中小学生“双减”政策满意度及其影响因素分析——基于东中西部6省30县(区)的调查

付卫东，张 杉，陈安妮

(华中师范大学 人工智能教育学部，湖北 武汉 430079)

一、 问题提出

2021年7月,中共中央办公厅、国务院办公厅印发了《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”)[1],该政策是对历年来国家出台减负相关政策的接续与发展,与之前政策相比,实现了历史性的创新。首先,“双减”政策将减负方式从局部思维转向全面思维,从注重“治标”到注重“标本兼治”,以达成“顶层设计”和“底层逻辑”相结合的效果;其次,该政策将减负主体从政府主导、学校配合转向家校社协同合作,并将减负对象从单一性转变至多元化,关注学生校内课业负担减重的同时也注重缓解校外培训的压力,对学生减负的同时也注意减轻家长的焦虑;最后,在配套支持措施上也是从令行禁止到开放路径,这都体现出“双减”政策开放、多元和包容的发展路径,也为解决减负问题开拓了新视野。[2]那么在“双减”政策落地两周年之际,学生对“双减”政策的满意度究竟如何?不同学生群体间的满意度是否存在显著差异?影响“双减”政策满意度的因素有哪些?这些问题都成为大众所关注的热点话题,同时学生作为“双减”政策的直接受众,其对“双减”政策的满意度也会影响到实施的效果。因此,对该问题的探究不仅能够倾听学生对“双减”政策的真实声音,同时也可从满意度的影响因素中勾画出“双减”政策在执行过程中需改进的地方,根据数据反映的实际情况,完善其实践路径,助力“双减”政策真正实现良性运转和优化升级。

二、 文献回顾

学生减负问题一直是教育领域和社会各界重点关注的话题,“双减”政策主要是针对义务教育办学阶段存在的短视性、功利性和片面性的顽瘴痼疾进行剖析,并提出一系列整改方案,从而为我国教育事业的健康发展保驾护航。[3]国家颁布“双减”政策迄今为止,我国学术界关于“双减”政策的研究日益增多,主要分为两大块:一是从整体上对“双减”政策进行宏观把控,探究“双减”政策在落地过程中遇到的难点和问题;二是结合“双减”政策的大背景,围绕着“作业负担”“校外培训”以及“课后服务”等具体领域深入探究,完善相应的规章制度更好地实现学生减负和教育提质。满意度最早用于衡量顾客对该产品或者某项服务的满意程度,指的是事前期望与实际使用感受之间的差距。[4]在关于“中小学生满意度影响因素”的研究中,主要涉及两个方面: 一是学生的自身特征对满意度产生影响,杜玲玲在中小学生学校生活满意度及其影响因素分析中,提到中小学生的学校生活满意度在年级和性别上存在显著性差异[5],付卫东等对“双减”政策中课后服务专题的满意度影响因素进行了具体研究,研究表明学生的个体特征(如是否为独生子女、所在年级和健康水平等)均显著影响其满意度[6];二是关于学生的家庭背景方面,张晓玲等在关于四川省中小学留守学生学习满意度的差异性研究中发现,非正常家庭结构和留守儿童的学习满意度显著低于普通学生[7],黄亮对我国四省(市)15岁在校学生生活满意度的影响因素分析中,发现家庭社会经济文化地位能够显著正向预测学生生活的满意度,来自高家庭社会经济文化地位的学生对生活可能具有更高的满意度[8]。所以,本研究认为学生的个体特征及家庭背景是影响“双减”政策满意度的重要因素。同时,“双减”政策主要是为了解决学生作业和校外培训的压力,提升学生课后服务的质量等,杨小微等指出校内作业减负、校外培训机构治理和课后服务质量的提升是该政策实施的关键[9],周洪宇等指出政策的实施要聚焦学生作业和校外培训负担减轻及课后服务质量提升[10]。由此观之,学生的作业负担、课后服务质量以及校外培训负担也应当成为“双减”政策满意度的重要影响因素。

通过对已有的文献进行分析,本研究将从学生的个体特征、家庭背景、作业负担、课后服务质量和校外培训负担等因素入手,探究学生对“双减”政策满意度的影响因素,研究的创新点主要表现为以下三个方面。一是在研究对象上,目前对于“双减”政策满意度的研究尚处于空白区,学者更多的是关注政策实施后的某一板块,如“课后服务”“作业减负”等,而本研究则是从整体上对于“双减”的满意度及影响因素进行细致探究。二是在研究性质上,国内学者发表的关于“双减”满意度实证分析的论文相对较少,多是聚焦于理论的角度,探讨政策在当前落地过程中存在的问题和应对策略,但是对于政策的研究不应只停留在理论思辨层面,所以本研究通过调查数据分析,为政策的实施提供更为客观和精准的建议。三是在研究数据上,从已有文献使用的数据来看,大多数数据缺乏针对性,更多关注的是学生对学校生活的满意度,而非关于“双减”政策满意度的调查,存在数据代表性不足等客观缺陷。本研究从学生满意度的视角入手,制定考量指标,对“双减”政策的落实效果进行一次全面系统地调查和分析。通过此次研究,既能够了解不同学生群体对“双减”政策的感受,又能探究学生的个体特征、家庭特征等因素对“双减”政策满意度的影响程度,从而更好地推动“双减”政策的落地。

三、研究设计

(一)研究对象

本研究的数据来自华中师范大学课题组《中小学校治理现代化基本情况(学生卷)》数据库,其中问卷设置有“个人基本信息”“家庭基本信息”“学习情况”“课后服务”“校外培训”等专项调查。该数据库主要以分层抽样的方式获得样本,课题组分别抽取广东、浙江、湖北、湖南、贵州和四川6省30县(区)的中小学生进行实地调研,样本涵盖1万余名学生,问卷均由工作人员指导填答,答题者没有其他干扰因素,问卷真实性得以保障。问卷回收后,剔除了空题率超过30%、研究议题数据缺失过多及辨识题答案存在异议的样本,剩余共计有效问卷8346份。样本量从小学一年级涵盖至初中九年级,具体分布情况如下:小学生和初中生样本占比分别为43.7%和56.3%;城市学校学生占比为58.3%,而农村学校学生则为41.7%;留守儿童学生和非留守儿童学生的占比分别为43.4%和56.6%,正常家庭学生和非正常家庭学生的比例分别为85.9%和14.1%。综上所知,除家庭结构外样本基本都呈均匀分布。

(二)变量界定

通过对“双减”政策和以往中小学生学校生活满意度的相关研究进行分析,本研究认为“双减”政策满意度与学生的个体特征(如性别、年级和成绩排名等)有关;还与学生的家庭背景(如家庭结构和父母受教育年限等因素)相关;学生的作业负担、校外培训负担及课后服务质量也是构成“双减”政策满意度的重要变量。因此,本研究分别将学生的个体特征、家庭特征、作业负担、校外培训负担和课后服务质量纳入影响因素进行考量,各变量名称及其基本情况说明如表1所示。

如表1所示,“双减”政策的满意度采用5点计分的方式采集数据,分别表示从非常不满意到非常满意。学生的个体特征包括性别、年级、留守情况、寄宿情况和成绩排名,学生所在年级通过连续性变量表示。因为考虑到不同年级和地区学生的学业成绩存在差异,所以本研究使用由学校直接提供的学生上学期期末考试排名来衡量其学业水平,为确保客观性和可比性,学生排名均采用5点计分方式,分别表示班级内排名从后5名到前5名。家庭特征包括家庭结构和父母受教育年限,家庭结构分为正常家庭结构和非正常家庭结构,其中非正常家庭结构主要是问卷中“离异家庭、再婚家庭和丧偶家庭”等选项,而“一般家庭”选项则为正常家庭结构。作业负担、课后服务质量和校外培训负担均通过量表的形式进行计分。作业负担主要根据《“双减”背景下小学3—6年级家庭作业评价体系的构建》中的量表进行改编[11],通过“当前作业的数量很多”“当前作业的质量很难”等4个问题测量,变量从1到5表示作业负担从非常大到非常小,该量表的克隆巴赫系数为0.837,抽样适合性检验(Kaiser-Meyer-Olkin,KMO)和巴特利特(Bartlett)球形检验值为0.744,各题项因子载荷量在0.670～0.828之间,AVE值为0.562。课后服务质量则是参考《“双减”下校内课后服务质量评价指标体系构建》中的量表[12],通过“课后服务时教师的工作态度良好”“课后服务可供选择的课程类型十分丰富”等6个问题进行界定,变量从1到5表示课后服务质量从非常差到非常好,该量表的克隆巴赫系数为0.876,KMO和Bartlett球形检验值为0.888,各题项因子载荷量在0.690～0.881之间,AVE值为0.705。校外培训负担根据“参加学科类校外培训数量”“禁止参加校外培训对压力缓解状况”等4个问题进行测量,变量从1到5表示校外培训负担从非常重到非常轻,该量表的克隆巴赫系数为0.601,KMO和Bartlett球形检验值为0.699,各题项因子载荷量在0.770～0.774之间,AVE值为0.564,各个量表的信效度均达标。

(三)研究方法

为了解变量的分布特性,首先对“双减”政策满意度变量进行Kolmogorov-Smirnov检验,检验结果Kolmogorov-SmirnovZ值为0.197,双尾检验的P值远小于0.050,认为因变量“双减”政策满意度的分布不服从正态分布。因此,本研究通过描述统计和Mann-Whitney U检验对不同学生群体“双减”政策的满意度进行分析,被解释变量为定序变量,选择有序Logit回归模型探究其影响因素。即假设“双减”政策满意度变量为Y,为5个等级的有序变量,其中Y1为“非常不满意”,Y2为“比较不满意”,Y3为“一般”,Y4为“比较满意”,Y5为“非常满意”,XT=(X1,X2,…,Xn)为自变量矩阵。记等级i(i= 1,2,…,k)的概率为P(y≥i|x),则模型(1)如下:

(1)

随后,为了解不同类型因素对学生满意度影响力的贡献率,本研究采用最优尺度回归对“双减”政策满意度的影响因素进行分析。因为研究中反映学生对政策满意度及其影响因素的数据存在分类变量和连续变量,且各分类数据之间距离不相等, 但一般的线性回归方程均要求因变量为数值型,继续使用线性回归拟合,将会影响分析结果的准确性。[13]因此,最优尺度回归分析能够采用一定的非线性变换方法对原始分类变量进行转换,然后反复迭代,直到出现一个最佳拟合模型。该分析方法中的因变量不受其类型的影响,并且能够提供各变量重要性占比的衡量指标,重要性指标是根据标准化系数和相关系数计算出各影响变量在模型中所占的重要程度,占比越大表示该变量对因变量的预测越重要[14],所以本研究进一步分学段和城乡样本,探究学生的个体特征、家庭特征、作业负担、课后服务质量和校外培训负担对满意度的贡献力度,其模型设定如下所示:

Yij=β1Xa+β2Xb+β3Xc+β4Xd+β5Xe+ε。

(2)

如式(2)所示,模型的因变量为“双减”政策的满意度,Xa表示学生的个体特征,Xb表示学生的家庭特征,Xc表示学生的作业负担,Xd表示学生参与的课后服务的质量,Xe代表学生的校外培训负担,ε为随机误差项。

四、数据分析和讨论

(一)“双减”政策满意度的描述性统计及差异性检验

在学生对“双减”政策满意度的调查中,表示对“双减”政策满意度“一般”的人数最多,占比为33.2%;表示“非常满意”的人数次之,占比为32.8%;表示“非常不满意”的人数最少,占比为5.8%,大多数学生对“双减”政策持满意态度。在党中央和全国人民的共同努力下,两年多的时间内书写了一份满意的“双减”成绩单,全国学科类校外培训机构压减超过九成;93%的家长表示学科类校外培训支出减少;课后服务基本实现全覆盖,自愿参加课后服务的学生比例超过90%。“双减”政策的举措撬动了基础教育整体改革,引导各方力量回归立德树人的教育初心,把学生从繁重的作业和校外培训中解放出来,重塑学习的自主性和趣味性,所以在整体数据上表现为学生对“双减”政策是认可的。[15]本研究进一步以类别变量为基础,将不同特征的学生样本对“双减”政策满意度进行差异性分析,因变量不服从正态分布,所以采取Mann-Whitney U检验。从表2可以看出,在性别、学段、留守情况、寄宿情况和家庭结构等变量中学生的满意度均呈现出显著性差异。其中,男生的满意度显著高于女生。因为在学习动机中女生的认知动机高于男生,女生更倾向于通过学习提高自己的能力。男生的学习动力则多是附属动机,是为了完成教师和家长的任务,而“双减”政策减轻了教师布置作业的负担和家长报名校外培训的压力,自然男生对其满意度高于女生。[16]在学段上,小学生的满意度高于初中生,这主要是因为初中生面临中考的压力,“双减”政策在落地的过程中存在“打折扣”的现象,如部分家长会选择一对一家教等隐性变异培训以及课后服务中教师会倾向于加重作业辅导和学科类知识等服务的比重,这些现象从某种程度上都会影响学生对“双减”政策的满意度。留守儿童和寄宿生的满意度更低,非正常家庭结构学生的满意度低于正常家庭结构的学生,这表明处于弱势群体地位的学生整体上对于“双减”政策的满意度更低。因为这些学生更容易受到外部环境的影响,在参与课后服务的丰富程度上和校外培训的压力减轻上都低于普通学生。所以,进一步关注弱势学生群体的“双减”政策满意度,缩减不同群体间的差异是“双减”政策在今后执行过程中需注意的地方。[17]

(二)“双减”政策满意度的影响因素分析

为探究“双减”政策满意度的影响因素,本研究根据研究设计中的模型进行有序Logit分层回归分析,从模型1到4分别将学生的个体特征、家庭特征、作业负担、课后服务质量和校外培训负担以及它们之间的交互项逐步纳入自变量进行有序Logit回归分析,数据结果如表3所示。

表3 “双减”政策满意度的影响因素分析

如模型1结果所示,仅纳入学生的个体特征有关变量时,学生所在年级越高,“双减”政策满意度越低,非留守儿童和非寄宿生的满意度高于留守儿童和寄宿生,进一步印证了上文中弱势学生群体对“双减”政策的满意度更低的结论。模型2将学生的家庭特征也纳入分析,在家庭特征中,父母受教育年限负向影响其满意度,父母受教育年限越长,学生“双减”政策的满意度越低,这主要是因为受教育年限越长的父母对学生的成绩更为关注,担心“双减”政策会影响学生的学业成绩,学生难以升入理想学校,同时非正常家庭结构学生的满意度低于正常家庭结构的学生。模型3中将作业负担、课后服务质量和校外培训负担依次纳入变量中,学生的个体特征和家庭特征对学生“双减”政策满意度影响的情况同模型2的影响因素基本一致,学生的作业负担、课后服务质量和校外培训负担三个变量均存在显著性正相关,作业负担越小、课外服务质量越高、校外培训负担越小,则学生对“双减”政策的满意度越高。这表明“双减”政策深刻地把握了当前学生学习中存在的困境:作业压力过大,作业时长和作业难度违背学生发展性原则;课后服务质量低下,多数学校甚至简化为学科教学、自主阅读和作业辅导等形式,丧失课后服务的因材施教功能;校外培训负担繁重,剥夺学生休息时间,严重影响学生身心健康并加剧家长教育焦虑。[18]随着这些问题的解决,学生对“双减”政策的满意度自然会得到显著提升。模型4加入交互项进行回归分析,其中作业负担和课后服务质量的交互项为正向显著影响,表明课后服务质量提升和作业负担的减轻存在互补关系,作业负担减轻和课后服务质量越好对“双减”政策满意度的正向效应越明显。因为学生作业量的降低,意味着有更多的时间做其他的事情,课后服务质量的提升能吸引学生参加课外活动,提升学生的综合素质,减少学生浪费在电子产品和游戏上的时间,所以两者相互配合,提升了学生“双减”政策的满意度。[19]

(三)“双减”政策满意度影响因素的异质性分析

为探究不同学段学生“双减”政策满意度影响因素的差异,本研究将样本划分为小学和初中两个学段进行分析,并通过最优尺度回归分析将各类影响因素对学生“双减”政策满意度的重要性进行分解,组别划分为学生的个体特征、家庭特征、作业负担、课后服务质量和校外培训负担,有关情况分析结果见表4。

表4 不同学段学生对“双减”政策满意度影响因素分析

如表4所示,在学生的个体特征上,中小学生在年级上对“双减”政策满意度存在不同,小学生的满意度随着年级的增长显著降低,但是初中生不存在这样的差异,主要是因为小学的低年级学生和高年级学生在“双减”政策的落实过程中存在较大的差异,小学高年级学生已经开始有升学的压力,所以“双减”政策减少学科知识学习的时间后会加剧学生焦虑程度。在学生的家庭特征上,家庭结构在初中阶段呈现显著性负相关,并且随着父亲受教育年限的提高,学生“双减”政策的满意度降低。作业负担、课后服务质量和校外培训负担与全样本回归的结果一致。通过重要性指标对不同学段各类影响因素进行分析分解,在小学阶段,课后服务质量对小学生的“双减”政策满意度的影响最大,作业负担和校外培训负担对其影响相差不大,学生的个体特征和家庭特征相对影响较小;对于初中生而言,课后服务质量和校外培训负担对“双减”政策满意度影响较大,但是作业负担的影响有所下降,家庭特征较小学生而言,解释力度有所增长。总体上看,小学生的“双减”政策满意度以兴趣爱好为导向,因为在各个因素中课后服务质量的解释力度占比最高,课后服务质量的提升意味着学生能够接触到更多的课外知识、开阔视野,依据自己的兴趣爱好选择适合的实践活动。相比之下,学生的个体特征和家庭特征解释力度占比较低,主要是小学阶段升学压力较轻,学生自身和家长也不会对学业成绩过分担忧,所以对学生“双减”政策满意度的影响力较低。[20]对于初中生的“双减”政策满意度而言,呈现出以学业压力为导向,主要是校外培训负担的占比较小学有较大提升,初中生面临义务教育即将结束的节点,中考的压力致使学生会参加一些隐性变异的学科类校外培训,占据学生休息时间,与此同时作业负担解释份额有所下降,因为在调研中发现学生表示面对成绩的需求,适当延长作业时间是有必要的。

表5 城乡地区学生对“双减”政策满意度影响因素分析

表5为对城乡学校样本进行最优回归分析的结果,在学生个体特征上,城乡学生年级越高,“双减”政策的满意度越低,这与全样本回归分析的结果基本一致。在学生寄宿情况中,城市学生呈现出差异性,非寄宿生高于寄宿生的满意度,主要是寄宿生在学校时间较长,学习和生活区分并不严格,所以对作业负担的减轻不敏感,课后服务的兴趣偏低,致使“双减”政策的满意度整体较低。在学生成绩排名中,城市学生存在显著性差异,城市学生对“双减”政策的满意度随着成绩的增加而降低,主要相较农村学生而言,城市学生面临更大的学业竞争压力,在当前的考试评价制度的指挥棒下,城市学生对学业成绩存在担忧,因此对“双减”政策的满意度会随着成绩的提升而下降。在学生家庭特征上,只有城市学生的父亲受教育年限存在显著性差异;在作业负担、课外服务质量及校外培训负担上,与前面全样本回归结果一致。重要性指标则表明城市学生对“双减”政策的满意度受课后服务质量和校外培训负担影响较大,受学生的个体特征和家庭特征影响相对较小;而农村学生群体中校外培训负担的影响下降程度明显,但学生课后服务的重要性力度增强。城市学生多以学习压力为导向,在城市地区开展校内延时服务和打压校外培训的难度比较大,城市学生和家长的诉求更加多元化,家长认为学校课后服务的质量不够专业或学生不感兴趣,进而转向校外兴趣特长班。为了缓解升学的压力,家长也会进入隐蔽的培训机构为学生补课,致使城市学生样本中校外培训负担对“双减”政策的满意度解释力度占比仍然较高。但对于农村学生而言,受家庭经济状况和交通条件限制,校外培训市场生存空间并不大,农村学生更为关注的是课后服务质量,它的重要性程度最高,农村地区的学生更多依赖校内教育资源,希望通过更为丰富的课后服务活动充实自己的业余时间,所以农村学生的“双减”政策满意度更多以兴趣爱好为导向。这也表明了城乡学生对“双减”政策的满意度存在差异,“双减”政策在执行的过程中也可能会诱发新的教育不公平。因此,“双减”政策在实施过程中需要注重因地制宜,防止成为教育不公平的新来源。

五、结论和建议

(一)结论

本研究基于全国6省30县(区)的调查数据对学生“双减”政策满意度进行分析,得出以下结论。一是在整体上学生对“双减”政策是持满意态度的,处于弱势群体的学生满意度显著较低。二是在影响“双减”政策满意度的因素中,学生的年级、家庭结构以及父母受教育年限与满意度呈负相关。此外,学生作业负担越小、课外服务质量越高以及校外培训负担越轻,学生对“双减”政策的满意度越高。三是对“双减”政策满意度的异质性检验中,小学生和农村学生多以兴趣爱好为导向,课后服务质量的提升对政策满意度的解释力度占比较大;而初中生和城市学生多以学业压力为导向,校外培训负担对学生满意度的重要性占比相对较大。

(二)建议

1.作业管理:科学减重、形式多样、融合课后服务活动

作业负担是影响“双减”政策满意度的重要一环,国家出台一系列与“作业减负”相关的政策,结果却差强人意,甚至形成了微妙的博弈僵局。对于学生的作业布置应当采取以下措施。其一,科学减量、把控时间。作业时间是反映作业负担的重要指标,教育部办公厅出台政策规定小学3—6年级学生完成作业的时间控制在60分钟以内,初中生不得超过90分钟。[21]教师在布置作业时需协商,整体把控完成时间,班主任要发挥领导作用,合理分配各科作业时间并向弱势学科倾斜。对于面临升学压力的初中生,数据分析表明作业负担在对“双减”政策满意度的影响因素中占比相对较小。因此,初中生的作业时间可以适当延长,但是要注意避免布置过多重复性、机械性作业,这就要求高年级的教师要清楚了解学生的真实学习情况和对本单元知识的掌握程度,依据本学科和本学段学生的特点逐一设计作业题目,使作业摆脱掉“工具性”的命运,真正能够提升学生的学习效率。其二,创新形式,关注弱势群体学生的作业效果。教师可以通过多样化的作业形式,例如活动类的实践作业,让学生为家长表演短剧;还可以布置家务劳动形式的作业,增加学生和父母沟通互动的时间,充分发挥作业在促进弱势家庭亲子关系中的作用。教师对弱势家庭学生的作业要给予格外关注,这些学生可能在作业完成上存在困难,教师要及时和父母沟通学生作业完成的质量,在必要的情况下可降低这些学生的作业难度。其三,融合课后服务活动,拓展作业形式。研究发现,学生课后服务质量提升和作业负担的减轻存在互补关系,教师在创新作业布置的形式时可融合相关的课后服务活动。例如,在语文课程中课外拓展性阅读作业可以和阅读类的课后服务活动相结合,鼓励学生在阅读活动课中深度思考,制作思维导图并且记录阅读收获,进而提高读写能力和语文素养,使其既能减轻学生的作业负担又能提升学生的综合素质。

2.课后服务:提升质量、创新形式、引进第三方机构参与

“双减”政策要求提升课后服务的质量,我们需要转变课后服务理念,明白课后教育和课堂教育对学生的健康成长同等重要。在调查中发现,小学生和农村学生的课后服务质量对“双减”政策满意度的解释力度占比较大,这表明提升学校课后服务质量,满足农村学生和小学生的兴趣爱好至关重要[22]。丰富课后服务活动主要通过以下几个方面实现。第一,学校遴选非学科类第三方机构参与课后服务,可缓解学校师资、场地、经费不足与学生多样化需求之间的矛盾,成为校内教育的有益补充,发挥培训机构自身的专业优势,能够增强课后服务活动的多样性,同时雄厚的师资力量也能为学生带来更好的课后服务体验。第二,创新服务形式,丰富活动内容。调查数据显示农村课后服务质量在“双减”政策满意度影响因素中占比最大。农村学校应当因地制宜,充分利用当地乡土文化和资源,开展特色性课后服务。例如,成立以农耕文化为主题的课后服务小组,带领学生去田间观察粮食作物的生长过程。[23]第三,充实学校课后服务教师资源库,调查发现多数学校课后服务的教师仍以本校教师为主,无形中加重了教师的工作负担,影响课后服务质量。教育局需扩充当地音体美等学科教师编制,对校外培训机构的教师进行专业考核,考核合格后方可纳入课后服务教师资源库,还可以利用“教师+实习生+志愿者”模式,和当地高校进行合作为师范生提供实习机会;发动社区力量招募志愿者,经过正规培训后亦可纳入课后服务教师资源库;通过返聘退休教师等途径,充分利用校外资源缓解课后服务师资力量紧张的问题。

3.校外培训:甄别筛选、积极转型、耐心与学生进行沟通

为了更好地提升学生“双减”政策的满意度,除政府层面出台相关政策加强对校外培训机构的治理和监管外,城市学生和初中生的家长也需要转变对校外培训机构的观念。根据调查发现,初中生和城市学生中校外培训负担对学生“双减”政策满意度的解释占比相对较大,表明这些群体在“双减”政策之下校外培训的负担仍然过重,并且父母受教育年限越长,学生“双减”政策的满意度越低。首先,家长需要理性对待校外培训机构所提供的服务,切勿盲目崇拜培训机构,要意识到不是所有的校外培训都会对学生发展起到正向引导作用,过多质量低下的培训会产生适得其反的效果,所以家长要克服焦虑心理,对学生秉持理性的教育期望,提高自身的甄别和筛选能力。面对市场上各种纷杂的广告,家长和学生都要防止校外培训机构利用自身的急切和盲目跟风的心理,一时冲动进行消费,严重损伤自身利益也加重学生校外培训负担。其次,家长可以向非学科类校外培训转型。与学科类校外培训和校内教育同质化较强的特征相比,绝大多数非学科校外培训与校内教育差异性较大、互补性强,不会造成教育“内卷”,与“双减”政策的目标相契合。[24]非学科类校外培训以培养学生的兴趣爱好为主,且与校内开展的课后服务活动相辅相成,研究表明丰富多彩的课后服务活动正是影响学生“双减”政策满意度的重要因素之一。所以,家长可以及时和学生进行沟通,主动了解自己孩子的兴趣爱好,听取学生自身意见,充分尊重学生的意愿,向非学科类校外培训转型,更好地通过非学科校外培训让学生挖掘和发展兴趣爱好,提升身体素质,培养审美情操,养成劳动习惯。

4.关注弱势:均衡发展、多措并举、关爱弱势群体发展

“双减”政策的初衷是办好人民满意的教育,需要避免“双减”政策在执行过程中诱发新的教育不公平。在数据分析的过程中发现,弱势群体对“双减”政策的满意度普遍较低,所以“双减”政策在实施过程中应当给予弱势群体更多关注,促进教育优质均衡发展。首先,回归学校教育主阵地的作用,使广大中小学生和家长的教育需求能够在校内得到满足,破除课外补习、私人家教等隐性变异类校外培训的无序发展和对市场的干扰。[25]研究发现,课外补习、私人家教等是影响弱势群体对“双减”政策满意度的重要因素,由于弱势群体的社会经济条件无法支撑起更为昂贵的隐性变异类校外培训,无序的课后补习将会使他们处于更加不利的地位。除此之外,政府也应该对农村地区进行政策倾斜,加大资金投入,例如农村地区的课后服务经费应由当地政府供给,对于非正常家庭结构的学生给予减免,并且派遣城市学校的教师定期到乡村学校进行义务帮扶等。其次,乡村学校要提升自身的教育质量,打造“在地化”的精品课堂体系,充分挖掘乡土素材并融入课堂教学,从当地的乡土资源出发,开发适合乡村学生群体特征的课程内容,形成文化认同感。[26]最后,借助数字化技术,向乡村偏僻地区和弱势群体供给教育资源。例如依托于“国家中小学智慧教育平台”等互联网技术平台,进行教育资源的优质化聚合。乡村学校可组织教师对该平台里“课程教学”板块的课程进行二次集体备课,将之转化为自己的教学资源,学生也可借助平台中“课后服务”等板块的优质资源进行在线学习,丰富课上课下学习活动。

(三)不足与展望

本研究基于全国大面积的实地调研数据,对中小学生“双减”政策的满意度及影响因素进行分析,了解我国当前“双减”政策落实的具体情况和学生真实反馈,并探究了“双减”政策满意度的主要影响因素,弥补了相关研究的缺失。但本研究仍然存在需要改进的地方,如该样本中东中西部学生群体分布不均衡,特别是西部地区,参与调研的学生人数有限;学生家庭特征中影响因素变量较少,上文中仅纳入了家庭结构和父母受教育年限三个变量;问卷中关于满意度的题项较为简单,以此测量“双减”政策的满意度不够严谨。因此,后续研究应继续通过潜变量考查学生对“双减”政策的满意度,并且扩大西部地区调查的样本容量,同时将家庭特征中的父母职业、教育资源和经济状况等家庭经济社会文化地位的相关变量也一并纳入,深入探究学生“双减”政策满意度的影响因素。