“雙減”背景下小學生學習投入的潛在類別轉變*

楊靖淵 于 曉 張婧漪 盧驪霏 楊智輝

“雙減”背景下小學生學習投入的潛在類別轉變*

楊靖淵1?于 曉1?張婧漪2,3盧驪霏1楊智輝1

(1北京林業大學人文社會科學學院心理學系, 北京 100083) (2北京師范大學心理學部, 北京 100875) (3北京師范大學發展心理研究院, 北京 100875)

采用潛在轉變分析考察“雙減”背景下小學生學習投入的轉變類別及其影響因素。研究以347名小學生為被試, 對其“雙減”實施前后的學習投入水平、父母積極教養方式、師生關系和同伴關系進行了縱向追蹤。結果表明: (1)小學生學習投入存在“低學習投入組”、“中等學習投入組”、“高專注低活力組”和“高學習投入組”四種不同類別; (2)“雙減”政策實施后, “中等學習投入組”和“高學習投入組”穩定性較強, “低學習投入組”更易向“中等學習投入組”轉變, 在政策實施半年后, “高專注低活力組”學生更易向“中等學習投入組”轉變, 政策實施一年后, 該組學生保持在“高專注低活力組”的概率較高; (3)父母積極教養方式、師生關系及同伴關系對“雙減”政策前后小學生學習投入類別轉變的預測作用存在差異。本研究不僅有助于深入理解小學生學習投入的發展變化及影響因素, 還為“雙減”政策的實施效果提供了實證證據。

“雙減”政策, 潛在轉變分析, 學習投入, 縱向研究, 小學生

1 引言

2021年7月, 中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《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”), 要求學生培養從“剛性約束”向“韌性培養”轉變。在這樣的背景下, 教育的關注點逐漸由學生成績的提高轉變為學習過程的培養(寧本濤, 楊柳, 2022)。學習投入(Learning Engagement)作為衡量學生學習過程的重要指標, 是指個體在學習時積極、充實的精神狀態(Schaufeli et al., 2002)。個體早期的學習投入不僅與其學習表現(Estévez et al., 2021)、主觀幸福感(Zhu et al., 2019)和內外化問題(Olivier et al., 2020; Plamondon & Martinussen, 2019)密切相關, 還會顯著預測之后的個人成就(Chen et al., 2020)。因此, 關注小學生的學習投入狀況有重要的教育實踐意義。更重要的是, “雙減”政策在減輕中小學課業負擔的同時對“學校回歸教育的主陣地”、“促進家校協同育人”提出了新要求, “雙減”政策這一宏系統以及家庭、學校等微系統的改變均會對學生發展(如, 學習投入)產生重要作用(Bronfenbrenner, 1979)。因此, 關注“雙減”背景下小學生學習投入的變化尤其是群體異質性、轉變概率及家庭和學校的作用不僅有助于從理論上分析學習投入的發展變化過程及預測因素, 還可以為檢驗“雙減”政策在學生培養方面的效果提供實證依據。

1.1 學習投入的異質性及發展軌跡

學習投入是個多維概念, 包含活力、動機及專注三個維度(Schaufeli et al., 2002)。其中, 活力是指積極的學習行為, 即個體愿意并主動將較多精力投入學習中, 且在學習中有較強的心理韌性; 動機是指積極的認知態度, 即對學習充滿熱情, 在學習時有意義感、自豪感、認同感和挑戰感; 專注是指個體在學習時全神貫注, 專注于自己的學習內容不被外界干擾, 以至于喪失時間感(Schaufeli et al., 2002)。投入理論(Engagement Theory)假設, 學習投入的多維結構與個體對能量資源的投資分布密切相關, 即學生可能在不同學習維度上投入不同的精力資源, 不同維度的發展程度會有所差異(Miller et al., 2021)。基于投入理論, 學生學習投入的異質性已被大量研究證實(Estévez et al., 2021; Miller et al., 2021)。更重要的是, 學習投入的綜合模型(Integrative Model of Engagement)認為, 學生的學習投入是個體自身因素與環境因素相互作用的結果, 個體自身因素與環境因素均處于不斷變化之中(Wang et al., 2019), 因此, 學生學習投入的發展軌跡不僅是異質的而且是動態發展變化的。

近年來, 西方研究者使用潛在剖面分析方法證實了小學生的學習投入存在群體異質性并初步探明了小學生學習投入的發展軌跡。例如, Bae等人(2020)首次將美國小學生群體的學習投入分為“低水平投入”、“中等水平投入”、“情感脫離型投入”和“行為脫離型投入”四種亞型; 隨后Estévez等人(2021)將西班牙小學生的學習投入分為“低水平投入”、“中等水平投入”、“高水平投入”和“情緒認知脫離型投入”四種亞型。Archambault和Dupéré(2017)對加拿大三到六年級小學生進行了三次縱向追蹤, 發現小學生的學習投入發展軌跡可分為“持續高水平型”、“持續中等型”、“短暫下降型”、“短暫上升型”和“持續下降型”五個類型。目前針對我國小學生學習投入異質性及發展軌跡的研究證據較少, 僅有研究者在“雙減”政策實施前發現我國小學生學習投入發展軌跡分為“穩定高水平型”、“攀升型”、“下降型”和“波動型”四個類型(Zhen et al., 2020), 投入理論和學習投入的綜合模型是否適用于我國小學生群體的證據尚不完善。此外, 根據生態系統理論(Bronfenbrenner, 1979), 個體成長發展會受到宏系統的影響, 宏系統是指個體所處的社會文化環境和意識形態背景, 如社會價值觀、傳統文化和政策制度。作為宏系統, “雙減”政策會通過構建包容性教育氛圍滿足學生在發展過程中的多樣化需求, 對學生發展產生重要作用。基于此, “雙減”政策實施前后小學生學習投入的動態發展變化及不同異質類型是否會發展轉變需要進一步探討。

1.2 預測學習投入的環境因素

生態系統理論認為, 宏系統會通過微系統影響個體發展產生作用, 微系統是直接參與個體發展的環境, 個體能夠與微系統進行直接互動, 最典型的微系統是家庭和學校(Bronfenbrenner, 1979)。因此, 小學生的學業行為(如, 學習投入)會受到宏系統(如, “雙減”政策)與微系統(如, 家庭、學校)的共同影響。作為重要的家庭變量, 父母積極教養方式(Positive Parenting Style)指父母對子女表現出溫暖、鼓勵、親近和關愛等行為(Deng et al., 2020)。父母教養方式的綜合模型(Integrative Model of Parenting Style)指出, 父母教養方式會隨著父母目標和價值觀的變化而變化(Darling & Steinberg, 1993), 即父母教養方式并非一成不變, 這一結論在近期研究中被廣泛證實(Teuber et al., 2022; Zhang et al., 2017)。“雙減”背景下, 家長及時轉變教養方式, 盡快完成“雙減”政策的適應是“雙減”政策改革成敗的關鍵(鐘秉林, 2021)。尤其是緊隨“雙減”政策出臺的《中華人民共和國家庭教育促進法》要求強化家長在家庭教育中的主體責任意識, 提升父母教養水平, 發揮父母在促進兒童健康成長中的重要作用(邊玉芳, 張馨宇, 2022), 這為改變父母教養和價值觀提供了政策性指引, 可能會影響父母教養方式對學生學習投入潛在類別轉變的作用。以往變量中心的研究表明, 父母積極教養方式與學生學習投入及其各維度呈正相關具有跨文化穩定性(Lan, 2022; Zhou et al., 2019); 個體中心的研究也發現, 父母積極教養方式對不同學生學習投入類型有顯著的正向預測作用(曹梅等, 2022)。但在“雙減”背景下, 小學生學習投入類型的動態變化如何受到父母教養方式的影響尚不明晰。因此, 有必要探究在“雙減”實施過程中, 父母積極教養方式對學生不同學習投入亞型轉變的作用。

除了家庭變量, 學校會通過提供滿足學生基本心理需求的人際關系對學生的發展產生重要影響, 其中影響最大的是師生關系和同伴關系(Moreira & Lee, 2020)。師生關系(Teacher?student Relationship)指學生和教師在長期互動后形成的有意義的情感連接(Longobardi et al., 2016)。同伴關系(Peer Relationship)指同齡人間或具有相近心理發展水平的個體在交往過程中形成的人際關系(周宗奎等, 2015)。目前, 已有大量研究證實了師生關系與小學生學習投入的顯著關聯(Roorda et al., 2017; Zhen et al., 2021)。例如, Roorda等人(2017)的元分析發現師生關系對小學生的學習投入有直接影響。此外, 同伴關系對學習投入的積極預測作用也逐漸被證實(Fredricks et al., 2018; Yang et al., 2018)。例如, Yang等人(2018)發現同伴關系對學生的學習投入水平有持久性的正向預測作用, 且相較其他教育階段, 小學階段的同伴關系與學生學習投入的關聯更為緊密。然而, 上述研究多采用以變量為中心的研究方式, 從整體上探討環境因素(如, 師生關系, 同伴關系等)與學習投入的關系, 這一研究取向是假設變量之間的關系會以同樣的方式應用于所有學生, 在一定程度上忽視了學習投入的異質性(Hickendorff et al., 2018), 無法準確探究不同環境因素與不同學習投入類別間的聯系。尤其是在“雙減”政策“扭轉功利性育人取向、提升課堂育人質量、提升課后服務多樣化供給、充分發揮教師作用, 確保學生在校內學足學好”的要求下, 學校學習氛圍及培養策略的轉變和學生在校時間的增加可能會使師生關系、同伴關系等學校變量對不同學習投入類型轉變的影響發生變化(黃一帆, 周福盛, 2022)。因此, 有必要探討“雙減”政策實施前后, 師生關系和同伴關系對學生學習投入亞型轉變的作用是否存在差異。

此外, Skinner等人(2022)對生態系統理論進行了拓展, 認為多個微系統(尤其是家長、教師和同伴)會對個體的學習投入產生集體影響(Collective Effects), 累積協同(Cumulative Coaction)和差異協同(Differentiated)是集體影響的兩種表現形式。累積協同指多個微系統共同作用于個體發展, 且造成了相同的發展結果; 差異協同指各個微系統對個體發展的獨特作用。并且, 微系統對個體產生集體影響的方式可能隨著時間的發展而變化(Skinner et al., 2022)。加之, “雙減”政策要求“明晰家校育人責任, 密切家校溝通, 創新協同方式”, 可能使各微系統對學生學習投入的影響方式發生變化, 厘清“雙減”背景下, 各微系統對小學生學習投入轉變的作用方式不僅有利于驗證生態系統理論, 還可為如何精準提高小學生的學習投入水平提供實證依據。

1.3 本研究

由于小學階段是培養學生自主學習的基礎階段, 是后續持續性發展的基礎(Li et al., 2014), 因此, 本研究以小學生為被試。近年來, 以個體為中心的研究方法, 如潛剖面分析(Latent Profile Analysis)和潛轉變分析(Latent Transition Analysis)為研究個體認知變量的異質性及其隨時間的發展變化情況提供了新思路。這兩種以人為中心的研究方法, 通過識別、分組相似特征的個體, 對各個類別間的特征加以區分, 各類別內的差異性較小, 而類別間的差異性較大, 因而群體的異質性得以呈現(Hickendorff et al., 2018)。因此, 本研究基于投入理論、學習投入的綜合模型和生態系統理論, 采用個體中心的研究取向, 從縱向角度考察小學生學習投入的潛在類別以及不同類別在“雙減”政策前后發展轉變的情況, 并進一步探討父母積極教養方式、師生關系和同伴關系對學習投入類別轉變的預測作用。本研究假設: (1)小學生的學習投入存在異質類別; (2)“雙減”政策前后, 小學生的學習投入類別會發生轉變; (3)父母積極教養方式、師生關系和同伴關系能顯著預測小學生學習投入類別隨時間的轉變。

2 方法

2.1 研究對象

整群抽樣山東省煙臺市三所公立小學三到五年級小學生, 進行三個時間點為期13個月的追蹤研究。國家于2021年7月實施“雙減”政策后, 這三所小學于2021年秋季學期初就通過“加強家校聯系” “實施個性化作業改革” “推動互聯網+教學改革” “完善課后服務”等舉措, 在課程、作業、課后服務及家校社協同育人等方面迅速落實“雙減”政策(來源于http://edu.shandong.gov.cn)。

本研究首次施測時間為2021年6月(“雙減”政策實施前, T1), 有效被試為378人(男生164人, 平均年齡9.97 ± 0.91歲); 第二次施測時間為2022年1月(“雙減”政策實施半年后, T2), 有效被試為357人(男生155人, 平均年齡10.50 ± 0.94歲); 第三次施測時間為2022年7月(“雙減”政策實施一年后, T3), 有效被試為347人(男生147人, 平均年齡10.97 ± 0.91歲), 其中三年級129人(37.17%), 四年級123人(35.45%), 五年級95人(27.38%)。

由于學生轉學或施測中途退出等原因, 第二次和第三次施測分別流失被試21人和10人, 從T1?T3, 縱向流失率為8.20%。被試流失分析顯示, 流失的被試與三次均參與施測的被試相比, 在T1時的學習投入((76) = 0.34,= 0.73)、父母積極教養方式((376) = 0.60,= 0.55)、師生關系((376) = ?1.00,= 0.32)、同伴關系((376) = 1.31,= 0.19)、性別分布(χ2(1) = 1.80,= 0.18)和年級分布(χ2(4) = 4.92,= 0.30)上無顯著差異。本研究經過一作所在單位的倫理委員會審核及同意。

2.2 研究工具

2.2.1 學習投入

采用學習投入量表(Learning Engagement Scale) (Lam et al., 2014)。該量表共10個條目, 包含3個維度, 分別是“活力”維度(例如“學習時, 我感到精力充沛”)、“動機”維度(例如“我的學習目的明確, 而且覺得學習很有意義”)和“專注”維度(例如“在學習的時候我感到時間過得很快”)。由學生填寫問卷, 采用“1完全不符合 ～ 5完全符合”的5點計分, 得分越高表示個體的學習投入水平越高。本研究在T1、T2、T3時間點學習投入總量表的Cronbach’s α均為0.91。驗證性因子分析結果顯示, T1 ～ T3的學習投入問卷結構效度良好, 擬合指數分別為: χ2= 55.18,= 31, CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.05, SRMR = 0.02; χ2= 59.29,= 32, CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.05, SRMR = 0.03; χ2= 60.45,= 31, CFI = 0.98, TLI = 0.98, RMSEA = 0.05, SRMR = 0.03。

2.2.2 父母積極教養方式

采用簡式父母教養方式問卷(Short?form Egna Minnen av Barndoms Uppfostran, s?EMBU) (Arrindell et al., 1999; 蔣獎等, 2010) 的“情感溫暖”維度作為本研究中父母積極教養方式的測查工具(陳浩彬, 劉潔, 2018)。該維度共7個條目(例如“當遇到不順心的事時, 我能感到父/母親在盡量鼓勵我, 使我得到安慰”), 由學生進行“1從不 ～ 4總是”的4點計分作答, 得分越高表明父母積極教養方式水平越高。本研究在T1和T2兩個時間點情感溫暖維度的Cronbach’s α系數分別為0.81和0.83。驗證性因子分析結果顯示, T1 ～ T2父母教養方式問卷的情感溫暖維度結構效度良好, 擬合指數分別為: χ2= 17.66,= 14, CFI = 0.99, TLI = 0.99, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02; χ2= 22.99,= 14, CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.04, SRMR = 0.03。

2.2.3 師生關系

采用師生關系量表(Student Teacher Relationship Scale, STRS)。該量表由Pianta (2001)編制、鄒泓等(2007)修訂, 共23個項目(例如“我與老師之間的關系是親密而溫暖的”)。由學生填寫問卷, 采用“1完全不符合 ～ 5完全符合”的5點計分, 得分越高表明師生關系越好。本研究T1和T2兩個時間點師生關系量表的Cronbach’s α系數分別為0.89和0.90。驗證性因子分析結果顯示, T1 ～ T2師生關系量表的結構效度良好, 擬合指數分別為: χ2= 488.79,= 223, CFI = 0.91, TLI = 0.90, RMSEA = 0.06, SRMR = 0.05; χ2= 532.43,= 223, CFI = 0.91, TLI = 0.90, RMSEA = 0.06, SRMR = 0.06。

2.2.4 同伴關系

采用兒童青少年同伴關系問卷(Peer Relationship Scale for Children and Adolescents), 該問卷由郭伯良編制, 用于了解兒童與同伴相處時的自我感覺(王海花, 2013)。問卷共22個項目(例如“我與同學一起時很開心”), 由學生填寫問卷, 采用“1不是這樣 ～ 4總是這樣”的4點計分, 得分越高表示個體的同伴關系越好。本研究T1和T2兩個時間點兒童青少年同伴關系問卷的Cronbach’s α系數分別為0.84和0.88。驗證性因子分析結果顯示, T1 ～ T2同伴關系量表的結構效度良好, 擬合指數分別為: χ2= 395.62,= 196, CFI = 0.91, TLI = 0.90, RMSEA = 0.05, SRMR = 0.06; χ2= 438.92,= 201, CFI = 0.92, TLI = 0.91, RMSEA = 0.06, SRMR = 0.07。

2.3 施測程序

學生、家長及老師均簽署本研究的知情同意書, 在獲得其同意后以班級為單位, 分階段完成問卷填寫。T1時間點測查了學生的性別等人口學數據以及學習投入、父母積極教養方式、師生關系和同伴關系, T2時間點測查內容與T1時間點相同, T3時間點僅測查了學生的學習投入。在施測前, 根據班主任提供的信息排除存在閱讀困難及智力發育遲滯的學生; 在施測時, 每個班級由2位心理學專業研究生宣讀統一的指導語, 指導學生獨立完成問卷內容, 同時監控其對問卷內容的理解情況, 并對其問題進行一對一回答, 完成后問卷被當場收回。施測結束后, 每位學生均可獲得小禮物。

2.4 數據處理

本研究用SPSS 26.0對數據進行整理與初步分析, 使用多重插補法(Multiple Imputation)插補缺失值, 用Mplus 8.0對學習投入進行潛在剖面分析和潛在轉變分析。第一步, 對變量進行描述統計, 采用皮爾遜相關分析考察三次測查的學習投入與其他變量的相關; 第二步, 以學習投入三個維度的得分為外顯變量, 建立潛在剖面模型, 根據AIC、BIC、aBIC和熵等指標確定最佳類別模型; 第三步, 構建潛在轉變模型分析學生學習投入類別的變化情況, 通過轉變概率展現“雙減”政策前后三個時間點學習投入的變化情況; 第四步, 以父母積極教養方式、同伴關系和師生關系作為預測變量, 學習投入轉變類別為結果變量, 采用Logistics回歸, 考察父母積極教養方式、同伴關系及師生關系對學習投入潛在轉變類別的預測作用。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗本研究是否存在共同方法偏差。結果顯示T1共有18個特征值大于1的公因子被析出, 且第一個公因子解釋的變異量為12.68%; T2共有16個特征值大于1的公因子被析出, 且第一個公因子解釋的變異量為15.41%, T3共有1個特征值大于1的公因子被析出, 第一個公因子解釋的變異量為5.10%, 均小于40%的標準, 表明本研究共同方法偏差效應不明顯(周浩, 龍立榮, 2004)。

3.2 描述性統計和相關分析

各個變量的描述性統計如表1。相關結果表明, 性別與T1學習投入、T1師生關系和T2同伴關系存在顯著正相關, T1和T2時間點的年齡與同一時間點父母積極教養方式存在顯著正相關。在T1和T2同一時間點上, 父母積極教養方式、師生關系、同伴關系均與學習投入呈顯著正相關, 且T1父母積極教養方式、T1師生關系、T1同伴關系與T2學習投入呈顯著正相關, T2父母積極教養方式、T2師生關系、T2同伴關系與T3學習投入呈顯著正相關。

3.3 潛類別數目的確定

分別以T1、T2、T3學生學習投入三個維度的標準分進行潛在剖面分析, 同時將性別納入協變量, 三個時間點不同潛剖面模型的模型擬合指數如表2所示。研究采用AIC、BIC、aBIC、熵值(Entropy)、LMRT和BLRT作為模型擬合指標。其中, AIC、BIC和aBIC的數值越小代表擬合越佳(Jung & Wickrama, 2008), 當熵大于0.80時, 意味著有90%以上的樣本被正確分類(Co?te? et al., 2002), LMRT和BLRT的值顯著表明類別模型與?1類別模型相比存在顯著差異(Jung & Wickrama, 2008)。在T1上, AIC、BIC、aBIC隨著類別數目的增加逐漸下降, 當模型為三類別時, 熵值為0.77, 分類準確性較差。當模型達到四類別時, AIC、BIC、aBIC的下降程度較高, 且熵值為0.84, BLRT的值顯著。當模型達五類別時, AIC、BIC、aBIC雖然有所下降, LMPT和BLRT的值顯著, 但有1類別所占比例為1.73% (= 6), 可能存在代表性不足的問題, 也不利于后續的統計分析, 綜合來看, T1時間點四類別模型為最佳模型。T2、T3的模型表現與T1基本一致, 綜合模型的一致性、簡潔性與實用性, 本研究選取四類別潛在模型剖面。

結合以往研究的命名方式(Bae et al., 2020; Miller et al., 2021), 按照不同學習投入亞組在活力、動機和專注三個維度上的得分與各維度平均分相比的標準差差異(如圖1), 本研究將不同學習投入亞組命名為“低學習投入組”、“中等學習投入組”、“高專注低活力組”和“高學習投入組”。“低學習投入組”在學習投入各維度得分的標準分均低于均值1個標準差。“中等學習投入組”在學習投入各維度的標準分均接近平均水平且不低于均值1個標準差。“高專注低活力組” 學生在三個時間點各維度的得分均高于平均值0.5個標準差以下, 三個維度得分在T1時間點方差分析顯示:(2, 519) = 2.30,= 0.10, ηp2= 0.01, 但專注維度得分(= 0.35)高于活力維度得分(= 0.24); 在T2時間點方差分析顯示:(2, 270) = 10.35,< 0.001, ηp2= 0.07, 事后檢驗表明專注維度得分(= 0.44)顯著高于活力維度得分(= 0.11),< 0.001; 在T3時間點方差分析顯示:(2, 246) = 9.78,< 0.001, ηp2= 0.07, 事后檢驗表明專注維度得分(= 0.47)顯著高于活力維度得分(= 0.17),< 0.001), 說明該組學生專注維度上的得分高于在活力維度上的得分, 故將其命名為“高專注低活力組”。“高學習投入組”在學習投入各維度得分的標準分均高于均值約1個標準差。T1、T2、T3時各組被試占總體的比例見表2。

使用MANOVAs檢驗不同學習投入亞組在不同學習投入維度上得分的差異, 結果顯示, 在三個時間點上學習投入組別主效應均顯著,s (3, 343) ≥ 319.14,s < 0.001, ηp2≥ 0.74。表3顯示不同學習投入亞組在某一學習投入維度的得分差異, 同時使用Bonferroni法進行事后多重比較。結果顯示, 在三個時間點中, “低學習投入組”在三個學習投入維度中的得分均顯著低于“中等學習投入組”在各維度中的得分(s < 0.001), “中等學習投入組”在三個學習投入維度中的得分顯著低于“高專注低活力組”在各維度中的得分(s < 0.001), “高專注低活力組”在三個學習投入維度中的得分顯著低于“高學習投入組”在各維度中的得分(s < 0.001)。

3.4 “雙減”背景下小學生學習投入的潛在轉變分析

T1 ～ T3四種學習投入類別學生的轉變情況如表4和圖2所示。表4中轉變矩陣的對角線代表被試保持原潛在類別的概率。“低學習投入組”學生“雙減”政策后傾向于向“中等學習投入組”轉變, 在“雙減”政策實施半年后(從T1到T2)和在“雙減”政策實施一年后(從T2到T3), 向“中等學習投入組”轉變的概率分別為55%和44%。“中等學習投入組”學生“雙減”政策實施后保持原組的概率較高, “雙減”政策實施半年后(從T1到T2)和在“雙減”政策實施一年后(從T2到T3), 保持在原組的概率分別為43%和61%。對“高專注低活力組”學生而言, 在“雙減”政策實施半年后(從T1到T2), 該組學生傾向于向“中等學習投入組”轉變(39%); 在“雙減”政策實施一年后(從T2到T3), 該組學生更傾向于保持在“高專注低活力組” (49%)。“高學習投入組”學生“雙減”政策后傾向于保持在原組, 在“雙減”政策實施半年后(從T1到T2)和在“雙減”政策實施一年后(從T2到T3), 保持原組概率分別為54%和65%。

表2 T1、T2、T3學習投入LPA模型的模型擬合指標

圖1 “雙減”前后(T1 ～ T3)小學生學習投入潛剖面分析結果

注: 橫坐標為學習投入的三個維度。

表3 四個學習投入亞組在學習投入各維度上的均值標準分差異

注: 基于Bonferroni法, 對不同學習投入亞組的均值標準分進行事后多重比較。在同一行中, 具有不同字母下標的均值標準分在0.001水平上存在差異;***< 0.001

表4 T1 ～ T3學習投入的潛在狀態概率和潛在轉變概率

注: T1為“雙減”政策實施前, T2為“雙減”政策實施半年后, T3為“雙減”政策實施一年后;在“T1到T2的轉變概率”和“T2到T3的轉變概率”中, 行表示T1時的潛在狀態, 列表示T2時的潛在狀態。

3.5 “雙減”背景下父母積極教養方式、師生關系與同伴關系對小學生學習投入潛在類別轉變的影響

為探究學習投入潛在類別轉變的預測因素, 建立包含年齡和性別作為協變量的潛在轉變模型, 考察“雙減”背景下父母積極教養方式、師生關系、同伴關系對學生學習投入類別潛變量隨時間轉變的影響。將保持原潛在狀態的被試作為參照組, 進行多項Logistics回歸分析, 得出被試轉變到其他組的發生比(Odds Ratio, OR)。> 1意味著被試發生該轉變的可能性增加, 反之減少(王碧瑤等, 2015), 結果見表5。

圖2 T1 ～ T3學習投入的潛在狀態概率和潛在轉變概率

注: T1為“雙減”政策實施前, T2為“雙減”政策實施半年后, T3為“雙減”政策實施一年后; 線上數字表示學習投入類組的轉變概率; 線段粗度與轉變概率呈正相關。

以“低學習投入組→低學習投入組”轉變類別為參照時, 從T1到T2, 父母積極教養方式使“低學習投入組”學生向“高專注低活力組” (B = 1.97,= 0.77,= 0.01,= 7.16)和“高學習投入組” (B = 2.08,= 0.90,= 0.02,= 8.01)轉變的概率增加。但從T2到T3, 父母積極教養方式對學習投入轉變的預測作用不再顯著, 良好的師生關系作用顯現, 良好的師生關系使“低學習投入組”學生向“高專注低活力組”轉變的概率增加(B = 2.43,= 1.00,= 0.02,= 11.40); 以“中等學習投入組→中等學習投入組”轉變類別為參照時, 從T1到T2, 父母積極教養方式使“中等學習投入組”學生向“高學習投入組”轉變的概率增加(B = 0.99,= 0.50,= 0.01,= 2.69), 良好的師生關系使其向“低學習投入組”轉變的概率減少(B = ?0.88,= 0.40,= 0.03,= 0.42)。從T2到T3, 父母積極教養方式和良好師生關系的積極作用依舊存在, 且良好同伴關系的積極作用同時出現, 良好的同伴關系使“中等學習投入組”學生向“高專注低活力組”轉變的概率增加(B = 0.60,= 0.31,= 0.50,= 1.83); 以“高專注低活力組→高專注低活力組”轉變類別為參照時, 從T1到T2, 父母積極教養方式使“高專注低活力組”學生向“低學習投入組” (B = ?0.96,= 0.42,= 0.02,= 0.38)和“中等學習投入組” (B = ?0.62,= 0.23,= 0.01,= 0.65)轉變的概率減少, 向“高學習投入組”轉變的概率增加(B = 1.29,= 0.39,< 0.001,= 3.65)。良好的師生關系使“高專注低活力組”學生向“中等學習投入組”學生轉變的概率減少(B = ?0.53,= 0.24,= 0.03,= 0.59)。從T2到T3, 良好師生關系對學習投入轉變的作用不再顯著; 以“高學習投入組→高學習投入組”轉變類別為參照時, 從T1到T2, 父母積極教養方式使“高學習投入組”學生向“低學習投入組” (B = ?2.93,= 0.67,< 0.001,= 0.05)和“中等學習投入組” (B = ?1.59,= 0.65,= 0.02,= 0.21)轉變的概率減少。良好的師生關系使“高學習投入組”學生向“低學習投入組” (B = ?2.14,= 0.62,< 0.001,= 0.12)、“中等學習投入組” (B = ?1.63,= 0.56,= 0.004,= 0.20)和“高專注低活力組” (B = ?1.12,= 0.54,= 0.04,= 0.33)轉變的概率減少。從T2到T3, 父母積極教養方式和師生關系對學習投入轉變的影響與T1到T2類似。

綜合來看, “雙減”政策前后, 父母積極教養方式和良好師生關系穩健地影響學生學習投入的轉變, 且良好師生關系對于不同亞型小學生學習投入轉變的預測作用有所差異。同時, “雙減”政策后, 良好同伴關系對“中等學習投入組”學生的學習投入轉變發揮了積極作用。

4 討論

4.1 小學生學習投入的潛在類別及特點

本研究采用潛在剖面分析探索了我國小學生學習投入的亞組, 發現“雙減”政策實施前后小學生學習投入可分為穩定的4個亞組: “低學習投入組”、“中等學習投入組”、“高專注低活力組”和“高學習投入組”, 從個體中心的角度說明學習投入具有異質性, 驗證了投入理論(Miller et al., 2021)。“高專注低活力組”的發現為研究我國小學生學習投入提供了新視角, 這可能和學生的主觀學習壓力相關。在“雙減”政策實施前, 受到父母意志的影響, 部分學生主觀學習壓力相對較大, 他們一天內的絕大部分時間都在學習課程內容或復習所學知識, 在放學后還會上補習班(張生等, 2020), 這使學生在學習時被迫呈現出“專注”狀態, 沒有過多機會表達和思考自己對于學習的熱情與想法(鄧建中等, 2022)。“雙減”政策后, 雖然考試量減少, 考試頻率降低, 但這類學生的主觀學習壓力并未降低, 他們延續了“雙減”政策前的學習模式, 投入大量的學習時間, 卻仍在學習興趣等方面有所欠缺。因此, 部分小學生可能出現“活力”程度較低, 而“專注”程度較高的狀態。但這類學生的潛藏風險往往被忽略, 因為中國文化下的教育者更注重培養學生專注勤奮等學習品質和學習美德(Li et al., 2014), 呈現出“專注”狀態的學生往往受到教育者的鼓勵, 這將引導學生持續保持高專注。然而, 根據需求?資源模型(Demands-resources Model), “高專注低活力組”學生常處于一種“以努力為驅力但精力被過度消耗”的狀態, 這會導致其精疲力竭和心理健康程度下降(Salmela-Aro & Upadyaya, 2014), 即心理能量無法穩定支持其專注狀態, 進而引發其學習投入水平的不穩定, 因而該組學生需要教育者投入更多關注。

4.2 小學生學習投入類別在“雙減”政策前后的轉變情況

通過對小學生學習投入的潛在轉變分析, 本研究發現“雙減”政策前后, “中等學習投入組”和“高學習投入組”的穩定性較強, 而“低學習投入組”和“高專注低活力組”穩定性較差。上述結論表明學習投入具有異質性和動態性, 且政策這一宏系統會對其發展產生影響, 驗證并拓展了學習投入的綜合模型(Wang et al., 2019)。在“雙減”政策實施前, 受功利化價值取向的影響, 分數及排名被大多數教師及家長所看重, 學生壓力增加, 自主性和內在動機受損(Ryan & Deci, 2020)。而“雙減”政策實施后, 科技活動和興趣活動的開展滿足了學生的個性化發展需求(黃一帆, 周福盛, 2022), 學生學業負擔減輕及自主發展空間的提升促使學生的內在動機被觸發(寧本濤, 楊柳, 2022; Ryan & Deci, 2020)。因此“低學習投入組”學生傾向于向“中等學習投入組”轉變。對于“雙減”政策前學習投入水平就相對較高的學生來說, 其內在學習動機持續、強烈, 更容易保持穩定的高水平學習投入(Zhen et al., 2020)。

值得注意的是, 在“雙減”政策實施半年后, “高專注低活力組”學生更傾向于向“中等學習投入組”轉變, “雙減”政策實施一年后, 該組學生保持在“高專注低活力組”的概率較高。基于教育的有效性理論(Educational Effectiveness Theories), Kyriakides等人(2015)提出在制定政策時應充分考慮政策受益者的能力和準備情況, 政策才可發揮積極作用。“雙減”政策迅速落實后, 小學生作業量減少且難度降低, 全國范圍內教育培訓市場規模大幅下降, 學生在短時間內受到了“素質教育”風潮的沖擊。然而, 部分學生的自我管理能力相對較弱, 并未具備充分利用閑暇時間的能力, 未做好應對“雙減”政策的準備(寧本濤, 楊柳, 2022)。因此, 在“雙減”政策實施初, 學生處于“探索模式”, 政策對“高專注低活力組”學生學習投入的積極作用尚無法顯現。在“雙減”政策實施一年后, 環境變化強度相對減弱, 學生在適應環境后學習投入水平趨于穩定, 這體現了學生積極的社會適應過程。

4.3 “雙減”背景下父母積極教養方式、師生關系和同伴關系對小學生學習投入潛在類別轉變的預測作用

本研究發現, “雙減”背景下父母積極教養方式對學生學習投入產生了積極作用, 這與以往研究的結論一致(Lan, 2022; Zhou et al., 2019)。同時, 研究發現, “雙減”政策實施前后, 父母積極教養方式對小學生學習投入亞組轉變的影響差異較小, 這是因為采取積極教養方式的父母持續穩定地提供學生成長過程中所需的關鍵支持和環境(Teuber et al., 2022; Zhang et al., 2017), 因此父母積極教養方式對大多數學習投入亞型的小學生均有穩健的積極作用。具體而言, 當學生面臨學業挫折時, 采取積極教養方式的父母總是通過鼓勵等方式培養學生積極的學習情緒(Juvonen et al., 2012), 使學生對學習充滿活力與熱情。并且, 積極教養方式水平較高的父母并非總是對孩子的不良學習紀律進行懲罰(Wang et al., 2018), 而是努力培養學生的學習技能與策略(Hoover-Dempsey & Sandler, 1995), 提升學生的學習專注度。基于此, 強化父母主體責任并引導其樹立科學的家庭教育理念在“雙減”政策下顯得十分必要(邊玉芳, 張馨宇, 2022)。

與以往研究一致, 本研究發現師生關系對學生學習投入產生了積極作用(Zhen et al., 2021)。依戀理論認為高親密度、低沖突性的師生關系有助于學生獲得情緒安全感(Verschueren & Koomen, 2012), 減少學生負性情緒, 使學生感到被關懷和理解, 進而促進學生在課堂中的積極情感體驗(Meyer & Turner, 2007), 使學生主動探索學習環境, 增加其學習投入(Bergin & Bergin, 2009)。因此, 良好的師生關系可作為保護性因素降低學生的學業風險, 提高其學習投入水平。

與Bear等人(2018)發現的“中國學生學習投入與同伴關系并無關聯”結論不同, 本研究發現了同伴關系對于小學生學習投入的積極作用, 尤其可以促進“中等學習投入組”向“高專注低活力組”轉變。這是由于Bear等人(2018)采取了變量中心的研究取向, 同伴關系對其他學習投入組的作用稀釋了對“中等學習投入組”的影響。這說明本研究采取個體中心的研究取向, 探究同伴關系對不同學習投入亞組的異質性作用有一定必要。對“中等學習投入組”的小學生而言, 在“雙減”政策前, 以“組間同質、組內異質”的小組合作學習得以廣泛實施, 更高水平學習投入組學生可以輸出準確的高質量知識, “中等學習投入組”學生因此受益(Law, 2014)。然而, 小組合作學習具有知識本位傾向, 注重知識和技能的分享、忽視小組成員間的溝通與交流割裂了知識學習與人際交往間的關聯。“雙減”政策后, 功利化教育取向得以扭轉(李廣海, 李海龍, 2022), 知識本位的學習氛圍逐漸向學生本位轉化, 加之學生在校內的自主性增加(黃一帆, 周福盛, 2022), 同伴互動愈發頻繁, 學習活動與人際交往間的聯系得以打通。積極的同伴關系會讓個體感到安全, 進而促進分享和交流, 增加個體對學習的活力與熱情(Lee & Ha, 2022)。同時, 良好的同伴關系在課堂中常常轉化為學習投入行為, 如對學習時間和注意力的管理, 這增加了學生在學習過程中的專注度(Lee & Ha, 2022), 同伴關系對“中等學習投入組”學生學習投入轉變的積極作用被發現。

綜合來看, “雙減”政策一方面提出“學校回歸教育主陣地”, 另一方面要求“明晰家校育人責任, 密切家校溝通, 創新協同方式”, 使學校的教育權力被重申和擴大, 且對家校協同育人提出了新的要求(李廣海, 李海龍, 2022), 同屬學校主體的師生關系、同伴關系及屬于家庭主體的父母積極教養方式的不同作用得以體現。該結論驗證了生態系統理論, 即隨著宏系統的變化, 微系統對個體發展的影響也發生了變化(Bronfenbrenner, 1979)。研究發現父母、教師、同伴等微系統會對個體的學習投入水平產生集體影響, 且集體影響會在政策實施背景下發生變化: “雙減”政策實施前, 僅有父母積極教養方式和師生關系對學生學習投入轉變產生了作用, 說明微系統對個體發展具有差異協同作用; 而“雙減”政策實施后, 父母積極教養方式、師生關系和同伴關系對學生學習投入轉變均產生了影響, 說明微系統對個體發展具有累積協同作用。此外, 本研究以個體為中心的研究取向拓展了差異協同作用的應用場景, 即差異協同作用不僅可以體現為不同微系統對變量(如, 學習投入)的差異影響, 還可體現為不同微系統對不同亞組群體的差異影響, 如 “雙減”政策實施后, 雖然整體來看, 父母積極教養方式、師生關系和同伴關系對學習投入的轉變發揮了累積協同作用, 但這一累積協同作用僅體現在“中等學習投入組”學生中, 這一發現拓展了生態系統理論(Skinner et al., 2022)。

4.4 研究局限

首先, 本研究雖然進行了3次縱向調查, 但間隔時間相對較短, 總調查周期為13個月, 且被試量較少。未來研究可以增加調查周期及被試量, 進一步探究“雙減”政策后小學生學習投入轉變結果的穩健性。其次, 在調查期間“新冠疫情”處于反復期, “新冠疫情”對父母教養方式(Tao & Xu, 2020)、師生關系(Lessard & Puhl, 2021; Tao & Xu, 2020)和同伴關系(Lessard & Puhl, 2021)均產生了影響。因此, 父母及學校等環境因素對學生學習投入類別轉變的作用可能受到了“雙減”政策和“新冠疫情”的雙重加持, 需要更多證據進行進一步探析。最后, 未來可以考慮采用與“雙減”政策相關的其他因素(如, 課業負擔、作業完成時間等)和多角度視角探究“雙減”政策對學生學習投入的影響(張生等, 2020)。

5 結論

我國小學生學習投入存在“低學習投入組”、“中等學習投入組”、“高專注低活力組”和“高學習投入組”四種不同類別。“雙減”政策實施后, “中等學習投入組”和“高學習投入組”穩定性較強, “低學習投入組”學生更易向“中等學習投入組”轉變, 在政策實施半年后, “高專注低活力組”學生更易向“中等學習投入組”轉變, 政策實施一年后, 該組學生保持在“高專注低活力組”的概率較高。父母積極教養方式、積極的師生關系和同伴關系是學生學習投入類別轉變的促進性因素和保護性因素, 父母積極教養方式和良好師生關系在“雙減”政策前后穩健地影響學習投入的轉變, 且良好師生關系對于不同亞型小學生學習投入類別轉變的預測作用有所差異。“雙減”政策后, 良好同伴關系對“中等學習投入組”小學生學習投入的轉變發揮了積極作用。

本篇論文的關聯數據(DOI:10.57760/sciencedb.06343)可在Science Data Bank數據庫(https://www.scidb.cn/surl/xlxb)中訪問獲取。

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最后，車載光伏遠程控制空調的使用更加便捷。從結構上看，汽車太陽能空調是比較簡單的，主要包括制冷部分、太陽能電池以及控制部分這三個組成部分。而且著三個部分在技術上都比較成熟，已經可以滿足大規模應用的要求。另外，車載光伏遠程控制空調在安裝和使用上也比較方便，不但新投入生產的汽車可以用車載光伏遠程控制空調取代傳統的汽車空調，而且已經生產出來并投入使用的舊車也可以進行制冷設備的升級，可以很方便地裝上車載光伏遠程控制空調，而且其使用效果也不會受到影響。

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The transition of latent classes of children’s learning engagement in primary school against the background of the “double reduction” policy

YANG Jingyuan1, YU Xiao1, ZHANG Jingyi2,3, LU Lifei1, YANG Zhihui1

(1Department of Psychology, Beijing Forestry University, Beijing 100083, China) (2Faculty of Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China) (3Institute of Developmental Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)

Learning engagement, an important indicator of the learning process, has garnered extensive attention. Developmental contextualism and the integrative model of engagement posit that the interaction between individuals and environmental factors results in heterogeneous learning engagement development among individuals. Previous studies have demonstrated learning engagement heterogeneity among primary school students. However, in the context of the “double reduction” policy, the dynamic development of children’s learning engagement remains unclear. Moreover, positive parenting style, teacher-student relationships, and peer relationships, as important environmental factors, may predict children’s learning engagement transitions. Thus, this study adopts a people-centered research method to address these issues from a longitudinal perspective.

This study recruited participants from three ordinary public primary schools in Shandong Province, China. Participants at T1 (June 2021, before the implementation of the “double reduction” policy) were 378 children (164 boys; mean age: 9.97 ± 0.91 years old). Participants at T2 (December 2021, six months after the implementation of the policy) were 357 primary school students (155 boys; mean age: 10.50 ± 0.94 years old). Participants at T3 (June 2022, a year after the implementation of the policy) were 347 primary school students (147 boys; mean age: 10.97 ± 0.91 years old). Students completed the Children’s Learning Engagement Scale (at T1, T2, and T3), Short-form Egna Minnen av Barndoms Uppfostran (at T1 and T2), Student Teacher Relationship Scale (at T1 and T2) and Children’s Peer Relationship Scales (at T1 and T2) during the three measurements. Latent profile analysis and latent transition analysis were employed in this study to explore children’s potential learning engagement subtypes and examine transitions between different subtypes across the three waves. Multiple logistic regressions were also used to investigate the impact of various environmental factors (i.e., positive parenting style, student?teacher relationships, and peer relationships) on the latent transitions of different learning engagement subtypes.

All data were analyzed by SPSS 26.0 and Mplus 8.0. The results revealed four distinct subgroups of learning engagement among primary school students: the “Low Engaged”, “Moderately Engaged”, “High Absorption with Vigorous Disengagement”, and “Highly Engaged” groups. In addition, due to the “double reduction” policy, students in the “Moderately Engaged” and “Highly Engaged” groups displayed relative stability, while those in the “Highly Disengaged” group tended to transition toward the “Moderately Engaged” group. Regarding the “High Absorption with Vigorous Disengagement” group, the findings indicated a higher likelihood of transitioning to the “Moderately Engaged” group from T1 to T2; however, from T2 to T3, these students were more likely to remain in their original subgroup. Moreover, the study identified the varying roles of different environmental factors in children’s learning engagement subgroups. Specifically, under the “double reduction” policy, positive parenting style and teacher?student relationships exhibited robust effects on children’s learning engagement transitions. The predictive effects of teacher-student relationships varied across different learning engagement subtypes among primary school students. Additionally, the study found that peer relationships had a positive influence on the transition of children within the “Moderately Engaged” group following the implementation of the “double reduction” policy.

This study provides the first evidence of heterogeneity and dynamic changes in learning engagement among Chinese primary school students, which indicates that following the implementation of the “double reduction” policy, family-school-collaborative education has made initial progress. These findings not only enhance our understanding of the dynamic development of learning engagement among primary school students but also provide empirical evidence regarding the effectiveness of the “double reduction” policy implementation.

“double reduction” policy, latent transition analysis, learning engagement, longitudinal study, primary school students

2022-11-11

* 北京市教育科學“十四五”規劃重點課題(BEAA23038): “雙減”政策實施過程中北京市中小學生學習投入的動態變化及干預研究。

? 共同一作。

于曉, E-mail: yx0903yingzhong@163.com; 楊智輝, E-mail: zhihuiyang2008@126.com

B849: G44