表1 2017-2023年校外培训和校内课后服务参与和家庭支出（单位：元）

		2017年第一轮调查		2019年第二轮调查		2021年第三轮第一批		2021年第三轮第二批		2023年第四轮调查
		均值	标准差	均值	标准差	均值	标准差	均值	标准差	均值	标准差
参与率	是否参加校外学科培训	0.38	0.486	0.243	0.429	0.243	0.429	0.174	0.379	0.137	0.344
	是否参加校外非学科类培训	0.209	0.407	0.155	0.362	0.163	0.369	0.17	0.376	0.135	0.342
	是否参加校内课后服务	-	-	0.273	0.446	0.232	0.422	0.313	0.464	0.296	0.456
支出水平	校外学科类培训支出	2256.293	8213.281	2022.496	8057.318	2453.563	10356.243	1508.328	7406.133	1625.087	7160.791
	校外非学科类培训支出	806.587	3819.139	796.274	4033.212	1006.553	5377.03	940.918	4153.827	1027.055	5145.298
	校内课后服务支出	-	-	272.315	2538.501	227.519	1524.085	284.357	1038.903	257.555	1845.515
支出占比	校外学科类培训支出	0.115	0.202	0.157	0.303	0.146	0.298	0.079	0.219	0.090	0.240
	校外非学科类培训支出	0.049	0.147	0.080	0.223	0.076	0.223	0.080	0.222	0.081	0.230
	校内课后服务支出	-	-	0.034	0.165	0.037	0.144	0.068	0.182	0.073	0.196

注：（1）表1呈现的是全样本的描述统计。

（2）校外和校内支出均值的计算包含支出为0的家庭。

（3）对于第三轮第一批接受调查的家庭，过去一年的时间范围是2020年秋季学期到2021年暑期。对于第三轮第二批接受调查的家庭，过去一年的时间范围是2021年秋季学期到2022年暑期。

（二）分析方法

本文试图回答三个问题：第一，“双减”政策实施之后，中小学生校外培训的参与率和相应的家庭支出是否减少？第二，不同收入水平的家庭受到“双减”政策的影响是否存在差异？第三，“双减”政策实施之后，校内课后服务的参与率和相应的家庭支出是否上升？本文将使用两种不同的方法估计“双减”政策的影响。

1. 泛精确匹配（Coarsened Exact Matching, CEM）估计

在使用泛精确匹配估计时，本文使用在时间上最为接近“双减”的第三轮调查样本。由于一些地区在2021年7—9月份第一批调查期间受到疫情影响更大，导致受访样本存在偏差，直接比较第三轮第一批与第二批的调查结果可能会存在偏误——例如：西部、东北部地区在2021年7—9月调查期间受到疫情的冲击小于东部和中部地区，因此在第一批受访户中占比更高；三线及以下城市以及农村地区在2021年7—9月受疫情的冲击同样较小，因此在第一批受访户占比中也会更高。尽管这些偏差主要是受到疫情外生作用而不是家庭自选择造成的，但还是会对样本的平衡性造成一定影响。为尽量解决这一问题，本文采用泛精确匹配的方法，试图为2022年调查的家庭样本找到可以比较的2021年“对照组”家庭样本，并在此基础上进行估计。

（1）

首先，我们回答问题一，即“双减”政策实施之后，中小学生校外培训的参与率和相应的家庭支出是否减少？此时因变量Y代表校外培训的参加与否、支出费用以及支出费用在家庭支出中的占比，下标i用来标记不同的个体，X是一系列包括家庭特征、个人特征以及地区虚拟变量在内的控制变量，表示误差项。Treatment在第一批的受访者中取0，在第二批的受访者中取1，其估计系数也就衡量了我们最为关心的“双减”政策对这一系列因变量的影响。

其次，为了回答问题二，即不同经济水平的家庭受到“双减”政策的影响是否存在差异？此时我们依然考虑回归方程（1），但将样本按家庭年人均消费支出进行五等分，对其Treatment的估计系数进行比较。

再次，为了回答问题三，即“双减”政策实施之后，家长是否转而寻求校内的各项课后服务，其参与率和家庭支出是否出现上升？此时回归方程（1）中的因变量Y代表校内托管、校内学科补习以及校内兴趣班的参与率和费用，如果Treatment的估计系数显著为正，则表明“双减”政策最终提高了校内各项课后服务的需求。

1. 双重差分（Difference-in-difference，DID）估计

尽管泛精确匹配可以使得处理组与控制组的协变量分布尽量平衡，但其本质上依然是一种匹配估计，存在的“模型依赖”“只能解决显性偏误”等缺点依然存在，其因果推断效力依然处于诸多准实验方法的最底端。因此，本文还将使用双重差分估计对结果作进一步的确认。此时，本文使用所有调查样本。

本文使用双重差分估计方法，模型如下：

（2）

Y代表校外培训、校内课后服务的参加与否以及支出情况，下标i用来标记不同的个体，t则用来标记不同的调查轮次。第一轮、第二轮和第四轮调查分别于2017年、2019年和2024年进行，第三轮调查分为了两个批次，分别于2021年7—9月和2022年6—9月进行，在这里我们将这两个批次都记为第三轮。Treatment是“双减”政策，其中2022年以及之后的受访样本取1，2022年以前的受访样本取0。表示不随调查轮次变化的个体固定效应[1]，表示不随调查个体变化的“轮次”固定效应，表示误差项——我们同时控制住了调查个体和轮次固定效应，因此Treatment的估计值也就代表了双重差分框架下“双减”政策的实施效果。[2]

四、分析结果

（一）描述统计

图1为2017—2023年中小学生校外培训和校内课后服务参与的变化情况。校外学科培训的参与率从2017年的36.1%不断下降，“双减”之后下降至2022年的16.5%和2023年的13.5%。校外非学科培训的下降幅度相对较小，2021和2022年反而略有增加，到2023年降至13.6%，接近学科类培训。校内课后服务总体则呈略有上升的趋势，从2019年的25.0%增至2021年的31.6%和2023年的30.8%。

图2为2017—2023年中小学生校外培训和校内课后服务支出的变化情况，需注意的是校外和校内支出均值的计算包含支出为0的家庭。校外学科类培训的支出在“双减”之后回落，从2017年的1777元下降到2023年的1350元；占该生家庭教育支出的比例从2017年的10.5%下降到2023年的8.4%。校外非学科类培训的支出整体略有增长，从2017年的633元增加到2023年的914元；占该生家庭教育支出的比例从2017年的4.6%增加到2023年的8.1%，与学科类的差异迅速缩小。校内课后服务的支出变化不大，仅略有增加，其占比从2019年的3.5%增加到2023年的7.8%。可以看出，校外学科类、非学科类培训和校内课后服务在家庭教育支出中的占比逐渐趋同。

图1 2017-2023年中小学生校外培训和校内课后服务参与的变化情况

注：校外培训和校内课后服务参与率均进行了加权处理。

图2 2017-2023年中小学生校外培训和校内课后服务支出的变化情况（单位：元，%）

注：（1）校外和校内支出均值的计算包含支出为0的家庭，为平摊计算；（2）支出占比仅包含有相应支出的家庭；（3）支出水平和支出占比均进行了加权处理。

（二）效果评估

首先，“双减”政策实施之后校外培训参与和相应的家庭支出是否减少？表2为“双减”对中小学生校外培训参与率和家庭校外培训支出的影响。从校外培训参与情况来看，“双减”实施之后，中小学生校外学科类培训的参与率较之前显著下降，而非学科类培训的参与率则没有显著变化。可见，校外培训参与率整体上的显著下降，主要是由于校外学科类培训参与率下降造成的。从家庭教育支出来看，“双减”实施之后，家庭在子女校外学科类培训方面的支出较之前显著下降，校外学科类培训支出所占的比例也出现显著下降。另一方面，校外非学科类培训的支出水平和占比均未出现显著的变化。

表2 “双减”对中小学生校外培训参与率和家庭校外培训支出的影响

	校外学科类培训参与率		校外非学科类培训参与率
	CEM加权	DID估计	CEM加权	DID估计
双减政策	-0.081***	-0.062***	-0.010	-0.009
	(0.013)	(0.016)	(0.012)	(0.015)
观测值	5,283	19,189	5,283	19,189
伪R方/R方	0.144	0.628	0.184	0.632
	校外学科类培训家庭教育支出 （对数）		校外非学科类培训家庭教育支出 （对数）
	CEM加权	DID估计	CEM加权	DID估计
双减政策	-0.726***	-0.579***	-0.071	-0.025
	(0.110)	(0.136)	(0.097)	(0.119)
观测值	4,880	17,769	4,880	17,769
伪R方/R方	0.163	0.659	0.202	0.656
	校外学科类培训家庭教育支出 （占比）		校外非学科类培训家庭教育支出 （占比）
	CEM加权	DID估计	CEM加权	DID估计
双减政策	-0.067***	-0.056***	-0.003	0.003
	(0.009)	(0.011)	(0.008)	(0.009)
观测值	4,450	15,860	4,450	15,860
伪R方/R方	0.139	0.617	0.160	0.653

注：***代表p<0.01，**代表p<0.05，*代表p<0.1。在CEM加权估计中，控制了个人、家庭以及地区层次的协变量；在DID估计中，控制了个体和调查轮次的固定效应，同时控制了个人年龄、家庭人均年纯收入、在读子女数等随着时间变化的协变量。

其次，家庭是否会转而选择校内课后服务来替代校外培训？表3和表4为“双减”对中小学生校内课后服务参与率和家庭支出的影响。综合来看，“双减”之后校内课后服务的参与率显著上升，尤其是校内托管和学科补习。相应的，校内托管和学科补习支持显著增加，而其在家庭教育支出中的占比并未出现显著增加。

表3 “双减”对中小学生校内课后服务参与率和家庭支出的影响（CEM估计）

注：***代表p<0.01，**代表p<0.05，*代表p<0.1。2021年调查中校内课后服务的内容较为具体，因此表3将校内课后服务分为托管、学科补习和兴趣班三类分别进行分析。

表4 “双减”对中小学生校内课后服务参与率和家庭支出的影响（DID估计）

注：***代表p<0.01，**代表p<0.05，*代表p<0.1。在DID估计中，控制了个体和调查轮次的固定效应，同时控制了个人年龄、家庭收入、在读学生数等随着时间变化的协变量。

上述结果显示，在平均的意义上，“双减”政策导致了中小学生校外培训参与率和相应的家庭支出的下降。那么，不同收入水平的家庭受到的影响是否相同？本文将整个样本按家庭年人均收入分为5组，再使用双重差分估计“双减”政策对各个组别的影响。如图3所示，从校外学科类培训的参与率和支出来看，对于左侧中等到最低收入的家庭（0—20%，20%—40%，40%—60%），以及右侧收入最高的20%家庭，政策没有显著影响。而对于中上收入家庭（60%—80%），政策所导致的校外培训参与以及家庭支出的降低都很显著。可见，“双减”主要作用的是中等偏上的收入群体。而另一方面，无论是校外非学科类培训的参与率，还是相应的支出，政策前后各收入组家庭均未出现显著的增加或减少。再来看校内课后服务，政策之后校内课后服务参与率和支出显著增加的是收入最高的20%家庭，而校外学科类培训显著下降的中上收入家庭则没有显著增加校内课后服务的参与和支出。同样，中低收入家庭也未出现显著的增加。

图3 不同收入水平的家庭受到“双减”政策的影响（DID估计）

五、总结

本文基于2017—2023年四轮中国教育财政家庭调查数据，对减负政策的短期效果进行初步评估，主要发现如下：

首先，从校外培训和校内课后服务的参与情况来看，校外学科培训的参与率从2017年的36.1%不断下降，“双减”之后下降至16.5%和13.5%。校外非学科培训的下降幅度相对较小，到2023年降至13.6%。校内课后服务总体则呈略有上升的趋势，从2019年的25.0%增至2021年的31.6%和2023年的30.8%。从校外培训和校内课后服务的家庭支出情况来看，校外学科类培训的支出在“双减”之后回落，从2017年的1777元下降到2023年的1350元；占该生家庭教育支出的比例从2017年的10.5%下降到2023年的8.4%。校外非学科类培训的支出整体略有增长，从2017年的633元增加到2023年的914元；占该生家庭教育支出的比例从2017年的4.6%增加到2023年的8.1%，与学科类的差异迅速缩小。校内课后服务的支出变化不大，仅略有增加，其占比从2019年的3.5%增加到2023年的7.8%。

其次，双重差分的估计结果显示，“双减”实施之后，中小学生校外学科类培训的参与率和家庭支出较之前显著下降，而非学科类培训的参与率和支出则没有显著变化。另一方面，“双减”之后校内课后服务的参与率显著上升，相应的家庭教育支出显著增加。可见，“双减”政策实施之后校外学科类培训的参与率显著下降，而家庭开始转向选择校内课后服务。

第三，“双减”之后中小学生校外培训参与率和家庭相应支出显著下降，但不同收入水平的家庭对政策的反应不同。估计结果显示，“双减”政策主要影响的是人均收入在60%—80%的中上收入家庭，且主要集中在校外学科类培训的参与和支出方面，而对人均收入在0—60%和80%以上的家庭则没有显著影响。尽管校外培训的供给在短期之内大幅下降[3]，但对于高收入家庭来说，仍旧有足够的资源和渠道获得需要的培训服务。此前也有研究指出校外培训供给锐减导致了培训需求部分转向地下（刘钧燕，2023；周子焜，2023）。

另一方面，“双减”之后校内课后服务参与率和支出显著增加的是收入最高的20%家庭，而中等收入和中低收入家庭则没有显著增加校内课后服务的参与和支出。根据中国教育财政家庭调查数据，收入较高的家庭不仅更有经济实力购买校外培训服务，其子女所在学校也能提供更多基础性和拓展性的课后服务，而低收入家庭所在学校则面临着更大的压力（魏易，2023）。

参考文献

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https://mp.weixin.qq.com/s/HLeF6mUzCz1Uzr6Yg9wr2Q.

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周子焜, 雷晓燕, 沈艳. 教育减负、家庭教育支出与教育公平[J].经济学（季刊）, 2023,23(03): 841-859.

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Zhao, N., Shi, C., & Wang, C. (2024). Effects of the “double reduction” policy on the commercial tutoring sector in China. International Journal of Educational Development,105, 102989.

[*] 魏易，北京大学中国教育财政科学研究所副研究员。

[1] 根据已有实证研究，本文选取的影响家庭校外培训选择和家庭教育支出的个体因素主要包括：学生个人特征变量（性别、年龄、独生子女、学段、学校性质和成绩）、家庭特征变量（家庭人均年纯收入、母亲的受教育水平、家庭在读子女数）。一系列不随时间变化的个体特征、家庭特征以及地区虚拟变量都会被u所吸收。

[2] 这里需要指出的是，文章使用的双重差分估计依然不是完美的。方程（2）中控制的是调查轮次而不是调查年份的固定效应，其背后的假设是如果不存在“双减”政策，来自2021年7-9月与2022年6-9月的两批受访者在参与校外培训、校内课后服务上应该大致相同。正因为如此，文章同时使用了两个不同估计方法。后续分析将进一步探讨政策执行强度对结果的影响。

[3] 根据教育部公布的数据，截至2022年6月底，学科类机构总压减率达94%。