“雙減”背景下小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變*

楊靖淵 于 曉 張婧漪 盧驪霏 楊智輝

“雙減”背景下小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)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(yè)大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院心理學(xué)系, 北京 100083) (2北京師范大學(xué)心理學(xué)部, 北京 100875) (3北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究院, 北京 100875)

采用潛在轉(zhuǎn)變分析考察“雙減”背景下小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的轉(zhuǎn)變類(lèi)別及其影響因素。研究以347名小學(xué)生為被試, 對(duì)其“雙減”實(shí)施前后的學(xué)習(xí)投入水平、父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系和同伴關(guān)系進(jìn)行了縱向追蹤。結(jié)果表明: (1)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入存在“低學(xué)習(xí)投入組”、“中等學(xué)習(xí)投入組”、“高專(zhuān)注低活力組”和“高學(xué)習(xí)投入組”四種不同類(lèi)別; (2)“雙減”政策實(shí)施后, “中等學(xué)習(xí)投入組”和“高學(xué)習(xí)投入組”穩(wěn)定性較強(qiáng), “低學(xué)習(xí)投入組”更易向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變, 在政策實(shí)施半年后, “高專(zhuān)注低活力組”學(xué)生更易向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變, 政策實(shí)施一年后, 該組學(xué)生保持在“高專(zhuān)注低活力組”的概率較高; (3)父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系及同伴關(guān)系對(duì)“雙減”政策前后小學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)別轉(zhuǎn)變的預(yù)測(cè)作用存在差異。本研究不僅有助于深入理解小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的發(fā)展變化及影響因素, 還為“雙減”政策的實(shí)施效果提供了實(shí)證證據(jù)。

“雙減”政策, 潛在轉(zhuǎn)變分析, 學(xué)習(xí)投入, 縱向研究, 小學(xué)生

1 引言

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(jiàn)》(以下簡(jiǎn)稱(chēng)“雙減”), 要求學(xué)生培養(yǎng)從“剛性約束”向“韌性培養(yǎng)”轉(zhuǎn)變。在這樣的背景下, 教育的關(guān)注點(diǎn)逐漸由學(xué)生成績(jī)的提高轉(zhuǎn)變?yōu)閷W(xué)習(xí)過(guò)程的培養(yǎng)(寧本濤, 楊柳, 2022)。學(xué)習(xí)投入(Learning Engagement)作為衡量學(xué)生學(xué)習(xí)過(guò)程的重要指標(biāo), 是指?jìng)€(gè)體在學(xué)習(xí)時(shí)積極、充實(shí)的精神狀態(tài)(Schaufeli et al., 2002)。個(gè)體早期的學(xué)習(xí)投入不僅與其學(xué)習(xí)表現(xiàn)(Estévez et al., 2021)、主觀幸福感(Zhu et al., 2019)和內(nèi)外化問(wèn)題(Olivier et al., 2020; Plamondon & Martinussen, 2019)密切相關(guān), 還會(huì)顯著預(yù)測(cè)之后的個(gè)人成就(Chen et al., 2020)。因此, 關(guān)注小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入狀況有重要的教育實(shí)踐意義。更重要的是, “雙減”政策在減輕中小學(xué)課業(yè)負(fù)擔(dān)的同時(shí)對(duì)“學(xué)?；貧w教育的主陣地”、“促進(jìn)家校協(xié)同育人”提出了新要求, “雙減”政策這一宏系統(tǒng)以及家庭、學(xué)校等微系統(tǒng)的改變均會(huì)對(duì)學(xué)生發(fā)展(如, 學(xué)習(xí)投入)產(chǎn)生重要作用(Bronfenbrenner, 1979)。因此, 關(guān)注“雙減”背景下小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的變化尤其是群體異質(zhì)性、轉(zhuǎn)變概率及家庭和學(xué)校的作用不僅有助于從理論上分析學(xué)習(xí)投入的發(fā)展變化過(guò)程及預(yù)測(cè)因素, 還可以為檢驗(yàn)“雙減”政策在學(xué)生培養(yǎng)方面的效果提供實(shí)證依據(jù)。

1.1 學(xué)習(xí)投入的異質(zhì)性及發(fā)展軌跡

學(xué)習(xí)投入是個(gè)多維概念, 包含活力、動(dòng)機(jī)及專(zhuān)注三個(gè)維度(Schaufeli et al., 2002)。其中, 活力是指積極的學(xué)習(xí)行為, 即個(gè)體愿意并主動(dòng)將較多精力投入學(xué)習(xí)中, 且在學(xué)習(xí)中有較強(qiáng)的心理韌性; 動(dòng)機(jī)是指積極的認(rèn)知態(tài)度, 即對(duì)學(xué)習(xí)充滿熱情, 在學(xué)習(xí)時(shí)有意義感、自豪感、認(rèn)同感和挑戰(zhàn)感; 專(zhuān)注是指?jìng)€(gè)體在學(xué)習(xí)時(shí)全神貫注, 專(zhuān)注于自己的學(xué)習(xí)內(nèi)容不被外界干擾, 以至于喪失時(shí)間感(Schaufeli et al., 2002)。投入理論(Engagement Theory)假設(shè), 學(xué)習(xí)投入的多維結(jié)構(gòu)與個(gè)體對(duì)能量資源的投資分布密切相關(guān), 即學(xué)生可能在不同學(xué)習(xí)維度上投入不同的精力資源, 不同維度的發(fā)展程度會(huì)有所差異(Miller et al., 2021)?；谕度肜碚? 學(xué)生學(xué)習(xí)投入的異質(zhì)性已被大量研究證實(shí)(Estévez et al., 2021; Miller et al., 2021)。更重要的是, 學(xué)習(xí)投入的綜合模型(Integrative Model of Engagement)認(rèn)為, 學(xué)生的學(xué)習(xí)投入是個(gè)體自身因素與環(huán)境因素相互作用的結(jié)果, 個(gè)體自身因素與環(huán)境因素均處于不斷變化之中(Wang et al., 2019), 因此, 學(xué)生學(xué)習(xí)投入的發(fā)展軌跡不僅是異質(zhì)的而且是動(dòng)態(tài)發(fā)展變化的。

近年來(lái), 西方研究者使用潛在剖面分析方法證實(shí)了小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入存在群體異質(zhì)性并初步探明了小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的發(fā)展軌跡。例如, Bae等人(2020)首次將美國(guó)小學(xué)生群體的學(xué)習(xí)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(xué)生的學(xué)習(xí)投入分為“低水平投入”、“中等水平投入”、“高水平投入”和“情緒認(rèn)知脫離型投入”四種亞型。Archambault和Dupéré(2017)對(duì)加拿大三到六年級(jí)小學(xué)生進(jìn)行了三次縱向追蹤, 發(fā)現(xiàn)小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入發(fā)展軌跡可分為“持續(xù)高水平型”、“持續(xù)中等型”、“短暫下降型”、“短暫上升型”和“持續(xù)下降型”五個(gè)類(lèi)型。目前針對(duì)我國(guó)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入異質(zhì)性及發(fā)展軌跡的研究證據(jù)較少, 僅有研究者在“雙減”政策實(shí)施前發(fā)現(xiàn)我國(guó)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入發(fā)展軌跡分為“穩(wěn)定高水平型”、“攀升型”、“下降型”和“波動(dòng)型”四個(gè)類(lèi)型(Zhen et al., 2020), 投入理論和學(xué)習(xí)投入的綜合模型是否適用于我國(guó)小學(xué)生群體的證據(jù)尚不完善。此外, 根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論(Bronfenbrenner, 1979), 個(gè)體成長(zhǎng)發(fā)展會(huì)受到宏系統(tǒng)的影響, 宏系統(tǒng)是指?jìng)€(gè)體所處的社會(huì)文化環(huán)境和意識(shí)形態(tài)背景, 如社會(huì)價(jià)值觀、傳統(tǒng)文化和政策制度。作為宏系統(tǒng), “雙減”政策會(huì)通過(guò)構(gòu)建包容性教育氛圍滿足學(xué)生在發(fā)展過(guò)程中的多樣化需求, 對(duì)學(xué)生發(fā)展產(chǎn)生重要作用?；诖? “雙減”政策實(shí)施前后小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的動(dòng)態(tài)發(fā)展變化及不同異質(zhì)類(lèi)型是否會(huì)發(fā)展轉(zhuǎn)變需要進(jìn)一步探討。

1.2 預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)投入的環(huán)境因素

生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為, 宏系統(tǒng)會(huì)通過(guò)微系統(tǒng)影響個(gè)體發(fā)展產(chǎn)生作用, 微系統(tǒng)是直接參與個(gè)體發(fā)展的環(huán)境, 個(gè)體能夠與微系統(tǒng)進(jìn)行直接互動(dòng), 最典型的微系統(tǒng)是家庭和學(xué)校(Bronfenbrenner, 1979)。因此, 小學(xué)生的學(xué)業(yè)行為(如, 學(xué)習(xí)投入)會(huì)受到宏系統(tǒng)(如, “雙減”政策)與微系統(tǒng)(如, 家庭、學(xué)校)的共同影響。作為重要的家庭變量, 父母積極教養(yǎng)方式(Positive Parenting Style)指父母對(duì)子女表現(xiàn)出溫暖、鼓勵(lì)、親近和關(guān)愛(ài)等行為(Deng et al., 2020)。父母教養(yǎng)方式的綜合模型(Integrative Model of Parenting Style)指出, 父母教養(yǎng)方式會(huì)隨著父母目標(biāo)和價(jià)值觀的變化而變化(Darling & Steinberg, 1993), 即父母教養(yǎng)方式并非一成不變, 這一結(jié)論在近期研究中被廣泛證實(shí)(Teuber et al., 2022; Zhang et al., 2017)?！半p減”背景下, 家長(zhǎng)及時(shí)轉(zhuǎn)變教養(yǎng)方式, 盡快完成“雙減”政策的適應(yīng)是“雙減”政策改革成敗的關(guān)鍵(鐘秉林, 2021)。尤其是緊隨“雙減”政策出臺(tái)的《中華人民共和國(guó)家庭教育促進(jìn)法》要求強(qiáng)化家長(zhǎng)在家庭教育中的主體責(zé)任意識(shí), 提升父母教養(yǎng)水平, 發(fā)揮父母在促進(jìn)兒童健康成長(zhǎng)中的重要作用(邊玉芳, 張馨宇, 2022), 這為改變父母教養(yǎng)和價(jià)值觀提供了政策性指引, 可能會(huì)影響父母教養(yǎng)方式對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的作用。以往變量中心的研究表明, 父母積極教養(yǎng)方式與學(xué)生學(xué)習(xí)投入及其各維度呈正相關(guān)具有跨文化穩(wěn)定性(Lan, 2022; Zhou et al., 2019); 個(gè)體中心的研究也發(fā)現(xiàn), 父母積極教養(yǎng)方式對(duì)不同學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)型有顯著的正向預(yù)測(cè)作用(曹梅等, 2022)。但在“雙減”背景下, 小學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)型的動(dòng)態(tài)變化如何受到父母教養(yǎng)方式的影響尚不明晰。因此, 有必要探究在“雙減”實(shí)施過(guò)程中, 父母積極教養(yǎng)方式對(duì)學(xué)生不同學(xué)習(xí)投入亞型轉(zhuǎn)變的作用。

除了家庭變量, 學(xué)校會(huì)通過(guò)提供滿足學(xué)生基本心理需求的人際關(guān)系對(duì)學(xué)生的發(fā)展產(chǎn)生重要影響, 其中影響最大的是師生關(guān)系和同伴關(guān)系(Moreira & Lee, 2020)。師生關(guān)系(Teacher?student Relationship)指學(xué)生和教師在長(zhǎng)期互動(dòng)后形成的有意義的情感連接(Longobardi et al., 2016)。同伴關(guān)系(Peer Relationship)指同齡人間或具有相近心理發(fā)展水平的個(gè)體在交往過(guò)程中形成的人際關(guān)系(周宗奎等, 2015)。目前, 已有大量研究證實(shí)了師生關(guān)系與小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的顯著關(guān)聯(lián)(Roorda et al., 2017; Zhen et al., 2021)。例如, Roorda等人(2017)的元分析發(fā)現(xiàn)師生關(guān)系對(duì)小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入有直接影響。此外, 同伴關(guān)系對(duì)學(xué)習(xí)投入的積極預(yù)測(cè)作用也逐漸被證實(shí)(Fredricks et al., 2018; Yang et al., 2018)。例如, Yang等人(2018)發(fā)現(xiàn)同伴關(guān)系對(duì)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平有持久性的正向預(yù)測(cè)作用, 且相較其他教育階段, 小學(xué)階段的同伴關(guān)系與學(xué)生學(xué)習(xí)投入的關(guān)聯(lián)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(huán)境因素(如, 師生關(guān)系, 同伴關(guān)系等)與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系, 這一研究取向是假設(shè)變量之間的關(guān)系會(huì)以同樣的方式應(yīng)用于所有學(xué)生, 在一定程度上忽視了學(xué)習(xí)投入的異質(zhì)性(Hickendorff et al., 2018), 無(wú)法準(zhǔn)確探究不同環(huán)境因素與不同學(xué)習(xí)投入類(lèi)別間的聯(lián)系。尤其是在“雙減”政策“扭轉(zhuǎn)功利性育人取向、提升課堂育人質(zhì)量、提升課后服務(wù)多樣化供給、充分發(fā)揮教師作用, 確保學(xué)生在校內(nèi)學(xué)足學(xué)好”的要求下, 學(xué)校學(xué)習(xí)氛圍及培養(yǎng)策略的轉(zhuǎn)變和學(xué)生在校時(shí)間的增加可能會(huì)使師生關(guān)系、同伴關(guān)系等學(xué)校變量對(duì)不同學(xué)習(xí)投入類(lèi)型轉(zhuǎn)變的影響發(fā)生變化(黃一帆, 周福盛, 2022)。因此, 有必要探討“雙減”政策實(shí)施前后, 師生關(guān)系和同伴關(guān)系對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入亞型轉(zhuǎn)變的作用是否存在差異。

此外, Skinner等人(2022)對(duì)生態(tài)系統(tǒng)理論進(jìn)行了拓展, 認(rèn)為多個(gè)微系統(tǒng)(尤其是家長(zhǎng)、教師和同伴)會(huì)對(duì)個(gè)體的學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生集體影響(Collective Effects), 累積協(xié)同(Cumulative Coaction)和差異協(xié)同(Differentiated)是集體影響的兩種表現(xiàn)形式。累積協(xié)同指多個(gè)微系統(tǒng)共同作用于個(gè)體發(fā)展, 且造成了相同的發(fā)展結(jié)果; 差異協(xié)同指各個(gè)微系統(tǒng)對(duì)個(gè)體發(fā)展的獨(dú)特作用。并且, 微系統(tǒng)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生集體影響的方式可能隨著時(shí)間的發(fā)展而變化(Skinner et al., 2022)。加之, “雙減”政策要求“明晰家校育人責(zé)任, 密切家校溝通, 創(chuàng)新協(xié)同方式”, 可能使各微系統(tǒng)對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響方式發(fā)生變化, 厘清“雙減”背景下, 各微系統(tǒng)對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入轉(zhuǎn)變的作用方式不僅有利于驗(yàn)證生態(tài)系統(tǒng)理論, 還可為如何精準(zhǔn)提高小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平提供實(shí)證依據(jù)。

1.3 本研究

由于小學(xué)階段是培養(yǎng)學(xué)生自主學(xué)習(xí)的基礎(chǔ)階段, 是后續(xù)持續(xù)性發(fā)展的基礎(chǔ)(Li et al., 2014), 因此, 本研究以小學(xué)生為被試。近年來(lái), 以個(gè)體為中心的研究方法, 如潛剖面分析(Latent Profile Analysis)和潛轉(zhuǎn)變分析(Latent Transition Analysis)為研究個(gè)體認(rèn)知變量的異質(zhì)性及其隨時(shí)間的發(fā)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(guò)識(shí)別、分組相似特征的個(gè)體, 對(duì)各個(gè)類(lèi)別間的特征加以區(qū)分, 各類(lèi)別內(nèi)的差異性較小, 而類(lèi)別間的差異性較大, 因而群體的異質(zhì)性得以呈現(xiàn)(Hickendorff et al., 2018)。因此, 本研究基于投入理論、學(xué)習(xí)投入的綜合模型和生態(tài)系統(tǒng)理論, 采用個(gè)體中心的研究取向, 從縱向角度考察小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的潛在類(lèi)別以及不同類(lèi)別在“雙減”政策前后發(fā)展轉(zhuǎn)變的情況, 并進(jìn)一步探討父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系和同伴關(guān)系對(duì)學(xué)習(xí)投入類(lèi)別轉(zhuǎn)變的預(yù)測(cè)作用。本研究假設(shè): (1)小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入存在異質(zhì)類(lèi)別; (2)“雙減”政策前后, 小學(xué)生的學(xué)習(xí)投入類(lèi)別會(huì)發(fā)生轉(zhuǎn)變; (3)父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系和同伴關(guān)系能顯著預(yù)測(cè)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)別隨時(shí)間的轉(zhuǎn)變。

2 方法

2.1 研究對(duì)象

整群抽樣山東省煙臺(tái)市三所公立小學(xué)三到五年級(jí)小學(xué)生, 進(jìn)行三個(gè)時(shí)間點(diǎn)為期13個(gè)月的追蹤研究。國(guó)家于2021年7月實(shí)施“雙減”政策后, 這三所小學(xué)于2021年秋季學(xué)期初就通過(guò)“加強(qiáng)家校聯(lián)系” “實(shí)施個(gè)性化作業(yè)改革” “推動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)+教學(xué)改革” “完善課后服務(wù)”等舉措, 在課程、作業(yè)、課后服務(wù)及家校社協(xié)同育人等方面迅速落實(shí)“雙減”政策(來(lái)源于http://edu.shandong.gov.cn)。

本研究首次施測(cè)時(shí)間為2021年6月(“雙減”政策實(shí)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(cè)時(shí)間為2022年1月(“雙減”政策實(shí)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(cè)時(shí)間為2022年7月(“雙減”政策實(shí)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(jí)129人(37.17%), 四年級(jí)123人(35.45%), 五年級(jí)95人(27.38%)。

由于學(xué)生轉(zhuǎn)學(xué)或施測(cè)中途退出等原因, 第二次和第三次施測(cè)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(cè)的被試相比, 在T1時(shí)的學(xué)習(xí)投入((76) = 0.34,= 0.73)、父母積極教養(yǎng)方式((376) = 0.60,= 0.55)、師生關(guān)系((376) = ?1.00,= 0.32)、同伴關(guān)系((376) = 1.31,= 0.19)、性別分布(χ2(1) = 1.80,= 0.18)和年級(jí)分布(χ2(4) = 4.92,= 0.30)上無(wú)顯著差異。本研究經(jīng)過(guò)一作所在單位的倫理委員會(huì)審核及同意。

2.2 研究工具

2.2.1 學(xué)習(xí)投入

采用學(xué)習(xí)投入量表(Learning Engagement Scale) (Lam et al., 2014)。該量表共10個(gè)條目, 包含3個(gè)維度, 分別是“活力”維度(例如“學(xué)習(xí)時(shí), 我感到精力充沛”)、“動(dòng)機(jī)”維度(例如“我的學(xué)習(xí)目的明確, 而且覺(jué)得學(xué)習(xí)很有意義”)和“專(zhuān)注”維度(例如“在學(xué)習(xí)的時(shí)候我感到時(shí)間過(guò)得很快”)。由學(xué)生填寫(xiě)問(wèn)卷, 采用“1完全不符合 ～ 5完全符合”的5點(diǎn)計(jì)分, 得分越高表示個(gè)體的學(xué)習(xí)投入水平越高。本研究在T1、T2、T3時(shí)間點(diǎn)學(xué)習(xí)投入總量表的Cronbach’s α均為0.91。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示, T1 ～ T3的學(xué)習(xí)投入問(wèn)卷結(jié)構(gòu)效度良好, 擬合指數(shù)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(yǎng)方式

采用簡(jiǎn)式父母教養(yǎng)方式問(wèn)卷(Short?form Egna Minnen av Barndoms Uppfostran, s?EMBU) (Arrindell et al., 1999; 蔣獎(jiǎng)等, 2010) 的“情感溫暖”維度作為本研究中父母積極教養(yǎng)方式的測(cè)查工具(陳浩彬, 劉潔, 2018)。該維度共7個(gè)條目(例如“當(dāng)遇到不順心的事時(shí), 我能感到父/母親在盡量鼓勵(lì)我, 使我得到安慰”), 由學(xué)生進(jìn)行“1從不 ～ 4總是”的4點(diǎn)計(jì)分作答, 得分越高表明父母積極教養(yǎng)方式水平越高。本研究在T1和T2兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)情感溫暖維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.81和0.83。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示, T1 ～ T2父母教養(yǎng)方式問(wèn)卷的情感溫暖維度結(jié)構(gòu)效度良好, 擬合指數(shù)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(guān)系

采用師生關(guān)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(gè)項(xiàng)目(例如“我與老師之間的關(guān)系是親密而溫暖的”)。由學(xué)生填寫(xiě)問(wèn)卷, 采用“1完全不符合 ～ 5完全符合”的5點(diǎn)計(jì)分, 得分越高表明師生關(guān)系越好。本研究T1和T2兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)師生關(guān)系量表的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.89和0.90。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示, T1 ～ T2師生關(guān)系量表的結(jié)構(gòu)效度良好, 擬合指數(shù)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(guān)系

采用兒童青少年同伴關(guān)系問(wèn)卷(Peer Relationship Scale for Children and Adolescents), 該問(wèn)卷由郭伯良編制, 用于了解兒童與同伴相處時(shí)的自我感覺(jué)(王海花, 2013)。問(wèn)卷共22個(gè)項(xiàng)目(例如“我與同學(xué)一起時(shí)很開(kāi)心”), 由學(xué)生填寫(xiě)問(wèn)卷, 采用“1不是這樣 ～ 4總是這樣”的4點(diǎn)計(jì)分, 得分越高表示個(gè)體的同伴關(guān)系越好。本研究T1和T2兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)兒童青少年同伴關(guān)系問(wèn)卷的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.84和0.88。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示, T1 ～ T2同伴關(guān)系量表的結(jié)構(gòu)效度良好, 擬合指數(shù)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(cè)程序

學(xué)生、家長(zhǎng)及老師均簽署本研究的知情同意書(shū), 在獲得其同意后以班級(jí)為單位, 分階段完成問(wèn)卷填寫(xiě)。T1時(shí)間點(diǎn)測(cè)查了學(xué)生的性別等人口學(xué)數(shù)據(jù)以及學(xué)習(xí)投入、父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系和同伴關(guān)系, T2時(shí)間點(diǎn)測(cè)查內(nèi)容與T1時(shí)間點(diǎn)相同, T3時(shí)間點(diǎn)僅測(cè)查了學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。在施測(cè)前, 根據(jù)班主任提供的信息排除存在閱讀困難及智力發(fā)育遲滯的學(xué)生; 在施測(cè)時(shí), 每個(gè)班級(jí)由2位心理學(xué)專(zhuān)業(yè)研究生宣讀統(tǒng)一的指導(dǎo)語(yǔ), 指導(dǎo)學(xué)生獨(dú)立完成問(wèn)卷內(nèi)容, 同時(shí)監(jiān)控其對(duì)問(wèn)卷內(nèi)容的理解情況, 并對(duì)其問(wèn)題進(jìn)行一對(duì)一回答, 完成后問(wèn)卷被當(dāng)場(chǎng)收回。施測(cè)結(jié)束后, 每位學(xué)生均可獲得小禮物。

2.4 數(shù)據(jù)處理

本研究用SPSS 26.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理與初步分析, 使用多重插補(bǔ)法(Multiple Imputation)插補(bǔ)缺失值, 用Mplus 8.0對(duì)學(xué)習(xí)投入進(jìn)行潛在剖面分析和潛在轉(zhuǎn)變分析。第一步, 對(duì)變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì), 采用皮爾遜相關(guān)分析考察三次測(cè)查的學(xué)習(xí)投入與其他變量的相關(guān); 第二步, 以學(xué)習(xí)投入三個(gè)維度的得分為外顯變量, 建立潛在剖面模型, 根據(jù)AIC、BIC、aBIC和熵等指標(biāo)確定最佳類(lèi)別模型; 第三步, 構(gòu)建潛在轉(zhuǎn)變模型分析學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)別的變化情況, 通過(guò)轉(zhuǎn)變概率展現(xiàn)“雙減”政策前后三個(gè)時(shí)間點(diǎn)學(xué)習(xí)投入的變化情況; 第四步, 以父母積極教養(yǎng)方式、同伴關(guān)系和師生關(guān)系作為預(yù)測(cè)變量, 學(xué)習(xí)投入轉(zhuǎn)變類(lèi)別為結(jié)果變量, 采用Logistics回歸, 考察父母積極教養(yǎng)方式、同伴關(guān)系及師生關(guān)系對(duì)學(xué)習(xí)投入潛在轉(zhuǎn)變類(lèi)別的預(yù)測(cè)作用。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

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

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1。相關(guān)結(jié)果表明, 性別與T1學(xué)習(xí)投入、T1師生關(guān)系和T2同伴關(guān)系存在顯著正相關(guān), T1和T2時(shí)間點(diǎn)的年齡與同一時(shí)間點(diǎn)父母積極教養(yǎng)方式存在顯著正相關(guān)。在T1和T2同一時(shí)間點(diǎn)上, 父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系、同伴關(guān)系均與學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān), 且T1父母積極教養(yǎng)方式、T1師生關(guān)系、T1同伴關(guān)系與T2學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān), T2父母積極教養(yǎng)方式、T2師生關(guān)系、T2同伴關(guān)系與T3學(xué)習(xí)投入呈顯著正相關(guān)。

3.3 潛類(lèi)別數(shù)目的確定

分別以T1、T2、T3學(xué)生學(xué)習(xí)投入三個(gè)維度的標(biāo)準(zhǔn)分進(jìn)行潛在剖面分析, 同時(shí)將性別納入?yún)f(xié)變量, 三個(gè)時(shí)間點(diǎn)不同潛剖面模型的模型擬合指數(shù)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(biāo)。其中, AIC、BIC和aBIC的數(shù)值越小代表擬合越佳(Jung & Wickrama, 2008), 當(dāng)熵大于0.80時(shí), 意味著有90%以上的樣本被正確分類(lèi)(Co?te? et al., 2002), LMRT和BLRT的值顯著表明類(lèi)別模型與?1類(lèi)別模型相比存在顯著差異(Jung & Wickrama, 2008)。在T1上, AIC、BIC、aBIC隨著類(lèi)別數(shù)目的增加逐漸下降, 當(dāng)模型為三類(lèi)別時(shí), 熵值為0.77, 分類(lèi)準(zhǔn)確性較差。當(dāng)模型達(dá)到四類(lèi)別時(shí), AIC、BIC、aBIC的下降程度較高, 且熵值為0.84, BLRT的值顯著。當(dāng)模型達(dá)五類(lèi)別時(shí), AIC、BIC、aBIC雖然有所下降, LMPT和BLRT的值顯著, 但有1類(lèi)別所占比例為1.73% (= 6), 可能存在代表性不足的問(wèn)題, 也不利于后續(xù)的統(tǒng)計(jì)分析, 綜合來(lái)看, T1時(shí)間點(diǎn)四類(lèi)別模型為最佳模型。T2、T3的模型表現(xiàn)與T1基本一致, 綜合模型的一致性、簡(jiǎn)潔性與實(shí)用性, 本研究選取四類(lèi)別潛在模型剖面。

結(jié)合以往研究的命名方式(Bae et al., 2020; Miller et al., 2021), 按照不同學(xué)習(xí)投入亞組在活力、動(dòng)機(jī)和專(zhuān)注三個(gè)維度上的得分與各維度平均分相比的標(biāo)準(zhǔn)差差異(如圖1), 本研究將不同學(xué)習(xí)投入亞組命名為“低學(xué)習(xí)投入組”、“中等學(xué)習(xí)投入組”、“高專(zhuān)注低活力組”和“高學(xué)習(xí)投入組”。“低學(xué)習(xí)投入組”在學(xué)習(xí)投入各維度得分的標(biāo)準(zhǔn)分均低于均值1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差?！爸械葘W(xué)習(xí)投入組”在學(xué)習(xí)投入各維度的標(biāo)準(zhǔn)分均接近平均水平且不低于均值1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差?！案邔?zhuān)注低活力組” 學(xué)生在三個(gè)時(shí)間點(diǎn)各維度的得分均高于平均值0.5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差以下, 三個(gè)維度得分在T1時(shí)間點(diǎn)方差分析顯示:(2, 519) = 2.30,= 0.10, ηp2= 0.01, 但專(zhuān)注維度得分(= 0.35)高于活力維度得分(= 0.24); 在T2時(shí)間點(diǎn)方差分析顯示:(2, 270) = 10.35,< 0.001, ηp2= 0.07, 事后檢驗(yàn)表明專(zhuān)注維度得分(= 0.44)顯著高于活力維度得分(= 0.11),< 0.001; 在T3時(shí)間點(diǎn)方差分析顯示:(2, 246) = 9.78,< 0.001, ηp2= 0.07, 事后檢驗(yàn)表明專(zhuān)注維度得分(= 0.47)顯著高于活力維度得分(= 0.17),< 0.001), 說(shuō)明該組學(xué)生專(zhuān)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(zhuān)注低活力組”?！案邔W(xué)習(xí)投入組”在學(xué)習(xí)投入各維度得分的標(biāo)準(zhǔn)分均高于均值約1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。T1、T2、T3時(shí)各組被試占總體的比例見(jiàn)表2。

使用MANOVAs檢驗(yàn)不同學(xué)習(xí)投入亞組在不同學(xué)習(xí)投入維度上得分的差異, 結(jié)果顯示, 在三個(gè)時(shí)間點(diǎn)上學(xué)習(xí)投入組別主效應(yīng)均顯著,s (3, 343) ≥ 319.14,s < 0.001, ηp2≥ 0.74。表3顯示不同學(xué)習(xí)投入亞組在某一學(xué)習(xí)投入維度的得分差異, 同時(shí)使用Bonferroni法進(jìn)行事后多重比較。結(jié)果顯示, 在三個(gè)時(shí)間點(diǎn)中, “低學(xué)習(xí)投入組”在三個(gè)學(xué)習(xí)投入維度中的得分均顯著低于“中等學(xué)習(xí)投入組”在各維度中的得分(s < 0.001), “中等學(xué)習(xí)投入組”在三個(gè)學(xué)習(xí)投入維度中的得分顯著低于“高專(zhuān)注低活力組”在各維度中的得分(s < 0.001), “高專(zhuān)注低活力組”在三個(gè)學(xué)習(xí)投入維度中的得分顯著低于“高學(xué)習(xí)投入組”在各維度中的得分(s < 0.001)。

3.4 “雙減”背景下小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的潛在轉(zhuǎn)變分析

T1 ～ T3四種學(xué)習(xí)投入類(lèi)別學(xué)生的轉(zhuǎn)變情況如表4和圖2所示。表4中轉(zhuǎn)變矩陣的對(duì)角線代表被試保持原潛在類(lèi)別的概率?！暗蛯W(xué)習(xí)投入組”學(xué)生“雙減”政策后傾向于向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變, 在“雙減”政策實(shí)施半年后(從T1到T2)和在“雙減”政策實(shí)施一年后(從T2到T3), 向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變的概率分別為55%和44%?！爸械葘W(xué)習(xí)投入組”學(xué)生“雙減”政策實(shí)施后保持原組的概率較高, “雙減”政策實(shí)施半年后(從T1到T2)和在“雙減”政策實(shí)施一年后(從T2到T3), 保持在原組的概率分別為43%和61%。對(duì)“高專(zhuān)注低活力組”學(xué)生而言, 在“雙減”政策實(shí)施半年后(從T1到T2), 該組學(xué)生傾向于向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變(39%); 在“雙減”政策實(shí)施一年后(從T2到T3), 該組學(xué)生更傾向于保持在“高專(zhuān)注低活力組” (49%)?！案邔W(xué)習(xí)投入組”學(xué)生“雙減”政策后傾向于保持在原組, 在“雙減”政策實(shí)施半年后(從T1到T2)和在“雙減”政策實(shí)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(xué)習(xí)投入LPA模型的模型擬合指標(biāo)

圖1 “雙減”前后(T1 ～ T3)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入潛剖面分析結(jié)果

注: 橫坐標(biāo)為學(xué)習(xí)投入的三個(gè)維度。

表3 四個(gè)學(xué)習(xí)投入亞組在學(xué)習(xí)投入各維度上的均值標(biāo)準(zhǔn)分差異

注: 基于Bonferroni法, 對(duì)不同學(xué)習(xí)投入亞組的均值標(biāo)準(zhǔn)分進(jìn)行事后多重比較。在同一行中, 具有不同字母下標(biāo)的均值標(biāo)準(zhǔn)分在0.001水平上存在差異;***< 0.001

表4 T1 ～ T3學(xué)習(xí)投入的潛在狀態(tài)概率和潛在轉(zhuǎn)變概率

注: T1為“雙減”政策實(shí)施前, T2為“雙減”政策實(shí)施半年后, T3為“雙減”政策實(shí)施一年后;在“T1到T2的轉(zhuǎn)變概率”和“T2到T3的轉(zhuǎn)變概率”中, 行表示T1時(shí)的潛在狀態(tài), 列表示T2時(shí)的潛在狀態(tài)。

3.5 “雙減”背景下父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系與同伴關(guān)系對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的影響

為探究學(xué)習(xí)投入潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的預(yù)測(cè)因素, 建立包含年齡和性別作為協(xié)變量的潛在轉(zhuǎn)變模型, 考察“雙減”背景下父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系、同伴關(guān)系對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)別潛變量隨時(shí)間轉(zhuǎn)變的影響。將保持原潛在狀態(tài)的被試作為參照組, 進(jìn)行多項(xiàng)Logistics回歸分析, 得出被試轉(zhuǎn)變到其他組的發(fā)生比(Odds Ratio, OR)。> 1意味著被試發(fā)生該轉(zhuǎn)變的可能性增加, 反之減少(王碧瑤等, 2015), 結(jié)果見(jiàn)表5。

圖2 T1 ～ T3學(xué)習(xí)投入的潛在狀態(tài)概率和潛在轉(zhuǎn)變概率

注: T1為“雙減”政策實(shí)施前, T2為“雙減”政策實(shí)施半年后, T3為“雙減”政策實(shí)施一年后; 線上數(shù)字表示學(xué)習(xí)投入類(lèi)組的轉(zhuǎn)變概率; 線段粗度與轉(zhuǎn)變概率呈正相關(guān)。

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

綜合來(lái)看, “雙減”政策前后, 父母積極教養(yǎng)方式和良好師生關(guān)系穩(wěn)健地影響學(xué)生學(xué)習(xí)投入的轉(zhuǎn)變, 且良好師生關(guān)系對(duì)于不同亞型小學(xué)生學(xué)習(xí)投入轉(zhuǎn)變的預(yù)測(cè)作用有所差異。同時(shí), “雙減”政策后, 良好同伴關(guān)系對(duì)“中等學(xué)習(xí)投入組”學(xué)生的學(xué)習(xí)投入轉(zhuǎn)變發(fā)揮了積極作用。

4 討論

4.1 小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的潛在類(lèi)別及特點(diǎn)

本研究采用潛在剖面分析探索了我國(guó)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的亞組, 發(fā)現(xiàn)“雙減”政策實(shí)施前后小學(xué)生學(xué)習(xí)投入可分為穩(wěn)定的4個(gè)亞組: “低學(xué)習(xí)投入組”、“中等學(xué)習(xí)投入組”、“高專(zhuān)注低活力組”和“高學(xué)習(xí)投入組”, 從個(gè)體中心的角度說(shuō)明學(xué)習(xí)投入具有異質(zhì)性, 驗(yàn)證了投入理論(Miller et al., 2021)?！案邔?zhuān)注低活力組”的發(fā)現(xiàn)為研究我國(guó)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入提供了新視角, 這可能和學(xué)生的主觀學(xué)習(xí)壓力相關(guān)。在“雙減”政策實(shí)施前, 受到父母意志的影響, 部分學(xué)生主觀學(xué)習(xí)壓力相對(duì)較大, 他們一天內(nèi)的絕大部分時(shí)間都在學(xué)習(xí)課程內(nèi)容或復(fù)習(xí)所學(xué)知識(shí), 在放學(xué)后還會(huì)上補(bǔ)習(xí)班(張生等, 2020), 這使學(xué)生在學(xué)習(xí)時(shí)被迫呈現(xiàn)出“專(zhuān)注”狀態(tài), 沒(méi)有過(guò)多機(jī)會(huì)表達(dá)和思考自己對(duì)于學(xué)習(xí)的熱情與想法(鄧建中等, 2022)?！半p減”政策后, 雖然考試量減少, 考試頻率降低, 但這類(lèi)學(xué)生的主觀學(xué)習(xí)壓力并未降低, 他們延續(xù)了“雙減”政策前的學(xué)習(xí)模式, 投入大量的學(xué)習(xí)時(shí)間, 卻仍在學(xué)習(xí)興趣等方面有所欠缺。因此, 部分小學(xué)生可能出現(xiàn)“活力”程度較低, 而“專(zhuān)注”程度較高的狀態(tài)。但這類(lèi)學(xué)生的潛藏風(fēng)險(xiǎn)往往被忽略, 因?yàn)橹袊?guó)文化下的教育者更注重培養(yǎng)學(xué)生專(zhuān)注勤奮等學(xué)習(xí)品質(zhì)和學(xué)習(xí)美德(Li et al., 2014), 呈現(xiàn)出“專(zhuān)注”狀態(tài)的學(xué)生往往受到教育者的鼓勵(lì), 這將引導(dǎo)學(xué)生持續(xù)保持高專(zhuān)注。然而, 根據(jù)需求?資源模型(Demands-resources Model), “高專(zhuān)注低活力組”學(xué)生常處于一種“以努力為驅(qū)力但精力被過(guò)度消耗”的狀態(tài), 這會(huì)導(dǎo)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(wú)法穩(wěn)定支持其專(zhuān)注狀態(tài), 進(jìn)而引發(fā)其學(xué)習(xí)投入水平的不穩(wěn)定, 因而該組學(xué)生需要教育者投入更多關(guān)注。

4.2 小學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)別在“雙減”政策前后的轉(zhuǎn)變情況

通過(guò)對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的潛在轉(zhuǎn)變分析, 本研究發(fā)現(xiàn)“雙減”政策前后, “中等學(xué)習(xí)投入組”和“高學(xué)習(xí)投入組”的穩(wěn)定性較強(qiáng), 而“低學(xué)習(xí)投入組”和“高專(zhuān)注低活力組”穩(wěn)定性較差。上述結(jié)論表明學(xué)習(xí)投入具有異質(zhì)性和動(dòng)態(tài)性, 且政策這一宏系統(tǒng)會(huì)對(duì)其發(fā)展產(chǎn)生影響, 驗(yàn)證并拓展了學(xué)習(xí)投入的綜合模型(Wang et al., 2019)。在“雙減”政策實(shí)施前, 受功利化價(jià)值取向的影響, 分?jǐn)?shù)及排名被大多數(shù)教師及家長(zhǎng)所看重, 學(xué)生壓力增加, 自主性和內(nèi)在動(dòng)機(jī)受損(Ryan & Deci, 2020)。而“雙減”政策實(shí)施后, 科技活動(dòng)和興趣活動(dòng)的開(kāi)展?jié)M足了學(xué)生的個(gè)性化發(fā)展需求(黃一帆, 周福盛, 2022), 學(xué)生學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)減輕及自主發(fā)展空間的提升促使學(xué)生的內(nèi)在動(dòng)機(jī)被觸發(fā)(寧本濤, 楊柳, 2022; Ryan & Deci, 2020)。因此“低學(xué)習(xí)投入組”學(xué)生傾向于向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變。對(duì)于“雙減”政策前學(xué)習(xí)投入水平就相對(duì)較高的學(xué)生來(lái)說(shuō), 其內(nèi)在學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)持續(xù)、強(qiáng)烈, 更容易保持穩(wěn)定的高水平學(xué)習(xí)投入(Zhen et al., 2020)。

值得注意的是, 在“雙減”政策實(shí)施半年后, “高專(zhuān)注低活力組”學(xué)生更傾向于向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變, “雙減”政策實(shí)施一年后, 該組學(xué)生保持在“高專(zhuān)注低活力組”的概率較高?；诮逃挠行岳碚?Educational Effectiveness Theories), Kyriakides等人(2015)提出在制定政策時(shí)應(yīng)充分考慮政策受益者的能力和準(zhǔn)備情況, 政策才可發(fā)揮積極作用?！半p減”政策迅速落實(shí)后, 小學(xué)生作業(yè)量減少且難度降低, 全國(guó)范圍內(nèi)教育培訓(xùn)市場(chǎng)規(guī)模大幅下降, 學(xué)生在短時(shí)間內(nèi)受到了“素質(zhì)教育”風(fēng)潮的沖擊。然而, 部分學(xué)生的自我管理能力相對(duì)較弱, 并未具備充分利用閑暇時(shí)間的能力, 未做好應(yīng)對(duì)“雙減”政策的準(zhǔn)備(寧本濤, 楊柳, 2022)。因此, 在“雙減”政策實(shí)施初, 學(xué)生處于“探索模式”, 政策對(duì)“高專(zhuān)注低活力組”學(xué)生學(xué)習(xí)投入的積極作用尚無(wú)法顯現(xiàn)。在“雙減”政策實(shí)施一年后, 環(huán)境變化強(qiáng)度相對(duì)減弱, 學(xué)生在適應(yīng)環(huán)境后學(xué)習(xí)投入水平趨于穩(wěn)定, 這體現(xiàn)了學(xué)生積極的社會(huì)適應(yīng)過(guò)程。

4.3 “雙減”背景下父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系和同伴關(guān)系對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入潛在類(lèi)別轉(zhuǎn)變的預(yù)測(cè)作用

本研究發(fā)現(xiàn), “雙減”背景下父母積極教養(yǎng)方式對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生了積極作用, 這與以往研究的結(jié)論一致(Lan, 2022; Zhou et al., 2019)。同時(shí), 研究發(fā)現(xiàn), “雙減”政策實(shí)施前后, 父母積極教養(yǎng)方式對(duì)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入亞組轉(zhuǎn)變的影響差異較小, 這是因?yàn)椴扇》e極教養(yǎng)方式的父母持續(xù)穩(wěn)定地提供學(xué)生成長(zhǎng)過(guò)程中所需的關(guān)鍵支持和環(huán)境(Teuber et al., 2022; Zhang et al., 2017), 因此父母積極教養(yǎng)方式對(duì)大多數(shù)學(xué)習(xí)投入亞型的小學(xué)生均有穩(wěn)健的積極作用。具體而言, 當(dāng)學(xué)生面臨學(xué)業(yè)挫折時(shí), 采取積極教養(yǎng)方式的父母總是通過(guò)鼓勵(lì)等方式培養(yǎng)學(xué)生積極的學(xué)習(xí)情緒(Juvonen et al., 2012), 使學(xué)生對(duì)學(xué)習(xí)充滿活力與熱情。并且, 積極教養(yǎng)方式水平較高的父母并非總是對(duì)孩子的不良學(xué)習(xí)紀(jì)律進(jìn)行懲罰(Wang et al., 2018), 而是努力培養(yǎng)學(xué)生的學(xué)習(xí)技能與策略(Hoover-Dempsey & Sandler, 1995), 提升學(xué)生的學(xué)習(xí)專(zhuān)注度?；诖? 強(qiáng)化父母主體責(zé)任并引導(dǎo)其樹(shù)立科學(xué)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(fā)現(xiàn)師生關(guān)系對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生了積極作用(Zhen et al., 2021)。依戀理論認(rèn)為高親密度、低沖突性的師生關(guān)系有助于學(xué)生獲得情緒安全感(Verschueren & Koomen, 2012), 減少學(xué)生負(fù)性情緒, 使學(xué)生感到被關(guān)懷和理解, 進(jìn)而促進(jìn)學(xué)生在課堂中的積極情感體驗(yàn)(Meyer & Turner, 2007), 使學(xué)生主動(dòng)探索學(xué)習(xí)環(huán)境, 增加其學(xué)習(xí)投入(Bergin & Bergin, 2009)。因此, 良好的師生關(guān)系可作為保護(hù)性因素降低學(xué)生的學(xué)業(yè)風(fēng)險(xiǎn), 提高其學(xué)習(xí)投入水平。

與Bear等人(2018)發(fā)現(xiàn)的“中國(guó)學(xué)生學(xué)習(xí)投入與同伴關(guān)系并無(wú)關(guān)聯(lián)”結(jié)論不同, 本研究發(fā)現(xiàn)了同伴關(guān)系對(duì)于小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的積極作用, 尤其可以促進(jìn)“中等學(xué)習(xí)投入組”向“高專(zhuān)注低活力組”轉(zhuǎn)變。這是由于Bear等人(2018)采取了變量中心的研究取向, 同伴關(guān)系對(duì)其他學(xué)習(xí)投入組的作用稀釋了對(duì)“中等學(xué)習(xí)投入組”的影響。這說(shuō)明本研究采取個(gè)體中心的研究取向, 探究同伴關(guān)系對(duì)不同學(xué)習(xí)投入亞組的異質(zhì)性作用有一定必要。對(duì)“中等學(xué)習(xí)投入組”的小學(xué)生而言, 在“雙減”政策前, 以“組間同質(zhì)、組內(nèi)異質(zhì)”的小組合作學(xué)習(xí)得以廣泛實(shí)施, 更高水平學(xué)習(xí)投入組學(xué)生可以輸出準(zhǔn)確的高質(zhì)量知識(shí), “中等學(xué)習(xí)投入組”學(xué)生因此受益(Law, 2014)。然而, 小組合作學(xué)習(xí)具有知識(shí)本位傾向, 注重知識(shí)和技能的分享、忽視小組成員間的溝通與交流割裂了知識(shí)學(xué)習(xí)與人際交往間的關(guān)聯(lián)?！半p減”政策后, 功利化教育取向得以扭轉(zhuǎn)(李廣海, 李海龍, 2022), 知識(shí)本位的學(xué)習(xí)氛圍逐漸向?qū)W生本位轉(zhuǎn)化, 加之學(xué)生在校內(nèi)的自主性增加(黃一帆, 周福盛, 2022), 同伴互動(dòng)愈發(fā)頻繁, 學(xué)習(xí)活動(dòng)與人際交往間的聯(lián)系得以打通。積極的同伴關(guān)系會(huì)讓個(gè)體感到安全, 進(jìn)而促進(jìn)分享和交流, 增加個(gè)體對(duì)學(xué)習(xí)的活力與熱情(Lee & Ha, 2022)。同時(shí), 良好的同伴關(guān)系在課堂中常常轉(zhuǎn)化為學(xué)習(xí)投入行為, 如對(duì)學(xué)習(xí)時(shí)間和注意力的管理, 這增加了學(xué)生在學(xué)習(xí)過(guò)程中的專(zhuān)注度(Lee & Ha, 2022), 同伴關(guān)系對(duì)“中等學(xué)習(xí)投入組”學(xué)生學(xué)習(xí)投入轉(zhuǎn)變的積極作用被發(fā)現(xiàn)。

綜合來(lái)看, “雙減”政策一方面提出“學(xué)?；貧w教育主陣地”, 另一方面要求“明晰家校育人責(zé)任, 密切家校溝通, 創(chuàng)新協(xié)同方式”, 使學(xué)校的教育權(quán)力被重申和擴(kuò)大, 且對(duì)家校協(xié)同育人提出了新的要求(李廣海, 李海龍, 2022), 同屬學(xué)校主體的師生關(guān)系、同伴關(guān)系及屬于家庭主體的父母積極教養(yǎng)方式的不同作用得以體現(xiàn)。該結(jié)論驗(yàn)證了生態(tài)系統(tǒng)理論, 即隨著宏系統(tǒng)的變化, 微系統(tǒng)對(duì)個(gè)體發(fā)展的影響也發(fā)生了變化(Bronfenbrenner, 1979)。研究發(fā)現(xiàn)父母、教師、同伴等微系統(tǒng)會(huì)對(duì)個(gè)體的學(xué)習(xí)投入水平產(chǎn)生集體影響, 且集體影響會(huì)在政策實(shí)施背景下發(fā)生變化: “雙減”政策實(shí)施前, 僅有父母積極教養(yǎng)方式和師生關(guān)系對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入轉(zhuǎn)變產(chǎn)生了作用, 說(shuō)明微系統(tǒng)對(duì)個(gè)體發(fā)展具有差異協(xié)同作用; 而“雙減”政策實(shí)施后, 父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系和同伴關(guān)系對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入轉(zhuǎn)變均產(chǎn)生了影響, 說(shuō)明微系統(tǒng)對(duì)個(gè)體發(fā)展具有累積協(xié)同作用。此外, 本研究以個(gè)體為中心的研究取向拓展了差異協(xié)同作用的應(yīng)用場(chǎng)景, 即差異協(xié)同作用不僅可以體現(xiàn)為不同微系統(tǒng)對(duì)變量(如, 學(xué)習(xí)投入)的差異影響, 還可體現(xiàn)為不同微系統(tǒng)對(duì)不同亞組群體的差異影響, 如 “雙減”政策實(shí)施后, 雖然整體來(lái)看, 父母積極教養(yǎng)方式、師生關(guān)系和同伴關(guān)系對(duì)學(xué)習(xí)投入的轉(zhuǎn)變發(fā)揮了累積協(xié)同作用, 但這一累積協(xié)同作用僅體現(xiàn)在“中等學(xué)習(xí)投入組”學(xué)生中, 這一發(fā)現(xiàn)拓展了生態(tài)系統(tǒng)理論(Skinner et al., 2022)。

4.4 研究局限

首先, 本研究雖然進(jìn)行了3次縱向調(diào)查, 但間隔時(shí)間相對(duì)較短, 總調(diào)查周期為13個(gè)月, 且被試量較少。未來(lái)研究可以增加調(diào)查周期及被試量, 進(jìn)一步探究“雙減”政策后小學(xué)生學(xué)習(xí)投入轉(zhuǎn)變結(jié)果的穩(wěn)健性。其次, 在調(diào)查期間“新冠疫情”處于反復(fù)期, “新冠疫情”對(duì)父母教養(yǎng)方式(Tao & Xu, 2020)、師生關(guān)系(Lessard & Puhl, 2021; Tao & Xu, 2020)和同伴關(guān)系(Lessard & Puhl, 2021)均產(chǎn)生了影響。因此, 父母及學(xué)校等環(huán)境因素對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)別轉(zhuǎn)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(jù)進(jìn)行進(jìn)一步探析。最后, 未來(lái)可以考慮采用與“雙減”政策相關(guān)的其他因素(如, 課業(yè)負(fù)擔(dān)、作業(yè)完成時(shí)間等)和多角度視角探究“雙減”政策對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響(張生等, 2020)。

5 結(jié)論

我國(guó)小學(xué)生學(xué)習(xí)投入存在“低學(xué)習(xí)投入組”、“中等學(xué)習(xí)投入組”、“高專(zhuān)注低活力組”和“高學(xué)習(xí)投入組”四種不同類(lèi)別?！半p減”政策實(shí)施后, “中等學(xué)習(xí)投入組”和“高學(xué)習(xí)投入組”穩(wěn)定性較強(qiáng), “低學(xué)習(xí)投入組”學(xué)生更易向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變, 在政策實(shí)施半年后, “高專(zhuān)注低活力組”學(xué)生更易向“中等學(xué)習(xí)投入組”轉(zhuǎn)變, 政策實(shí)施一年后, 該組學(xué)生保持在“高專(zhuān)注低活力組”的概率較高。父母積極教養(yǎng)方式、積極的師生關(guān)系和同伴關(guān)系是學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)別轉(zhuǎn)變的促進(jìn)性因素和保護(hù)性因素, 父母積極教養(yǎng)方式和良好師生關(guān)系在“雙減”政策前后穩(wěn)健地影響學(xué)習(xí)投入的轉(zhuǎn)變, 且良好師生關(guān)系對(duì)于不同亞型小學(xué)生學(xué)習(xí)投入類(lèi)別轉(zhuǎn)變的預(yù)測(cè)作用有所差異?！半p減”政策后, 良好同伴關(guān)系對(duì)“中等學(xué)習(xí)投入組”小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的轉(zhuǎn)變發(fā)揮了積極作用。

本篇論文的關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)(DOI:10.57760/sciencedb.06343)可在Science Data Bank數(shù)據(jù)庫(kù)(https://www.scidb.cn/surl/xlxb)中訪問(wèn)獲取。

Archambault, I., & Dupéré, V. (2017). Joint trajectories of behavioral, affective, and cognitive engagement in elementary school.,(2), 188? 198.

Arrindell, W. A., Sanavio, E., Aguilar, G., Sica, C., Hatzichristou, C., Eisemann, M., ... van der Ende, J. (1999). The development of a short form of the EMBU: Its appraisal with students in Greece, Guatemala, Hungary and Italy.,(4), 613?628.

最后，車(chē)載光伏遠(yuǎn)程控制空調(diào)的使用更加便捷。從結(jié)構(gòu)上看，汽車(chē)太陽(yáng)能空調(diào)是比較簡(jiǎn)單的，主要包括制冷部分、太陽(yáng)能電池以及控制部分這三個(gè)組成部分。而且著三個(gè)部分在技術(shù)上都比較成熟，已經(jīng)可以滿足大規(guī)模應(yīng)用的要求。另外，車(chē)載光伏遠(yuǎn)程控制空調(diào)在安裝和使用上也比較方便，不但新投入生產(chǎn)的汽車(chē)可以用車(chē)載光伏遠(yuǎn)程控制空調(diào)取代傳統(tǒng)的汽車(chē)空調(diào)，而且已經(jīng)生產(chǎn)出來(lái)并投入使用的舊車(chē)也可以進(jìn)行制冷設(shè)備的升級(jí)，可以很方便地裝上車(chē)載光伏遠(yuǎn)程控制空調(diào)，而且其使用效果也不會(huì)受到影響。

Bae, C. L., Les DeBusk-Lane, M., & Lester, A. M. (2020). Engagement profiles of elementary students in urban schools.,. https://doi.org/10.1016/j.cedpsych.2020.101880

Bear, G. G., Yang, C., Chen, D., He, X., Xie, J. S., & Huang, X. (2018). Differences in school climate and student engagement in China and the United States.,(2), 323?335.

Bergin, C., & Bergin, D. (2009). Attachment in the classroom.,(2), 141?170.

Bian, Y. F., & Zhang, X. Y. (2022). How to do well in family education guidance under the pattern of “Easing the burden of excessive homework and off?campus tutoring for students undergoing compulsory education”., (5), 8?12.

[邊玉芳, 張馨宇. (2022). “雙減”背景下如何做好家庭教育指導(dǎo)., (5), 8?12.]

Bronfenbrenner, U. (1979).. Cambridge, MA: Harvard University Press.

Cao, M., Zhu, X. Y., & Shen, S. S. (2022). A study on grade 7?12 students’ online learning performance with their parental involvement: Investigation and research report I on online teaching in primary and secondary schools in Jiangsu province., (4), 16?28.

[曹梅, 朱曉悅, 沈書(shū)生. (2022). 父母教育卷入對(duì)中學(xué)生在線學(xué)習(xí)表現(xiàn)的影響——江蘇省中小學(xué)在線教學(xué)調(diào)查研究報(bào)告之一.(4), 16?28.]

Chen, H. B., & Liu, J. (2018). The relations between family socioeconomic status and teenagers’ wisdom: The mediating roles of positive parenting style and openness personality.,(5), 558?566.

[陳浩彬, 劉潔. (2018). 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與青少年智慧的關(guān)系: 積極教養(yǎng)方式和開(kāi)放性人格的中介作用.,(5), 558?566.]

Chen, J., Huebner, E. S., & Tian, L. (2020). Longitudinal relations between hope and academic achievement in elementary school students: Behavioral engagement as a mediator.,, Article101824. https://doi.org/10.1016/j.lindif.2020.101824

Co?te?, S., Tremblay, R. E., Nagin, D., Zoccolillo, M., & Vitaro, F. (2002). The development of impulsivity, fearfulness, and helpfulness during childhood: Patterns of consistency and change in the trajectories of boys and girls.,(5), 609?618.

Darling, N., & Steinberg, L. (1993). Parenting style as context: An integrative model.(3), 487? 496.

Deng, J., Wang, M. C., Shou, Y., Lai, H., Zeng, H., & Gao, Y. (2020). Parenting behaviors and child psychopathy: A regression mixture analysis.,(6), 3585?3596.

Deng, J. Z., Yang, G. L., & Cai, Q. Y. (2022). Analysis of the value dimension, realistic barriers and paths of classroom teaching reform against the background of “double reduction”.(5), 159?168.

[鄧建中, 楊國(guó)良, 蔡其勇. (2022). “雙減”背景下課堂教學(xué)變革的價(jià)值向度、現(xiàn)實(shí)藩籬與路徑探析.(5), 159?168.]

Estévez, I., Rodríguez-Llorente, C., Pi?eiro, I., González- Suárez, R., & Valle, A. (2021). School engagement, academic achievement, and self?regulated learning.,(6), Article3011. https://doi.org/10.3390/su13063011

Fredricks, J. A., Hofkens, T., Wang, M. T., Mortenson, E., & Scott, P. (2018). Supporting girls’ and boys’ engagement in math and science learning: A mixed methods study.,(2), 271?298.

Hickendorff, M., Edelsbrunner, P. A., McMullen, J., Schneider, M., & Trezise, K. (2018). Informative tools for characterizing individual differences in learning: Latent class, latent profile, and latent transition analysis.,, 4?15.

Hoover-Dempsey, K. V., & Sandler, H. M. (1995). Parental involvement in children’s education: Why does it make a difference?,(2), 310?331.

Huang, Y. F., & Zhou, F. S. (2022). The spatial turn of school education under the background of “double reduction”.(3), 116?124.

[黃一帆, 周福盛. (2022). “雙減”背景下學(xué)校育人的空間轉(zhuǎn)向., (3), 116?124.]

Jiang, J., Lu, Z. R., Jiang, B. J., & Xu, Y. (2010). Revision of the short?form Egna Minnen av Barndoms Uppfostran for Chinese., (1), 94?99.

[蔣獎(jiǎng), 魯崢嶸, 蔣苾菁, 許燕. (2010). 簡(jiǎn)式父母教養(yǎng)方式問(wèn)卷中文版的初步修訂., (1), 94?99.]

Jung, T., & Wickrama, A. S. (2008). An introduction to latent class growth analysis and growth mixture modeling.,(1), 302?317.

Juvonen, J., Espinoza, G., & Knifsend, C. (2012). The role of peer relationships in student academic and extracurricular engagement. In S. L. Christenson, A. L. Reschly & C. Wylie (Eds.),(pp. 387?401). New York: Springer.

Kyriakides, L., Creemers, B. P., Antoniou, P., Demetriou, D., & Charalambous, C. Y. (2015). The impact of school policy and stakeholders’ actions on student learning: A longitudinal study.,, 113?124.

Lam, S., Jimerson, S., Wong, B. P. H., Kikas, E., Shin, H., Veiga, F. H., … Zollneritsch, J. (2014). Understanding and measuring student engagement in school: The results of an international study from 12 countries.(2), 213?232.

Lan, X. (2022). Perceived parental warmth, emotional awareness, and positive adjustment profiles in Chinese and Italian early adolescents: A person‐centered approach.,(2), 206?223.

Law, Y. K. (2014). The role of structured cooperative learning groups for enhancing Chinese primary students’ reading comprehension.,(4), 470?494.

Lee, M., & Ha, G. (2022). The role of peer relationships among elementary school students: Focusing on the mediation effects of grit depending on teacher?student relationships., https://doi.org/10.1007/s12144?022?03359?6

Lessard, L. M., & Puhl, R. M. (2021). Adolescent academic worries amid COVID?19 and perspectives on pandemic- related changes in teacher and peer relations.(5), 285?292.

Li, G. H., & Li, H. L. (2022). The implementation block and relief of the “double reduction” policy from the perspective of game theory.(6), 10?19

[李廣海, 李海龍. (2022). 博弈論視角下“雙減”政策執(zhí)行的阻滯與疏解., (6), 10?19.]

Li, J., Fung, H., Bakeman, R., Rae, K., & Wei, W. (2014). How European American and Taiwanese mothers talk to their children about learning.,(3), 1206?1221.

Longobardi, C., Prino, L. E., Marengo, D., & Settanni, M. (2016). Student?teacher relationships as a protective factor for school adjustment during the transition from middle to high school.,, Article1988. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2016.01988

Meyer, D. K., & Turner, J. C. (2007). Scaffolding emotions in classrooms. In P. A. Schutz & R. Pekrun (Eds.),(pp. 243?258). San Diego, CA: Elsevier Academic Press.

Miller, C. J., Perera, H. N., & Maghsoudlou, A. (2021). Students’ multidimensional profiles of math engagement: Predictors and outcomes from a self-system motivational perspective.,(1), 261?285.

Moreira, P. A., & Lee, V. E. (2020). School social organization influences adolescents’ cognitive engagement with school: The role of school support for learning and of autonomy support.,, Article101885. https://doi.org/10.1016/j.lindif.2020.101885

Ning, B. T., & Yang, L. (2022). Analysis of the effectiveness and coordination mechanism of the policy of “reducing the burden on homework” for elementary and middle school students—Based on a survey of 137 cities in 30 provinces., (1), 9?16.

[寧本濤, 楊柳. (2022). 中小學(xué)生“作業(yè)減負(fù)”政策實(shí)施成效及協(xié)同機(jī)制分析——基于全國(guó)30個(gè)省(市、區(qū))137個(gè)地級(jí)市的調(diào)查.(1), 9?16.]

Olivier, E., Morin, A. J., Langlois, J., Tardif-Grenier, K., & Archambault, I. (2020). Internalizing and externalizing behavior problems and student engagement in elementary and secondary school students.,(11), 2327?2346.

Pianta, R. C. (2001).?. Psychological Assessment Resources.

Plamondon, A., & Martinussen, R. (2019). Inattention symptoms are associated with academic achievement mostly through variance shared with intrinsic motivation and behavioral engagement.,(14), 1816? 1828.

Putwain, D. W., Nicholson, L. J., Pekrun, R., Becker, S., & Symes, W. (2019). Expectancy of success, attainment value, engagement, and achievement: A moderated mediation analysis.,, 117?125.

Roorda, D. L., Jak, S., Zee, M., Oort, F. J., & Koomen, H. M. (2017). Affective teacher?student relationships and students’ engagement and achievement: A meta-analytic update and test of the mediating role of engagement.,(3), 239?261.

Ryan, R. M., & Deci, E. L. (2020). Intrinsic and extrinsic motivation from a self?determination theory perspective: Definitions, theory, practices, and future directions.,, Article101860. https://doi.org/10.1016/j.cedpsych.2020.101860

Salmela-Aro, K., & Upadyaya, K. (2014). School burnout and engagement in the context of demands-resources model.,(1), 137?151.

Schaufeli, W. B., Martinez, I. M., Pinto, A. M., Salanova, M., & Bakker, A. B. (2002). Burnout and engagement in university students: A cross-national study.-,(5), 464?481.

Skinner, E. A., Rickert, N. P., Vollet, J. W., & Kindermann, T. A. (2022). The complex social ecology of academic development: A bioecological framework and illustration examining the collective effects of parents, teachers, and peers on student engagement.,(2), 87?113.

Tao, J., & Xu, Y. (2022). Parental support for young learners’ online learning of English in a Chinese primary school.,, Article102718. https://doi.org/10.1016/j.system. 2021.102718

Teuber, Z., Tang, X., Sielemann, L., Otterpohl, N., & Wild, E. (2022). Autonomy-related parenting profiles and their effects on adolescents’ academic and psychological development: A longitudinal person-oriented analysis.,, 1333?1353.

Verschueren, K., & Koomen, H. M. Y. (2012). Teacher?child relationships from an attachment perspective.,(3), 205?211.

Wang, B. Y., Zhang, M. Q., Zhang, J. T., & Hu, J. (2015). Describing the stage process of individual through transition matrix: Latent transition model., 8(4), 36?43.

[王碧瑤, 張敏強(qiáng), 張潔婷, 胡俊. (2015). 基于轉(zhuǎn)變矩陣描述的個(gè)體階段性發(fā)展: 潛在轉(zhuǎn)變模型.,(4), 36?43.]

Wang, H. H. (2013).(Unpublished doctorial dissertation). Huazhong Normal University, Wuhan, China.

[王?；? (2013).(碩士學(xué)位論文). 華中師范大學(xué), 武漢.]

Wang, M., Deng, X., & Du, X. (2018). Harsh parenting and academic achievement in Chinese adolescents: Potential mediating roles of effortful control and classroom engagement.,, 16?30.

Wang, M. T., Degol, J. L., & Henry, D. A. (2019). An integrative development-in-sociocultural-context model for children’s engagement in learning.,(9), 1086?1102.

Yang, C., Bear, G. G., & May, H. (2018). Multilevel associations between school-wide social-emotional learning approach and student engagement across elementary, middle, and high schools.,(1), 45?61.

Zhang, S., Zhang, P., Cao, R., Cheng, S., & Fang, D. (2020). Reducing learning burden accurately: The key to improve the effectiveness of the policy—Based on the classification and characteristic analysis of primary school students’ learning engagement and subjective schoolwork burden.(1), 114?121.

[張生, 張平, 曹榕, 程姝, 方丹. (2020). 人工智能時(shí)代下的精準(zhǔn)減負(fù): 提升減負(fù)政策效能的關(guān)鍵——基于小學(xué)生學(xué)習(xí)投入與主觀課業(yè)負(fù)擔(dān)類(lèi)型的劃分及特征分析.(1), 114?121.]

Zhang, W., Wei, X., Ji, L., Chen, L., & Deater-Deckard, K. (2017). Reconsidering parenting in Chinese culture: Subtypes, stability, and change of maternal parenting style during early adolescence.,, 1117?1136.

Zhang, X. M., & Zhang, Y. (2022). Resolving the contradiction between large-scale education and personalized education: Logical framework and practical approach to data-driven large-scale personalized teaching., (8), 42?52.

[楊現(xiàn)民, 張瑤. (2022). 教育規(guī)模化與個(gè)性化矛盾何以破解？——數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)規(guī)?；虿氖┙痰倪壿嬁蚣芘c實(shí)踐路徑., (8), 42?52.]

Zhen, R., Liu, R. D., Ding, Y., Jiang, R., Jiang, S., & Hong, W. (2021). Gratitude and academic engagement among primary students: Examining a multiple mediating model.,(5), 2543?2551.

Zhen, R., Liu, R. D., Wang, M. T., Ding, Y., Jiang, R., Fu, X., & Sun, Y. (2020). Trajectory patterns of academic engagement among elementary school students: The implicit theory of intelligence and academic self-efficacy matters.,(3), 618?634.

Zhong, B., L. (2021).Retrieved February 9, 2022, from http://www. moe.gov.cn/jyb_xwfb/moe_2082/2021/2021_zl49/202107/t20210724_546578.html

[鐘秉林. (2021).. 2022-02-02取自http://www.moe.gov.cn/jyb_xwfb/moe_ 2082/2021/2021_zl49/202107/t20210724_546578.html]

Zhou, H., & Long, L. R. (2004). Statistical remedies for common method biases.,(6), 942?950.

[周浩, 龍立榮. (2004). 共同方法偏差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與控制方法.,(6), 942?950.]

Zhou, L. H., Ntoumanis, N., & Th?gersen-Ntoumani, C. (2019). Effects of perceived autonomy support from social agents on motivation and engagement of Chinese primary school students: Psychological need satisfaction as mediator.,, 323?330.

Zhou, Z. K., Sun, X. J., Zhao, D. M., Tian, Y., & Fan, C. Y. (2015). The development of peer relationship in childhood.,(1), 62?70.

[周宗奎, 孫曉軍, 趙冬梅, 田媛, 范翠英. (2015). 同伴關(guān)系的發(fā)展研究.(1), 62?70.]

Zhu, X., Tian, L., Zhou, J., & Huebner, E. S. (2019). The developmental trajectory of behavioral school engagement and its reciprocal relations with subjective well-being in school among Chinese elementary school students.,, 286?295.

Zou, H., Qu, Z. Y., & Ye, Y. (2007). The characteristics of teacher?student relationships and its relationship with school adjustment of students., (4), 77?82.

[鄒泓, 屈智勇, 葉苑. (2007). 中小學(xué)生的師生關(guān)系與其學(xué)校適應(yīng)., (4), 77?82.]

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(xué)“十四五”規(guī)劃重點(diǎn)課題(BEAA23038): “雙減”政策實(shí)施過(guò)程中北京市中小學(xué)生學(xué)習(xí)投入的動(dòng)態(tài)變化及干預(yù)研究。

? 共同一作。

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

B849: G44