中小學生“雙減”政策滿意度及其影響因素分析
——基于東中西部6省30縣(區)的調查

付衛東，張 杉，陳安妮

(華中師范大學 人工智能教育學部，湖北 武漢 430079)

一、 問題提出

2021年7月,中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于進一步減輕義務教育階段學生作業負擔和校外培訓負擔的意見》(以下簡稱“‘雙減’政策”)[1],該政策是對歷年來國家出臺減負相關政策的接續與發展,與之前政策相比,實現了歷史性的創新。首先,“雙減”政策將減負方式從局部思維轉向全面思維,從注重“治標”到注重“標本兼治”,以達成“頂層設計”和“底層邏輯”相結合的效果;其次,該政策將減負主體從政府主導、學校配合轉向家校社協同合作,并將減負對象從單一性轉變至多元化,關注學生校內課業負擔減重的同時也注重緩解校外培訓的壓力,對學生減負的同時也注意減輕家長的焦慮;最后,在配套支持措施上也是從令行禁止到開放路徑,這都體現出“雙減”政策開放、多元和包容的發展路徑,也為解決減負問題開拓了新視野。[2]那么在“雙減”政策落地兩周年之際,學生對“雙減”政策的滿意度究竟如何?不同學生群體間的滿意度是否存在顯著差異?影響“雙減”政策滿意度的因素有哪些?這些問題都成為大眾所關注的熱點話題,同時學生作為“雙減”政策的直接受眾,其對“雙減”政策的滿意度也會影響到實施的效果。因此,對該問題的探究不僅能夠傾聽學生對“雙減”政策的真實聲音,同時也可從滿意度的影響因素中勾畫出“雙減”政策在執行過程中需改進的地方,根據數據反映的實際情況,完善其實踐路徑,助力“雙減”政策真正實現良性運轉和優化升級。

二、 文獻回顧

學生減負問題一直是教育領域和社會各界重點關注的話題,“雙減”政策主要是針對義務教育辦學階段存在的短視性、功利性和片面性的頑瘴痼疾進行剖析,并提出一系列整改方案,從而為我國教育事業的健康發展保駕護航。[3]國家頒布“雙減”政策迄今為止,我國學術界關于“雙減”政策的研究日益增多,主要分為兩大塊:一是從整體上對“雙減”政策進行宏觀把控,探究“雙減”政策在落地過程中遇到的難點和問題;二是結合“雙減”政策的大背景,圍繞著“作業負擔”“校外培訓”以及“課后服務”等具體領域深入探究,完善相應的規章制度更好地實現學生減負和教育提質。滿意度最早用于衡量顧客對該產品或者某項服務的滿意程度,指的是事前期望與實際使用感受之間的差距。[4]在關于“中小學生滿意度影響因素”的研究中,主要涉及兩個方面: 一是學生的自身特征對滿意度產生影響,杜玲玲在中小學生學校生活滿意度及其影響因素分析中,提到中小學生的學校生活滿意度在年級和性別上存在顯著性差異[5],付衛東等對“雙減”政策中課后服務專題的滿意度影響因素進行了具體研究,研究表明學生的個體特征(如是否為獨生子女、所在年級和健康水平等)均顯著影響其滿意度[6];二是關于學生的家庭背景方面,張曉玲等在關于四川省中小學留守學生學習滿意度的差異性研究中發現,非正常家庭結構和留守兒童的學習滿意度顯著低于普通學生[7],黃亮對我國四省(市)15歲在校學生生活滿意度的影響因素分析中,發現家庭社會經濟文化地位能夠顯著正向預測學生生活的滿意度,來自高家庭社會經濟文化地位的學生對生活可能具有更高的滿意度[8]。所以,本研究認為學生的個體特征及家庭背景是影響“雙減”政策滿意度的重要因素。同時,“雙減”政策主要是為了解決學生作業和校外培訓的壓力,提升學生課后服務的質量等,楊小微等指出校內作業減負、校外培訓機構治理和課后服務質量的提升是該政策實施的關鍵[9],周洪宇等指出政策的實施要聚焦學生作業和校外培訓負擔減輕及課后服務質量提升[10]。由此觀之,學生的作業負擔、課后服務質量以及校外培訓負擔也應當成為“雙減”政策滿意度的重要影響因素。

通過對已有的文獻進行分析,本研究將從學生的個體特征、家庭背景、作業負擔、課后服務質量和校外培訓負擔等因素入手,探究學生對“雙減”政策滿意度的影響因素,研究的創新點主要表現為以下三個方面。一是在研究對象上,目前對于“雙減”政策滿意度的研究尚處于空白區,學者更多的是關注政策實施后的某一板塊,如“課后服務”“作業減負”等,而本研究則是從整體上對于“雙減”的滿意度及影響因素進行細致探究。二是在研究性質上,國內學者發表的關于“雙減”滿意度實證分析的論文相對較少,多是聚焦于理論的角度,探討政策在當前落地過程中存在的問題和應對策略,但是對于政策的研究不應只停留在理論思辨層面,所以本研究通過調查數據分析,為政策的實施提供更為客觀和精準的建議。三是在研究數據上,從已有文獻使用的數據來看,大多數數據缺乏針對性,更多關注的是學生對學校生活的滿意度,而非關于“雙減”政策滿意度的調查,存在數據代表性不足等客觀缺陷。本研究從學生滿意度的視角入手,制定考量指標,對“雙減”政策的落實效果進行一次全面系統地調查和分析。通過此次研究,既能夠了解不同學生群體對“雙減”政策的感受,又能探究學生的個體特征、家庭特征等因素對“雙減”政策滿意度的影響程度,從而更好地推動“雙減”政策的落地。

三、研究設計

(一)研究對象

本研究的數據來自華中師范大學課題組《中小學校治理現代化基本情況(學生卷)》數據庫,其中問卷設置有“個人基本信息”“家庭基本信息”“學習情況”“課后服務”“校外培訓”等專項調查。該數據庫主要以分層抽樣的方式獲得樣本,課題組分別抽取廣東、浙江、湖北、湖南、貴州和四川6省30縣(區)的中小學生進行實地調研,樣本涵蓋1萬余名學生,問卷均由工作人員指導填答,答題者沒有其他干擾因素,問卷真實性得以保障。問卷回收后,剔除了空題率超過30%、研究議題數據缺失過多及辨識題答案存在異議的樣本,剩余共計有效問卷8346份。樣本量從小學一年級涵蓋至初中九年級,具體分布情況如下:小學生和初中生樣本占比分別為43.7%和56.3%;城市學校學生占比為58.3%,而農村學校學生則為41.7%;留守兒童學生和非留守兒童學生的占比分別為43.4%和56.6%,正常家庭學生和非正常家庭學生的比例分別為85.9%和14.1%。綜上所知,除家庭結構外樣本基本都呈均勻分布。

(二)變量界定

通過對“雙減”政策和以往中小學生學校生活滿意度的相關研究進行分析,本研究認為“雙減”政策滿意度與學生的個體特征(如性別、年級和成績排名等)有關;還與學生的家庭背景(如家庭結構和父母受教育年限等因素)相關;學生的作業負擔、校外培訓負擔及課后服務質量也是構成“雙減”政策滿意度的重要變量。因此,本研究分別將學生的個體特征、家庭特征、作業負擔、校外培訓負擔和課后服務質量納入影響因素進行考量,各變量名稱及其基本情況說明如表1所示。

如表1所示,“雙減”政策的滿意度采用5點計分的方式采集數據,分別表示從非常不滿意到非常滿意。學生的個體特征包括性別、年級、留守情況、寄宿情況和成績排名,學生所在年級通過連續性變量表示。因為考慮到不同年級和地區學生的學業成績存在差異,所以本研究使用由學校直接提供的學生上學期期末考試排名來衡量其學業水平,為確保客觀性和可比性,學生排名均采用5點計分方式,分別表示班級內排名從后5名到前5名。家庭特征包括家庭結構和父母受教育年限,家庭結構分為正常家庭結構和非正常家庭結構,其中非正常家庭結構主要是問卷中“離異家庭、再婚家庭和喪偶家庭”等選項,而“一般家庭”選項則為正常家庭結構。作業負擔、課后服務質量和校外培訓負擔均通過量表的形式進行計分。作業負擔主要根據《“雙減”背景下小學3—6年級家庭作業評價體系的構建》中的量表進行改編[11],通過“當前作業的數量很多”“當前作業的質量很難”等4個問題測量,變量從1到5表示作業負擔從非常大到非常小,該量表的克隆巴赫系數為0.837,抽樣適合性檢驗(Kaiser-Meyer-Olkin,KMO)和巴特利特(Bartlett)球形檢驗值為0.744,各題項因子載荷量在0.670～0.828之間,AVE值為0.562。課后服務質量則是參考《“雙減”下校內課后服務質量評價指標體系構建》中的量表[12],通過“課后服務時教師的工作態度良好”“課后服務可供選擇的課程類型十分豐富”等6個問題進行界定,變量從1到5表示課后服務質量從非常差到非常好,該量表的克隆巴赫系數為0.876,KMO和Bartlett球形檢驗值為0.888,各題項因子載荷量在0.690～0.881之間,AVE值為0.705。校外培訓負擔根據“參加學科類校外培訓數量”“禁止參加校外培訓對壓力緩解狀況”等4個問題進行測量,變量從1到5表示校外培訓負擔從非常重到非常輕,該量表的克隆巴赫系數為0.601,KMO和Bartlett球形檢驗值為0.699,各題項因子載荷量在0.770～0.774之間,AVE值為0.564,各個量表的信效度均達標。

(三)研究方法

為了解變量的分布特性,首先對“雙減”政策滿意度變量進行Kolmogorov-Smirnov檢驗,檢驗結果Kolmogorov-SmirnovZ值為0.197,雙尾檢驗的P值遠小于0.050,認為因變量“雙減”政策滿意度的分布不服從正態分布。因此,本研究通過描述統計和Mann-Whitney U檢驗對不同學生群體“雙減”政策的滿意度進行分析,被解釋變量為定序變量,選擇有序Logit回歸模型探究其影響因素。即假設“雙減”政策滿意度變量為Y,為5個等級的有序變量,其中Y1為“非常不滿意”,Y2為“比較不滿意”,Y3為“一般”,Y4為“比較滿意”,Y5為“非常滿意”,XT=(X1,X2,…,Xn)為自變量矩陣。記等級i(i= 1,2,…,k)的概率為P(y≥i|x),則模型(1)如下:

(1)

隨后,為了解不同類型因素對學生滿意度影響力的貢獻率,本研究采用最優尺度回歸對“雙減”政策滿意度的影響因素進行分析。因為研究中反映學生對政策滿意度及其影響因素的數據存在分類變量和連續變量,且各分類數據之間距離不相等, 但一般的線性回歸方程均要求因變量為數值型,繼續使用線性回歸擬合,將會影響分析結果的準確性。[13]因此,最優尺度回歸分析能夠采用一定的非線性變換方法對原始分類變量進行轉換,然后反復迭代,直到出現一個最佳擬合模型。該分析方法中的因變量不受其類型的影響,并且能夠提供各變量重要性占比的衡量指標,重要性指標是根據標準化系數和相關系數計算出各影響變量在模型中所占的重要程度,占比越大表示該變量對因變量的預測越重要[14],所以本研究進一步分學段和城鄉樣本,探究學生的個體特征、家庭特征、作業負擔、課后服務質量和校外培訓負擔對滿意度的貢獻力度,其模型設定如下所示:

Yij=β1Xa+β2Xb+β3Xc+β4Xd+β5Xe+ε。

(2)

如式(2)所示,模型的因變量為“雙減”政策的滿意度,Xa表示學生的個體特征,Xb表示學生的家庭特征,Xc表示學生的作業負擔,Xd表示學生參與的課后服務的質量,Xe代表學生的校外培訓負擔,ε為隨機誤差項。

四、數據分析和討論

(一)“雙減”政策滿意度的描述性統計及差異性檢驗

在學生對“雙減”政策滿意度的調查中,表示對“雙減”政策滿意度“一般”的人數最多,占比為33.2%;表示“非常滿意”的人數次之,占比為32.8%;表示“非常不滿意”的人數最少,占比為5.8%,大多數學生對“雙減”政策持滿意態度。在黨中央和全國人民的共同努力下,兩年多的時間內書寫了一份滿意的“雙減”成績單,全國學科類校外培訓機構壓減超過九成;93%的家長表示學科類校外培訓支出減少;課后服務基本實現全覆蓋,自愿參加課后服務的學生比例超過90%。“雙減”政策的舉措撬動了基礎教育整體改革,引導各方力量回歸立德樹人的教育初心,把學生從繁重的作業和校外培訓中解放出來,重塑學習的自主性和趣味性,所以在整體數據上表現為學生對“雙減”政策是認可的。[15]本研究進一步以類別變量為基礎,將不同特征的學生樣本對“雙減”政策滿意度進行差異性分析,因變量不服從正態分布,所以采取Mann-Whitney U檢驗。從表2可以看出,在性別、學段、留守情況、寄宿情況和家庭結構等變量中學生的滿意度均呈現出顯著性差異。其中,男生的滿意度顯著高于女生。因為在學習動機中女生的認知動機高于男生,女生更傾向于通過學習提高自己的能力。男生的學習動力則多是附屬動機,是為了完成教師和家長的任務,而“雙減”政策減輕了教師布置作業的負擔和家長報名校外培訓的壓力,自然男生對其滿意度高于女生。[16]在學段上,小學生的滿意度高于初中生,這主要是因為初中生面臨中考的壓力,“雙減”政策在落地的過程中存在“打折扣”的現象,如部分家長會選擇一對一家教等隱性變異培訓以及課后服務中教師會傾向于加重作業輔導和學科類知識等服務的比重,這些現象從某種程度上都會影響學生對“雙減”政策的滿意度。留守兒童和寄宿生的滿意度更低,非正常家庭結構學生的滿意度低于正常家庭結構的學生,這表明處于弱勢群體地位的學生整體上對于“雙減”政策的滿意度更低。因為這些學生更容易受到外部環境的影響,在參與課后服務的豐富程度上和校外培訓的壓力減輕上都低于普通學生。所以,進一步關注弱勢學生群體的“雙減”政策滿意度,縮減不同群體間的差異是“雙減”政策在今后執行過程中需注意的地方。[17]

(二)“雙減”政策滿意度的影響因素分析

為探究“雙減”政策滿意度的影響因素,本研究根據研究設計中的模型進行有序Logit分層回歸分析,從模型1到4分別將學生的個體特征、家庭特征、作業負擔、課后服務質量和校外培訓負擔以及它們之間的交互項逐步納入自變量進行有序Logit回歸分析,數據結果如表3所示。

表3 “雙減”政策滿意度的影響因素分析

如模型1結果所示,僅納入學生的個體特征有關變量時,學生所在年級越高,“雙減”政策滿意度越低,非留守兒童和非寄宿生的滿意度高于留守兒童和寄宿生,進一步印證了上文中弱勢學生群體對“雙減”政策的滿意度更低的結論。模型2將學生的家庭特征也納入分析,在家庭特征中,父母受教育年限負向影響其滿意度,父母受教育年限越長,學生“雙減”政策的滿意度越低,這主要是因為受教育年限越長的父母對學生的成績更為關注,擔心“雙減”政策會影響學生的學業成績,學生難以升入理想學校,同時非正常家庭結構學生的滿意度低于正常家庭結構的學生。模型3中將作業負擔、課后服務質量和校外培訓負擔依次納入變量中,學生的個體特征和家庭特征對學生“雙減”政策滿意度影響的情況同模型2的影響因素基本一致,學生的作業負擔、課后服務質量和校外培訓負擔三個變量均存在顯著性正相關,作業負擔越小、課外服務質量越高、校外培訓負擔越小,則學生對“雙減”政策的滿意度越高。這表明“雙減”政策深刻地把握了當前學生學習中存在的困境:作業壓力過大,作業時長和作業難度違背學生發展性原則;課后服務質量低下,多數學校甚至簡化為學科教學、自主閱讀和作業輔導等形式,喪失課后服務的因材施教功能;校外培訓負擔繁重,剝奪學生休息時間,嚴重影響學生身心健康并加劇家長教育焦慮。[18]隨著這些問題的解決,學生對“雙減”政策的滿意度自然會得到顯著提升。模型4加入交互項進行回歸分析,其中作業負擔和課后服務質量的交互項為正向顯著影響,表明課后服務質量提升和作業負擔的減輕存在互補關系,作業負擔減輕和課后服務質量越好對“雙減”政策滿意度的正向效應越明顯。因為學生作業量的降低,意味著有更多的時間做其他的事情,課后服務質量的提升能吸引學生參加課外活動,提升學生的綜合素質,減少學生浪費在電子產品和游戲上的時間,所以兩者相互配合,提升了學生“雙減”政策的滿意度。[19]

(三)“雙減”政策滿意度影響因素的異質性分析

為探究不同學段學生“雙減”政策滿意度影響因素的差異,本研究將樣本劃分為小學和初中兩個學段進行分析,并通過最優尺度回歸分析將各類影響因素對學生“雙減”政策滿意度的重要性進行分解,組別劃分為學生的個體特征、家庭特征、作業負擔、課后服務質量和校外培訓負擔,有關情況分析結果見表4。

表4 不同學段學生對“雙減”政策滿意度影響因素分析

如表4所示,在學生的個體特征上,中小學生在年級上對“雙減”政策滿意度存在不同,小學生的滿意度隨著年級的增長顯著降低,但是初中生不存在這樣的差異,主要是因為小學的低年級學生和高年級學生在“雙減”政策的落實過程中存在較大的差異,小學高年級學生已經開始有升學的壓力,所以“雙減”政策減少學科知識學習的時間后會加劇學生焦慮程度。在學生的家庭特征上,家庭結構在初中階段呈現顯著性負相關,并且隨著父親受教育年限的提高,學生“雙減”政策的滿意度降低。作業負擔、課后服務質量和校外培訓負擔與全樣本回歸的結果一致。通過重要性指標對不同學段各類影響因素進行分析分解,在小學階段,課后服務質量對小學生的“雙減”政策滿意度的影響最大,作業負擔和校外培訓負擔對其影響相差不大,學生的個體特征和家庭特征相對影響較小;對于初中生而言,課后服務質量和校外培訓負擔對“雙減”政策滿意度影響較大,但是作業負擔的影響有所下降,家庭特征較小學生而言,解釋力度有所增長。總體上看,小學生的“雙減”政策滿意度以興趣愛好為導向,因為在各個因素中課后服務質量的解釋力度占比最高,課后服務質量的提升意味著學生能夠接觸到更多的課外知識、開闊視野,依據自己的興趣愛好選擇適合的實踐活動。相比之下,學生的個體特征和家庭特征解釋力度占比較低,主要是小學階段升學壓力較輕,學生自身和家長也不會對學業成績過分擔憂,所以對學生“雙減”政策滿意度的影響力較低。[20]對于初中生的“雙減”政策滿意度而言,呈現出以學業壓力為導向,主要是校外培訓負擔的占比較小學有較大提升,初中生面臨義務教育即將結束的節點,中考的壓力致使學生會參加一些隱性變異的學科類校外培訓,占據學生休息時間,與此同時作業負擔解釋份額有所下降,因為在調研中發現學生表示面對成績的需求,適當延長作業時間是有必要的。

表5 城鄉地區學生對“雙減”政策滿意度影響因素分析

表5為對城鄉學校樣本進行最優回歸分析的結果,在學生個體特征上,城鄉學生年級越高,“雙減”政策的滿意度越低,這與全樣本回歸分析的結果基本一致。在學生寄宿情況中,城市學生呈現出差異性,非寄宿生高于寄宿生的滿意度,主要是寄宿生在學校時間較長,學習和生活區分并不嚴格,所以對作業負擔的減輕不敏感,課后服務的興趣偏低,致使“雙減”政策的滿意度整體較低。在學生成績排名中,城市學生存在顯著性差異,城市學生對“雙減”政策的滿意度隨著成績的增加而降低,主要相較農村學生而言,城市學生面臨更大的學業競爭壓力,在當前的考試評價制度的指揮棒下,城市學生對學業成績存在擔憂,因此對“雙減”政策的滿意度會隨著成績的提升而下降。在學生家庭特征上,只有城市學生的父親受教育年限存在顯著性差異;在作業負擔、課外服務質量及校外培訓負擔上,與前面全樣本回歸結果一致。重要性指標則表明城市學生對“雙減”政策的滿意度受課后服務質量和校外培訓負擔影響較大,受學生的個體特征和家庭特征影響相對較小;而農村學生群體中校外培訓負擔的影響下降程度明顯,但學生課后服務的重要性力度增強。城市學生多以學習壓力為導向,在城市地區開展校內延時服務和打壓校外培訓的難度比較大,城市學生和家長的訴求更加多元化,家長認為學校課后服務的質量不夠專業或學生不感興趣,進而轉向校外興趣特長班。為了緩解升學的壓力,家長也會進入隱蔽的培訓機構為學生補課,致使城市學生樣本中校外培訓負擔對“雙減”政策的滿意度解釋力度占比仍然較高。但對于農村學生而言,受家庭經濟狀況和交通條件限制,校外培訓市場生存空間并不大,農村學生更為關注的是課后服務質量,它的重要性程度最高,農村地區的學生更多依賴校內教育資源,希望通過更為豐富的課后服務活動充實自己的業余時間,所以農村學生的“雙減”政策滿意度更多以興趣愛好為導向。這也表明了城鄉學生對“雙減”政策的滿意度存在差異,“雙減”政策在執行的過程中也可能會誘發新的教育不公平。因此,“雙減”政策在實施過程中需要注重因地制宜,防止成為教育不公平的新來源。

五、結論和建議

(一)結論

本研究基于全國6省30縣(區)的調查數據對學生“雙減”政策滿意度進行分析,得出以下結論。一是在整體上學生對“雙減”政策是持滿意態度的,處于弱勢群體的學生滿意度顯著較低。二是在影響“雙減”政策滿意度的因素中,學生的年級、家庭結構以及父母受教育年限與滿意度呈負相關。此外,學生作業負擔越小、課外服務質量越高以及校外培訓負擔越輕,學生對“雙減”政策的滿意度越高。三是對“雙減”政策滿意度的異質性檢驗中,小學生和農村學生多以興趣愛好為導向,課后服務質量的提升對政策滿意度的解釋力度占比較大;而初中生和城市學生多以學業壓力為導向,校外培訓負擔對學生滿意度的重要性占比相對較大。

(二)建議

1.作業管理:科學減重、形式多樣、融合課后服務活動

作業負擔是影響“雙減”政策滿意度的重要一環,國家出臺一系列與“作業減負”相關的政策,結果卻差強人意,甚至形成了微妙的博弈僵局。對于學生的作業布置應當采取以下措施。其一,科學減量、把控時間。作業時間是反映作業負擔的重要指標,教育部辦公廳出臺政策規定小學3—6年級學生完成作業的時間控制在60分鐘以內,初中生不得超過90分鐘。[21]教師在布置作業時需協商,整體把控完成時間,班主任要發揮領導作用,合理分配各科作業時間并向弱勢學科傾斜。對于面臨升學壓力的初中生,數據分析表明作業負擔在對“雙減”政策滿意度的影響因素中占比相對較小。因此,初中生的作業時間可以適當延長,但是要注意避免布置過多重復性、機械性作業,這就要求高年級的教師要清楚了解學生的真實學習情況和對本單元知識的掌握程度,依據本學科和本學段學生的特點逐一設計作業題目,使作業擺脫掉“工具性”的命運,真正能夠提升學生的學習效率。其二,創新形式,關注弱勢群體學生的作業效果。教師可以通過多樣化的作業形式,例如活動類的實踐作業,讓學生為家長表演短劇;還可以布置家務勞動形式的作業,增加學生和父母溝通互動的時間,充分發揮作業在促進弱勢家庭親子關系中的作用。教師對弱勢家庭學生的作業要給予格外關注,這些學生可能在作業完成上存在困難,教師要及時和父母溝通學生作業完成的質量,在必要的情況下可降低這些學生的作業難度。其三,融合課后服務活動,拓展作業形式。研究發現,學生課后服務質量提升和作業負擔的減輕存在互補關系,教師在創新作業布置的形式時可融合相關的課后服務活動。例如,在語文課程中課外拓展性閱讀作業可以和閱讀類的課后服務活動相結合,鼓勵學生在閱讀活動課中深度思考,制作思維導圖并且記錄閱讀收獲,進而提高讀寫能力和語文素養,使其既能減輕學生的作業負擔又能提升學生的綜合素質。

2.課后服務:提升質量、創新形式、引進第三方機構參與

“雙減”政策要求提升課后服務的質量,我們需要轉變課后服務理念,明白課后教育和課堂教育對學生的健康成長同等重要。在調查中發現,小學生和農村學生的課后服務質量對“雙減”政策滿意度的解釋力度占比較大,這表明提升學校課后服務質量,滿足農村學生和小學生的興趣愛好至關重要[22]。豐富課后服務活動主要通過以下幾個方面實現。第一,學校遴選非學科類第三方機構參與課后服務,可緩解學校師資、場地、經費不足與學生多樣化需求之間的矛盾,成為校內教育的有益補充,發揮培訓機構自身的專業優勢,能夠增強課后服務活動的多樣性,同時雄厚的師資力量也能為學生帶來更好的課后服務體驗。第二,創新服務形式,豐富活動內容。調查數據顯示農村課后服務質量在“雙減”政策滿意度影響因素中占比最大。農村學校應當因地制宜,充分利用當地鄉土文化和資源,開展特色性課后服務。例如,成立以農耕文化為主題的課后服務小組,帶領學生去田間觀察糧食作物的生長過程。[23]第三,充實學校課后服務教師資源庫,調查發現多數學校課后服務的教師仍以本校教師為主,無形中加重了教師的工作負擔,影響課后服務質量。教育局需擴充當地音體美等學科教師編制,對校外培訓機構的教師進行專業考核,考核合格后方可納入課后服務教師資源庫,還可以利用“教師+實習生+志愿者”模式,和當地高校進行合作為師范生提供實習機會;發動社區力量招募志愿者,經過正規培訓后亦可納入課后服務教師資源庫;通過返聘退休教師等途徑,充分利用校外資源緩解課后服務師資力量緊張的問題。

3.校外培訓:甄別篩選、積極轉型、耐心與學生進行溝通

為了更好地提升學生“雙減”政策的滿意度,除政府層面出臺相關政策加強對校外培訓機構的治理和監管外,城市學生和初中生的家長也需要轉變對校外培訓機構的觀念。根據調查發現,初中生和城市學生中校外培訓負擔對學生“雙減”政策滿意度的解釋占比相對較大,表明這些群體在“雙減”政策之下校外培訓的負擔仍然過重,并且父母受教育年限越長,學生“雙減”政策的滿意度越低。首先,家長需要理性對待校外培訓機構所提供的服務,切勿盲目崇拜培訓機構,要意識到不是所有的校外培訓都會對學生發展起到正向引導作用,過多質量低下的培訓會產生適得其反的效果,所以家長要克服焦慮心理,對學生秉持理性的教育期望,提高自身的甄別和篩選能力。面對市場上各種紛雜的廣告,家長和學生都要防止校外培訓機構利用自身的急切和盲目跟風的心理,一時沖動進行消費,嚴重損傷自身利益也加重學生校外培訓負擔。其次,家長可以向非學科類校外培訓轉型。與學科類校外培訓和校內教育同質化較強的特征相比,絕大多數非學科校外培訓與校內教育差異性較大、互補性強,不會造成教育“內卷”,與“雙減”政策的目標相契合。[24]非學科類校外培訓以培養學生的興趣愛好為主,且與校內開展的課后服務活動相輔相成,研究表明豐富多彩的課后服務活動正是影響學生“雙減”政策滿意度的重要因素之一。所以,家長可以及時和學生進行溝通,主動了解自己孩子的興趣愛好,聽取學生自身意見,充分尊重學生的意愿,向非學科類校外培訓轉型,更好地通過非學科校外培訓讓學生挖掘和發展興趣愛好,提升身體素質,培養審美情操,養成勞動習慣。

4.關注弱勢:均衡發展、多措并舉、關愛弱勢群體發展

“雙減”政策的初衷是辦好人民滿意的教育,需要避免“雙減”政策在執行過程中誘發新的教育不公平。在數據分析的過程中發現,弱勢群體對“雙減”政策的滿意度普遍較低,所以“雙減”政策在實施過程中應當給予弱勢群體更多關注,促進教育優質均衡發展。首先,回歸學校教育主陣地的作用,使廣大中小學生和家長的教育需求能夠在校內得到滿足,破除課外補習、私人家教等隱性變異類校外培訓的無序發展和對市場的干擾。[25]研究發現,課外補習、私人家教等是影響弱勢群體對“雙減”政策滿意度的重要因素,由于弱勢群體的社會經濟條件無法支撐起更為昂貴的隱性變異類校外培訓,無序的課后補習將會使他們處于更加不利的地位。除此之外,政府也應該對農村地區進行政策傾斜,加大資金投入,例如農村地區的課后服務經費應由當地政府供給,對于非正常家庭結構的學生給予減免,并且派遣城市學校的教師定期到鄉村學校進行義務幫扶等。其次,鄉村學校要提升自身的教育質量,打造“在地化”的精品課堂體系,充分挖掘鄉土素材并融入課堂教學,從當地的鄉土資源出發,開發適合鄉村學生群體特征的課程內容,形成文化認同感。[26]最后,借助數字化技術,向鄉村偏僻地區和弱勢群體供給教育資源。例如依托于“國家中小學智慧教育平臺”等互聯網技術平臺,進行教育資源的優質化聚合。鄉村學校可組織教師對該平臺里“課程教學”板塊的課程進行二次集體備課,將之轉化為自己的教學資源,學生也可借助平臺中“課后服務”等板塊的優質資源進行在線學習,豐富課上課下學習活動。

(三)不足與展望

本研究基于全國大面積的實地調研數據,對中小學生“雙減”政策的滿意度及影響因素進行分析,了解我國當前“雙減”政策落實的具體情況和學生真實反饋,并探究了“雙減”政策滿意度的主要影響因素,彌補了相關研究的缺失。但本研究仍然存在需要改進的地方,如該樣本中東中西部學生群體分布不均衡,特別是西部地區,參與調研的學生人數有限;學生家庭特征中影響因素變量較少,上文中僅納入了家庭結構和父母受教育年限三個變量;問卷中關于滿意度的題項較為簡單,以此測量“雙減”政策的滿意度不夠嚴謹。因此,后續研究應繼續通過潛變量考查學生對“雙減”政策的滿意度,并且擴大西部地區調查的樣本容量,同時將家庭特征中的父母職業、教育資源和經濟狀況等家庭經濟社會文化地位的相關變量也一并納入,深入探究學生“雙減”政策滿意度的影響因素。