课外补习能提高学生的学业成绩吗——基于21项实证研究的元分析.pdf

收稿日期：基金项目：作者简介：2023-12-262020 年度广东省教育科研“十三五”规划一般项目“义务教育课业负担监测机制建设研究”（2020YQJK598）张林静，女，广东省教育研究院副研究员。张林静（广东省教育研究院，广州 510035）课外补习能提高学生的学业成绩吗？摘要：“双减”政策实施三年来取得初步成效，但家长和校外培训机构仍然是影响政策落实的重要因素。为探明课外补习与学业成绩之间的真正关系，寻找关键调节变量，对21项原始研究，涉及54个独立样本、79个效应量、242 601名被试进行元分析。结果显示：课外补习与学生学业成绩之间存在低相关，采用剪补法修正后，课外补习对学业成绩影响不显著。在9个调节变量中，学生性别、学段、家庭社会经济地位、所处地区、补习科目、补习时长、补习班类型等变量对课外补习效果均不显著。研究结论有助于澄清人们对课外补习作用的片面认识，为教育决策者、教育研究者、教师、家长及学生提供新的思考。关键词：“双减”政策；课外补习；学业成绩；元分析【中图分类号】G405【文献标识码】A【文章编号】1005-8427（2024）04-0091-12DOI:10.19360/ki.11-3303/g4.2024.04.010一、研究背景早在1966年，科尔曼报告 就对教育公平问题展开了广泛深入的讨论，并引起后续研究开始关注家庭教育投资对儿童教育机会和教育结果的影响。课外补习在国外被称为“影子教育”（shadow education），主要指发生于主流的学校教育之外，其教学内容与学校课程大致相似，目的是通过课外学习提高学生学业成绩1。Bray等早在2003年就对香港地区的补习需求和社会经济模式进行研究发现，尽管课外补习在一定程度上可以提高学生的学业成绩，但过度依赖补习可能导致教育不公平及其他社会问题2。彭湃通过梳理国外“影子教育”的相关研究，分析补习教育、“影子教育”等相关概念的联系和区别，并将课外补习定义为学生在主流学校教育之外参加的、旨在提高学业成绩的各种培优补差活动3。进入21世纪以来，由于诸多因素影响，课外补习在我国城乡地区迅速蔓延，使学生的教育竞争从校内延伸到校外。为切实减轻学生课外补习带来的学习负担，中央政府陆续出台多个文件，减负内容从严禁违规补课到家庭履行教育监护责任，同时严格管理校外培训机构，治理力度不断加强，治理范围不断扩大。然而，伴随“减负”政策的持续深入推进，学生的学习负担不减反增，家长也越来越多地利用课后和节假日给学生进行课外补习，形成校内减负、校外增负的现象。宋海生等通过对2014年中国人民大学发布基于21项实证研究的元分析Journal of China Examinations2024年第4期No.4,20242024年第4期的“中国教育追踪调查”数据进行分析发现，在19 487名初中生样本中参加课外学科类补习的比例达52.50%4。中国义务教育质量监测报告也显示，20152017年中小学生参加课外补习的比例均较高，四年级学生参加数学、语文课外补习的比例分别为43.80%、37.40%，八年级学生参加数学、语文课外补习的比例分别为 23.40%、17.10%5。2016年，中国教育学会发布的调查结果指出，全国参加课外补习的学生规模超过1.37亿人次，辅导机构从业教师达到830万6。课外补习已经成为学生学习负担过重的主要来源，成为家庭经济负担的重要组成部分，也极大地增加了家长群体的教育焦虑，严重冲击了正常的学校教学秩序。为此，中共中央办公厅、国务院办公厅于2021年出台 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）7，对校外培训机构重拳出击并取得显著成效8。然而，部分家长的教育焦虑似乎并未消减，他们与培训机构配合，试图将学科类补习活动“隐形变异”，通过一对一、高端家教、众筹私教、读书班等形式继续开展学科类补习。那么，课外补习真能提高学生的学业成绩吗？为探究课外补习对学生学业成绩影响的效果问题，国内外学者开展了大量研究，其结论主要包括三种：一是课外补习对学业成绩有明显促进作用，二是课外补习对学业成绩没有显著影响，三是课外补习对学业成绩有显著负向影响。由此发现，各研究结果间分歧较大，未能就课外补习的有效性达成共识，也无法从整体上了解课外补习对学生学业成绩的影响。本研究对以中国学生为研究对象的相关文献进行元分析，试图回答以下两个问题：第一，课外补习能提高学生的学业成绩吗？第二，课外补习与学业成绩的关系会受到性别、学段、家庭社会经济地位、所处地区、补习科目、补习动机、补习时长、补习班类型、出版（文献发表）类型等调节变量的影响吗？希望寻求更加科学、可靠的答案，以缓解家长教育疑虑，为“双减”政策提供实证研究支持。二、文献综述（一）课外补习和学业成绩关系的研究1.实证研究有关课外补习与学业成绩之间关系的实证研究可以概括为三类。第一类研究认为，课外补习有助于提高学生的学业成绩。来自日本、越南、孟加拉国、斯里兰卡的四项研究显示，课外补习对学生的学业成绩有积极影响9-12。薛海平等利用“中国家庭追踪调查”中的四年数据，研究高中生参加课外补习与升学的关系，发现参加课外补习的高中生升入高校的比例比没有参加补习的学生高10.6%13。他在另一项使用“中国教育追踪调查”CEPS2014年数据研究发现，参加学术类课外补习可以使初中生的语数外总成绩平均提高1.565标准分14。第二类研究认为，课外补习会对学业成绩产生负向作用。来自德国和新加坡的相关研究发现，课外补习对学生的学业成绩有负面影响15-16。李佳丽通过分析宁夏、甘肃、云南、四川、广西等五省区中小学生的两期追踪数据发现，参加补习不但不能提升学生的语文成绩，反而会越补越差17。第三类研究认为，参加课外补习不会对学业成绩产生影响。有埃及和爱尔兰的相关研究表明，参与课外补习对提高学生的成绩没有显著影响18-19。刘腾尧等通过分析“中国教育追踪调查”CEPS数据发现，无论学生参加学科类辅导班还是兴趣班，都不会对其学业成绩产生影响20。Zhang研究我国高三学生的课外补习对高考成绩的影响发现，课外补习对城市和农村学生的高考总成绩均没有显著影响21。922.元分析研究截至目前，国内有两项研究对课外补习和学业成绩的关系进行元分析。刘珊珊等研究发现，课外辅导对学业成绩的整体效应值为 ESr=0.272，95%置信区间0.130，0.414。根据Ellis的标准判定为小效应；删除异常值后，效应值变为ESr=0.056，95%置信区间0.009，0.120，这意味着课外辅导对学业成绩不产生影响22。熊艳青等元分析研究结果 ESr=0.075，即课外补习对学业成绩没有提升作用23。考虑到这两项元分析纳入的国内研究文献数量太少，可能难以反映我国学生参加课外补习与学业成绩的真实关系。综上可见，目前关于课外补习对学生学业成绩影响的各项研究之间结果并不一致，造成这种差异的可能原因除了对课外补习的内涵界定、研究方法、所在国家的政治文化等存在差异外，学生特征、补习特征、文献出版特征等方面的差异也是导致研究结果不一致的原因。（二）课外补习对学业成绩影响的调节变量研究导致原始研究结果不一致的调节变量主要有学生特征、补习特征和出版特征。其中，学生特征主要包括性别、学段、家庭社会经济地位、地区差异等五个变量；补习特征主要包括补习科目、补习动机、补习时长、补习班类型等四个变量；出版特征即原始文献出版类型，主要包括核心期刊、普通期刊和学位论文。1.学生特征方面的研究在性别因素上，胡咏梅等采用 PISA2012 上海数据库的数据对5 177名中学生进行分析，结果发现在参与数学补习的学生中，女生的数学成绩显著低于男生24。薛海平等研究也发现，男、女生在参加数学补习后，成绩出现显著差异（F=12.919，p0.001）25。在学段因素上，曾晓东等对北京市998名小学四年级学生和1 091名初中八年级学生样本进行研究发现，四年级学生是否进行数学补习和数学素养之间没有显著相关（r=0.042,p=0.180），但八年级学生却存在显著相关（r=0.109,p=0.000）26。薛海平等基于北京大学“中国城镇居民教育与就业情况调查”数据发现，小学阶段参加补习比例最高为73.80%，初中次之为65.60%，高中第三为53.50%27。在家庭社会经济地位因素上，薛海平等研究指出，不同家庭经济社会地位的学生的数学课外补习时间存在显著差异，家庭经济社会地位高的学生每周数学补习时间显著高于家庭经济社会地位低的学生25。胡咏梅等对 PISA2012上海数据分析发现，课外补习可以提高家庭社会经济地位低的学生的成绩，且家庭社会经济地位低的学生参加补习的效果要好于家庭社会经济地位高的学生，二者之间差异显著24。雷万鹏以高中生为对象的一项研究发现，家庭收入水平越高、母亲受教育程度越高，高中生参加补习的可能性越大28。在地区分布因素上，方晨晨等基于一项对六省市130所学校共4 531名中小学生的调查分析发现：东部和中部学生参加课外补习的概率显著高于西部；小学阶段中部学生参加课外补习的概率显著高于西部，初中阶段东部学生参加课外补习的概率显著高于西部学生29。李佳丽针对西部农村地区的研究结果显示，西部农村地区的课外补习率较低，其中小学阶段语文、数学补习率为9.90%11.60%，中 学 阶 段 补 习 率 为 4.70%9.90%17。2.补习特征方面的研究在补习科目上，薛海平对19 487名初中生样本进行研究发现，参加课外补习对初中学生的总成绩及数学、英语单科成绩均有显著正向影响，但对语文成绩影响不显著14。李佳丽对西部地区4 994名小学生和3 991名中学生数据分析发现，张林静：课外补习能提高学生的学业成绩吗？932024年第4期中小学生参加数学补习对成绩没有影响，参加语文补习不仅不能提高学生学业成绩，还对学生语文成绩产生显著的消极影响17。在补习动机上，林媛芳进行了一项针对152名高中生的研究，将补习动机分为个人发展、成绩动机、学习情境、内在兴趣、社会责任、出国动机和信息媒介七类，研究结果发现不同补习动机对英语成绩的影响不同，其中个人发展、内在兴趣与英语成绩正相关，成绩动机与英语成绩负相关，学习情境、社会责任、出国动机、信息媒介影响不显著30。在补习时长上，李佳丽等对40 011名八年级学生的数据进行分析发现，不同补习时长对学业成绩的影响不同，其中每周补习少于3个小时或补习时间在36个小时的学生的学业成绩显著提高，补习时间为68小时的学生成绩略有下降，而补习8小时以上的学生群体成绩显著下降31。庞晓鹏等对8 539名四、五年级小学生样本进行分析发现，数学成绩随着补习时间的增加而提高；但值得关注的是，四年级学生补习12小时的成绩有所提高，但补习时间为3小时及以上时成绩反而下降。这说明对四年级学生而言，课外补习存在一个黄金期，并不是越多越好32。在补习班类型上，李佳丽等对34 657名小学生分析发现，补习班类型对学业成绩影响显著，其中：参加辅导班能显著提高学业成绩、越补越好；参加一对一家教补习反而显著降低成绩，越补越差33。胡咏梅等对 21 229 名四年级学生和20 027名八年级学生的普测数据进行分析发现，无论四年级还是八年级学生，一对一、一对多以及小班教学方式的数学补习的效果均显著好于大班教学；四年级学生中一对一、一对多的语文补习效果显著好于大班教学；八年级学生中一对多、小班教学方式的英语补习效果显著好于大班教学34。3.文献出版特征方面的研究在元分析中，为了减少出版偏倚（publicationbias）给分析结果带来的偏差，要求尽量收集所有的数据库，强调全面、系统、广泛地收集与主题相关的各类文献，因此纳入分析的原始文献出版类型也是一个重要的调节变量。本文关于课外补习的实证研究来自核心期刊、普通期刊和硕士学位论文。郝亚迪的核心期刊论文中利用中国学校课程与教学调查的数据研究发现，学生是否参加课外补习与学业成绩正相关35。孙美荣在普通期刊上发表的对4 210名八年级学生的调查研究发现，课外补习时间与学业成绩呈显著负相关36。陈颖的硕士学位论文中对128名高中生进行研究发现，其课外补习时间与学业成绩之间的相关系数不显著37。三、研究方法（一）文献检索1.文献搜索范围和方式在中国知网期刊全文数据库、万方数字化期刊数据库及其学位论文数据库、维普期刊数据库中进行检索，分别将课外补习（含课外辅导、影子教育、校外补习）、学业成绩（含学习成绩、学业成就）组成关键词进行搭配，将此类关键词在篇名、主题或摘要搜索栏中进行检索，并在文献阅读过程中采用引文回溯法对文献进行补充。此外，为了不错过关于课外补习和学业成绩的相关研究，还对同类系统评价和综述等纳入分析文献和参考文献进行检索。检索文献的发表时间从2000年1月1日至2023年5月5日，共获取1 474篇。首先，经过阅读题目和摘要，排除重复文献、一般介绍性文献、综述性文献、研究对象非中小学生、不是课外补习与学业成绩两者关系的研究等文献，共排除1 372篇，初选入围文献102篇；其次，通过阅读原文，排除未使用测试成绩的、不能提供效94应量计算的文献，共排除81篇；最后，确定纳入本元分析的有效文献21篇，包含54个独立样本量。2.纳入与排除标准同时满足以下标准的原始研究纳入元分析：1）研究主题必须是课外补习和学业成绩之间的关系；2）研究对象为在校中小学生，不包括大学生；3）必须是实证研究；4）有明确的成绩来源；5）必须提供可供计算效应量的数据，如样本量、平均值、标准差、相关系数，或能转化为相关系数的 t 值、F 值或 d 值等；6）不包括多元回归分析；7）数据重复发表的只选取最先发表的一篇38-39。最终，符合以上标准且纳入元分析的文献有21篇（期刊论文11篇，学位论文10篇），其中包含独立样本量54个，样本总量为242 601人，文献刊发时间为20082022年。（二）研究特征的编码与提取每项研究根据以下三类特征进行编码：学生特征包括性别、学段、家庭社会经济地位、地区，补习特征包括补习科目、补习动机、补习时长、补习班类型，出版特征即发表类型。需要注意的是，在计算效应值时以独立样本为单位，若一项研究中同时报告多个独立样本，则分开编码。从初步研究中系统提取一些研究特征，见表1。这些特征可以作为潜在的调节因素，以解释单个研究的影响大小之间的不一致性。此外，为避免文献筛选时可能出现的失误，笔者对收集到的文献进行两次筛选。首先，根据编码计划独立编码评价文献；其次，由一位研究方法学研究生进行复核；最后，对不一致的编码共同查看原始研究、讨论并处理分歧，对无法解决的问题再由元分析方法专家进行判定。结果表明，二者的编码一致性接近98%，文献筛选标准及结果均有效。（三）统计计算本研究采用相关系数r 作为效应值。在计算过程中，首先将每个原始研究的r值转换为对应的Fisher s Z分数，公式为Z=0.5In（1+r1-r）；然后对Fisher s Z值进行转换，计算零阶相关系数r，公式为r=e2Z-1e2Z+140。其中Z的方差Vz=1n-3，n表示样本量，Z的标准误 SEz=Vz。如果原始研 究 中 报 告 的 是 t 值、F 值 或 d 值，则 通 过r=t2t2+df、r=FF+dfe、r=dd2+4(N-2)N将其转化为r值，再纳入计算41。使用R语言进行元分析，三水平模型的元回归分析采用metafor包计算，剪补法、漏斗图等采用meta包计算42。四、研究结果（一）纳入元分析的原始文献特征研究共包含 21篇文献，54个独立样本。其中有一篇文献报告了18个独立样本，一篇文献报告了10个独立样本，两篇文献分别报告了4个独立样本，一篇文献报告了2个独立样本，16篇文献分别报告了一个独立样本。各文献样本量的总和为242 601，样本量从24到122 692不等。（二）同质性检验采用Q检验进行同质性检验，I2被定义为由研究间方差引起的研究变异，在三水平模型条件下，I2=I2（水平2）I2（水平3），25%、50%和75%分别为低异质性、中等异质性和高异质性的临界值40。Tau2为研究间差异引起的方差，用于评价研究间差异大小；采用三水平模型时，Tau2=Tau2（水平2）Tau2（水平3）42。由表2结果可知，Q检验具有统计学意义，表明各效应之间存在显著的异质性（Q=3 122.119,p0.001）。总的I2=98.962%，大于临界值75%，表明纳入的原始研究间具有异质性，这种异质性张林静：课外补习能提高学生的学业成绩吗？952024年第4期K279Fisher s Z0.107*SE0.02195%CI（0.065,0.148）水平2Tau20.030占比/%98.962水平3Tau20.000占比/%0.000表2 课外补习和学业成绩关系的主效应注：K2代表效应值数量；Tau2（水平2）代表研究内差异，Tau2（水平3）代表研究间差异，*代表p0.001。变量类别学生特征补习特征出版特征调节变量性别学段SES地区补习科目补习动机补习时长补习班类型发表类型类别男女小学初中高中混合（小学和初中）高低东部中部中国香港语文数学英语物理混合（语数英）成绩动机内在兴趣个人提升混合4小时47小时811小时11小时混合一对一一对多混合核心期刊普通期刊学位论文独立样本k1333473122123143264151111411113112518927占比/%50.0050.005.5687.035.561.8550.0050.0025.5365.968.517.6966.6710.262.5612.825.885.885.8882.362.862.862.862.8688.5612.5025.0062.5033.3316.6750.00效应量k2337531722229364330144711319111138128211444占比/%50.0050.008.8667.0921.522.5350.0050.0042.0252.175.815.1751.7224.146.9012.074.174.1712.5079.162.382.382.382.3890.489.0918.1872.7326.5817.7255.70表1 原始文献研究特征分类及占比情况是由各原始研究间抽样的不同带来的；异质性的1.038%可以归因于抽样误差（水平一）。水平二（研究内）变异占Tau2总方差的98.962%；水平三（研究间）的变异为0。因此，要进行调节因子分析，以确定导致这些变化的变量。（三）出版偏倚检验用失安全系数（fail-safe number,Nfs）和剪补法两种方法检验出版偏倚。其中Nfs=8 326，大96于 5k1+10，表示存在出版偏倚的可能性很小40。图1为效应值分布的漏斗图，图中的点代表不同的效应值，其分布并不对称，更多的效应值位于右侧。采用剪补法对漏斗图43进行调整，调整前总 效 应 值 r=0.107，p 0.001，95%CI 0.065,0.148。根据对称性要求添加 34 个“缺失”数据后，重新估计的总效应值 r=-0.019，p=0.466，95%CI-0.071,0.032，置信区间包含0，说明如果补上这些“缺失”的文献，真实的效应值为0，即课外补习对提升学业成绩没有影响。（四）文献质量的调节效应采用原始研究质量评估量表（Basic QualityAssessment of Primary Study）作为质量评估工具，评估纳入元分析中的研究的质量44。计分标准为：06 分为低质量，712 分为中低水平，1318分为中高水平，1924分为高质量。本研究中所有纳入元分析的原始文献质量得分在1324分之间，都处于中高水平。以文献质量分数为自变量，效应量的值为因变量，进行元回归。结果表明，F（1,77）=6.188，Intercept=-0.345，SE=0.183，p=0.063，=0.029，SE=0.012，t=2.487，p=0.015，研究间方差为 0，研究内方差为0.028，说明文献质量影响效应值。（五）主影响效应研究采用混合效应模型（三水平模型）进行元分析。这种模型可以估计效应值之间的依赖关系以保证元分析结果的准确性，还可以利用效应量之间的变化减少统计推断中的型误差以增强研究说服力。基于全部数据的结果可知，课外补习和学业成绩之间的总相关系数 r=0.107，p 0.001，95%CI 0.065,0.148（见表 2）。Ellis对相关系数大小的界定为：0.100 r 0.300 时为低相关，0.300 r 0.500时为中等相关，r 0.500时为强相关45。依此标准，本研究中课外补习和学业成绩之间的关系为低相关，共同变异为 0.01，小于偶然因素的作用0.05。（六）调节效应检验在对九个调节变量的分析中，只有补习动机和出版类型两个变量具有显著调节作用，学生性别、所在学段、家庭所处社会经济地位、所在地区，参加补习的学科、补习时长、补习班类型等七个变量对课外补习对学业成绩的调节效应均不显著，见表3。补习动机对课外补习具有显著调节作用（F（3，20）=8.741,p 0.001），但不同补习动机之间的效应值差异较大。其中：成绩动机（培优补差）组影响效果最显著，系数为0.600，属于强的负相关，说明具有该类补习动机的学生如果参加补习，反而会大大降低学生成绩；混合组系数为0.055，属于弱的正相关；内在兴趣和个人提升组因其 系数的置信区间包含 0，可以理解为对学生成绩不产生影响。出版类型对课外补习具有显著的调节作用（F（2，76）=7.955,p 0.001），但不同出版类型之间存在差异。硕士学位论文组有小的正效应，系数为 0.184，即硕士学位论文中的研究显示补习能够小幅提高学生的成绩；而核心期刊和普通期刊组的 系数置信区间包含 0，因此无显著差异。图1 效应值分布漏斗图Fisher s ZStandard Error-0.5-1.00.51.00.00.200.150.100.050.00张林静：课外补习能提高学生的学业成绩吗？972024年第4期五、结论与讨论通过对课外补习与学业成绩的元分析研究，得出以下三个方面的结论：1）从研究过程看，纳入研究文献整体质量高，发表偏倚可能性小，稳健性好，能够代表课外补习对学生学业成绩的影响效果；2）从整体结果来看，课外补习与学业成绩的相关系数仅为 0.107，即课外补习几乎不影响学业成绩；采用剪补法修正后，相关系数变为0，可以理解为课外补习对学业成绩无影响；3）从调节效应分析结果来看，除课外补习动机和纳入文献出版类型的调节效应显著外，学生性别、学段、家庭社会经济地位、所在地区，补习学科、补习动机、补习时长、补习班类型等因素的调节效应均不显著。本研究结论有助于澄清人们长期以来对课外补习和学业成绩之间关系的片面认注：a表示在三水平模型中依次将各个亚组作为参考组，得到每个亚组真实的Fisher s Z值；*代表p0.001。调节变量性别学段SES地区科目补习动机补习时长补习班类型出版类型亚组a男生女生小学初中高中混合（小学和初中）高低东部中部中国香港语文数学英语物理混合（语数英）成绩动机内在兴趣个人提升混合4小时4 7小时8 11小时11小时混合1对11对多混合核心期刊普通期刊硕士论文K2337531722229364330144711319111138128211444Fisher s Z（95%CI）0.148（-0.122,0.419）0.085（-0.187,0.356）0.014（-0.126,0.154）0.112（0.061,0.165）0.142（0.050,0.235）0.023（-0.225,0.271）0.026（-0.089,0.141）0.051（-0.063,0.166）0.080（0.003,0.157）0.156（0.085,0.227）0.020（-0.170,0.209）0.030（-0.168,0.227）0.044（-0.017,0.105）0.173（0.076,0.270）0.049（-0.138,0.237）0.011（-0.115,0.138）-0.600（-0.873,-0.327）0.222（-0.051,0.494）0.038（-0.120,0.195）0.055（0.003,0.107）0.215（-0.193,0.624）0.471（0.102,0.840）0.356（-0.022,0.734）0.190（-0.319,0.700）0.112（0.059,0.164）0.390（-0.062,0.841）0.315（0.063,0.567）0.070（-0.033,0.172）0.049（-0.02,0.118）0.007（-0.078,0.091）0.184（0.128,0.240）F0.2140.9460.4541.5911.5948.741*1.4213.1777.955*Tau2水平20.0130.03000.0340.0270.0100.00100.025水平30.013000.001000.0140.0090表3 课外补习对学业成绩效应值的调节效应显著性检验98识，为教育决策者、教育研究者、教师、家长及学生提供新的思考角度。（一）课外补习对提升学业成绩效果不明显研究发现，课外补习对学生学业成绩的整体效应值较低，经剪补法修正后，课外补习对学生学业成绩的提升影响更小。这与刘珊珊团队、熊艳青团队的分析结果一致。刘珊珊团队研究了2014年以前发表的 25篇英文文献，其中以国外学生为研究对象22篇，以中国大陆、台湾、香港地区学生为对象的各1篇，研究结果表明课外辅导对学业成绩的整体效应量较低，删除异常值后，课外辅导对学业成绩的提升没有显著影响22。熊艳青团队的研究分析了35篇文献，其中以外国学生为研究对象 14 篇，以国内学生为研究对象21篇23。由此可见，不管是以国外学生还是以中国学生为研究对象、英文文献还是中文文献，早年研究还是近几年的研究，均得出课外补习对提升学生整体成绩基本没有效果的结论。本研究也证实“参加课外补习在整体上不会对学业成绩产生较大影响”这一观点，为我国“双减”政策提供强有力的证据支撑。由此推断，课外补习不是影响学生学业成绩的主要因素，其对学业成绩的影响可能并不像公众普遍认为的那么直接、有效。而相对于课外补习，来自学校、学生个人、家庭方面的因素才会对学生的学业成绩产生更大的影响，如学校资源46、师生关系47，学生自我效能感48、内部学习动机49，家庭的社会经济地位50、家长参与51等。（二）补习动机、出版类型对补习效果有显著调节作用从补习动机来看，以培优补差为成绩动机的补习均会显著降低学业成绩，混合型动机对学业成绩有较少的提升作用。培优、补差对学业成绩均具有显著负向作用。这与贺勇的研究结论类似，即在培优补习中有12.5%的人成绩下降，在补差补习中有11.8%的人成绩下降52。然而，贺勇的研究因不符合纳入标准而未能进入本次元分析研究。关于培优、补差两类课外辅导的效果是否相同，目前还无法得出更深入的结论，将来还需要更进一步的研究检验。在出版类型上，硕士学位论文研究显示课外补习可以提高学生的学业成绩，但核心期刊和普通期刊的研究显示二者无影响。造成此类结果的原因可能有两个：一是硕士学位论文相较于核心期刊和普通期刊来讲，受同行评议的影响较小，发表的可能性较大；期刊论文可能更倾向于选择影响效应显著的结果发表，从而掩盖部分影响效应不显著的结果。二是硕士学位论文样本量少，纳入分析的27个独立样本中，样本量在1 000以下的有23个，且调查对象多在某一区域或几所学校范围内，样本代表性不强；核心和普通期刊文献的研究多使用全国性大型调查研究的公开数据，调查对象多是全国抽样，代表性更强，纳入分析的 27 个独立样本中样本量在 1 000 以下的仅有2个。（三）不足与未来展望本研究存在以下三个方面的不足：1）在进行亚组分析时，原始研究数量偏少，如补习动机类型中成绩动机和内在兴趣动机样本量仅为1个，与混合型动机相比较少；不同原始研究的样本分布不够均匀，在一定程度上影响分析结果和外部效度；2）未能对补习动机进行更加明确的划分；3）未能探讨课外补习和学业成绩之间更深层次的作用机制，如课外补习与其他因素联合会对学业成绩产生何种影响。今后的研究可以进一步关注以下三个问题：1）需要更多涉及补习动机、补习时间、补习时长、补习班类型、家庭社会经济地位、城乡因素的量化研究；2）由于存在培优和补差等不同成绩动机类型，因此需要具体区分不同动机类型的学生补张林静：课外补习能提高学生的学业成绩吗？992024年第4期习效果，要重视学生补习动机的测量工具；3）由于影响学业成绩的因素很多，如家庭社会经济地位、父母期望、学习态度等，因此要尽可能多地纳入影响因素，深入探讨课外补习如何和其他因素共同对学业成绩产生影响。致谢:感谢渤海大学的范会勇老师和冯玉祥同学在本研究的元分析方法应用方面提供的技术支持、在论文撰写过程中提出的建议。参考文献1 STEVENSO D,BAKER D.Shadow education and allocation in formal schooling:transition to university in JapanJ.American Journal of Sociology,1992,97（6）:1639-1657.2 BRAY M,KWOK P.Demand for private supplementarytutoring:conceptual considerations,and socio-economicpatterns in Hong KongJ.Economics of Education Review,2003,22（6）:611-620.3 彭湃.城市义务教育阶段学生课外补习的实证研究:基于武汉市洪山区的调查与分析D.上海:华东师范大学,2008.4 宋海生,薛海平.初中生课外补习支出:现状、影响因素及政策启示J.当代教育论坛,2018（4）:82-92.5 教育部基础教育质量监测中心.中国义务教育质量监测报告R/OL.（2018-07-24）2023-10-15.http:/ 新华社.2016 年我国中小学课外辅导“吸金”超8000 亿EB/OL.（20161227）2023-10-15.https:/ 中共中央办公厅 国务院办公厅印发 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 EB/OL.（20210724）2023-10-15.https:/ 董圣足,公彦霏,张璐,等.“双减”之下校外培训治理:成效、问题及对策J.上海教育科研,2022（7）:17-22.9 YAMAMOTO Y,BRINTON M C.Cultural capital inEast Asian educational systems:the case of JapanJ.Sociology of Education,2010,83（1）:67-83.10 DANG H A.The determinants and impact of private tutoring classes in VietnamJ.Economics of EducationReview,2007,26（6）:683-698.11 HAMID M O,SUSSEX R,KHAN A.Private tutoring inEnglish for secondary school students in BangladeshJ.Tesol Quarterly,2009,43（2）:281-308.12 GUNASEKARA P D J.A study of the attendance patterns of GCE（A/L）student at school J.Sri LankanJournal of Educational Research,2009,11（1）:6-89.13 薛海平,赵阳.高中生参加课外助于考大学吗J.华东师范大学学报（教育科学版）,2020（5）:93-102.14 薛海平.课外补习、学习成绩与社会再生产J.教育与经济,2016（2）:32-43.15 GUILL K,BOS W.Effectiveness of private tutoring inmathematics with regard to subjective and objective indicators of academic achievement:evidence from a German secondary school sampleJ.Journal for Educational Research Online,2014,6（1）:34.16 CHEO R,QUAH E.Mothers,maids and tutors:an empirical evaluation of their effect on childrens academicgrades in SingaporeJ.Education Economics,2005,13（3）:269-285.17 李佳丽.参加课外补习对西部农村学生的影响效应研究:基于面板数据的固定效应分析J.基础教育,2018（1）:90-98.18 FERGANY N.Quality of life indices for Arab countriesin an international contextJ.International StatisticalReview,1994,62（2）:187-202.19 SMYTH E.The more,the better?Intensity of involvement in private tuition and examination performanceJ.Educational Research and Evaluation,2008,14（5）:465-476.20 刘腾尧,王晴.课外辅导与学生成绩:基于CEPS的研究J.教育经济评论,2018（9）:70-9421 ZHANG Y.Does private tutoring improve students National College Entrance Exam performance?A casestudy from Jinan,ChinaJ.Economics of Education Review,2013（32）:1-2822 刘珊珊,杨向东.课外辅导对学生学业成绩影响效应的元分析J.教育发展研究,2015（22）:123-14123 熊艳青,张成龙,陈梦圆.影子教育能提高学业成绩吗?:基于 35项实证研究的元分析J.现代教育科100学,2023（1）:10-17.24 胡咏梅,范文凤,丁维莉.影子教育是否扩大教育结果的不均等:基于 PISA 2012上海数据的经验研究J.北京大学教育评论,2015,13（3）:29-46.25 薛海平,宋海生.课外补习时间对中学生成绩影响的实证研究:基于PISA2012上海的数据J.教育科学研究,2018（4）:55-60.26 曾晓东,周惠.北京市四、八年级学生课外补习的代价与收益J.教育学报,2012（6）:103-109.27 薛海平,丁小浩.中国城镇学生教育补习研究J.教育研究,2009（1）:39-46.28 雷万鹏.高中生教育补习支出:影响因素及政策启示J.教育与经济,2005（5）:39-42.29 方晨晨,薛海平.课外补习的影响因素及对学生成绩影响的实证研究:基于京、黑、鲁、晋、青、川六省市的调查数据J.现代中小学教育,2015（8）:9-12.30 林媛芳.参加校外英语辅导的高中生学习动机与成绩关系研究D.漳州:闽南师范大学,2017.31 李佳丽,胡咏梅,范文凤.家庭背景、影子教育和学生学业成绩成就:基于 Wisconsin 模型的经验研究J.教育经济评论,2016（1）:70-89.32 庞