参加课外补习有助于中考升学吗
——基于CFPS2010—2018追踪数据的实证分析

赵 阳，薛海平

(首都师范大学 教育学院，北京 100048)

一、研究问题

近些年，类似“中考难度超过高考”的感慨频繁见诸媒体，其关注点主要集中在“只有少数省份的普通高中升学率超过6成”[1]。这说明，一方面，在高中教育逐渐普及的时代背景下(《中国教育统计年鉴》显示，2018年我国高中阶段的毛入学率达到了88.8%)，大众对高中教育机会的需求已经由“上高中”提升为“上普通高中”甚至“上重点普通高中”；另一方面，2010年我国教育部发布的《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010—2020年)》(以下简称《纲要》)规定：“今后一个时期总体保持普通高中和中等职业学校招生规模大体相当”，使得考取普通高中的难度不会降低，中考的竞争将愈加激烈。

但正如布迪厄等研究者所强调的，绝对的考试和升学难度从来都不会单独造成教育不平等，由阶层分化导致升学的相对难度不均等才是更为可能的诱因，类似孔子所说的“不患寡而患不均”。优势阶层用以“制造”教育不平等的重要工具是“资本”，布迪厄认为“资本是积累的劳动”，人们占有资本的行为可解释为“以具体化的或活的劳动的形式占有社会资源”，而这种行为的结果则在社会中形成了新的规律——“资本是一种铭写在客体或主体结构中的力量，它也是一条强调社会世界的内在规律性的原则，正是这一点使得社会游戏超越了简单的碰运气的游戏……”[2]也就是说，“资本”是伴随着私有制产生的一个重要概念，它有效描述了社会资源非均等分配后的结果，并成为解释社会不平等和阶层划分问题的重要理论依据之一。

面对竞争，很多考生家长会动用家庭资本来帮助子女获得理想的高中教育机会。对于资本，学术界的共识将其定义为嵌入在社会关系网中的资源[3]。那么，家庭资本是如何对高中教育机会获得产生影响的呢？选择高质量的初中，显然是最直观的支持方式，“择校热”“学区房”等社会热点问题也与之不无关联，这种支持方式的作用路径体现为：家庭资本—初中学校质量—高中教育机会获得，但这种途径并不适用于多数家庭，尤其在电脑派位制度下的我国一线城市，优质学位已然随学区房成为奢侈品。于是，“参与课外补习”这一新的途径得到了家长们的青睐。课外补习是以提高儿童在校学业成绩为目的的一种昂贵的课外补习活动[4]。考虑到我国中考过程中长期存在的特长生升学政策，结合国内研究者对课外补习的界定[5-7]，兴趣特长类补习也被纳入本研究的测量范畴。这一途径的影响机制体现为：家庭资本—课外补习参与—高中教育机会获得。

参与课外补习是否有助于初中生获得高中教育机会呢？如果答案是肯定的，在这一过程中，课外补习参与是否(与初中学校质量一同)在家庭资本与高中教育机会获得之间存在中介作用？如果存在，课外补习参与和初中学校质量相比，谁的作用更明显？本文将用实证方法探究上述问题。

二、相关研究回顾

1.参与课外补习对教育获得的影响研究

已有相关研究大多集中在参与课外补习对学业成绩的影响，在研究结果和研究视角两个方面均呈现多样化的特点。

一些研究结果显示，参与课外补习对学业成绩存在显著正向影响[8-12]。还有研究进一步发现，参与课外补习对各门学科的成绩影响存在差异性。比如Jeng基于台湾的研究发现参与课外补习对数学成绩的提高效果更明显[13]；薛海平基于(EPS 2014年数据的研究显示)参与课外补习对初中生的英语成绩影响最大、数学成绩次之，对语文成绩影响最小[14]。

另外一些研究基于各自不同的视角，对参与课外补习对学业成绩的影响进行了组间比较：Choi等以家庭资本对韩国9年级的学生分组，发现弱势群体子女可以通过政府提供的补偿性政策获得更多课外补习机会，从而显著提升学业成绩[10]。Kim和Dang均以学生成绩排名为依据进行分组研究，结论为：在韩国，参与影子教育对排名靠前的学生成绩的正向效应更显著，而在越南，参与家教对中低排名学生成绩的正向影响更明显[8-9]。还有研究发现，只有通过参加辅导班(或称为补习学校)参与课外补习才会显著提升学业成绩，家教补习不仅可能无法显著提高学业成绩，还可能出现负向影响，即越补越差[15-16]。

有一些研究得出了“补习无用”的结论：基于爱尔兰、韩国、尼泊尔、埃及、印度尼西亚多个国家的研究均显示，参与课外补习对学生的学习成绩没有显著影响[17-20]；甚至还有一些研究结果显示，参与课外补习会负向影响学生成绩[21-23]。

综上可知，已有关于课外补习参与对学校教育获得影响的研究多数围绕补习行为对学业成绩的影响展开，但学业成绩本身只是一个阶段性目标，参与补习的远期目标——升学，在多数已有研究中，并没有得到足够的体现和分析。

2.家庭资本对教育机会获得的影响研究

科尔曼基于美国的研究发现，雄厚的家庭资本有助于子女获得较高的教育成就，且这种影响的显著程度明显高于学校教育系统[24]。与上述研究类似的实证研究还有很多，它们大多以父母学历、职位和家庭收入作为家庭资本的衡量指标，得出家庭资本对子女的教育机会获得存在明显的正向影响[25-27]。

在国内，同样不乏关于家庭资本对教育机会获得的实证研究，一些学者也得出了家庭资本对子女的教育机会获得存在正向影响的结论[28-30]；李煜和李春玲分析了我国近四十年来的教育机会获得问题，均发现，家庭资本对我国教育机会获得产生显著影响始于改革开放初期(1977—1991年)[31-32]。同时，也有研究得出了不同结论：父亲的受教育程度和职业层次与子女获得高等教育入学机会不存在显著相关性[33]。

3.家庭资本对课外补习参与的影响研究

贝磊基于香港中学生的研究发现，家长的受教育水平和家庭收入对子女参与课外补习的概率存在显著的正向影响[34]；史密斯基于爱尔兰的研究发现，学生的家庭资本不仅影响其参与课外补习的概率还直接影响补习的质量[18]；与上述两位学者持类似观点的还有坦赛尔等基于土耳其中小学生家庭的研究[35]；也有学者基于我国样本，得出类似结论[5，36-37]。

当然，也存在不同结论：布赫曼等基于美国1994年的纵向调查数据发现，父母的文化水平对高中生是否参加课外补习不存在显著影响，但家庭收入对参与课外补习存在显著正向影响[38]；杨天平等基于浙江金华中小学生的调查发现，母亲学历不同的学生参加寒暑假特长培训的消费支出没有显著差异[39]；周金燕等基于PISA2012年的数据，发现对美国学生而言，家庭经济地位对影子教育获得不存在显著影响[40]；葛洋娟等基于内蒙古赤峰市中小学生的研究发现，母亲的受教育程度和家庭经济水平对子女的影子教育获得不存在显著影响[41]。

4.已有研究的不足和本研究的创新点

正如布迪厄所言，“要想理解不同阶级儿童在不同学习前景方面的不同概率……就必须考虑确定他们初始境地的全部社会方面的特点”，不应该“把社会出身和与之密切相联的初始教育及初始经验”忽略掉[42]。但已有研究大多聚焦在家庭资本(也称“家庭背景”)和学校教育对教育获得的影响，而忽略了另一个同样属于“初始教育和经验”的重要因素——课外补习参与。课外补习介入后，教育发挥社会再生产功能的作用机制也鲜有人问津。本研究将首先对课外补习介入后，教育发挥社会再生产功能的作用机制进行探讨，建立理论模型，通过计量模型对其进行验证，并对学校教育和课外补习在这一过程中的作用大小进行直接比较。

正如前文所言，国内外已有研究大多关注参与课外补习对阶段性学业成绩的影响，而忽略了对升学的影响。本研究直接探讨参与课外补习对中考升学结果的影响，弥补了已有相关研究的不足。初中生参与课外补习，内在逻辑可概括为“课外补习—学业成绩—中考升学”。以某一阶段的学业成绩来反映参与课外补习的效果，这一处理方法，反映的仅仅为参与课外补习的短期效果。由于中考升学本身的过程属性，参与课外补习的长期效果，即这一行为最终对中考升学的影响才是学生、家长和社会更为关注的问题。本研究基于长期追踪数据，将中考升学结果直接作为因变量进行探讨，较好地解决了上述问题。

三、研究设计

1.理论模型

基于文献综述，我们发现家庭资本对更高层次的教育机会获得、学校质量和课外补习参与均存在影响。同时，课外补习参与对更高层次的教育机会获得也存在影响。

上述研究结果，具体到我国中考升学过程中，可体现为一些家长运用家庭资本来直接帮助子女获得高中教育机会，而多数家庭则是通过运用家庭资本来实现选择高质量的初中或购买课外补习(或二者兼有之)来帮助子女提高中考成绩，间接助其获得理想的高中教育机会。以上过程中，学校教育质量和课外补习参与这两项差异，同时发挥了家庭资本影响中考成绩的中介作用。也就是说，家庭资本影响高中教育机会获得的过程，可能同时存在如下三条作用路径：“家庭资本—高中教育机会获得”、“家庭资本—初中学校质量差异—高中教育机会获得”和“家庭资本—课外补习参与—高中教育机会获得”。将以上三条路径同时纳入分析，可构建出如下理论模型(如图1)：

图1 课外补习参与和学校教育质量对高中教育机会获得的联合影响机制理论模型

2.数据来源和研究对象

考虑到中考升学的过程属性，并力图规避某一年份可能存在的特殊性对结论导致的误差(截面数据均存在以上问题)，本研究使用北京大学中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，简写为CFPS)，2010年、2012年、2014年、2016年和2018年五个抽样年的纵向追踪数据，调查对象为截至2018年已完成中考升学的初中生样本。

3.变量说明(见表1)

表1 统计分析中的变量说明

(1)因变量

教育机会获得一直是教育公平相关研究的关注点。已有研究通常将教育机会获得分为两个方面[43-45]：一是教育机会数量的获得，体现为是否获得某一阶段的入学资格，具体到我国高中阶段则为是否获得高中教育阶段的入学资格；二是教育机会质量的获得，体现为是否获得某一阶段较高质量学校的入学机会。国内学者的研究对于高中教育机会获得的关注点主要集中在是否获得普通高中或重点普通高中的入学机会。

因此，本研究对于高中阶段教育机会获得的探讨将从数量和质量两个方面进行。其中，数量方面具体指是否获得高中教育入学机会；质量方面将对是否获得普通高中和重点普通高中入学机会分别进行讨论。参考CFPS的数据指标，本研究的因变量分别为“是否升入高中”、“是否升入普通高中”和“是否升入重点普通高中”，以上均为二分类变量。

(2)核心自变量

①家庭资本。布迪厄认为，资本存在三种形态：“经济资本，它是以财产权的形式被制度化的；文化资本，它是以教育资格的形式被制度化的；社会资本，它是以某种高贵头衔的形式被制度化的”[2]。科尔曼把资本分为文化资本、人力资本和经济资本，并对与布迪厄的分类稍有不同的人力资本做了如下描述，“表现为人与人的关系的社会资本基本上是抽象的无形的……”[46]并进一步认为父母与子女间的亲密关系也是与学业成绩相关的重要条件；李春玲把家庭背景分为家庭文化资本、家庭社会资本、家庭经济资本及家庭政治资本(家庭成分)[32]。

基于以上分类方式，国内已有研究对家庭资本(也称为“家庭背景”等)的组成因素做了较多量化处理，其中较为常见的方式为：家庭文化资本，主要体现为父母的受教育水平[29,47]；家庭社会资本，主要指在社会网络中，人与人之间的关系效益。后者虽然看起来难于测量，但参考邓肯等的SES(Socio-Economic Status)系统[48]，可以体现为父母的职业层次。这一处理方式在我国得到了多次借鉴[28,33]。其中，郭丛斌和闵维方做了如下解释：“一个职业或行业的好坏，从根本上是由其拥有的各种社会资源的多少决定的”[28]。关于家庭经济资本的测量，学术界虽然并未有统一的指标，但均将“经济收入”作为一项关键指标[5,28,49]。本研究也选择将“家庭上一年的人均纯收入”作为测量指标。

本研究将家庭资本分为家庭文化资本、家庭社会资本和家庭经济资本，分别以父母受教育程度、职业分层和家庭收入三种指标进行测量。

家庭文化资本，以父母双方最高学历取值，此变量为定序分类变量。

家庭社会资本，本研究借鉴了李春玲职业分层研究，把父母职业按照社会经济地位指数分为下、中、上三层，选取父母职业层次较高一方的职业层次，作为最终的家庭资本测量指标[32]，此变量为定序分类变量。

家庭经济资本，根据问题“调整后的上一年家庭人均纯收入”生成，由于取值差异过大且分布不均匀(以2010年初中生样本为例，极小值为66.67，极大值为77 500，均值为7 132，标准差达到了8 338)，为便于描述和计算，本研究采用五分类法处理。

②是否参与课外补习。此自变量根据问卷中“您去年付出(元)：课外辅导/家教费”和“最近非假期的1个月，您参加过或正在参加家教/辅导班吗”这两个问题生成。其中，将问题“您去年(元)：课外辅导/家教费”的初始有效答案分为“0”和“大于0”两类，分别认定为“未参与课外补习”样本(赋值为0)和“参与课外补习”样本(赋值为1)；问题“最近非假期的1个月，您参加过或正在参加家教/辅导班吗”的初始有效答案为“否”(源数据取值为0)和“是”(源数据取值为1)。最后，将以上两个二分类变量合并为本研究的核心自变量——“是否参与课外补习”，结果为“0=否”、“1=是”。

③是否示范/重点学校。此自变量是用以测量初中学校质量的代理变量，为二分类变量。

4.研究假设

本研究将首先探讨课外补习参与对高中教育机会获得的影响，然后将课外补习参与和初中学校质量一同纳入家庭资本对高中教育机会获得的中介模型，并比较分析二者中介效应的大小。

据此，我们提出如下研究假设：

研究假设1：参与课外补习对高中教育机会获得有显著正向影响。

研究假设1a：参与课外补习对初中生是否获得高中教育有显著正向影响；

研究假设1b：参与课外补习对初中生是否升入普通高中有显著正向影响；

研究假设1c：参与课外补习对初中生是否升入重点普通高中有显著正向影响。

研究假设2：课外补习参与在家庭资本与高中教育机会获得之间存在中介效应。

研究假设2a：课外补习参与在家庭资本与初中生是否升入高中之间存在中介效应；

研究假设2b：课外补习参与在家庭资本与初中生是否升入普通高中之间存在中介效应；

研究假设2c：课外补习参与在家庭资本与初中生是否升入重点普通高中之间存在中介效应。

5.研究方法

(1)倾向值得分匹配法(简称“PSM”法)

在探讨课外补习参与与高中教育机会获得的因果关系时(即验证假设1)，存在以下问题：CFPS是调查数据，这种数据用于推断因果关系时会面临选择性偏差导致的内生性问题。具体到本研究，这种选择性表现为参与课外补习本身并不是随机发生的，导致参与者与非参与者两个群体在家庭资本及其他方面存在明显的系统性差异。为解决上述问题，本研究在评估参与课外补习对高中教育机会获得的影响前使用倾向值匹配法，将实验组(参与课外补习的群体)和控制组(未参与课外补习的群体)进行匹配，力图最大限度地降低由此造成的因果偏差。

倾向值是指某个单位在给定可观测协变量的条件下落入实验组的概率。研究者根据估计的倾向值将实验组成员与控制组类似成员匹配以获得“平衡”的、模拟随机实验的设计[50]。

倾向值匹配分析的第一步是估计倾向值；第二步是基于估计的倾向值将实验组和控制组匹配起来；第三步是利用匹配样本估计因果效应。由于本研究的因变量“是否升入高中”、“是否升入普通高中”及“是否升入重点普通高中”均为二分类变量，我们将基于匹配样本进行logit分析，评估核心自变量“是否参与课外补习”与三个因变量的因果关系。我们将采用Stata 16.0软件实施这一研究方法。

(2)结构方程多重中介模型

针对本章构建的理论模型和假设2所要验证的问题，参照温忠麟等人对中介效应的检验方法和程序研究[51]，我们需要建立一个结构方程多重中介模型进行处理。对照变量说明部分，我们发现模型中分类变量较多，同时部分变量存在缺失数据，而Mplus软件对于上述两种情况的处理相对更为合理，产生误差较小，所以本文采用Mplus8.0软件进行结构方程多重中介模型的构建。

四、课外补习参与对高中教育机会获得的影响

1.描述统计

本部分将对课外补习参与和高中教育机会获得的关系进行统计描述，并进行卡方检验和phi检验，所采用变量数据，均为2010年、2012年、2014年和2016年的合并数据(由于2018年样本的升学结果尚无统计，故不对其补习情况进行描述)，合并过程中遇到重复数据(大多数为此类情况：某样本2012年上初一、2014年上初三，其对应各变量会出现两组重复取值)时，课外补习参与的代理变量遵循“近因效应”，以靠后一个抽样年的取值为准(刚才的案例，即以2014年的取值为准)。高中教育机会获得的结果，以第一次中考结果为准。例如，某样本在2014年的升学结果为中职/中专/技校，到了2016年变为普通高中，这种情况，我们以“中职/中专/技校”为其高中教育机会获得取值。另外，为避免无效样本的干扰，在对“是否升入普通高中”进行分析前，事先清除“是否升入高中”变量中的无效样本和未能升入高中的样本(取值为0的样本)。同理，在对“是否升入重点普通高中”进行分析前，“是否升入普通高中”变量中的无效样本和未能升入普通高中的样本也将被清除。

表2呈现了课外补习参与和高中教育机会获得的关系。由于课外补习参与的代理变量与高中教育机会获得的三个代理变量均为二分类变量，故该部分采用phi检验。由表2可知，课外补习参与的代理变量与高中教育机会获得的三个代理变量均存在显著的正向相关。可以看出，参与课外补习的初中生在中考升学中的表现，可能优于未参与课外补习的学生。

表2 课外补习参与与高中教育机会获得

2.倾向值得分匹配

本文首先以初中生是否参与课外补习为因变量建立倾向值预测模型，得到学生参与补习的logit模型回归结果。该回归模型的拟合结果较好，表示模型选择的协变量对学生是否参与课外补习有较强的解释力，由此可得初中生参与课外补习的预测概率，并据此对实验组和控制组进行1∶2无放回的最近邻匹配。另外，需要说明的是，该倾向值预测模型，放入了包括家庭资本在内的全部可能影响课外补习参与的个体因素变量。由于“班级排名”这一变量的缺失值较多，为保证基本的匹配样本数量，并未将其纳入模型。

(1)平衡性检验

本文以是否参与课外补习为自变量进行匹配，并采用T检验对匹配前后各变量是否存在显著的组间差异进行了检验，结果如表3所示。具体来看，样本匹配后的logit模型的R2大幅度减少，且由解释变量联合显著性检验较大的P值在95%的置信区间内也不再显著，可知匹配后的协变量和倾向得分在干预组和控制组之间的分布是一致的，满足整体平衡性条件。匹配后的实验组和控制组协变量的组间均值标准差最大值为3.7%(标准为<10%)，这意味着两组学生的个体差异得到了有效控制，各协变量的均衡效果较好。

表3 匹配前后协变量均值偏差检验

(2)倾向值得分匹配性检验

在评估核心自变量与因变量的因果关系之前，有必要进行核密度检验，以确保倾向值匹配的有效性[52]。图2为倾向值得分对数的核密度曲线图。

从图2可看出，倾向值在实验组和控制组拥有足够大的重合区域，可确保倾向值匹配的有效性。

图2 倾向值得分对数核密度曲线图

(3)是否参与课外补习对高中教育机会获得的影响

由以上平衡性检验和共同支撑检验可知，匹配后的样本满足倾向值得分匹配法的前提假设条件(包括条件独立分布假设和共同支撑假设)。我们将基于匹配后所得样本，分别以“是否升入高中”、“是否升入普通高中”和“是否升入重点普通高中”作为因变量，将可能影响因变量的个体因素和学校因素作为自变量或控制变量进行logit回归，得到是否参与课外补习对高中教育机会获得的因果关系。结果如表4所示，从R2和解释变量联合显著性检验两方面来看，两个模型均具备了较好的拟合度和解释力。具体看来，是否参与课外补习对“是否升入高中”和“是否升入普通高中”均存在显著正向影响，对“是否升入重点普通高中”不存在显著影响。结合倾向值得分匹配结果，我们可以得出如下结论：参与课外补习能够帮助初中生升入高中和普通高中，但无法帮助初中生升入重点普通高中。假设1a和假设1b成立，假设1c不成立。

表4 课外补习与高中教育机会获得的logit回归模型结果

五、课外补习参与的中介效应分析

为了进一步探索家庭资本、课外补习参与和高中教育机会三者的关系，本研究依照图1的理论模型，构建了结构方程多重中介模型。如前文所述，家庭资本的三种形态总是同时存在和发挥作用的，为更贴合实际，我们在建立模型时，将用家庭资本三种形态的代理变量合成一个“家庭资本”的潜变量进行运算。由于家庭资本三种形态的代理变量均为定序分类变量，把这类变量作为指标拟合潜变量，并纳入结构方程模型运算时，为保证作用路径的有效性，常用这些变量的均值和方差调整的加权最小二乘(WLSMV)估计量代替原始数值作为运算指标[53]，选用Mplus 8.0软件用theta parameterization的方法进行统计运算[54]。经过以上处理后，我们建立了以家庭资本为自变量、以课外补习获得和初中学校质量为中介变量、以高中教育机会获得为因变量的结构方程多重中介模型。

另外，通过文献综述可知，在这一过程中，学校教育对课外补习参与的影响同样不可忽略，为避免本模型的两个中介变量的内生性和共线性问题，该作用路径需在运算时加以控制，并在模型中予以体现。经过以高中教育机会获得的三个代理变量为因变量的logit回归发现，性别差异和“班级排名”对因变量的影响相对其他控制变量更为显著，故将以上两项影响因素作为因变量的控制变量进行分析。

图3展示了以“是否升入高中”为因变量的中介模型。该模型中，“家庭资本”作为由家庭文化资本、家庭社会资本和家庭经济资本三个显变量共同组成的潜变量存在。该模型与数据拟合良好：有效样本量N=2681，χ2=58.956，RMSEA=0.032(判断标准<0.05)；CFI=0.966(判断标准>0.90)，SRMR=0.022(判断标准<0.08)。使用 Bootstrap 程序对中介效应的显著性进行检验[55]，根据检验结果可知，模型中除“是否示范/重点初中”对“是否升入高中”的影响路径不存在显著效应外，其他主要影响路径均通过了显著性水平检验。由此可知：课外补习参与在家庭资本和是否升入高中之间存在部分中介效应，初中学校质量在二者间不存在中介效应，假设2a成立。

图4以“是否升入普通高中”为因变量的多重中介模型在清除了图3模型中未获得高中教育的样本后，构建了初中生家庭资本与是否升入普通高中的中介模型。该模型与数据拟合良好：有效样本量N=1 313，χ2=44.179，RMSEA=0.037(判断标准<0.05)；CFI=0.959(判断标准>0.90)，SRMR=0.026(判断标准<0.08)。使用 Bootstrap 程序对中介效应的显著性进行检验，根据检验结果可知，模型中除“家庭资本”对“是否升入普通高中”的影响不存在显著效应外，其他主要影响路径均通过了显著性水平检验。由此可知：一是课外补习参与和初中学校质量在家庭资本和是否升入普通高中之间均存在完全中介效应，假设2b成立；二是课外补习参与的标准中介效应系数为0.384×0.155=0.060，大于初中学校质量的标准中介效应系数0.180×0.056=0.010，说明课外补习参与的完全中介效应大于初中学校质量的完全中介效应。

图3 以“是否升入高中”为因变量的多重中介模型

图4 以“是否升入普通高中”为因变量的多重中介模型

在清除了图4模型中未升入普通高中的样本后，图5构建了初中生家庭资本与是否升入重点普通高中的中介模型。该模型与数据拟合良好：有效样本量N=866，χ2=30.001，RMSEA=0.032(判断标准<0.05)，CFI=0.966(判断标准>0.90)，SRMR=0.026(判断标准<0.08)。使用Bootstrap程序对中介效应的显著性进行检验，根据检验结果可知，模型中除“是否参与课外补习”对“是否升入重点普通高中”的影响不存在显著效应外，其他主要影响路径均通过了显著性水平检验，由此可知：初中学校质量在家庭资本与是否升入重点普通高中之间存在部分中介效应，课外补习参与不存在中介效应，假设2c不成立。

图5 以“是否升入重点普通高中”为因变量的多重中介模型

六、结论与讨论

1.主要结论

一是初中生的课外补习参与对是否升入高中和是否升入普通高中均存在显著的正向影响，对是否升入重点普通高中无显著影响。因此，假设1a和1b成立，假设1c不成立。

二是初中阶段的课外补习参与在家庭资本和是否升入高中之间存在部分中介效应，在家庭资本和是否升入普通高中之间存在完全中介效应，在家庭资本与是否升入重点普通高中之间不存在中介效应，故，假设2a和2b成立，假设3c不成立。

三是初中阶段的课外补习参与和学校质量在家庭资本和是否升入普通高中之间均存在完全中介效应，且课外补习参与的中介效应大于学校质量。

2.讨论

(1)由于课外补习的强势介入，教育发挥社会再生产功能的手段和途径发生了新的变化，对我国义务教育均衡化政策的实施效果提出了挑战

在我国中考升学过程中，课外补习已成为教育发挥社会再生产功能的工具之一，它的作用直接体现为帮助优势资本家庭的子女完成升入高中和升入普通高中的目标。而学校教育在中考升学过程中，起到了帮助优势资本家庭子女完成升入普通高中和重点普通高中的目标。家庭资本对高中教育机会获得的影响，除了直接干预外，还体现为通过学校教育和课外补习的中介效应形成的间接影响。这说明初中生家庭对于课外补习的选择，进一步强化了教育的社会再生产功能，阻碍了社会阶层的流动。

正如刘精明所言：“如果某种因素是通过对儿童教育机会予以结构性配置从而导致教育不平等的话，那么这类不平等就容易受到改变这种配置方式的力量的制约,并发生增强或减弱的相应变化。”[56]为减轻义务教育期间的学校质量差异造成的教育不平等，近年来，我国政府大力实施一系列义务教育均衡化政策，并得到各部门和各级政府的严格落实。从本文得出的作用机制来看，以上政策的实施，实质为削弱“家庭资本—学校质量差异—中考升学”这条作用路径的影响。这样一来，家庭资本通过学校教育实现社会再生产的行为受到了限制，很可能导致其向市场转移，加强对课外补习的追求，以期借助“家庭资本—课外补习参与—中考升学”这条作用路径实现社会再生产。诚然，2018年颁布了《关于切实减轻中小学生课业负担开展校外培训机构专项治理行动的通知》，说明政府已对课外补习进行针对性治理，但上述法规毕竟是国家政府层面法规首次针对校外补习行为进行具体规制的范例，真正落实需多部门和多级政府的密切配合，执行工作还要摸着石头过河，效果是否理想？需多长时间才能体现？尚需时日才能回答。相比之下，义务教育均衡化政策的治理主体为各级义务教育主管部门和学校，落实的速度和效果必然更有保障。因此，优势资本家庭在义务教育均衡化政策的背景下，对课外补习的选择，可能会削弱义务教育均衡化政策的实施效果。

(2)课外补习在数量和质量两个方面影响高中教育机会获得，从而满足了“高中教育普及化”背景下优势资本家庭对中考升学的新需求

“最大化地维持不平等”理论(简称MMI理论)认为，当没有普及某阶段教育时，教育竞争的核心在于能否获得该阶段教育入学机会优势，从而最大化维持教育不平等[57]。我国的高中教育尚未达到完全普及的程度，需要通过中考的形式来决定入学机会的分配。根据MMI理论，结合本研究结论可知，优势资本家庭帮助子女取得高中教育的入学资格(即升入高中)的有效途径可能为直接干预和购买课外补习。

《纲要》对我国高中教育发展做了如下规划：“到2020年，普及高中阶段教育，满足初中毕业生接受高中阶段教育需求。”高中教育也在文件发布后的10年来得到了全国范围的快速普及。以本研究的数据为例，2016—2018年升入高中的样本已占到初中生总样本比例的87.2%。“有效地维持不平等”理论(简称EMI理论)指出，当某阶段教育已普及时，教育竞争的核心在于能否获得该阶段教育质量优势，从而有效维持教育不平等[58]。借助EMI理论可知，当升入高中的绝对难度大幅降低后，优势资本家庭不再满足于帮助子女获得高中教育的入学机会，而将目光投向教学质量更高的普通高中，甚至重点普通高中。根据本研究的结论，课外补习可能会通过帮助优势资本家庭有效提升子女升入普通高中的概率，从而帮助家庭资本完成从数量和质量两个方面对中考升学结果的影响。

(3)相较课外补习，初中学校质量差异对中考升学质量的影响更明显，一定程度上影响了教育的“起点公平”

这说明初中学校质量的差异优势，可能存在通过对中考升学质量的选择，帮助优势资本家庭完成阶层代际传递的作用。巫锡炜在《中国教育不平等的变动趋势》一文中提到，不论是男性还是女性，对于更早的队列，教育结果不平等均主要源于小学升初中这一层次，但随着队列的推移，初中升高中这一层次逐渐取代小学升初中成为结果不平等的主要来源[59]。这意味着，初中学校质量差异，可能通过影响中考升学，来帮助优势资本家庭的子女在未来的高考升学竞争中取得更好的“起点”，以此来维持教育的不平等。