞争优势，进而出现农村学生与城市学生首次参与课外补习的比例逐渐缩小。这意味着随着学段的上升，农村学生开始在课外补习场域与城市学生展开更为激烈的教育竞争。对课外补习资源的竞争会加重中小学生家庭经济负担，还会造成城乡之间的课外补习机会不平等。因此“双减”政策也提出要做优做强免费线上学习服务，免费向学生提供高质量专题教育资源和覆盖各年级各学科的学习资源，推动教育资源均衡发展，从而更好地促进教育公平。

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不同阶层学生首次参与课外补习时间存在差异。随着我国义务教育均衡发展，来自不同社会阶层的学生不仅拥有相同的教育机会，而且享有均等的学校教育质量，这一政策极大地削弱了中层和上层家庭的资本优势在学校教育中的作用。因此，他们会转而参加课外补习来发挥家庭资本优势。因此，本研究发现中层和上层家庭在各年级首次参与课外补习比例明显要高于下层家庭。已有研究发现家庭背景对学生早期入学阶段的影响最大，随着学段的上升家庭背景的影响逐渐下降（唐俊超，2015）。随着学段的升高，那些在学习成绩上处于劣势地位的学生已经在早期学段被筛选掉，能够持续接受中等教育的学生都已经顺利通过升学考试的选拔，不同阶层家庭学生在教育期望方面差异较小。因此，随着学段的上升，不同阶层家庭学生首次参与课外补习比例的差异逐渐缩小。

本研究发现，在早期学段，家庭阶层对学生首次参加课外补习的影响最大，随着学段上升家庭阶层的影响逐渐减小。家庭阶层越高的学生越可能较早地选择参与课外补习，这将会引发其他阶层家庭对课外补习的关注，从而导致各个阶层家长都开始让子女参与课外补习。因此，“双减”政策落实的难点在于家庭，政府一定要注意对家长的积极引导，尤其是对于家庭阶层较高的家长，政府要通过提高学校教育教学质量和课后服务质量来有效缓解家长的教育焦虑。

同时，本研究数据发现中层和上层家庭学生首次参与课外补习时间不存在明显差异，但是“双减”政策之后出现了一些“住家教师”、“高端家政”等变异形态的课外补习，这些收费更高的“高端课外补习”可能会让中层家庭逐步退出课外补习市场，但上层家庭可能依然会选择参加收费颇高的课外补习，从而带来新的教育不公平问题。因此，“双减”政策要严厉打击这些变异形态的课外补习，切实整治课外补习市场的违规行为，坚决维护教育公平。

家庭社会经济背景对学生首次参与课外补习时间具有显著影响。累积优势理论（Cumulative Advantage）提出：随着时间的变化，某一个体或群体相对于另外个体或群体的优势逐渐增长或累积。教育过程中也存在累积优势的现象，学生在前一阶段接受的教育质量为下一阶段的教育机会和教育质量提供了优势积累作用。

本研究发现，家庭社会经济背景越好的学生首次参加学科类和兴趣类课外补习的时间均越早，这表明在课外补习场域同样存在累积优势现象。家庭社会经济背景越好的学生越急于进入课外补习市场，期望通过“赢得起跑线”为自身争取首次参与课外补习时间的优势地位，拉开与家庭社会经济背景较差的学生之间的累积优势差距，造成了学生首次参与课外补习时间的“马太效应”，家庭社会经济背景越好的学生越可能更早地参与课外补习，因此“双减”政策提出要完善家校社协同机制，进一步明晰家校育人责任，密切家校沟通，创新协同方式，推进协同育人共同建设。

基于上述分析与讨论，本研究提出以下政策建议：

1. 继续提高学校教育质量，丰富基础教育课程类型和形式，更好满足家长和学生对个性化教育的需求。现阶段人们对基础教育质量要求越来越高，更加关注优质教育和个性化教育。“全国教育满意度测评研究”课题组（2016）研究发现，因材施教、尊重个性特点是家长和学生对基础教育的诉求，但目前各学段工作却做得不好。因此，家长和学生更容易将目光投向课外补习。

本研究发现我国中小学生参加课外补习规模庞大，小学阶段已经有将近半数的学生参加过课外补习。“双减”政策明确提出要强化学校教育主阵地作用，要大力提升教育教学质量。因此，政府既要看到课外补习对个性化教育的供给能力，更要继续提高学校教育质量，加大对基础教育的研究和课程开发，切实提高校内课后服务质量，尤其是东北部、中部和西部地区学校要着力提升课后服务品质，为家长和学生提供更加个性化和多样化的教育，引导学生的学习回归校园，真正发挥学校教育主阵地作用。

 2. 重点照顾弱势阶层家庭，为学习成绩较差的弱势阶层学生提供校内学业辅导帮助。教育公平关乎社会公平，农村地区和弱势阶层子女在教育竞争中本就处于相对劣势地位，课外补习作为一种有偿性教育活动，需要支付相应的补习费用才能获得，这更加增大了弱势阶层的竞争压力。本研究发现城乡之间、不同阶层之间学生首次参与课外补习时间具有显著差异，而且家庭背景越好的学生首次参与课外补习时间越早，更可能实现自身课外补习的累积优势。《正义论》中提出在天赋上占优势者不能仅仅因为他们的天分较高而得益，而只能通过抵消训练和教育费用和用他们的天赋帮助较不利者得益（罗尔斯，2016）。

“双减”政策提出要提高课后服务质量，增强课后服务的吸引力，做强做优免费线上学习服务。因此，政府要重点照顾弱势阶层家庭，对于那些成绩较差的弱势阶层学生，可以提供校内学业辅导来帮助这些学生也能够享受到个性化的学业辅导服务，维护教育公平和社会公平。

 3. 引导家长理性选择课外补习，客观辩证地审视课外补习对学生发展的影响。课外补习目前已然成为一种普遍的社会现象，中小学生参加课外补习规模的日益庞大可能导致家长降低理性选择意识，对课外补习展开盲目竞争。本研究发现中小学生首次参与课外补习时间较早，在课外补习场域也开始出现“赢在起跑线”的现象。但过早地参与课外补习不一定有助于学生的长期发展，目前已有研究发现小学阶段过早参加数学和语文课外补习，对学生在初中阶段的发展不利（张羽，陈东，刘娟娟，2015）。同时过早地参加学科类课外补习容易加重学生的学业负担，可能导致学生产生厌学情绪、降低学生的学习积极性等消极影响。

教育部负责人就“双减”政策答记者问时提到，学校要建立家庭教育领导和协调机制，规范设立家长学校。因此，政府要引导家长树立正确的教育观，为子女理性地选择课外补习，更加客观辩证地审视课外补习对孩子发展的影响，避免出现课外补习市场的“剧场效应”。

最后，本文也存在一定的不足之处。由于研究数据的限制，本文分析的是中小学阶段的学生首次参与课外补习时间，没有包含学前教育阶段。本文使用的是2017中国教育财政家庭调查数据，关于中小学生首次参与课外补习的问题中没有涉及学前教育阶段，初始年级为小学一年级，如果有学前教育阶段的研究数据，本研究团队会继续深入研究基础教育阶段的学生首次参与课外补习时间。

作者简介

薛海平，首都师范大学教育学院教授、博士生导师、教育经济与管理研究所所长。

师欢欢，通信作者，首都师范大学教育学院博士研究生。

本文转自微信公众号“华东师范大学学报教育科学版”（ID：ECNU_xbjk），作者薛海平, 师欢欢。文章为作者独立观点，不代表芥末堆立场，转载请联系原作者。