1 引言

课外补习（private tutoring），又称“教育补习”或“影子教育”（shadow education）（Bray, 2010），是指在学校教育之外开展的、由广泛意义上的“辅导教师”提供的、学生有偿参加的、旨在提高学生文化课成绩的各种培优和补差活动（张羽, 陈东, 刘娟娟, 2015）。课外补习活动在许多国家已颇具规模，逐渐成为主流教育的重要补充与仿效（薛海平, 丁小浩, 2009），在亚洲地区，这种教育现象尤其值得关注（王立东, 巩翔, 裴昌根, 2019; Bray, 2010）。

目前学界对课外补习教育问题的研究主要集中于课外补习的参与率、课外补习对学业成就的影响、课外补习教育的文化、社会学与政策研究等方面（王立东等, 2019; Wang & Guo, 2017）。其中，学生参加课外补习的影响因素研究是一个基本课题，多项研究就这一问题进行了探讨（薛海平, 丁小浩, 2009; Kim & Park, 2010; Liu, 2012; Zhang, 2014）。家庭社会经济地位是已有研究特别关注的影响参与课外补习的重要因素。薛海平和丁小浩（2009）的研究表明，家庭社会经济背景对城镇学生参加教育补习的可能性和教育补习支出有显著影响。研究表明，女生比男生的补习参与几率、强度与经济支出都要高；成绩排名越高，父亲受教育程度越高，学生参加补习的几率、强度与支出越大。还有研究分析了其他维度的影响因素，如班级同学影响、学校行政风格的影响等（Zhang, 2011）。

家庭教育的决策受家庭收入、教育成本、教育收益等诸多个人、家庭、学校和社会因素的影响（张永强, 杨中全, 2010）。已有研究多集中于几个“常见”（控制）变量与家庭参与课外补习决策的相关研究，而相对缺乏对参与课外补习决策行为的系统而深入的讨论，特别是理论层面的解读（Byun, Chung, & Baker, 2018）。作为一项特殊决策，家庭教育决策也具有科学决策的一般特征，需要引入更多教育变量分析其决策特征，而非局限于基本控制变量（如，人口学变量、家庭社会经济地位等）。

信息是科学决策的基础和依据，决策本身是信息转换的过程，信息转换又严格依赖于环境和系统内的信息资源与能力（彭知辉, 2006）。学校是家庭最主要的教育信息来源，而与学校的信息交流沟通很大程度上决定了家庭教育决策的信息环境，反映了家庭的信息资源与能力。家校沟通是父母教育卷入的基本维度，在国际上受到广泛关注（Epstein, 1995），并多付诸于政策实践的主题（周月朗, 2006）。家校沟通是以学生的教育计划和发展规划为内容，学校的教育者和家庭的教育者就此内容进行信息交流的活动（吴艺方, 韩秀华, 韦唯, 罗良, 2013）。由此可知，家校沟通是家庭教育决策的重要信息来源。同时，父亲、母亲在教育卷入问题上可能存在差异（罗良, 吴艺方, 韦唯, 2014）。引申到家校沟通活动上，可以推测，父亲、母亲的家校沟通活动可能存在差异，进而在课外补习的决策中起到不同的作用。

综上所述，父母家校沟通是影响家庭有关学生参与课外补习教育决策的重要潜在因素，是进一步深入研究家庭参与课外补习决策的基本切入点之一，特别是对于心智尚未成熟的小学生来说，父母的决策在其教育决策中发挥着重要作用。本研究以小学阶段调查数据作为分析对象，讨论家校沟通行为与家庭课外补习教育决策行为的关系。

2 研究方法

本研究将小学生数学学业成就与家庭社会经济地位作为控制变量，利用logistic回归模型重点讨论父母家校沟通活动与参与有关数学课外补习的家庭教育决策间的关系。

2.1 样本与数据搜集

已有研究表明，课外补习现象在我国的某些特大型城市分布得尤为广泛（王立东等, 2019; 伍青生, 2015; Wang & Guo, 2017）。本研究采取整群抽样的方法，选取某特大型城市学区五所小学的全部四年级学生及其父母为调查对象。总共发放数学学习能力问卷、小学生学习和生活调查问卷、父亲问卷和母亲问卷各774份，回收数学学习能力试卷751份，小学生学习和生活调查问卷750份，父亲问卷733份，母亲问卷743份，删除缺失数据（包括单亲家庭样本），获得了658个包括学生、父亲、母亲数据的样本。学生数学学习能力问卷、学习和生活调查问卷采用班级集体实测，由一名研究生担任主试；父母调查问卷由小学生放学带回家，父亲、母亲完成后，第二天交回学校，进行统一回收。

2.2 研究工具

在上述调查工具中，选取恰当的维度变量作为本研究的研究变量，具体内容如下。

2.2.1 家校沟通变量

家校沟通量表来自于经过系统论证的小学生父母教育卷入行为量表（吴艺方等, 2013），主要是指家长为了获取子女在校表现的信息和了解学校当前进行的工作而进行的家校之间的沟通与交流。

题项为Likert4点计分，由父亲、母亲分别对题目所反映行为的出现频率进行4点评价（1＝从不，4＝经常）。题目的平均分即为父亲和母亲在家校沟通行为的得分。共包括7个题目，信度为0.862。

2.2.2 家庭社会经济地位

学生家庭社会经济地位调查包括家庭年收入，父母受教育水平等基本内容，从父母调查问卷中获取（家庭年收入情况由母亲问卷获取）。父母受教育水平编码：小学及以下为1，初中或职业初中为2，高中或职业高中为3，大专为4，本科为5，硕士研究生及以上为6。家庭年收入编码：1=3600元以下；2=3601～7200元；3=7201～14000元；4=14001～30000元；5=30001～50000元；6=50001～100000元；7=100001～200000元；8=200001～300000元；9=300001～500000元；10=500001元及以上。

2.2.3 学生人口学变量

学生人口学变量：性别，是否为独生子女，从学生调查问卷中获取。性别编码：男为1，女为2；独生子女编码：非独生子女为0，独生子女为1。

2.2.4 学生数学学业成就测试

使用项目自编的数学学习能力问卷。数学测试题由课题组邀请骨干教师、教研员等相关专家，依据国家课程标准，以考查学生数学学习能力为目标，针对四年级学生的学习内容和能力要求命制的题目。主要包括数与代数、图形与几何、统计与概率三方面的内容，其中，选择题26题，解答题2题（6小题），共计32道小题。满分为100分。

2.2.5 因变量：数学课外补习参与情况

通过家长问卷调查学生当学期是否参与了数学课外补习，0=未参与，1=参与。

2.3 数据分析

采用logistic回归的方法检验父母家校沟通，家庭社会经济地位，以及学生人口学变量，数学学业成绩对于学生参与数学课外补习的预测作用。模型中，因变量是城镇在校生教育补习的对数发生比 $ln \left(\dfrac{P}{{1 - P}}\right)$ ，它是事件发生概率P的转换形式，回归方程不能直接解释自变量变化对事件发生概率的影响大小，但可以分析其对 $ln \left(\dfrac{P}{{1 - P}}\right)$ 的影响强度，模型卡方检验的显著性水平通过了0.001的显著性水平检验。

3 结果 3.1 研究变量的描述统计

调查数据表明，该学期有近46.9%的小学四年级学生参加了数学课外补习活动。就家校沟通而言，如表1所示，母亲的家校沟通平均得分要高于父亲，同时具有类似的标准差。

家庭社会经济地位中的父母受教育程度变量的描述统计如表2所示，本科及以上学历的父母不足一半，有近10%的父母仅有初中及以下文化程度。

家庭年收入情况如表3所示，被调查家庭年收入集中在10～30万元，考虑到该学区所在的特大型城市的人均收入状况，可以估计，被调查家庭的整体家庭收入水平相对有限。

3.2 父母家校沟通配对样本t检验结果

对于表1所反应父母家校沟通维度的差异，进行配对样本的t检验。由表4可知四年级学生父亲的家校沟通的得分显著低于母亲。由此可知，家校沟通活动主要是以母亲行为为主。

3.3 自变量的相关分析

为了了解自变量间的关系，为后续的回归分析做基础，对于各自变量进行相关分析，结果如表5。

可以看到，除父母受教育程度间的相关性较高外，其他自变量间的相关性都不高，为后续的回归分析提供了基础。

3.4 各因素对于数学课外补习参与的logistic回归

本研究利用logistic回归讨论了各因素与数学课外补习参与情况的关系。

如表6所示，多个变量可以显著地预测小学生数学课外补习的参与情况。独生子女、数学学业成绩、家庭年收入和母亲的家校沟通等变量对于数学课外补习的参与情况有显著的预测作用，且均有较大的效应量。其中，母亲的家校沟通得分每提高1分，其子女参与数学课外补习的发生比会显著地提高约0.6倍。

此外，母亲受教育程度的效应量也是值得关注的。样本数据未能发现学生性别，父亲家校沟通，父亲受教育程度等因素的显著预测作用。

4 讨论

本研究重点探讨了学生参与数学课外补习决策与父母家校沟通活动的关系，同时也发现了部分控制变量的预测作用。

4.1 父母家校沟通的作用

本研究特别发现了母亲的家校沟通行为频率得分可以预测小学生的数学课外补习参与情况，但没有发现父亲的家校沟通行为的预测作用。这从父母家校沟通行为得分的对比也可以得到部分反映，父亲的家校沟通得分是显著低于母亲的，这也反映了父母在教育卷入行为表现及其作用上存在明显差异（罗良等, 2014）。

在控制了学生数学学业成就与家庭社会经济地位变量后，参与课外补习的决策受母亲了解到的教育信息的影响。对于学业成就相当且家庭经济条件相当的小学生，母亲在通过与学校的交流沟通过程中，对于教育信息的了解更加推动了其做出参与课外补习的家庭教育（投资）决策，这验证了信息对于教育决策的重要作用（彭知辉, 2006）。在家庭经济条件允许的条件下，积极参与家校沟通的母亲可能会更加乐意或是更加倾向于让子女参与数学课外补习活动。

积极参与家校沟通的母亲可以从与学校的沟通行为中了解更多的子女在校学习情况，从而也认识到部分学生存在的补习需求，进而做出参与课外补习的决策。从这个意义上讲，家校沟通作为学生学习状况和课外补习活动参与的中介变量，较多的家校沟通可能使得家长获得更多的学生学业信息，特别是学习上出现困难的学生学业信息，进而影响到有关参与课外补习的决策。

此外，考虑到大城市的“小升初”择校问题已成为深受各界关注而又最难以令人满意的社会问题之一（张羽, 黄振中, 李曼丽, 2014），数学学科又在其中起到“举足轻重”的作用（程黎, 苏世扬, 庞亚男, 陈静, 2012）。母亲很可能在积极与学校的沟通过程中，了解到了升学竞争在小学阶段的迫切性。鉴于本研究样本中家长的受教育水平相对有限，学校信息是其重要的教育信息来源，家校沟通活动很可能推动了家庭做出学生参与数学课外补习的决策。从这个意义上讲，家校沟通作为“升学压力”和课外补习活动的中介变量，较多的家校沟通可能使得家长更多的感受到升学压力，进而影响到参与课外补习的决策。

4.2 家庭社会经济地位与学业成就的预测作用

学生的数学学业成绩是影响其参与课外补习的基本因素，负向预测了课外补习的参与情况。由此可以认为，成绩较低的学生有更大的可能选择通过参与数学课外补习来提高其学业成绩，这与已有研究在某些东亚国家或地区发现的学业成绩正向预测课外补习参与情况的结论不一致（Kim & Park, 2010），这在一定程度反映了这个变量的预测作用不仅在世界范围内存在文化差异性（Byun et al., 2018），即使在东亚地区内也存在差异。

家庭社会经济地位对学生参与课外补习有显著的预测作用，特别是家庭年收入变量的正向预测作用。这与多数研究发现的结果相一致（吴翌琳, 2016; 薛海平, 丁小浩, 2009），与再生产理论的预测结果相一致（Byun et al., 2018），即经济因素是一个基本影响因素。经济情况好的家庭，不管其原有学业成就如何，都更倾向于让小学生参与有偿的课外补习。而本研究所选样本中，家庭平均经济状况在其所在城市中相对较为一般，这也使得经济状况的作用显得更为重要。有研究发现，发展中国家经济对于课外补习的预测作用要强于发达国家（Byun et al., 2018），与本研究的结果模式类似。

此外，母亲的受教育程度也是一个正向的预测变量，虽然显著性略弱，而父亲的受教育程度则并未发挥预测作用，也有研究报道了关于母亲的受教育水平的预测作用（程黎等, 2012），但对于父亲的情况缺少讨论。从这个意义上讲，母亲在学生的教育中起到更重要的作用，母亲是小学生教育的主要卷入者。母亲的受教育程度影响了其家庭对于孩子参与课外补习的决策。

4.3 对未来研究的启示

探讨父母教育卷入与学生参与课外补习的关系可以为引导课外补习行业的健康发展，开展针对性的学校咨询活动，以及引导家庭教育的理性决策提供实证依据。家校沟通作用启示学校应当在家校沟通过程中，避免过于强调“升学压力”，适时引导家长理性分析学生的学习状况，恰当地做出是否选择数学课外补习的决策。

为了深入揭示家校沟通与学生参与课外补习的关系，在研究样本的选择与研究内容的深入挖掘方面，后续研究应做出进一步探索。具体来说，后续研究可以考虑在不同的城市、学校水平和家长受教育程度的样本基础上讨论研究问题；同时，应从内容维度对家校沟通内部结构进行深入挖掘，了解家校沟通行为的本质特征，验证本研究关于家校沟通中介变量特征的分析，开展更为深入而全面的研究。