摘 要：家長(zhǎng)教育焦慮作為一種社會(huì)現(xiàn)象普遍存在，其有效緩解是“雙減”政策行穩(wěn)致遠(yuǎn)的必然訴求。本研究以中國(guó)29?。▍^(qū)、市）116個(gè)地級(jí)行政區(qū)1，347名中小學(xué)家長(zhǎng)為研究對(duì)象，采用多元有序Logistic模型，在生態(tài)系統(tǒng)理論框架下，探討宏觀系統(tǒng)的政策因素、中觀系統(tǒng)的學(xué)校因素、微觀系統(tǒng)的家長(zhǎng)及學(xué)生因素三方面對(duì)家長(zhǎng)教育焦慮的影響。研究結(jié)果表明，與以往相比，“雙減”格局下家長(zhǎng)群體性焦慮得到緩解，內(nèi)部具體焦慮程度有增有減，焦慮焦點(diǎn)未得到轉(zhuǎn)變。家長(zhǎng)群體焦慮內(nèi)部存在性別、職業(yè)、地區(qū)等方面差異?！半p減”政策設(shè)計(jì)合理性認(rèn)同是宏觀系統(tǒng)影響因素；學(xué)校所處地區(qū)、學(xué)校老師是否主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)是中觀系統(tǒng)影響因素；家庭經(jīng)濟(jì)條件、家長(zhǎng)性別、教育期望、“雙減”后是否給子女聘請(qǐng)家教、是否讓子女參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)、學(xué)生就學(xué)階段、學(xué)生年級(jí)排名是微觀系統(tǒng)影響因素?；诖耍议L(zhǎng)教育焦慮的紓解需要從政府主導(dǎo)并綜合施策打好“組合拳”、學(xué)校引導(dǎo)并多管齊下打好“連環(huán)拳”、家庭向?qū)Р⒍帱c(diǎn)發(fā)力打好“連續(xù)拳”三個(gè)方面共同發(fā)力。

關(guān)鍵詞：“雙減”；家長(zhǎng)教育焦慮；影響因素；多元有序Logistic模型

作者簡(jiǎn)介：祁占勇，陜西師范大學(xué)教育學(xué)部教授（通訊作者：qizhanyong@snnu.edu.cn" 西安 710000）；方潔，陜西師范大學(xué)教育學(xué)部碩士研究生（西安 710000）；任姝怡，陜西師范大學(xué)教育學(xué)部碩士研究生（西安 710000）

基金項(xiàng)目：陜西省2022年社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“‘雙減’下陜西省父母教育焦慮的‘家校社’協(xié)同治理研究”（項(xiàng)目編號(hào)：2022P161）

中圖分類號(hào)：G511" "文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" "文章編號(hào)：1009-458ｘ（2024）4-0028-19

一、引言

近年來，焦慮已經(jīng)成為我國(guó)中小學(xué)生家長(zhǎng)群體教育心態(tài)的真實(shí)寫照。2021年7月，中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步減輕義務(wù)教育階段學(xué)生作業(yè)負(fù)擔(dān)和校外培訓(xùn)負(fù)擔(dān)的意見》（以下簡(jiǎn)稱“雙減”）（新華社，2021），拉開“雙減”工作序幕。“雙減”強(qiáng)調(diào)深入對(duì)標(biāo)黨的教育方針，深耕立德樹人根本任務(wù)，為系統(tǒng)推進(jìn)中華民族偉大復(fù)興做出重大戰(zhàn)略部署。一減學(xué)生校內(nèi)作業(yè)總量和時(shí)長(zhǎng)，構(gòu)建教育良好生態(tài)，使教育本旨回歸正軌，減輕家長(zhǎng)育兒壓力；二減學(xué)生校外培訓(xùn)輔導(dǎo)負(fù)擔(dān)和重壓，大幅縮減校外學(xué)科類培訓(xùn)，進(jìn)行全線整治，全面肅清校外培訓(xùn)亂象，強(qiáng)化學(xué)校教育主陣地作用，削減“劇場(chǎng)效應(yīng)”給全社會(huì)造成的群發(fā)性焦慮，使教育回歸育人本旨?！半p減”的各項(xiàng)舉措秉承促進(jìn)教育公平、紓解家長(zhǎng)教育焦慮、塑造良性教育生態(tài)、提高教育總體質(zhì)量的宗旨，以增進(jìn)新時(shí)代中國(guó)人民對(duì)教育的滿意度。但當(dāng)前廣大家長(zhǎng)群體普遍存在的教育焦慮是人民日益增長(zhǎng)的對(duì)于優(yōu)質(zhì)、個(gè)性化教育的需要和不平衡不充分的教育資源發(fā)展之間矛盾的集中體現(xiàn)。焦慮具有代際傳遞性，即焦慮情緒可以通過父母?jìng)鬟f給子女（Chorpita amp; Barlow， 1998）。家長(zhǎng)作為育兒的重要角色，其焦慮程度與學(xué)生的減負(fù)工作息息相關(guān)。對(duì)“雙減”格局下家長(zhǎng)教育焦慮問題展開深入且透徹的理論及實(shí)踐研究，對(duì)于“雙減”政策的貫徹執(zhí)行、基礎(chǔ)教育生態(tài)系統(tǒng)的重構(gòu)、人民在教育上的美好向往的成就有著重要意義和價(jià)值。只有精確掌握當(dāng)前焦慮現(xiàn)實(shí)情況及存在的問題，教育焦慮的實(shí)效治理才有可能?；诖?，本研究將深入了解“雙減”后我國(guó)家長(zhǎng)“群體焦慮的普遍程度如何”“家長(zhǎng)群體焦慮的焦點(diǎn)為何”“群體內(nèi)部焦慮的差異在何”以及“為何焦慮”等問題，力圖呈現(xiàn)“雙減”后中小學(xué)家長(zhǎng)教育焦慮的真實(shí)圖景，并提出紓解對(duì)策與建議。

二、文獻(xiàn)回顧與分析框架

（一）文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

我國(guó)傳統(tǒng)觀念指導(dǎo)下的育兒實(shí)踐因20世紀(jì)70年代計(jì)劃生育政策的執(zhí)行而轉(zhuǎn)變，高強(qiáng)度高密度育兒以及“輸不起”的焦慮心態(tài)的濫觴很大程度上是因?yàn)榧彝?nèi)部擁有的孩子是其“唯一的希望”（Wang amp; Fong， 2009; Doepke amp; Zilibotti， 2019， pp. 145-165）。近年來，家長(zhǎng)日益成為教育焦慮研究關(guān)注的主體，以此為中心展開研究的文獻(xiàn)數(shù)量也大幅增加。

1. 焦慮與家長(zhǎng)教育焦慮

焦慮本身是一種正常、普通的情感體驗(yàn)，當(dāng)個(gè)體面臨威脅或潛在威脅時(shí)將產(chǎn)生，會(huì)引起心率加快、呼吸急促、肌肉緊張等癥狀（Etkin， 2010）。關(guān)于焦慮的理論研究，影響最廣泛的是斯皮爾伯格（Spielberger）提出的狀態(tài)—特質(zhì)理論。該理論中狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮是個(gè)體焦慮的兩大構(gòu)成部分，特質(zhì)焦慮呈現(xiàn)出一種比較穩(wěn)定的傾向性焦慮，因人格特質(zhì)的不同表現(xiàn)出個(gè)體間差異；個(gè)體身處的環(huán)境與狀態(tài)焦慮密不可分，其更多表現(xiàn)為一種相對(duì)短暫的情緒狀態(tài)（耿靖宇 等， 2019）。

教育焦慮是焦慮在教育領(lǐng)域中的反映，不同學(xué)者對(duì)于教育焦慮的定義有所不同。王洪才（2012）將教育焦慮視為家長(zhǎng)對(duì)子女教育結(jié)果的高度擔(dān)憂，具體表征為憂慮子女就學(xué)不好以及過程中得不到公正對(duì)待，導(dǎo)致與優(yōu)質(zhì)大學(xué)擦肩而過，最終結(jié)果為難以在社會(huì)立足；陳華仔和肖維（2014）將家長(zhǎng)因教育過程及結(jié)果的不確定性而產(chǎn)生的憂慮不安、煩惱等復(fù)雜情緒狀態(tài)定義為教育焦慮；刁生富和李香玲（2016）認(rèn)為家長(zhǎng)因內(nèi)部因素及外在支撐系統(tǒng)的缺位而在教育過程中產(chǎn)生的一連串異常心理現(xiàn)象為家長(zhǎng)教育焦慮；張淵君和李鶴飛（2022）則將教育焦慮定義為當(dāng)未能達(dá)到教或受的預(yù)期目標(biāo)或是沒有克服教或受過程中遇到的阻礙時(shí)，教育參與者隨之產(chǎn)生的帶有恐懼心理的情緒狀態(tài)?；谝陨嫌^點(diǎn)，教育焦慮產(chǎn)生于教育過程中，指向家長(zhǎng)由于社會(huì)、學(xué)校、家庭等外部環(huán)境或個(gè)人內(nèi)部因素對(duì)未來不確定性的影響而產(chǎn)生的煩躁、憂慮、不安、恐慌等情緒。

2. 普遍焦慮與異質(zhì)焦慮

群體壓力被認(rèn)為是個(gè)體受信息和規(guī)范兩個(gè)方面的約束和影響而引起的，群體成員出于同團(tuán)隊(duì)內(nèi)其他成員保持觀念及行為一致性的目的，刻意遵守群體規(guī)則而導(dǎo)致心理壓力（畢宏音， 2007）。隨著信息社會(huì)的到來，不確定性正在成為現(xiàn)代社會(huì)的本質(zhì)特征（Beck， 1992），個(gè)體對(duì)于不確定因素的無法忍受在一定程度上導(dǎo)致其焦慮感日益加劇，由此產(chǎn)生了一個(gè)“焦慮的時(shí)代”，整個(gè)社會(huì)群體處于壓力環(huán)境之中。有學(xué)者將家長(zhǎng)對(duì)子女教育產(chǎn)生的焦慮上升為“教育焦慮癥”，當(dāng)下中國(guó)家長(zhǎng)的教育焦慮已然成為社會(huì)中呈蔓延趨勢(shì)的“群體性焦慮”（王洪才， 2012）；也有學(xué)者提出我國(guó)教育焦慮的群體感受和焦慮內(nèi)容趨于泛化。由此可見，中國(guó)家長(zhǎng)的教育焦慮并非單獨(dú)出現(xiàn)的“點(diǎn)”，而是當(dāng)前社會(huì)“面”上存在的群體現(xiàn)象。

同時(shí)，家長(zhǎng)教育焦慮由于主體、地區(qū)、學(xué)段等差異在其內(nèi)部產(chǎn)生相應(yīng)的變化。不同國(guó)家、地區(qū)和族群的家長(zhǎng)焦慮明顯存在差異，同一國(guó)家的不同地區(qū)中，家長(zhǎng)教育焦慮的內(nèi)容和表現(xiàn)也各不相同（董輝， 2022）?；诖耍狙芯空J(rèn)為，家長(zhǎng)教育焦慮是特質(zhì)焦慮和整體壓力環(huán)境共同作用的結(jié)果。這里的特質(zhì)除了家長(zhǎng)性別等個(gè)人特質(zhì)之外，還包括因所屬地區(qū)不同、子女就學(xué)階段不同而體現(xiàn)出的家長(zhǎng)群體內(nèi)特質(zhì)。據(jù)此提出假設(shè)一：中國(guó)家長(zhǎng)目前處于教育焦慮的普遍狀態(tài)，同時(shí)受家長(zhǎng)性別、子女就學(xué)階段等因素影響呈現(xiàn)內(nèi)部差異。

3. 影響家長(zhǎng)教育焦慮的因素：宏觀系統(tǒng)的政策因素

政策設(shè)計(jì)本身的合理性是政策執(zhí)行“應(yīng)然”層面的關(guān)鍵，但政策執(zhí)行的“實(shí)然”和“應(yīng)然”之間不是簡(jiǎn)單的線性過程。決策主體對(duì)于公共政策能動(dòng)的選擇活動(dòng)是公共政策活動(dòng)的本質(zhì)，而選擇即意味著價(jià)值理性優(yōu)先于工具理性（勞凱聲 amp; 劉復(fù)興， 2000），教育政策具有“價(jià)值負(fù)載”（林小英， 2007），不同利益相關(guān)者出于不同政策認(rèn)知而產(chǎn)生利益分歧。政策設(shè)計(jì)規(guī)定的程序、規(guī)則和資源分配方式通過闡釋效應(yīng)和資源效應(yīng)影響大眾的態(tài)度與行為（Mettler， 2002）。政策認(rèn)同是以政策目標(biāo)群體的價(jià)值觀、需求相吻合為前提條件的，涉及個(gè)體或群體對(duì)公共政策心理上的歸屬以及情感上的依附，具體表現(xiàn)為社會(huì)民眾對(duì)公共政策較高的支持度與認(rèn)可度（桑玉成， 2006），是政策得以有效執(zhí)行的前提和條件以及作為公共政策社會(huì)價(jià)值考量的重要依據(jù)（梁麗萍， 2006）。政策有效落實(shí)不僅需要行政系統(tǒng)內(nèi)部的高效執(zhí)行，還需要政策目標(biāo)群體的廣泛認(rèn)同和積極參與（何得桂 amp; 徐榕， 2020）。美國(guó)心理學(xué)家班杜拉的社會(huì)認(rèn)知理論是在人格理論的基礎(chǔ)上結(jié)合認(rèn)知成分提出的，該理論指出個(gè)體行為的產(chǎn)生與環(huán)境和認(rèn)知因素緊密相關(guān)，三者之間為動(dòng)態(tài)的交互影響關(guān)系（汪曲 amp; 李燕萍， 2017）。環(huán)境—人—行為三者各自作為獨(dú)立的部分存在，同時(shí)又相輔相成、相互影響。據(jù)此提出假設(shè)二：中國(guó)家長(zhǎng)對(duì)于“雙減”政策設(shè)計(jì)合理性的認(rèn)知影響其焦慮程度。

4. 影響家長(zhǎng)教育焦慮的因素：中觀系統(tǒng)的學(xué)校因素

目前有關(guān)學(xué)校因素與家長(zhǎng)教育焦慮之間關(guān)系的實(shí)證研究較少。其一，學(xué)校作為教育的主陣地，其教育質(zhì)量、教育資源等影響著家長(zhǎng)的教育焦慮。教育政策的價(jià)值取向因帶有我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的影子而多表現(xiàn)為城市取向，尤其是近年來突出表現(xiàn)為“重點(diǎn)?！奔啊懊！比∠?。政策價(jià)值取向出現(xiàn)偏差的表現(xiàn)之一為教育資源多不公平地分配給強(qiáng)勢(shì)地區(qū)及學(xué)校，帶來的連鎖反應(yīng)為城鄉(xiāng)地區(qū)之間差距日益明顯（張振芝， 2011）。其二，“雙減”明確強(qiáng)調(diào)要積極進(jìn)行家校溝通。父母與老師的積極溝通與初中生學(xué)業(yè)成績(jī)成正比，能夠更好地傳遞子女生活或?qū)W習(xí)信息（Epstein amp; Sheldon， 2016; Worku， 2015; 李夢(mèng)竹， 2018; 李波， 2018），對(duì)教育焦慮有直接影響（陶建蓉 等， 2020）。其三，課后服務(wù)的開展及落實(shí)是推進(jìn)“雙減”的重要抓手。我國(guó)義務(wù)教育課后服務(wù)差異較大，“雙減”政策頒布以前中小學(xué)校內(nèi)課后服務(wù)提供體量小、各地做法差異大、質(zhì)量參差不齊（吳開俊 等， 2023）。“雙減”后課后服務(wù)仍未實(shí)現(xiàn)全覆蓋（李剛 等， 2023）。爭(zhēng)搶教育這一社會(huì)稀缺性資源競(jìng)賽中的不公平現(xiàn)象是家長(zhǎng)教育焦慮的根源（陳華仔 amp; 肖維， 2014），課后服務(wù)有利于保障教育公平（鄭真江 amp; 陳光華， 2017），其落實(shí)能有效緩解家長(zhǎng)焦慮。本研究將上述三個(gè)因素作為考察“雙減”格局下影響家長(zhǎng)教育焦慮的學(xué)校因素，據(jù)此提出假設(shè)三：學(xué)校因素（學(xué)校所在地、學(xué)校老師是否主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)以及學(xué)校是否響應(yīng)“雙減”政策要求開設(shè)課后服務(wù)）對(duì)“雙減”后的家長(zhǎng)教育焦慮具有影響。

5. 影響家長(zhǎng)教育焦慮的因素：微觀系統(tǒng)的家庭因素及學(xué)生因素

家庭因素是家長(zhǎng)教育焦慮的另一誘因。其一，在“雙減”實(shí)施前就有研究表明，家長(zhǎng)產(chǎn)生焦慮的內(nèi)部直接因素為不結(jié)合實(shí)際情況的過高教育期望（朱新卓 amp; 駱婧雅， 2023），即家長(zhǎng)對(duì)于教育子女失敗的恐懼、焦慮心理與教育期望、家庭投資成正比（王洪才， 2012）?！敖逃齼?nèi)卷”愈演愈烈，家長(zhǎng)在教育上的過度投入，以及家長(zhǎng)在育兒觀念上的模式化，都讓家長(zhǎng)們的教育憂慮揮之不去（王進(jìn)麗， 2022）。教育獲得深受家庭資本影響，兩者之間呈正相關(guān)關(guān)系（薛海平， 2015）。其二，“雙減”明令校外學(xué)科類輔導(dǎo)機(jī)構(gòu)全面清場(chǎng)，教育空間從過去依賴課外輔導(dǎo)向家庭內(nèi)部位移。一方面，家庭教育費(fèi)用、精力與時(shí)間以及輔導(dǎo)孩子功課上的“力不從心”都會(huì)引發(fā)家長(zhǎng)焦慮（單家銀 等， 2016）。從英、美兩國(guó)的情況看，家庭作業(yè)在中產(chǎn)階級(jí)家庭生活中占據(jù)了越來越重要的地位，中產(chǎn)階級(jí)父母的糾結(jié)與兩難情形也非常普遍（繆建東， 2019）。另一方面，有研究顯示，“雙減”后教育焦慮呈現(xiàn)新表征，“課外教育支出減少，家長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)減輕”（羅陽 amp; 劉雨航， 2022）。但同時(shí)，“雙減”政策“硬著陸”打破原有校外培訓(xùn)資源的供求平衡，制造出家長(zhǎng)校外培訓(xùn)需求的巨大真空（楊小敏 等， 2021）。家長(zhǎng)不惜以高額聘請(qǐng)“高端家政”等變相教育培訓(xùn)或“眾籌私教”（余雅風(fēng) amp; 姚真， 2022）。家長(zhǎng)對(duì)于課后服務(wù)的滿意度將直接關(guān)系到其是否會(huì)去校外尋求替代品。家庭條件的差異導(dǎo)致的“課外培訓(xùn)”及家庭輔導(dǎo)上的差異會(huì)拉大教育結(jié)果的差距（張偉平 等， 2021），反而會(huì)加重焦慮。綜合考慮“雙減”前后家長(zhǎng)教育焦慮的重點(diǎn)尤為必要，據(jù)此提出假設(shè)四：家庭因素（家庭所在地區(qū)、家庭經(jīng)濟(jì)條件、家長(zhǎng)周均輔導(dǎo)子女功課情況、家長(zhǎng)性別、教育期望、“雙減”后是否給子女聘請(qǐng)家教、是否給子女報(bào)校外學(xué)科類輔導(dǎo)班以及對(duì)學(xué)校課后服務(wù)老師的滿意度）對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮具有影響。

最后，在學(xué)生因素方面，唯分?jǐn)?shù)論作為升學(xué)指揮棒的問題持續(xù)存在（司曉宏 amp; 王桐， 2021），學(xué)業(yè)成功不僅是實(shí)現(xiàn)個(gè)人成就的一種手段，也是個(gè)人履行家庭義務(wù)的一種方式（Kwak et al.， 2008）。在儒家文化價(jià)值觀影響下，人們將教育與個(gè)人在經(jīng)濟(jì)上的成功和社會(huì)地位的獲得聯(lián)系在一起，非常重視學(xué)業(yè)成就（Hesketh amp; Ding， 2005）。子女年級(jí)高低顯著影響家長(zhǎng)教育焦慮（李金洲， 2021）。相關(guān)研究顯示子女性別對(duì)家庭儲(chǔ)蓄、教育獲得等方面產(chǎn)生影響（Wei amp; Zhang， 2011）。據(jù)此提出假設(shè)五：學(xué)生因素（學(xué)生就學(xué)階段、學(xué)生性別、年級(jí)排名）對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮有影響。

綜觀中西方學(xué)界關(guān)于“教育焦慮”議題的探討，在相關(guān)研究日益精進(jìn)的同時(shí)，“雙減”政策使中國(guó)父母的教育焦慮發(fā)生了不同程度的變化，原本的研究脈絡(luò)難以適應(yīng)和解釋新時(shí)期的復(fù)雜變遷而面臨諸多局限：一是已有研究成果缺乏對(duì)“雙減”政策實(shí)施后中國(guó)家長(zhǎng)教育焦慮群體性描述以及家長(zhǎng)教育焦慮內(nèi)部差異化特征的細(xì)分畫像實(shí)證研究；二是對(duì)家長(zhǎng)教育焦慮影響因素的選擇偏向單一且分散，缺乏整合性的觀點(diǎn)和深入的理論洞見。以減輕學(xué)生負(fù)擔(dān)為政策目標(biāo)的“雙減”政策引發(fā)的教育變革對(duì)家長(zhǎng)教育焦慮存在或直接（鞏閱瑄 等， 2021; 陳華仔 amp; 肖維， 2014）或間接（余雅風(fēng) amp; 姚真， 2022）的影響。本研究在對(duì)已有研究進(jìn)行歸納對(duì)比的基礎(chǔ)上，綜合考慮“雙減”這一全新歷史性減負(fù)背景下家長(zhǎng)教育焦慮的現(xiàn)實(shí)圖景，力圖為下文實(shí)證分析奠定分析框架和理論依據(jù)。

（二）分析框架

社會(huì)認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為群體本身不具備物理實(shí)體，其所有屬性都由群體成員承載，因而群體印象建構(gòu)在感知每個(gè)群體成員信息的基礎(chǔ)之上。知覺者需要提取出群體成員之間相似、一致的屬性，即“群體性”或“實(shí)體性”。群體作為重要的社會(huì)知覺對(duì)象，它是由多個(gè)意識(shí)到群體性（Groupness）和實(shí)體性（Entitativity）的知覺者組成的人群集合體。群體成員在行為與思維方式上保持統(tǒng)一及內(nèi)在一致性的基礎(chǔ)在于群體獲得了群體性以及實(shí)體性的認(rèn)識(shí)。群體印象產(chǎn)生于知覺者對(duì)擁有一定水平實(shí)體性或群體性的人群集合體構(gòu)建觀念的過程之中。根據(jù)斯皮爾伯格的狀態(tài)—特質(zhì)焦慮理論模型，特質(zhì)焦慮是一種具有相對(duì)穩(wěn)定人格特征的傾向性焦慮，即使面對(duì)相同的壓力情境，不同特質(zhì)的人體驗(yàn)到的焦慮狀態(tài)及強(qiáng)度也不盡相同。同時(shí)，由于地域和文化特點(diǎn)的差異，不同國(guó)家、不同區(qū)域和不同民族的父母所面臨的焦慮情境也呈現(xiàn)出“在地化”的特點(diǎn)。因此，狀態(tài)焦慮為整體焦慮壓力與內(nèi)部特質(zhì)焦慮共同作用的結(jié)果。同時(shí)，布朗芬布倫納（Bronfenbrenner）認(rèn)為個(gè)體的發(fā)展、成長(zhǎng)與其所感知的環(huán)境密切相關(guān)，并依據(jù)關(guān)系的距離與強(qiáng)度分為不同系統(tǒng)，強(qiáng)調(diào)個(gè)體與不同系統(tǒng)之間的嵌套關(guān)系。學(xué)校環(huán)境、家庭環(huán)境、制度因素、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以及學(xué)習(xí)方式等均會(huì)對(duì)家長(zhǎng)教育焦慮產(chǎn)生影響（Kavita， 2016）。家長(zhǎng)教育焦慮的歸因在關(guān)注家庭和個(gè)體共有的外部環(huán)境的同時(shí)，也不能忽略家庭和個(gè)體的內(nèi)在特質(zhì)。布朗芬布倫納的人類發(fā)展生態(tài)系統(tǒng)理論與對(duì)家長(zhǎng)教育焦慮的分析具有內(nèi)在一致性。

家長(zhǎng)作為教育焦慮最為活躍的知覺感知群體，處于一個(gè)普遍感到壓力的環(huán)境中，其焦慮的形成存在著相似且一致的屬性，即家長(zhǎng)教育焦慮的群體印象。同時(shí)由于家長(zhǎng)個(gè)人屬性、所在地區(qū)、子女就學(xué)階段的不同，家長(zhǎng)群體內(nèi)部也存在著特質(zhì)焦慮的差異。本研究根據(jù)布朗芬布倫納理論嵌套方式，構(gòu)建家長(zhǎng)教育焦慮的分析框架（如圖1所示），將家長(zhǎng)教育焦慮的影響系統(tǒng)劃分為微觀系統(tǒng)、中觀系統(tǒng)及宏觀系統(tǒng)。其中，以家長(zhǎng)及學(xué)生為核心的微觀系統(tǒng)是家長(zhǎng)教育焦慮影響因素的主要構(gòu)成部分；以學(xué)校為基礎(chǔ)的中觀系統(tǒng)是整個(gè)系統(tǒng)中的關(guān)鍵；以“雙減”政策為重點(diǎn)的宏觀系統(tǒng)裹含在整個(gè)影響系統(tǒng)最外層部分，以凸顯“雙減”這一全新減負(fù)背景的特殊性，從而在探討教育焦慮的群體印象和內(nèi)部差異的基礎(chǔ)上分析其影響因素。

三、數(shù)據(jù)來源及分析方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究以SPSS26.0為分析工具，依托陜西師范大學(xué)立法研究基地“義務(wù)教育階段‘雙減’實(shí)施成效”數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。在2022年6月至9月期間，考慮中國(guó)不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異等因素，采取分層抽樣和方便抽樣的方式，以保證調(diào)查數(shù)據(jù)的科學(xué)性、客觀性及代表性。第一，以我國(guó)東北、東、中、西部為分組，選取黑龍江、江蘇、河南、甘肅等29個(gè)省級(jí)行政區(qū)；第二，根據(jù)各?。▍^(qū)、市）教育實(shí)際情況將省（區(qū)、市）內(nèi)各地級(jí)行政區(qū)分為四組，以簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣方式每組各抽取一個(gè)，各?。▍^(qū)、市）中抽取四個(gè)地級(jí)行政區(qū)；第三，在各地級(jí)行政區(qū)中隨機(jī)選取中學(xué)和小學(xué)各一所；第四，在每所學(xué)校中隨機(jī)選取7名家長(zhǎng)發(fā)放問卷并進(jìn)行回收，發(fā)放問卷時(shí)盡量保持各年級(jí)填答問卷數(shù)量相當(dāng)。剔除填答時(shí)間過短、多個(gè)選項(xiàng)近乎一致、題項(xiàng)空白等無效問卷，最終回收有效問卷共計(jì)1，347份，回收有效率為82.94%。

問卷內(nèi)容主要包括兩個(gè)部分：一是家長(zhǎng)教育焦慮程度分布及焦慮事項(xiàng)；二是影響因素，主要包括微觀系統(tǒng)的家庭及學(xué)生因素、中觀系統(tǒng)的學(xué)校因素及宏觀系統(tǒng)的“雙減”政策因素。

（二）樣本特征

根據(jù)調(diào)查結(jié)果，參與調(diào)查的中國(guó)家長(zhǎng)的主要特征為：女性所占的比重大于男性，調(diào)查對(duì)象中64.70%為女性，35.30%為男性，女性比率高于男性29.40%；家長(zhǎng)所在地區(qū)以西部地區(qū)居多，樣本數(shù)量為1，008，占比為74.80%；孩子就讀學(xué)校主要集中在公立學(xué)校，占91.70%；孩子就讀學(xué)校中開展課后服務(wù)的樣本數(shù)量為980，占72.80%；家長(zhǎng)教育期望以“研究生及以上”為主，占65.90%。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表1所示。

（三）變量定義

出于便于處理數(shù)據(jù)原則，對(duì)于類型不一的變量數(shù)據(jù)格式做出標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定。采用1、2、3等整數(shù)對(duì)定性數(shù)據(jù)進(jìn)行賦值；根據(jù)指標(biāo)的正負(fù)性，對(duì)等級(jí)數(shù)據(jù)中的逆指標(biāo)進(jìn)行反向變換處理，將數(shù)據(jù)從差到優(yōu)依次賦分為1、2、3等整數(shù)；以原始形式顯示數(shù)值型數(shù)據(jù)。本文的被解釋變量為“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度，采用10分制測(cè)量家長(zhǎng)教育焦慮程度。在借鑒相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合實(shí)際調(diào)研情況，本文選取教育政策層面變量（如家長(zhǎng)對(duì)“雙減”政策設(shè)計(jì)合理認(rèn)可度）、學(xué)校層面變量（如學(xué)校所在地區(qū)、學(xué)校老師是否主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)、學(xué)校是否響應(yīng)“雙減”要求開設(shè)課后服務(wù)等）、家庭層面變量（如父母性別、家庭經(jīng)濟(jì)條件、教育期望等）、學(xué)生層面變量（如學(xué)生性別、年級(jí)排名等）共四類15個(gè)變量作為影響中國(guó)家長(zhǎng)教育焦慮的因素。各類變量的賦值情況如表2所示。

（四）模型選取

Logistic分析廣泛運(yùn)用于因變量為分類變量的回歸模型，p表示事件發(fā)生概率，（1-p）表示事件不發(fā)生概率（吳明隆， 2010， p. 437），本文的因變量為“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度，其概率值并分為10個(gè)離散變量，適用于非線性模型進(jìn)行估計(jì)。多元有序Logistic模型屬于概率型非線性回歸模型，通過采用極大似然法求解回歸系數(shù)，并對(duì)其概率值進(jìn)行總體檢驗(yàn)。因此，多元有序Logistic模型能夠很好地測(cè)量自變量與因變量之間的關(guān)系。

本文因變量各類別間具有排序功能，實(shí)現(xiàn)焦慮的等級(jí)劃分，符合有序Logistic模型使用前提，本文采用多元有序Logistic模型來考察“雙減”后家長(zhǎng)焦慮程度的影響因素。Logistic回歸分析的中心概念即Logistic，它是優(yōu)勢(shì)比（odds）的自然對(duì)數(shù)，odds表示某事件出現(xiàn)的概率與不出現(xiàn)的概率之比，表達(dá)式為：p/1-p。在odds的表達(dá)中，p的各值都可以由odds來進(jìn)行表達(dá)形成一一對(duì)應(yīng)，odds的取值范圍為[0，+∞）。針對(duì)本文具體表現(xiàn)為家長(zhǎng)教育焦慮程度為j和家長(zhǎng)教育焦慮程度為j以外的概率之比。由于odds不是線性模型，因此取其自然對(duì)數(shù)就可轉(zhuǎn)換為相應(yīng)的線性方程式（吳明隆， 2010， p. 437）。模型的基本形式如下：

p（y≤j|x）表示分類j及以下類別的累計(jì)概率：

在式（1）和式（2）中，j表示焦慮程度的等級(jí)，j=1，2，…，10；y為被解釋變量（“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮度）；xi表示為“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮的第i個(gè)影響因素，i=1，2，3，…，k；βi為偏回歸系數(shù)；α為截距項(xiàng)；μ1，μ2，…，μj為分界點(diǎn)。

四、結(jié)果分析與討論

（一）中國(guó)家長(zhǎng)教育焦慮的現(xiàn)狀分析

1. 群體印象：“雙減”后中國(guó)家長(zhǎng)焦慮程度有增有減，焦慮焦點(diǎn)未得到轉(zhuǎn)變

相比于中國(guó)家長(zhǎng)在2018年呈現(xiàn)出較為焦慮的狀態(tài)，焦慮指數(shù)為67點(diǎn)（100點(diǎn)制）（智課教育家成長(zhǎng)研究院， 2018），“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度情況如表3所示，從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，總體上“雙減”后家長(zhǎng)焦慮程度（M=5.18，SD=2.61）相較于2018年降低。具體焦慮程度上有增有減，與2021年新冠病毒感染期間農(nóng)村家長(zhǎng)教育焦慮的情況（≥5分人數(shù)占比為78%）相比較（張艷芳， 2021），焦慮值5分（10分制）及以上的家長(zhǎng)人數(shù)占比減少，為65.4%；與2016年約87%的父母表示曾有過焦慮，其中有近20%的人有中度焦慮、近7%的人有嚴(yán)重焦慮（智課教育家成長(zhǎng)研究院，2018）相比，感到焦慮的家長(zhǎng)比重增加，93.2%的家長(zhǎng)表示焦慮，其中中度和重度焦慮人數(shù)比重均小范圍增加。

“雙減”前，家長(zhǎng)將“升學(xué)擇?！边@一類型排在焦慮首位的人數(shù)最多，為677人，占比為50.26%，將“學(xué)習(xí)成績(jī)”這一類型排在焦慮首位的有343人，占25.46%。“雙減”后，家長(zhǎng)將“升學(xué)擇校”這一類型排在焦慮首位的人數(shù)仍最多，為612人，占45.43%，將“學(xué)習(xí)成績(jī)”這一類型排在焦慮首位的有333人，占24.72%（如表4所示）。說明“雙減”格局下家長(zhǎng)焦慮的重點(diǎn)仍然是子女的升學(xué)擇校、學(xué)習(xí)成績(jī)等方面，家長(zhǎng)教育焦慮的結(jié)構(gòu)性難題仍未得到顯著性改善。

2. 個(gè)體表征：家長(zhǎng)教育焦慮內(nèi)部特質(zhì)化差異明顯

家長(zhǎng)教育焦慮內(nèi)部個(gè)體差異分析結(jié)果如表5所示，假設(shè)一得到證實(shí)。家長(zhǎng)群體教育焦慮隨著家長(zhǎng)性別、職業(yè)、家庭經(jīng)濟(jì)條件、孩子的就學(xué)階段、年級(jí)排名等因素的變化顯示出內(nèi)部群體差異性。

宏觀系統(tǒng)的政策因素上，家長(zhǎng)教育焦慮存在“雙減”政策設(shè)計(jì)合理認(rèn)同感的差異（F=95.110，plt;0.01）和課后服務(wù)滿意度的差異（F=64.372，plt;0.01）。對(duì)“雙減”政策設(shè)計(jì)合理性不太認(rèn)同（M=5.95）或?qū)W(xué)校課后服務(wù)不太滿意（M=5.84）的家長(zhǎng)，其教育焦慮程度最高；對(duì)“雙減”政策設(shè)計(jì)合理性完全認(rèn)同（M=4.29）或?qū)φn后服務(wù)完全滿意（M=4.69）的家長(zhǎng)，其教育焦慮程度最低。

中觀系統(tǒng)的學(xué)校因素上，家長(zhǎng)教育焦慮存在子女就讀學(xué)校所處地區(qū)（F=19.148，plt;0.05）差異。城市學(xué)校的家長(zhǎng)（M=5.32）比鄉(xiāng)村學(xué)校的家長(zhǎng)（M=4.98）更焦慮。學(xué)校老師是否主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)以及學(xué)校是否積極響應(yīng)“雙減”政策要求開設(shè)課后服務(wù)對(duì)家長(zhǎng)教育焦慮的影響無顯著性差異。

微觀系統(tǒng)的家庭因素上，家長(zhǎng)教育焦慮存在顯著的性別差異（F=19.972，plt;0.05）、職業(yè)差異（F=88.108，plt;0.05）、經(jīng)濟(jì)條件差異（F=53.042，plt;0.1）、是否讓子女參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)差異（F=30.203，plt;0.01）、是否聘請(qǐng)家教輔導(dǎo)差異（F=32.246，plt;0.01），以及家庭輔導(dǎo)頻率差異（F=85.428，plt;0.01）。女性家長(zhǎng)的教育焦慮程度（M=5.30）高于男性家長(zhǎng)（M=4.95）；從事農(nóng)牧漁業(yè)的家長(zhǎng)教育焦慮程度最低（M=4.92），其次為政府機(jī)關(guān)及事業(yè)單位領(lǐng)導(dǎo)、干部家長(zhǎng)群體（M=4.97），工人家長(zhǎng)群體的教育焦慮相對(duì)而言程度最高（M=5.52）；家庭經(jīng)濟(jì)條件越困難，家長(zhǎng)教育焦慮程度越高（M=5.87），反之家庭經(jīng)濟(jì)條件越好，家長(zhǎng)越不容易感到焦慮（M=4.29）；讓子女參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)（M=5.55）或?yàn)樽优刚?qǐng)家教輔導(dǎo)的家長(zhǎng)（M=6.11），其教育焦慮程度更高；就家庭輔導(dǎo)的頻率而言，孩子有需求但家長(zhǎng)未輔導(dǎo)的情況下，家長(zhǎng)教育焦慮程度最高（M=5.90）；教育期望以及對(duì)課后服務(wù)老師滿意度對(duì)于家長(zhǎng)教育焦慮的影響無顯著差異。

微觀系統(tǒng)的學(xué)生因素上，家長(zhǎng)教育焦慮存在顯著的子女就學(xué)階段差異（F=19.873，plt;0.05）和子女年級(jí)排名差異（F=133.749，plt;0.01），初中階段的家長(zhǎng)（M=5.44）教育焦慮程度顯著高于小學(xué)階段的家長(zhǎng)（M=4.88），子女排名越靠后的家長(zhǎng)（M=6.92）越焦慮。子女性別對(duì)于家長(zhǎng)教育焦慮的影響無顯著差異。

（二）“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮影響因素的多元有序Logistic模型分析

1. 估計(jì)結(jié)果

采用SPSS 26.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)構(gòu)建模型進(jìn)行多元有序Logistic 回歸估計(jì)，將宏觀系統(tǒng)中的政策因素、中觀系統(tǒng)的學(xué)校因素、微觀系統(tǒng)的家長(zhǎng)及學(xué)生因素等15個(gè)解釋變量引入多元有序Logistic 回歸方程。平行性檢驗(yàn)是判斷多元有序Logistic回歸模型是否適用的依據(jù)。平行性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型p值為0.56，大于0.05，說明模型數(shù)據(jù)滿足使用多元有序Logistic 回歸模型的條件。在模型擬合度方面，模型的-2倍對(duì)數(shù)似然值為5，898.360，似然比卡方值為221.753，對(duì)應(yīng)的Sig.值為0. 000，均在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，因此，可以認(rèn)為方程總體顯著。Cox＆Snell R2為0.152，Nagelkerke R2為0.153，說明模型整體擬合效果良好。

模型結(jié)果如表6所示，納入模型中的家長(zhǎng)性別、經(jīng)濟(jì)條件等11個(gè)解釋變量通過顯著性檢驗(yàn)，表明對(duì)被解釋變量具有顯著影響，而學(xué)校是否開設(shè)課后服務(wù)（p=0.995gt;0.05）、家庭所在地區(qū)（p=0.713gt;0.05）、對(duì)學(xué)校課后服務(wù)老師滿意度（p=0.18gt;0.05）、學(xué)生性別（p=0.328gt;0.05）的p值均大于10％，不具備統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，對(duì)解釋變量影響不顯著。

2. 結(jié)果分析

首先，在宏觀系統(tǒng)的政策因素方面，“雙減”政策設(shè)計(jì)合理性變量的偏歸系數(shù)為-0.342，在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈顯著的負(fù)向影響，即家長(zhǎng)對(duì)于“雙減”政策設(shè)計(jì)合理性認(rèn)知程度越高，“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度就越低。該變量的優(yōu)勢(shì)比為0.710，說明在其他條件不變的情況下，“雙減”政策設(shè)計(jì)合理性認(rèn)知程度每提高一個(gè)等級(jí)，“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度也相應(yīng)提高一個(gè)等級(jí)的可能性將下降29. 0%。其主要原因是，政策頒布與政策執(zhí)行不是簡(jiǎn)單的線性過程，而是包含眾多利益相關(guān)者的價(jià)值判斷與價(jià)值選擇在內(nèi)的復(fù)雜曲線過程。處于不同角度及位置的政策執(zhí)行者在教育政策宣傳及內(nèi)容傳遞過程中對(duì)于政策的理解認(rèn)知及踐行存在差異，對(duì)于政策文本本身的再解讀也存在著深度及廣度上的差異（李孔珍 amp; 李鑫， 2021），家長(zhǎng)作為以圍繞育人為中心的政家校社育人體系中的重要一環(huán)，其對(duì)“雙減”政策的合理性認(rèn)知和理解程度起到重構(gòu)政策的作用，直接影響著“雙減”政策的執(zhí)行效果以及執(zhí)行影響。根據(jù)態(tài)度沖突模型，不認(rèn)同的態(tài)度會(huì)導(dǎo)致負(fù)性情感和對(duì)事物其他方面的負(fù)性歸因。具體到“雙減”政策，家長(zhǎng)對(duì)政策的不同態(tài)度會(huì)影響其教育焦慮水平，認(rèn)為其不合理的態(tài)度會(huì)使得家長(zhǎng)對(duì)于“雙減”政策的本質(zhì)產(chǎn)生錯(cuò)誤解讀并對(duì)其產(chǎn)生負(fù)面情緒，對(duì)子女的育人問題進(jìn)行錯(cuò)誤歸因，將加劇其教育焦慮程度，假設(shè)二得到證實(shí)。

其次，在中觀系統(tǒng)的學(xué)校因素方面，學(xué)校所在地變量的偏回歸系數(shù)為-0.292，在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈顯著的負(fù)向影響，即學(xué)校所處地區(qū)越偏向中心城市，“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度就越高。該變量的優(yōu)勢(shì)比為0.747，說明在其他條件不變的情況下，子女就學(xué)學(xué)校位于城市地區(qū)的家長(zhǎng)具有更高教育焦慮程度的機(jī)會(huì)比，是子女就學(xué)學(xué)校位于鄉(xiāng)村地區(qū)的家長(zhǎng)具有更高教育焦慮程度機(jī)會(huì)比的74.7%，交叉分析結(jié)果也顯示，學(xué)校位于城市地區(qū)的家長(zhǎng)教育焦慮程度更高（M=5.32）。一方面，以北京、上海為典型代表的特大城市學(xué)校教育資源相對(duì)而言更加豐富，教育條件更加優(yōu)良，研究者發(fā)現(xiàn)京滬學(xué)生“參與并完成科創(chuàng)項(xiàng)目”和“提前涉獵高深知識(shí)”的機(jī)會(huì)都顯著高于其他城市（陸一 amp; 冷帝豪， 2020），也因此吸引了大量高學(xué)歷、高素質(zhì)人才的遷入，“教育軍備競(jìng)賽”可謂到了白熱化的程度。由于特大城市優(yōu)勢(shì)階層的人口比例大，此類家庭出身的學(xué)生進(jìn)入優(yōu)質(zhì)學(xué)校的機(jī)會(huì)反而比其他省市同類家庭出身的學(xué)生更低（曹妍， 2020），且城市學(xué)生的教育獲得更加依賴于家長(zhǎng)參與（李忠路 amp; 邱澤奇， 2016），這就使得家長(zhǎng)不得不提高對(duì)子女以及自身的要求進(jìn)而引起焦慮。另一方面，隨著我國(guó)城鄉(xiāng)教育均衡一體化發(fā)展進(jìn)程的加快，城鄉(xiāng)教育差距進(jìn)一步縮小，城鄉(xiāng)之間因教育資源和條件的差距而引起的教育焦慮應(yīng)進(jìn)一步縮小，說明現(xiàn)在大多數(shù)城市家長(zhǎng)焦慮的產(chǎn)生并非是由于教育機(jī)會(huì)的短缺以及教育資源的稀缺，而是來源于與“別人家的孩子”的比較，即子女就讀學(xué)校位于城市地區(qū)的家長(zhǎng)的參照體系不同是造成家長(zhǎng)焦慮程度更高的主因之一。根據(jù)“參考群體”效應(yīng)，很多時(shí)候當(dāng)從絕對(duì)利益角度審視時(shí)，人們理應(yīng)不該不滿，但當(dāng)與其他人尤其是群體內(nèi)部的其他人進(jìn)行比較后，不滿情緒則很容易產(chǎn)生（羅伯特·K. 默頓， 2006， pp. 387-399）。在現(xiàn)代信息技術(shù)的支持下，家長(zhǎng)可以比較的范圍無限擴(kuò)大，城市環(huán)境中呈現(xiàn)出更多的其他家長(zhǎng)積極投入、其他孩子努力學(xué)習(xí)、校外培訓(xùn)機(jī)構(gòu)燈火通明等日常場(chǎng)景，身處“海淀媽媽”“順義媽媽”“魔都媽媽”等“參考群體”之中，城市家長(zhǎng)不得不焦慮。

學(xué)校老師是否主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)變量的偏回歸系數(shù)為-0.238，在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響，即學(xué)校老師越主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)，家長(zhǎng)的教育焦慮程度就越低。該變量的優(yōu)勢(shì)比為0.788，說明在其他條件不變的情況下，學(xué)校老師主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)的頻率每提高一個(gè)等級(jí)，“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度也相應(yīng)提高一個(gè)等級(jí)的可能性將下降21.2%。其主要原因在于，校外輔導(dǎo)與溝通是父母參與學(xué)生教育的主要方式之一（楊釙， 2020），家校溝通有利于教師和家長(zhǎng)進(jìn)行信息互換，并相應(yīng)地及時(shí)調(diào)整育人策略。父母增加教育活動(dòng)投入的同時(shí)也積累了教育子女的經(jīng)驗(yàn)，以家校跨界行動(dòng)的方式實(shí)現(xiàn)子女成長(zhǎng)教育場(chǎng)域的交互式疊加（Sibley amp; Dearing， 2014），在為子女學(xué)業(yè)成績(jī)提供必要性支持的同時(shí)，減少因?yàn)榧议L(zhǎng)信息閉塞而產(chǎn)生的教育焦慮。這與以往研究結(jié)果一致，家長(zhǎng)健康育兒觀念的形成離不開良性的家校溝通，父母通過獲得正確角色體驗(yàn)而緩解教育焦慮（陳華仔 amp; 肖維， 2014）。但同時(shí)有研究顯示，當(dāng)家校溝通的內(nèi)容以學(xué)業(yè)反饋為主導(dǎo)，父母容易對(duì)子女個(gè)體成長(zhǎng)進(jìn)行縱向比較，并在子女同輩間進(jìn)行橫向比較，此時(shí)在家校溝通過程中會(huì)以顯性或隱性的方式傳遞出壓力信號(hào)，激發(fā)焦慮情緒（張墨涵 等， 2022），假設(shè)三得到證實(shí)。

從回歸模型結(jié)果可以看出，學(xué)校是否響應(yīng)“雙減”政策要求為學(xué)生開設(shè)課后服務(wù)這個(gè)變量在10%統(tǒng)計(jì)水平上不顯著，因而不是影響“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度的重要因素。

再次，在微觀系統(tǒng)中的家庭因素方面，家庭經(jīng)濟(jì)條件的偏回歸系數(shù)為-0.343，在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈顯著的負(fù)向影響，即家庭經(jīng)濟(jì)條件越好，“雙減”后家長(zhǎng)的教育焦慮程度越低。該變量的優(yōu)勢(shì)比為0.710，說明在其他條件不變的情況下，家庭的經(jīng)濟(jì)條件每提高一個(gè)等級(jí)，“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度也相應(yīng)提高一個(gè)等級(jí)的可能性將下降29.0%。這與以往相關(guān)研究得出的結(jié)論相同（鞏閱瑄 等， 2021），主要原因在于家庭經(jīng)濟(jì)資本往往被認(rèn)為是家庭教育資本的表征之一，家庭經(jīng)濟(jì)情況的好壞直接影響著家庭教育支出能力的強(qiáng)弱，家長(zhǎng)將兒童教育消費(fèi)視為家庭人力資本再生產(chǎn)的投資（Perrotta， 2004），社會(huì)階層地位的提升離不開社會(huì)資本的累積；經(jīng)濟(jì)狀況更好的家庭通過加大經(jīng)濟(jì)資源投入從而為子女爭(zhēng)取差異化的教育機(jī)會(huì)，如正規(guī)學(xué)校里的“名?！薄爸攸c(diǎn)學(xué)?！焙托Ｍ庥袃斝越逃?wù)“影子教育”（即課外補(bǔ)習(xí)）（李忠路 amp; 邱澤奇， 2016）來緩解自身教育焦慮。尤其是在“雙減”政策要求校外學(xué)科類培訓(xùn)機(jī)構(gòu)全面退場(chǎng)的背景下，家庭經(jīng)濟(jì)條件較好的家長(zhǎng)仍會(huì)私下通過高薪聘請(qǐng)一對(duì)一家教、小班教學(xué)等方式為子女進(jìn)行補(bǔ)習(xí)，不同于以往研究認(rèn)為“雙減”背景下家長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)焦慮減少（羅陽 amp; 劉雨航， 2022），家長(zhǎng)反而會(huì)面臨“新型”經(jīng)濟(jì)條件焦慮。

家長(zhǎng)性別的偏回歸系數(shù)為0.38，在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈顯著的正向影響，即女性家長(zhǎng)（M=5.30）比男性家長(zhǎng)（M=4.95）的焦慮程度更高。該變量的優(yōu)勢(shì)比為1.462，說明在其他條件不變的情況下，女性家長(zhǎng)擁有更高教育焦慮的機(jī)會(huì)比比男性家長(zhǎng)擁有更高教育焦慮的機(jī)會(huì)比大46.2%。從生理特征上來說，母親對(duì)孩子感情的強(qiáng)烈程度源于她們養(yǎng)育孩子時(shí)所經(jīng)歷的愛，她們更愿意在孩子身上花費(fèi)大量的體力、情感、認(rèn)知和經(jīng)濟(jì)資源，把時(shí)間和精力集中投注在孩子身上（Murphy， 2000）；從傳統(tǒng)文化角度而言，長(zhǎng)期以來男主外女主內(nèi)的思想也導(dǎo)致了女性被視為承擔(dān)起家庭事務(wù)的重要支柱，也因此被賦予了照顧子女成長(zhǎng)的重要職責(zé)。此外，隨著家庭教育中父職的邊緣化和母職的中心化，教育職責(zé)的擴(kuò)張和精細(xì)化撫育的趨勢(shì)進(jìn)一步加重了母親的職責(zé)，與教育“拼媽現(xiàn)象”并存的是父親職責(zé)的邊緣化?？臻g不共域、時(shí)間不共時(shí)和心理不共情是形成工作—家庭的邊界效應(yīng)及領(lǐng)域張力的重要誘因，女性身上角色的不兼容性在日益過度提升的職場(chǎng)及家庭責(zé)任之間被不斷加重，也更容易引起女性對(duì)子女的焦慮（楊菊華， 2018）。

家長(zhǎng)教育期望的偏回歸系數(shù)為0.171，在5%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈現(xiàn)出顯著的正向影響，即家長(zhǎng)教育期望越高，“雙減”后家長(zhǎng)的教育焦慮程度越高。該變量的優(yōu)勢(shì)比為1.186，說明在其他條件不變的情況下，家長(zhǎng)教育期望每提高一個(gè)等級(jí)，“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度也相應(yīng)提高一個(gè)等級(jí)的可能性將增加18.6%。這與以往有關(guān)研究結(jié)論相符合（程興逸 amp; 符明弘， 2021），家長(zhǎng)教育焦慮多來自對(duì)教育期望能否實(shí)現(xiàn)沒有把握，又或者是教育意圖和預(yù)期結(jié)果產(chǎn)生嚴(yán)重偏差。

家長(zhǎng)輔導(dǎo)子女功課的偏回歸系數(shù)為0.172，在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈顯著的正向影響，即輔導(dǎo)子女作業(yè)頻率越高的家長(zhǎng)越焦慮（M=5.39），該變量的優(yōu)勢(shì)比為1.188，說明在其他條件不變的情況下，家長(zhǎng)平均每周輔導(dǎo)子女作業(yè)的次數(shù)每提升一個(gè)等級(jí)，“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度也相應(yīng)提升一個(gè)等級(jí)的可能性將增加18.8%。作業(yè)參與一直以來被認(rèn)為是家長(zhǎng)參與得最普遍的行為（Wilder， 2014），已有研究指出，家長(zhǎng)教育焦慮是在孩子的家庭作業(yè)負(fù)荷和父母對(duì)他們幫助孩子完成家庭作業(yè)能力的感知的背景下產(chǎn)生的（Pressman et al.， 2015）。“雙減”建立健全作業(yè)管理機(jī)制、分類明確管理作業(yè)總量對(duì)于緩解家長(zhǎng)輔導(dǎo)子女作業(yè)方面的焦慮有促進(jìn)作用；同時(shí)“雙減”對(duì)于布置分層、彈性和個(gè)性化作業(yè)方面也做出要求，家長(zhǎng)在學(xué)生放學(xué)回家后輔導(dǎo)學(xué)生完成剩余書面作業(yè)時(shí)，面對(duì)個(gè)性化作業(yè)容易產(chǎn)生難以勝任教師角色、難以達(dá)到教育教學(xué)目的的能力性焦慮。個(gè)體遭遇一種自以為對(duì)其沒有控制力的情境時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生焦慮體驗(yàn)（林崇德， 2003），當(dāng)家長(zhǎng)無法平衡或勝任孩子家庭作業(yè)監(jiān)督者、評(píng)判者和完成者的角色時(shí)，會(huì)產(chǎn)生程度較高的焦慮感（魏夏南， 2020）。

家庭在“雙減”后是否給子女聘請(qǐng)家教、學(xué)生是否參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)這兩個(gè)變量的偏回歸系數(shù)分別為-0.642和-0.322，均在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈顯著的負(fù)向影響，即為子女聘請(qǐng)家教的家長(zhǎng)（M=6.11）比沒有給子女聘請(qǐng)家教的家長(zhǎng)（M=5.05）更加焦慮，子女參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)的家長(zhǎng)（M=5.55）比子女未參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)的家長(zhǎng)（M=4.91）更焦慮。兩個(gè)變量的優(yōu)勢(shì)比分別為0.526和0.725，說明在其他條件不變的情況下，為子女聘請(qǐng)家教的家長(zhǎng)具有更高焦慮程度的機(jī)會(huì)比比沒有為子女聘請(qǐng)家教的家長(zhǎng)具有更高焦慮程度的機(jī)會(huì)比高47.4%，子女參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)的家長(zhǎng)具有更高焦慮程度的機(jī)會(huì)比比子女未參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)的家長(zhǎng)具有更高焦慮程度的機(jī)會(huì)比大27.5%。“雙減”政策下學(xué)科類校外培訓(xùn)資源由過去的“全面過?！鞭D(zhuǎn)向眼下的“短期不足”，但同時(shí)對(duì)于優(yōu)質(zhì)教育資源的需求并未因此得到縮減，校外學(xué)科類培訓(xùn)輔導(dǎo)機(jī)構(gòu)轉(zhuǎn)為“地下”以及“換馬甲”來逃避政府管制繼續(xù)運(yùn)營(yíng)的現(xiàn)象屢見不鮮。教師私自組建小班教學(xué)或以家教方式走進(jìn)家中進(jìn)行一對(duì)一輔導(dǎo)，在給監(jiān)管帶來巨大難題的同時(shí)，在費(fèi)用方面也令家長(zhǎng)們大呼“撐不住”，嚴(yán)重阻礙“雙減”政策目標(biāo)的有效落實(shí)，增加家長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)與精力的雙重負(fù)擔(dān)（董圣足， 2021）。假設(shè)四得到證實(shí)。

從回歸模型結(jié)果可以看出，家庭所在地區(qū)以及對(duì)學(xué)校課后服務(wù)老師滿意度這兩個(gè)變量在10%統(tǒng)計(jì)水平上都不顯著，均不是影響“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度的重要因素。

最后，在微觀系統(tǒng)的學(xué)生因素方面，學(xué)生就學(xué)階段變量的偏回歸系數(shù)為0.365，在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈顯著的正向影響，即子女就學(xué)于初中階段的家長(zhǎng)（M=5.44）比子女就學(xué)于小學(xué)階段的家長(zhǎng)（M=4.88）更焦慮。該變量的優(yōu)勢(shì)比為1.441，說明在其他條件不變的情況下，子女就學(xué)于初中階段的家長(zhǎng)具有更高焦慮程度的機(jī)會(huì)比比子女就學(xué)于小學(xué)階段的家長(zhǎng)具有更高焦慮程度的機(jī)會(huì)比高44.1%。這與以往研究結(jié)論一致（李金洲， 2021），多數(shù)家長(zhǎng)會(huì)根據(jù)孩子所處學(xué)段以及家長(zhǎng)對(duì)該學(xué)段重要性的主觀判斷，改變對(duì)孩子學(xué)習(xí)的關(guān)注度，家長(zhǎng)關(guān)注度最高與最焦慮的階段是升學(xué)期。

學(xué)生年級(jí)排名變量的偏回歸系數(shù)為0.378，在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮呈顯著的正向影響，即學(xué)生年級(jí)排名越靠后的家長(zhǎng)焦慮程度越高（M=6.92）。該變量的優(yōu)勢(shì)比為1.459，即在其他條件不變的情況下，學(xué)生年級(jí)排名每下降一個(gè)等級(jí)，家長(zhǎng)焦慮程度相應(yīng)提升一個(gè)等級(jí)的可能性為45.9%。這與已有研究結(jié)論一致（馮博 amp; 宋莉莉， 2018; 黃麗芬， 2021）。在多變的教育環(huán)境中，學(xué)習(xí)成績(jī)是家長(zhǎng)認(rèn)為唯一可以確定的努力方向與升學(xué)籌碼，假設(shè)五得到證實(shí)。

從回歸模型結(jié)果可得，學(xué)生性別變量在10%統(tǒng)計(jì)水平上不顯著，因而不是影響“雙減”后家長(zhǎng)教育焦慮程度的因素。

五、政策建議

本文以中國(guó)29?。▍^(qū)、市）116個(gè)地級(jí)行政區(qū)作為研究區(qū)，利用1，347份家長(zhǎng)數(shù)據(jù)，并基于生態(tài)系統(tǒng)理論，采用多元有序Logistic 回歸模型對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)焦慮現(xiàn)實(shí)情況及其影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。研究表明：1）“雙減”政策頒布以來，中國(guó)家長(zhǎng)仍處于普遍焦慮的狀態(tài)，家長(zhǎng)對(duì)于學(xué)生“學(xué)業(yè)成績(jī)”和“升學(xué)”兩方面的焦慮仍居高位；2）中國(guó)家長(zhǎng)的教育焦慮存在家長(zhǎng)性別、家長(zhǎng)職業(yè)、家庭經(jīng)濟(jì)條件、周均家庭輔導(dǎo)作業(yè)頻率、子女年級(jí)排名、學(xué)校所在地區(qū)、對(duì)于“雙減”政策設(shè)計(jì)合理性認(rèn)知等諸多方面的群體內(nèi)部差異；3）宏觀系統(tǒng)的政策因素對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)焦慮具有顯著影響，家長(zhǎng)對(duì)于“雙減”政策設(shè)計(jì)合理性認(rèn)知負(fù)向影響其焦慮程度；4）中觀系統(tǒng)的學(xué)校因素對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)焦慮具有顯著影響，學(xué)校位于城市地區(qū)的家長(zhǎng)比學(xué)校位于鄉(xiāng)村地區(qū)的家長(zhǎng)更焦慮，學(xué)校老師主動(dòng)聯(lián)系家長(zhǎng)的頻率負(fù)向影響家長(zhǎng)焦慮程度，學(xué)校是否響應(yīng)“雙減”政策對(duì)家長(zhǎng)焦慮沒有顯著影響；5）微觀系統(tǒng)的家長(zhǎng)因素對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)焦慮具有顯著影響，女性家長(zhǎng)比男性家長(zhǎng)更加焦慮，“雙減”后仍為子女聘請(qǐng)家教、令子女參加校外學(xué)科類輔導(dǎo)的家長(zhǎng)更加焦慮，家庭經(jīng)濟(jì)條件、教育期望、周均輔導(dǎo)子女功課頻率均正向影響家長(zhǎng)教育焦慮，對(duì)學(xué)校課后服務(wù)老師滿意度情況對(duì)于家長(zhǎng)焦慮沒有顯著影響；6）微觀系統(tǒng)的學(xué)生因素對(duì)“雙減”后家長(zhǎng)焦慮具有顯著影響，子女就學(xué)于初中階段的家長(zhǎng)比小學(xué)階段的家長(zhǎng)更焦慮，學(xué)生年級(jí)排名負(fù)向影響家長(zhǎng)焦慮，學(xué)生性別對(duì)于家長(zhǎng)焦慮沒有顯著影響?；诖?，家長(zhǎng)教育焦慮的紓解應(yīng)為系統(tǒng)工程，需要從政府、學(xué)校、家長(zhǎng)自身等方面著手，以良好教育生態(tài)的構(gòu)建助推家長(zhǎng)教育焦慮的緩解。

（一）政府主導(dǎo)，綜合施策打好“組合拳”

保障教育的公益性和公平性是現(xiàn)代政府的基本教育職能之一，《國(guó)家中長(zhǎng)期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要 （2010—2020年）》明確指出“教育公平的主要責(zé)任在政府”?！半p減”政策中也明確要求各?。▍^(qū)、市）黨委及政府把“雙減”作為重大民生工程布置執(zhí)行落實(shí)。“雙減”格局下維護(hù)教育公平，緩解家長(zhǎng)教育焦慮，亟須政府以極高政治站位統(tǒng)籌下好教育這盤民生大棋。第一，厘革教育評(píng)價(jià)機(jī)制，發(fā)揮“指揮棒”效應(yīng)?！半p減”格局下學(xué)生評(píng)價(jià)應(yīng)考慮從“分?jǐn)?shù)本位”向“健康本位”“素養(yǎng)本位”轉(zhuǎn)型，以紓解家長(zhǎng)對(duì)孩子“學(xué)業(yè)成績(jī)”與“升學(xué)”的結(jié)構(gòu)性擔(dān)憂。一方面，從完善初、高中學(xué)生綜合素質(zhì)檔案建設(shè)和使用辦法發(fā)力，改變以往將學(xué)業(yè)考試成績(jī)作為學(xué)生的唯一評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，將形成性評(píng)價(jià)和終結(jié)性評(píng)價(jià)有機(jī)結(jié)合；另一方面，助推實(shí)現(xiàn)區(qū)塊鏈、云計(jì)算、人工智能等數(shù)字化技術(shù)深度嵌合學(xué)生綜合性評(píng)價(jià)，切實(shí)推動(dòng)綜合素質(zhì)評(píng)價(jià)落地生效。第二，加強(qiáng)“雙減”政策宣傳，使公眾正確理解政策用意及內(nèi)涵。一方面，加強(qiáng)“雙減”背景下輿情治理，引導(dǎo)社會(huì)輿論力量合理發(fā)聲。要進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)現(xiàn)實(shí)生活環(huán)境尤其是互聯(lián)網(wǎng)上的教育焦慮誘因的監(jiān)督，針對(duì)所謂的“雞娃號(hào)”等社會(huì)媒體開展“清朗”新聞宣傳活動(dòng)，防止為了提高點(diǎn)擊量和吸引眼球而將網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)作為父母教育焦慮的發(fā)泄場(chǎng)所。另一方面，聚焦普職分流困境，以貫徹落實(shí)新修訂的《中華人民共和國(guó)職業(yè)教育法》為契機(jī)，通過提升辦學(xué)條件、暢通升學(xué)通道，實(shí)現(xiàn)職業(yè)教育與普通教育統(tǒng)籌發(fā)展和雙驅(qū)并進(jìn)。第三，校外培訓(xùn)機(jī)構(gòu)在家長(zhǎng)教育焦慮形成過程中起到了推波助瀾的作用。校外培訓(xùn)機(jī)構(gòu)的過分虛假宣傳和誘導(dǎo)對(duì)緩解家長(zhǎng)教育焦慮的形成和激漲無異于火上澆油。為此，教育部門要聯(lián)合市場(chǎng)監(jiān)管部門，繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)校外培訓(xùn)市場(chǎng)的監(jiān)督管理，落實(shí)“雙減”政策中“對(duì)各類夸大培訓(xùn)效果、誤導(dǎo)大眾教育理念、制造家長(zhǎng)焦慮等問題依法依規(guī)進(jìn)行嚴(yán)格查處”的要求。第四，關(guān)注城鄉(xiāng)教育焦慮差異，對(duì)于鄉(xiāng)村地區(qū)而言，以“共同富?！睘閷?dǎo)向開啟新一輪教育建設(shè)，促進(jìn)城鄉(xiāng)教育資源協(xié)同一體化優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展，以“共同利益”（common good）為指向推動(dòng)社會(huì)公平和公正水平的提升（Room， 2016， pp. 189-197）。對(duì)于城市地區(qū)而言，要扭轉(zhuǎn)普遍存在的教育惡性競(jìng)爭(zhēng)和劇場(chǎng)效應(yīng)，營(yíng)造良好教育生態(tài)。第五，經(jīng)濟(jì)條件是家長(zhǎng)教育焦慮形成過程中的催化劑，政府應(yīng)建立健全社會(huì)保障制度。加大財(cái)政支持力度，擴(kuò)大社會(huì)保障的覆蓋面，實(shí)現(xiàn)應(yīng)保盡保；提高中低收入群體的社會(huì)保障水平，大幅度提高教育福利和保障的質(zhì)量，建設(shè)高福利社會(huì)，減少因?yàn)榧彝ソ?jīng)濟(jì)原因而衍生出的教育無為型焦慮。

（二）學(xué)校引導(dǎo)，多管齊下打好“連環(huán)拳”

“雙減”政策中明確要求“強(qiáng)化學(xué)校教育主陣地作用”“發(fā)揮學(xué)校主體作用”。強(qiáng)化學(xué)校在緩解家長(zhǎng)教育焦慮方面的引導(dǎo)作用，體現(xiàn)了國(guó)家的教育意志與“雙減”的總體要求，體現(xiàn)了黨和國(guó)家對(duì)培養(yǎng)什么樣的人和怎樣培養(yǎng)人的要求，學(xué)校應(yīng)當(dāng)有所作為。第一，家校溝通是影響家長(zhǎng)焦慮的重要因素之一，暢通家校溝通應(yīng)強(qiáng)調(diào)“目標(biāo)一致、地位平等、尊重兒童、機(jī)構(gòu)開放、方法多樣、長(zhǎng)期堅(jiān)持、多方共贏、跨界協(xié)調(diào)”的基本原則（朱永新， 2017）。一方面，以平等合作為基線拓寬家校溝通方式，增進(jìn)活動(dòng)效能。在溝通中家長(zhǎng)聲音的消失和教師聲嘶力竭的呼喊只能讓雙方僵持于合作的邊緣（肖川， 2008， p. 145），學(xué)校應(yīng)營(yíng)造民主氛圍，改變以往拘泥于“家長(zhǎng)會(huì)”的家校溝通方式，借鑒域外經(jīng)驗(yàn)采取“家長(zhǎng)學(xué)?！薄凹议L(zhǎng)接待日”等多樣活動(dòng)形式。另一方面，以情感關(guān)懷為準(zhǔn)線延展家校溝通內(nèi)容、共擔(dān)教育大任。家校聯(lián)系是家校雙邊互動(dòng)，家長(zhǎng)和老師通過家校聯(lián)系的雙邊互動(dòng)，得以在相互反饋過程中實(shí)時(shí)掌握學(xué)生的教育進(jìn)度，從而得到踏實(shí)感和獲得感（徐小勇 等， 2023）。家校聯(lián)系的內(nèi)容應(yīng)以移情式理解為基礎(chǔ)，一改過去以學(xué)業(yè)為中心的陳舊局面，避免以隱形形式加重家長(zhǎng)焦慮。第二，通過建立健全以公立學(xué)校為核心的家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系強(qiáng)力推動(dòng)家長(zhǎng)教育素養(yǎng)的本源性提升。學(xué)校作為義務(wù)教育階段正規(guī)教育的主陣地，在開展家庭輔導(dǎo)方面有著得天獨(dú)厚的優(yōu)勢(shì)和優(yōu)越的條件，也有開展家庭教育指導(dǎo)的法定義務(wù)。一方面，學(xué)校應(yīng)因地制宜建立學(xué)校、年級(jí)、班級(jí)三級(jí)家長(zhǎng)委員會(huì)，分別負(fù)責(zé)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)家庭教育指導(dǎo)事項(xiàng)，面向家長(zhǎng)群體進(jìn)行政策上的正確解讀，引導(dǎo)家長(zhǎng)自覺扭轉(zhuǎn)對(duì)于“雙減”政策的錯(cuò)誤認(rèn)知。另一方面，針對(duì)所處地區(qū)具體教育情況，為家長(zhǎng)舉辦講座和開展家長(zhǎng)培訓(xùn)等，幫助家長(zhǎng)了解地區(qū)基本教育情況，引導(dǎo)父母重視孩子在不同學(xué)習(xí)成績(jī)下的成長(zhǎng)歷程和需求。學(xué)?？刹捎媒⒓议L(zhǎng)學(xué)校、開展家長(zhǎng)沙龍等方式，通過定期組織培訓(xùn)講座、經(jīng)驗(yàn)交流、親子活動(dòng)等公益性家庭教育指導(dǎo)活動(dòng)，特別是針對(duì)女性家長(zhǎng)和高年級(jí)家長(zhǎng)的心理咨詢服務(wù)及育人咨詢服務(wù)，為家長(zhǎng)答疑解惑，多角度、多渠道引導(dǎo)家長(zhǎng)轉(zhuǎn)變教育理念，掌握科學(xué)有效的教育方法，逐步實(shí)現(xiàn)從“育分”到“育人”的觀念進(jìn)化，盡快回歸家庭教育的育人本位。最后，以社區(qū)居民委員會(huì)為紐帶，建立志愿服務(wù)隊(duì)伍，將學(xué)校中的優(yōu)秀家庭教育資源引入家庭，為家長(zhǎng)提供進(jìn)行家庭教育溝通的平臺(tái)，對(duì)家庭教育進(jìn)行廣泛的宣傳和普及，使家長(zhǎng)能夠正確、科學(xué)地理解家庭教育，并改變自己的教育理念，從而能夠更好地了解孩子，消解自身焦慮。

（三）家庭向?qū)В帱c(diǎn)發(fā)力打好“連續(xù)拳”

打鐵還需自身硬。《中國(guó)教育現(xiàn)代化2035》對(duì)于形成全社會(huì)共同參與的教育治理新格局提出新要求（新華社， 2019），要形成社會(huì)廣泛參與的減負(fù)格局，家長(zhǎng)絕不能置身事外。減負(fù)工作絕不是學(xué)校教育時(shí)間和空間上的讓渡，不能讓學(xué)校減負(fù)變成家庭增負(fù)。緩解家長(zhǎng)教育焦慮，要從家庭自身入手。第一，家長(zhǎng)不切實(shí)際的教育期望是家長(zhǎng)教育焦慮產(chǎn)生的誘因之一，家長(zhǎng)要從積極轉(zhuǎn)變自身教育觀念入手消解教育焦慮。一方面，家長(zhǎng)要逐步改變對(duì)中等職業(yè)教育的偏見，糾正自身對(duì)普通教育的盲目崇拜，破除重學(xué)術(shù)輕技術(shù)的傾向，給予子女依據(jù)興趣和專長(zhǎng)選擇路徑的機(jī)會(huì)，變“獨(dú)木橋”為“立交橋”。另一方面，要多角度、多渠道根據(jù)孩子的潛能和興趣、學(xué)業(yè)表現(xiàn)調(diào)整教育期望，改變“唯有上好高中、好大學(xué)才能改變命運(yùn)”的想法，改變盲目推動(dòng)孩子競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)質(zhì)教育資源的不合理、不科學(xué)的做法，重視教育促進(jìn)人全面發(fā)展、可持續(xù)發(fā)展的本體價(jià)值，而非地位獲得的工具價(jià)值。從一味追求更“好”的教育轉(zhuǎn)向追求更“適合”自己孩子的教育，借與孩子傾向一致的親子教育期待產(chǎn)生正面的預(yù)期效果，并借培養(yǎng)孩子正面的自我認(rèn)知與價(jià)值觀來協(xié)助孩子獲得更好的學(xué)習(xí)成就。第二，家長(zhǎng)要明確自身定位，提高教育能力?！半p減”改革的實(shí)施使得家庭育人的時(shí)空優(yōu)勢(shì)擴(kuò)大，對(duì)重構(gòu)家庭育人關(guān)系提出了新挑戰(zhàn)。一方面，家長(zhǎng)應(yīng)回歸育人本位，轉(zhuǎn)變家庭教育內(nèi)容重心，完成從重學(xué)業(yè)監(jiān)督式教育向重內(nèi)心溝通式教育的轉(zhuǎn)軌，將以往過分關(guān)注子女成績(jī)、學(xué)業(yè)表現(xiàn)、紙筆作業(yè)的家庭教育內(nèi)容轉(zhuǎn)變?yōu)橐陨罱逃秊楸举|(zhì)的家庭教育內(nèi)容，響應(yīng)“雙減”政策中倡導(dǎo)兒童全面發(fā)展和健康成長(zhǎng)的目標(biāo)，注重兒童的內(nèi)在成長(zhǎng)，促進(jìn)兒童的身心健康。另一方面，增強(qiáng)家長(zhǎng)的責(zé)任意識(shí)，“雙減”政策在給學(xué)生更多發(fā)展時(shí)間的同時(shí)，明確要求“明晰家校育人責(zé)任”，家長(zhǎng)要樹立起自己是子女教育第一責(zé)任人的意識(shí)，強(qiáng)化家庭教育相關(guān)法律法規(guī)的學(xué)習(xí)，明確自身的法定主體責(zé)任，扭轉(zhuǎn)因教育恐慌而將教育責(zé)任轉(zhuǎn)移給家教、校外學(xué)科類輔導(dǎo)等的錯(cuò)誤理念。

綜上，本研究利用在中國(guó)29?。▍^(qū)、市）116個(gè)地級(jí)行政區(qū)收集的1，347份家長(zhǎng)數(shù)據(jù)，結(jié)合布朗芬布倫納的生態(tài)系統(tǒng)理論，構(gòu)建出家長(zhǎng)教育焦慮影響因素的理論模型，運(yùn)用SPSS26.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、差異分析、均值比較和多元有序Logistic回歸分析等處理，將數(shù)據(jù)結(jié)果與以往研究進(jìn)行對(duì)比，分析得出“雙減”格局下中國(guó)家長(zhǎng)教育焦慮的現(xiàn)實(shí)情況、內(nèi)部群體差異、焦慮焦點(diǎn)以及不同層面因素對(duì)于家長(zhǎng)焦慮程度的影響，結(jié)合生態(tài)系統(tǒng)理論，從三個(gè)系統(tǒng)對(duì)“雙減”格局下家長(zhǎng)教育焦慮的紓解提出可行性建議。但我們也認(rèn)識(shí)到，影響家長(zhǎng)教育焦慮的因素具有多樣、復(fù)雜的特點(diǎn)，本研究涉及的變量有待進(jìn)一步補(bǔ)充，未來研究還需要對(duì)各種因素之間的交互作用進(jìn)一步深化探索。

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Has Parental Education Anxiety Been Relieved in the “Double Reduction”

Landscape？ An Empirical Survey Based on 29 Provinces （Autonomous Regions， Municipalities） in China

Qi Zhanyong， Fang Jie and Ren Shuyi

Abstract： Parental educational anxiety is a widespread social phenomenon， and its effective alleviation is an inevitable demand for the stable and long-term implementation of the “Double Reduction” policy. This study took 1，347 parents from 116 cities in 29 provinces （autunomous regions， municipalities） in China as the research object， using the multinomial ordered logistic regression model under the ecosystem theory framework to explore the macro-system policy factors， meso-system school factors， and micro-system parents and students factors that affect parents’ educational anxiety. Research results show that compared with the past， parents’ group anxiety has been relieved under the “double reduction” pattern， the specific internal anxiety system has increased or decreased， and the anxiety focus has not changed. There are differences in gender， occupation， region， and other aspects within the anxiety of the parent group. The rationality recognition of the “double reduction” policy design is a macro-system influencing factor; the area where the school is located and whether the school teacher actively contacts the parents are the meso-system influencing factors; family economic conditions， parents’ gender， educational expectations， whether to hire tutors for children after the “double reduction，” whether to let children participate in out-of-school discipline tutoring， students' school stage， and students’ grade ranking are the micro-system influencing factors. Based on the above analysis， policy suggestions are put forward by the government， schools， and parents themselves.

Keywords： “Double Reduction”; parental education anxiety; influencing factors; multinomial ordered logistic regression model

Authors： Qi Zhanyong， professor of the Faculty of Education， Shaanxi Normal University （Corresponding Author： qizhanyong@snnu.edu.cn， Xi’an 710000）; Fang Jie， graduate student of the Faculty of Education， Shaanxi Normal University （Xi’an 710000）; Ren Shuyi， graduate student of the Faculty of Education， Shaanxi Normal University （Xi’an 710000）

責(zé)任編輯 郝 丹 韓世梅