曾 新, 张钰迪
(华中师范大学 a.教育学院; b.人工智能教育学部,湖北 武汉 430079)
学生学业压力问题在我国基础教育阶段由来已久,具有深刻的经济、社会、文化、教育等根源。学生学业压力程度关系着学生的身心发展情况,也关系着我国教育事业发展的综合水平。针对学生学业压力过大的“病灶”,2021年7月,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》(以下简称“双减”政策),旨在帮助学生减轻学业负担、缓解学业压力,打造高质量的基础教育体系,进一步保障教育公平。“双减”政策提到要减轻学生的作业负担,取消学科类校外培训机构,注重学校课后服务的开展,从多方面为学生“松绑”。当前距离“双减”政策正式颁布已近两年了,其实施效果如何?学生学业压力是否有所缓解?该问题值得我们关注和思考。义务教育阶段对学生的培养不应成为哲学家马尔库塞笔下“单向度的人”,应结合“双减”政策实施后的有利环境,构筑减轻学生学业压力的长效机制,促进学生的身心健康全面发展。
学业压力是指学习者对可能威胁到自身的学业内外环境要求或超出个人应对能力的反映或主观感受[1],适度的学业压力能够帮助学生树立危机意识、调动起学习的积极性,但过大的学业压力则会适得其反,致使学生出现消极学习情绪,甚至出现生理或心理上的各种问题,不利于学生的健康成长[2]。具体来看,学业压力是衡量学生学业负担状况的关键指标之一,通过学生在学习过程中产生的快乐、焦虑、疲惫、厌学等状态表现出来[3]。从学生个体层面看,影响其学业压力的因素可分为自身人口学资料层面的因素、个体对学业情况的感知程度等;从学校层面看,可分为学校区位特征、学校资源及生态环境等因素。
对于学生性别这一人口学资料而言,目前学术界已有相关研究证实其对学业压力的影响,有学者通过对全国90所中小学校13 809名学生学业负担的调查发现,小学和初中阶段的男女生的学业负担在性别上存在显著差异,男生的学业负担比女生要高,学业负担中包括学生的情绪体验方面,可通过学业压力反映出来,男女生的学业压力同样存在显著差异,且男生的学业压力高于女生[4]。从与学生学习体验相关的项目来看,其完成作业的时间和对作业难度感知情况的不同,也会使得学生产生不同的情绪体验,往往完成作业时间较长、认为作业布置难度较大的学生学业压力也较大[5]。马丁Martin等(2008)指出教师布置的作业难度、完成作业时间都能够对学生的学习自信及学习动机产生影响,作业难度高、完成作业时间长会增加学生的心理压力[6]。除了作业布置方面,学生参与课后服务的感知效果也会影响其学业压力,有学者利用Python爬虫和情感分析等技术,运用人工编码的方式对社交平台上的109 812条数据进行内容挖掘,发现部分学校利用课后服务时间为学生集体补课,造成学生学业压力过大,对学生的身心发展造成消极影响[7]。针对学生的家庭特征,父母的学历情况能够显著影响学生的学业压力,父母的受教育水平越高,子女的学业压力越小,而学历越低的父母其子女的学业压力则越高,低学历的父母往往将希望过多地寄托在子女身上,导致学生学业压力增加[8]。部分父母也会通过为子女布置家庭作业的方式督促子女学习,为子女安排基于提前学习为目的的高难度和额外的作业,徒增学生负担,致使学生产生较大学业压力[9]。此外,部分学者也从家庭经济条件、文化资本占有情况分析了学生的学业压力,认为高经济资本、高文化资本的家庭能够为学生提供更好的学习资源,但过高的投入一定程度上容易增加子女的学业负担[10]。由于学生学业压力不仅来源于个体层面的因素,也会受到学校层面相关因素的影响。学校所在地的城乡差异一定程度上影响学生学业压力水平。结合农村社会背景看,除工业化与城市化对农村社会的冲击之外,土地制度的变革、农业技术的进步等也使得大量农业人口的离农化,使得农村人口减少,造成了农业地域的衰落[11](P216)。受各种主客观因素的限制,我国城乡地区学校的教育水平存在着一定差距,与城市学生相比,农村学生的家庭经济条件、学习生活条件都相对较差,承受的学业压力往往更重[12]。从学校内部看,学生在校内与教师、同学的相处情况能够影响其学业压力水平,良好的师生关系与同伴关系均能够为学生营造积极向上的学习环境。菲雷Furrer等(2014)针对中小学生开展的一项追踪调查研究表明,自主支持的、温暖的、积极的师生关系对学生的心理健康具有积极意义,能够帮助他们减缓学业压力水平[13]。除师生关系外,友善的同伴关系也能够影响学生的学业压力与身心健康发展水平。杰克逊Jackson等(2000)认为面对危险情况时青少年的同伴关怀是对其的一种重要保护因素[14];所罗门Solomon等(2004)认为在友谊、支持、责任共担等途径下,同伴能够为中小学生提供情感帮助与信息支持,一定程度上缓解中小学生的学业压力,使得他们的焦虑、紧张情绪在这种支持氛围中逐渐减轻[15]。由此可知,学生学业压力来源于多个方面,需要厘清各种可能影响学业压力产生的因素,进而采取相关措施加以解决。
通过对相关文献的梳理可发现,目前学术界针对学业压力的研究主要可分为两类,一类是将学业压力作为关键变量,探讨其与学生身心发展及学业成绩之间的关系;另一类是将学业压力作为学业负担的一种表现形式,通过研究学业压力的上位概念即学业负担的相关内容(包括学业负担的现状、影响因素、解决路径等)来探讨学业压力在其中的变化情况,而关于直接论述学业压力现状、产生原因的综合分析相关的文章相对较少,针对学业压力背后各种可能存在的原因进行深入挖掘还具有很大的探寻空间,尤其是在当前“双减”政策背景下,探讨该政策颁布后对中小学生学业压力的影响关系着学生学业负担是否真正减轻。本文的创新之处在于,其一,结合“双减”政策实施的时代背景,关注“双减”实施后学生学业压力情况如何、学业压力产生的原因是什么?以期为深入推进“双减”提供政策依据;其二,运用多层线性模型(Hierarchical Linear Modeling,HLM)的方法分析可能影响学业压力产生的各种因素,从学生层面和学生所在学校层面对学业压力产生的原因进行深入探讨,弥补了传统多元回归分析方法难以同时分析两个及以上多层次变量对因变量影响的不足之处,提高了问题研究的准确性。
(一)数据来源
数据来源于华中师范大学课题组2022年“中小学校治理现代化基本情况(学生卷)”数据库。课题组采用分层随机抽样的方式,选取东、中、西部6省份30余县(市、区)73所义务教育阶段的中小学校作为调查样本,东部地区抽取广东、浙江两省,中部地区抽取湖北、湖南两省,西部地区抽取四川、贵州两省,通过线上线下相结合的方式发放问卷。在选取所需变量的基础之上,剔除不完整与存在缺失值的样本后,共获得有效样本8 436份。
(二)变量界定
研究涉及的变量包括学生个体层次与学校层次两方面,个体层次中人口学资料变量、学校层次变量所涉及的题项参考了中国教育追踪调查(China Education Panel Survey,简写为CEPS)数据库,作业满意度、课后服务满意度涉及的题项结合研究需要自行编制。各变量的描述性统计结果及具体情况如(表1)所示。
表1 变量界定及描述性统计分析表
1.作业满意度
该量表包括学生对于教师作业布置的数量、难度、惩罚性作业、个性化作业等内容的看法,共含有5个题项,计分方式为五点计分,从“非常不同意”至“非常同意”依次计为“1-5”,通过加总求均值的方式获得“作业满意度”这一变量。该量表的克隆巴赫α系数为0.733,各变量因子载荷量在0.621-0.837之间。
2.课后服务满意度
该量表包括学生对于课后服务教师质量、内容、时间等方面的看法,共包括7个题项,计分方式为五点计分,从“非常不同意”至“非常同意”依次计为“1-5”,通过加总求均值的方式获得“课后服务满意度”这一变量。该量表的克隆巴赫α系数为0.875,各变量因子载荷量在0.468-0.881之间。
3.学校交往质量
该量表所涉及题项参考了CEPS问卷,包括个体与同学的关系、对学校的看法等,共包含三个题项,计分方式为四点计分,从“非常不符合”至“非常符合”依次计为“1-4”,通过加总求均值的方式获得“学校交往质量”这一变量。该量表的克隆巴赫α系数为0.721,各变量因子载荷量在0.786-0.834之间。
(三)模型设定
传统回归模型中的基本假定是正态分布、方差齐性、线性关系、独立观测。不同学校的学生可能会相互独立,而同一学校的学生不可能完全独立,他们会有共同或相似的特征,这些相同特征在实际操作中可能会因为忽略对其的测量,在线性模型的误差项中消失,造成误差项之间的高度相关,进而难以满足传统回归模型的基本假设条件。此外,对于具有分层特征的数据,如果基于学生水平对数据进行分析,将学校或其他更高层的变量当作第一层次的变量,直接在学生层次(第一层次)上进行回归分析,会造成学校特征对同一学校的学生有相同的影响,不能使得各观测变量相互独立[16]。HLM能够克服上述缺陷,它是用于分析具有层次结构数据的一种统计分析方法,该模型能够将被解释变量的变化分解为个体和组间的变化,有利于深入解剖研究变量之间的关系,有效解决层级效应的求解问题[17]。研究以两水平HLM作为分析模型,第一层方程包括学生个体(含家庭)层次预测变量,第二层方程包括学校层次预测变量,具体模型设定如下:
1.零模型(模型1)
Level1:Yij=β0j+rij,式中rij～N(0,σ2)
Level2:β0j=γ00+μ0j,式中μ0j～N(0,τ00)
上面两个方程中,Yij是j学校i学生的学业压力,β0j是j学校所有学生平均的学业压力,rij为j学校i学生与j学校所有学生平均的学业压力之差,是学生个体层面的随机误差;γ00是各学校学生学业压力的总体平均数,μ0j是j学校与总体平均数之差,是学校层面的随机误差。依据这一模型,可以计算出组内相关系数(Intra-class Correlation Coefficient,ICC),ICC=γ00/(σ2+γ00),通过ICC考察Y的总变异中有多大比率是由模型第二层单位学校之间的差异引起的,进而表明运用HLM的合理性。
2.随机系数模型(模型2)
Level1:Yij=β0j+β1jgender+β2jeconomy+β3jbook+β4jhomework+β5jwork+β6jservice+rij
Level2:β0j=γ00+μ0j
βij=γi0+μij(i=5,6)
其中,βij为学生个体层次解释变量对Yij的偏回归系数,γi0为所有学校在学生个体层次解释变量的平均斜率。
3.跨层交互模型
Level1:Yij=β0j+β1jgender+β2jeconomy+β3jbook+β4jhomework+β5jwork+β6jservice+β7jfather+β8jmother+β9jfamily+rij
Level2:β0j=γ00+γ01type+γ02quality+μ0j
β5j=γ50+γ51type+γ52quality+μ5j
β6j=γ60+γ61type+γ62quality+μ6j
其中,βij为学生个体层次解释变量对Yij的偏回归系数,γi0为所有学校在学生个体层次解释变量的平均斜率。学生的作业满意度、课后服务满意度的斜率项为加入学校层次的解释变量,表明这些变量对学业压力的影响在所有学校间是相同的。
研究采用Spss25.0进行前期的数据清洗,运用Stata17.0对数据进行两层次HLM分析。具体分析结果如(表2)所示。
(一)零模型分析结果
首先考察两层均不纳入任何预测变量的零模型(模型1),结果可知,学生的学业压力总体平均值为3.142,由于学生学业压力由低到高计分为1-5分,理论中值为2.5,可见中小学生仍具有一定的学业压力。进一步考察(模型1)的随机效应方差成分,学校层面的随机方差为0.144(p<0.001),反映出不同学校之间的学生学业压力存在显著差异。根据学生个体层与学校层的随机效应方差成分计算组内相关系数ICC为0.169,表明学生学业压力的总变异中有16.9%来源于学校之间的差异。根据科恩的组内相关系数判断准则(0.138>ICC>0.059), 属于中度关联强度,不适宜采用普通的最小二乘回归分析,需要使用HLM来考察分层嵌套数据[18]。
表2 以“学业压力”为因变量的HLM结果分析表
(二)随机截距-斜率模型分析结果
在零模型的基础上,第一层方程中分别纳入性别、家庭经济条件、家庭藏书量、父母家庭作业布置情况、作业满意度、课后服务满意度作为预测变量,构成只有第一层有预测变量的随机系数模型(模型2),考察个体(含家庭)因素对学生学业压力的影响。随机系数中除家庭藏书量外,其余截距项在校际之间均存在显著差异,反映了校际间学生学业压力差异显著。对于性别来讲,男性学生比女性学生往往存在更大的学业压力。家庭经济条件方面,家境越好的学生学业压力越小,此外,父母为子女布置额外家庭作业的情况也会影响学生压力,作业布置的程度与学业压力呈正相关。在学生对教师布置作业满意度与课后服务满意度方面,满意度越高,学业压力越低。在纳入上述变量后,此时(模型2)的ICC为0.040,与(模型1)相比下降了0.129,反映了在加入个体层次相关变量后,个体层与学校层之间的差异缩小,模型拟合效果良好。
(三)跨层交互模型
在(模型2)的基础上,个体层次纳入父亲最高受教育程度、母亲最高受教育程度、家庭类型作为预测变量,在学校层次纳入学校类型、学校人际交往质量作为预测变量,构成完全模型(模型3)。在(模型3)中,旧有的个体层次变量除家庭藏书量外,其余变量依然显著,表明旧有的个体变量能够显著影响学生学业压力。尽管新纳入的三项个体变量没有呈现显著性,但学校层次的变量中,学校类型与学生学业压力呈显著负相关,即学校位于农村地区的学生学业压力越大,表明(模型3)的拟合情况主要受学校层次变量影响。在纳入上述变量后,(模型3)的个体层次方差与学校层次方差较(模型2)相比都有所减小,ICC为0.038,与(模型2)相比下降了0.002,表明学校层次变量的纳入,使得校际之间的学生差异进一步缩小。
(一)研究结论与讨论
1.学生学业压力的影响因素具有典型的层级结构特征
学生所在学校之间的差异能够解释学业压力16.9%的变异,反映了学生学业压力的影响因素来源具有典型的层级结构特征,学生压力的高低同时受到个体的诸多因素及更高层次群组性因素的影响。仅对学生个体层次数据进行分析不能直接推测出影响学业压力的相关因素。此外,如果只根据学生个体特征考虑学业压力影响因素而未进行跨层次的比较,将会使得数据分析结果标准误差估计值偏小,削弱研究结果的精确程度。
2.学生学业压力水平受到个体层次相关因素的影响
学生学业压力在个体层次存在差异。从个体特征来看,男性的学业压力往往大于女性。一方面可能是受到我国传统文化性别期待的影响,家庭对于男性在学业与工作上的期待往往高于女性,对男性在事业发展上的要求更高,容易让男性学生产生较大的学业压力;另一方面,女性相对男性而言,心理方面成熟较早,在求学阶段更能认识到学习的重要性,因而对学校学习生活的适应性较好,表现出的学业压力相较于男性也较小[19]。从家庭特征来看,家庭经济水平越高,学生学业压力越小,不同于“寒门学子”通过读书获得上升空间的有限性,家境良好的学生,物质与心理上获得的满足感相对较强,能够获得的机会较多,个人的容错空间也更大,因此,学业压力也相对较小,另外,随着“双减”政策的推进,学科类校外培训机构得到了规范治理,家境条件较好的学生在校外培训上的教育投资也受到了限制,学生进行课外补习的时间减少,一定程度上也能使得学生学业压力的降低。父母是否为子女布置额外的家庭作业,也能够影响学生的学业压力,父母布置的家庭作业与学业压力呈显著正相关,当前“双减”背景下,需要家校协同配合,学生的作业布置内容、数量上,父母应多与教师进行沟通,避免为学生徒增负担。在作业满意度与课后服务满意度方面,二者与学业压力均呈显著负相关,反映了学生对教师作业布置、学校课后服务开设质量的感知程度越好,学业压力越小,高质量的作业布置能够让学生起到巩固所学知识、查缺补漏的效果,丰富多彩的课后活动,也能激发学生的学习和探索兴趣,促进学生的身心健康全面发展。
3.学生学业压力水平受到学校层次相关因素的影响
学生学业压力在学校层次同样存在显著差异。从学校区域地理位置上看,农村学校的学生相较于城市学校的学生所承受的学业压力相对较重,这与农村学校的教学水平、农村学生家庭的经济情况有关。我国长久以来存在着城乡之间教育资源配置不均的问题,针对农村学校,教师教学质量相对较差、教学硬件设施配置不够完善,农村学生受限于家庭经济条件与社会地位,能够获得的上升空间相对狭窄,读书是实现阶层跨越的最大可能路径,受此原因,农村学生一定程度上承受的学业压力往往大于城市学生。
(二)对策与建议
通过数据资料分析及所得结论可知,学生学业压力受到来自多方因素的共同作用,在当前“双减”政策的时代背景下,学生减负效果取得了一定实效,学业压力并未达到过重的程度,但仍应意识到政策目标的实现不会立竿见影,需要久久为功方能取得学生“减负攻坚战”的胜利。结合数据分析结果可知目前学生仍存在一定的学业压力,需要采取相应措施,继续推动学生减负工作的落实,巩固“双减”政策所取得的阶段性成果。
1.注重多方力量的协同配合,形成学生减负“合力”
义务教育阶段学生的身心发展受到诸多因素影响,需要各教育参与主体共同配合,关注学生的学习及生活情况,为学生打造良好成长环境,缓解学业压力。一是父母作为子女的第一监护人,应密切关注学生的学习、生活情况,针对不同性别的子女应予以差别教育,使得教育方式能够个性化地适用于自己的子女,同时,应避免为学生增添额外的学业负担,树立正确的教育理念,不盲目为子女报名各种补习班,防止自身陷入焦虑情绪的“莫比乌斯环”[20]。二是教师作为教育过程的主导者,承担着“传教、授业、解惑”的重要使命,在当前国家密切关注学生减负问题的时代背景下,教师应将宏观政策落实到日常教学工作中,密切关注学生学习动态,提高课堂授课效率与教学质量,为学生布置高质量、个性化的作业以巩固所学知识,避免布置机械性、重复性的作业。三是家庭与学校双方应注重家校合作的开展,例如学校可设置家长参观日、组建家庭委员会等,鼓励家长积极参与到对学生的教育活动中来,通过家长与学校教师的沟通,使得双方能够及时了解学生现状,针对学生存在的问题,双方能够协作配合,在最大程度上为学生营造良好的生活与学习氛围,使得学生真正在“教育爱”的环境下获得成长,避免学业压力过重等负面情绪的产生[21]。
2.注重课后服务的有效开展,打出减负提质的“组合拳”
“双减”政策在注重减轻学生学业负担与校外培训负担的同时,也关注课后服务开展质量的提高,课后服务作为一项公共教育资源,一定程度上为不同阶层家庭的学生提供了同等受教育的机会,促进教育公平的实现,缓解弥漫在各阶层中的焦虑情绪,进而降低学生学业压力。结合调研数据可知,学生对课后服务的满意程度影响其学业压力情况,学生对课后服务的满意度越高,其学业压力就越小。一是正确理解课后服务的内涵,避免形式主义。课后服务设定的目的是为了帮助解决家长的“三点半难题”、减轻学生学业负担,关注课后服务开设活动的数量与质量,结合学校自身办学特色和文化底蕴为学生打造多种活动项目,向学生提供多样化选择的课后服务学习空间,让学生能够通过课后服务丰富自身兴趣、提高综合素质,杜绝教师占用课后服务时间开展学科补习等情况,防止课后服务流于形式。二是学校应注重课后服务教师的配置情况与工作状况。在教师配备上,应对参与课后服务的教师进行培训,提高教师的专业化水平,使得教师能够真正领会课后服务的开设目的,防止课后服务在具体开展中偏离目标;在教师工作状态层面,应设置课后服务专项资金为参与教师发放补贴,激发教师的工作积极性,进而提高课后服务的开展质量。三是政府有关部门可设置相关渠道,引导非学科校外培训机构依法依规进入学校协助课后服务的开展工作,非学科校外培训机构往往积累了大量成功的培训经验,通过此举以实现社会资源与学校资源的优势互补,共同助力学生的减压减负。
3.注重对弱势群体的政策倾斜,保障教育公平
当前我国农村地区与城市地区相比,教育资源相对匮乏,教师教学水平相对薄弱,在社会竞争日益激烈的今天,处于弱势群体的农村学生往往承担着较重的学业压力,我们的调查结果也表明农村学校的学生比城市学校的学生学业压力更大,亟需采取相关措施为其减压。依据罗尔斯(Rawls)《正义论》中提到的差别原则,在天赋上占有相对优势的群体不能仅仅因为自身的天分较高而获益,而只能采取抵消训练和教育费用、用占有优势者的天分帮助处境不利者获益[22](P102)。因此,政府有关部门可通过转移财政经费的方式,为弱势群体予以政策倾斜,完善农村学校的教学设施,帮助农村地区打造优质的教育环境;在互联网与人工智能高速发展的今天,教育管理部门可通过线上线下相结合的方式为农村学校输送优质教育资源,使得农村学生能够和城市学生一样获得享有高质量教育水平的机会,帮助自身获得更大的上升空间,进一步减轻学业压力;鼓励大学毕业生前往农村学校从教,设置相关优惠政策,吸引青年人前往农村学校奉献力量,促进优质教育资源的均衡配置。
围绕“双减”的时代背景,运用多层线性模型的方法分析现阶段学生学业压力情况及影响因素,一定程度上弥补了该时代背景下对学业压力产生来源研究的不足之处。但仍存在一定问题,包括在构建模型时存在部分个体层次与学校层次变量不显著的情况、学校层次方面涉及的影响因素变量相对较少,这与调查数据的可获得性与样本抽样偏差均存在一定关系。在后续的研究中将注重扩大有效样本范围,关注学校层次相关变量的影响程度,为巩固“双减”政策相关成果、促进学生学习减负提质作出进一步努力,使得学生能够减轻学业压力,真正促进身心健康全面发展。
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