1. 引言
当前广大家长群体普遍存在的教育焦虑是人民日益增长的对于优质、个性化教育的需要和不平衡不充分的教育资源发展之间的矛盾。目前，国内外学者的研究多为分别研究双减政策实施后对教师工作教学的影响、对校外培训机构的影响。因此，本文创新性地通过包含23个方面小指标的心理焦虑量表来分析“双减”政策实施对家长心理焦虑作用的内在机理，将23个小指标降维成若干因子，检验“双减”政策实施对心理焦虑转变作用与若干因子之间的关系，并讨论各因子对心理焦虑加深的作用机制。
根据付卫东、胡依然、张杉(2024) [1]的研究，通过对6省30县的调查，指出“双减”政策实施后，学科类校外培训的参与主体仍以高收入家庭为主，且政策执行存在城乡资源分配不均问题，建议加强监管并推动教育资源均衡化。邹宝玲、张铭凯(2024) [2]通过实证分析发现，家长对“双减”政策的认知程度与其教育焦虑显著负相关，表明政策的解读和宣传是缓解焦虑的有效途径。王烨晖、秦可心、辛涛(2024) [3]关注作业减负增效，提出分层作业设计和教师专业能力的提升是优化政策执行效果的关键路径。宋乃庆、沈光辉(2024) [4]则探讨了STEAM教育对“双减”政策的助力作用，指出课程融合度低与师资不足是当前主要障碍，需完善跨学科资源支持体系。李佳哲、姚继军(2024) [5]从家校合作的视角发现，家长参与课后服务的频率与学生综合素质的提升显著正相关，但同时需避免家长过度干预学业管理。付卫东、郭三伟(2024) [6]揭示“双减”政策可能加剧教育不公平，尤其在农村地区，因课后服务资源匮乏，导致隐性教育差距扩大，建议加强财政投入。陈蕾、罗阳(2024) [7]分析了县域校外补习市场的监管困境，提出需建立多部门协同治理机制以打击隐形变异培训形式如“一对一辅导”。祁占勇、方洁、任姝怡(2024) [8]通过全国29省的调查数据发现，家长群体性焦虑整体缓解，但教育路径焦虑(如升学不确定性)依然普遍存在。杨燕(2024) [9]指出“双减”政策面临“表面减负、深层增负”的结构性矛盾，根源在于传统评价体系与家长教育观念的错位。邹红军、田雪(2024) [10]从教育时间分配的视角认为，虽然“双减”政策推动教育回归本质，但家庭时间管理压力有可能转移到非学业领域。覃立、黎吉权(2024) [11]强调，体育教育公平在缓解家长焦虑方面发挥着重要作用，建议完善体育资源的分配与多元化评价机制。谌舒山(2024) [12]分析了学科类隐形变异培训现象，指出其通过“线上私教”、“家庭教师”等形式规避监管，建议强化技术手段监测与执法力度。薛海平、张小莉(2024) [13]通过舆情分析发现，家长对政策执行效果的争议集中在课后服务质量不足与教师工作负担加重问题上。丁煌、王巍熹(2024) [14]探讨了政策执行的阻滞逻辑，提出需通过利益协调机制和基层执行者激励措施来优化政策效能。李勉(2024) [15]构建了中小学办学质量评价体系，建议将学生身心健康、实践能力等纳入核心指标，推动教育评价的多元化改革。薛海平、黄为(2024) [16]借鉴发达国家经验，提出义务教育课后服务应建立政府主导、社会参与的可持续资源供给模式。魏易、康乐(2024) [17]通过家庭调查数据评估了“双减”政策的短期效果，发现学科培训支出显著下降，但家庭教育支出转向了艺术、体育等素质类培训。姜雨晴、张学波、林书兵等(2024) [18]提出，基于数据赋能的作业减负路径应通过建立智能作业平台，提供个性化作业设计与动态学情监测。景玉慧、沈书生(2024) [19]从学习空间重构的角度，提出在“双减”背景下，需利用数字技术打造虚实融合的课堂教学新生态，以提升教学效率。余晖、陈心彧(2023) [20]分析了政策执行偏差类型，指出政策目标模糊与执行者认知差异是导致地方“一刀切”现象的主因。朱小园(2013) [21]早期研究揭示学生考前焦虑与家庭期望过高、自我效能感不足密切相关，建议加强家校沟通与心理干预。肖青、苏萍、黄佩贞(2023) [22]聚焦中老年居民健康信息素养，发现其健康行为与信息获取能力显著相关，间接提示家长健康观念对子女教育焦虑的影响。朱广荣、余小鸣、王嘉等(2005) [23]通过比较小学健康教育模式，强调学校健康教育课程对提升家庭健康管理能力的促进作用。Weng J (2024) [24]基于政策实施视角，探讨了“双减”对义务教育阶段教师角色的影响，指出教师需从知识传授者转向学习引导者与资源协调者。Xie R、Wang X、Ding Y等(2024) [25]揭示家长自主支持通过亲子沟通与家庭凝聚力间接促进政策适应性，强调家庭内部互动对焦虑缓解的调节作用。
2. 对象与方法
2.1. 对象
杭州市中小学家长。
2.2. 方法
1. 抽样方法
根据杭州市统计局提供的人口数据，将调查总体按照城区进行分层，并依据各城区的人口比例来确定每个城区对应抽样数量；在第二层，根据杭州市的行政区划，在每个城区内随机抽取了2个地点作为调查地点；根据等额分配的原则，进行随机抽样。
2. 调查方法
采用问卷调查法。对杭州市中小学家长进行“双减”前后教育焦虑的调查。该问卷包括三个部分：① 基本信息包括性别、年龄、文化程度、职业类型、家庭年收入水平和孩子学习情况等；② 家长对“双减”政策的认知与教育选择情况；③ 家长的教育心理焦虑自评问卷，包括24个条目；评分标准：量表每题1~5分，分数越高，显示家长的教育心理焦虑越严重。该量表Cronbach’s α系数为0.965。
3. 质量控制
本次研究对调查员进行了严格培训，确保调查过程中使用统一的指导语，并采用匿名方式进行问卷收集。调查结束后，现场检查资料的完整性和真实性，若发现遗漏项，会提醒受访者及时补齐问卷。收集到的资料由两人两台设备录入数据库，整个调查严格遵守问卷内容的保密原则。
4. 统计分析
采用SPSS21.0统计学软件对数据进行统计分析，计数资料以百分比(%)表示，采用χ2检验；符合正态分布的计量资料以均值 ± 标准差(
)表示，采用t检验。对单因素差异具有统计学意义的因素，进一步通过多元线性回归分析。p值 < 0.05表示差异具有统计学意义。
3. 结果
3.1. 基本情况
共发放问卷820份，回收有效问卷814份，问卷有效率为99.3%。其中男性271人(33.3%)，女性543人(66.7%)；文化水平是初中学历有65人(7.99%)，是高中/中专学历有124人(15.23%)，是本科/大专有521人(64.00%)，是硕士学历有65人(7.99%)，是博士学历有39人(4.79%)；孩子个数为一的家长有479人(58.85%)，孩子个数为二的家长有304人(37.35%)，孩子个数为三个及以上的家长有31人(3.81%)。研究参与者均为自愿参与调查研究。
3.2. “双减”政策了解程度、家庭年收入与家长教育焦虑的列联表分析
对“双减”政策的了解程度会对家长教育焦虑产生显著性影响，随着了解程度的加深，家长的焦虑程度会逐渐向基本不焦虑和一般进行转移。不同年收入水平会对家长在“双减”政策后的教育焦虑产生显著性影响，随着年收入的增加，教育焦虑变化会逐渐往减轻方向发展。结果详见表1及表2。
Table 1. Contingency table analysis of parents’ understanding degree and anxiety degree of “double reduction” policy
表1. 家长对“双减”政策了解程度与焦虑程度列联表分析表
焦虑程度 |
对“双减”政策的了解程度 |
非常了解 |
比较了解 |
基本了解 |
不了解 |
完全不清楚 |
小计 |
完全不焦虑 |
63 (30.7%) |
34 (10.9%) |
38 (16.7%) |
3 (5.7%) |
4 (26.7%) |
142 (17.4%) |
基本不焦虑 |
26 (12.7%) |
69 (22%) |
36 (15.8%) |
10 (18.9%) |
2 (13.3%) |
143 (17.6%) |
一般 |
49 (23.9%) |
110 (35.1%) |
77 (33.8%) |
21 (39.6%) |
5 (33.3%) |
262 (32.2%) |
较焦虑 |
31 (15.1%) |
59 (18.8%) |
44 (19.3%) |
11 (20.8%) |
2 (13.3%) |
147 (18.1%) |
很焦虑 |
36 (17.6%) |
41 (13.1%) |
33 (14.5%) |
8 (15.1%) |
2 (13.3%) |
120 (14.7%) |
注：皮尔逊卡方检验p值：0.00。
Table 2. Contingency table analysis of family annual income on parents’ educational anxiety after the promulgation of the “double reduction” policy
表2. 家庭年收入对“双减”政策颁布后家长教育焦虑的列联表分析表
焦虑程度 |
家庭年收入 |
10万及以下 |
10~20万 |
20~30万 |
30~50万 |
50~100万 |
100万以上 |
小计 |
完全不焦虑 |
16 (11.7%) |
42 (15.3%) |
39 (18.7%) |
16 (15.4%) |
11 (23.9%) |
18 (41.9%) |
142 (17.4%) |
续表
基本不焦虑 |
21 (15.3%) |
50 (18.2%) |
40 (19.1%) |
20 (19.2%) |
6 (13%) |
6 (14%) |
143 (17.6%) |
一般 |
53 (38.7%) |
94 (34.2%) |
60 (28.7%) |
30 (28.8%) |
14 (30.4%) |
11 (25.6%) |
262 (32.2%) |
较焦虑 |
22 (16.1%) |
51 (18.5%) |
39 (18.7%) |
27 (26%) |
6 (13%) |
2 (4.7%) |
147 (18.1%) |
很焦虑 |
25 (18.2%) |
38 (13.8%) |
31 (14.8%) |
11 (10.6%) |
9 (19.6%) |
6 (14%) |
120 (14.7%) |
注：皮尔逊卡方检验p值：0.01。
3.3. “双减”政策实施下家长教育焦虑因素的验证性因子分析
参考了焦虑自评量表(SAS)以及世界著名的心理测试量表SCL-90，将“双减”政策后家长教育焦虑程度分为23个小指标。先进行KMO检验和Bartlett球形检验，结果如表3所示。
Table 3. KMO and Bartlett sphericity test table
表3. KMO与巴特利特球形度检验表
KMO取样适切性量数 |
0.974 |
巴特利特球形度检验 |
近似卡方 |
14339.353 |
自由度 |
253 |
显著性 |
0.000 |
进行因子分析后得到旋转后的正交矩阵具体如表4所示，通过旋转正交因子表，可以将所有的指标化分为四个因子，分别为教育历程担忧、学习过程焦虑、健康学习关切、教育成果关注。
Table 4. Table of rotation orthogonal factors
表4. 旋转正交因子表
|
成分 |
命名 |
1 |
2 |
3 |
4 |
教育培训焦虑 |
0.749 |
0.271 |
0.220 |
0.302 |
教育历程担忧 |
补习成效期望 |
0.703 |
0.310 |
0.282 |
0.310 |
家教寻找担忧 |
0.671 |
0.383 |
0.095 |
0.284 |
考试变化担忧 |
0.650 |
0.272 |
0.357 |
0.263 |
教育压力疲惫 |
0.628 |
0.471 |
0.227 |
0.107 |
同龄对比焦虑 |
0.584 |
0.394 |
0.399 |
0.222 |
名校门槛焦虑 |
0.580 |
0.304 |
0.485 |
0.177 |
知识吸收担忧 |
0.564 |
0.490 |
0.385 |
0.152 |
学区购房压力 |
0.521 |
0.184 |
0.399 |
0.370 |
就业压力焦虑 |
0.459 |
0.456 |
0.416 |
0.248 |
学习监督依赖 |
0.280 |
0.812 |
0.144 |
0.210 |
学习过程焦虑 |
学习毅力不足 |
0.197 |
0.763 |
0.236 |
0.218 |
学习成绩焦虑 |
0.363 |
0.747 |
0.078 |
0.176 |
发展期望焦虑 |
0.325 |
0.652 |
0.183 |
0.302 |
续表
教育情绪失控 |
0.263 |
0.644 |
0.411 |
0.143 |
|
学习内容担忧 |
0.364 |
0.572 |
0.428 |
0.248 |
睡眠健康担忧 |
0.202 |
0.137 |
0.818 |
0.192 |
健康学习关切 |
极端行为担忧 |
0.286 |
0.177 |
0.775 |
0.152 |
学习粗心担忧 |
0.334 |
0.403 |
0.602 |
0.220 |
教师水平担忧 |
0.154 |
0.230 |
0.580 |
0.534 |
学习状态关注 |
0.366 |
0.181 |
0.143 |
0.705 |
教育成果关注 |
名校头衔担忧 |
0.181 |
0.263 |
0.343 |
0.662 |
课外辅导申报 |
0.351 |
0.361 |
0.167 |
0.596 |
3.4. “双减”政策影响下不同教育焦虑的三类家长特征
将上述降维后的四个因子作为指标进行Kmeans聚类分析，在进行23次聚类分析的迭代后，发现聚类中心没有改动或改动较小而达到收敛，故我们认为第23次迭代后，迭代终止。其聚类中心及各类案例数如表5所示，能够发现类型一的家长更关注孩子的身心健康和教育成果，类型二的家长更关注孩子的学习方法和健康状态，类型三的家长更关注教育路径和孩子在学习过程中的身心健康。因此我们将类型1、2、3家长分别命名为健康成果型家长、学习关怀型家长和教育轨迹型家长。
Table 5. Clustering results of four dimensionality reduction factors
表5. 四项降维后因子聚类结果表
类型 |
1 |
2 |
3 |
教育历程担忧 |
2.77 |
3.12 |
3.07 |
学习过程焦虑 |
2.33 |
3.51 |
2.67 |
健康学习关切 |
3.58 |
3.39 |
3.05 |
教育成果关注 |
3.32 |
2.95 |
2.4 |
案例数 |
191 |
328 |
295 |
本研究通过因子分析与聚类分析揭示了家长教育焦虑的差异化特征，结合人口统计学变量可进一步阐释不同类型家长的群体属性。表2数据显示，家庭年收入100万以上的家长在“完全不焦虑”中占比最高(41.9%)，而年收入10万及以下的家长在“较焦虑”和“很焦虑”中占比合计34.3%，表明经济条件显著影响焦虑类型分化。高收入家庭可能更多归属于健康成果型家长，因其具备资源支持孩子的全面发展，更关注身心健康与教育成果；而低收入家长因教育资源有限，对政策支持的依赖度较高，更倾向于教育轨迹型家长，注重教育路径的明确性与学习过程中的稳定性。此外，本科/大专学历家长占比达64.00%，结合教育轨迹型家长占比36.2% (295人)，可推测高学历家长更倾向于系统规划子女教育路径，反映出教育背景对焦虑焦点的潜在影响。
4. 讨论
本研究基于杭州市中小学家长对“双减”政策实施后的教育心理焦虑情况进行了详尽的调查和分析，通过方差分析我们发现对“双减”政策的不同了解程度会显著影响家长在“双减”政策实施后的心理焦虑状况，因此，我们强烈建议学校和老师及时为家长解读“双减”政策的相关条目和改动，帮助家长更好地为孩子规划学习路线和调整学习模式。有关教育部门应及时了解政策实施后的成果和缺陷，及时进行调整以实现更好的教育公平和教育高质量发展。
通过因子分析，我们揭示了家长焦虑的主要影响因素，分别是教育历程担忧、学习过程焦虑、健康学习关切和教育成果关注。借助Kmeans聚类分析方法，根据焦虑类型总结出三种不同类型的家长，分别为健康成果型家长、学习关怀型家长、教育轨迹型家长。针对三种不同类型的家长，可以开展差异化的教育培训。例如，针对健康成果型家长，学校可以提供有关身心健康管理的知识，帮助家长更好地支持孩子的全面发展；针对学习关怀型家长，可以重点介绍学习方法和学习过程管理的技巧，帮助家长更好地辅导孩子；对于教育轨迹型家长，则可以提供教育规划的相关咨询，帮助他们更科学地规划孩子的教育路径。
不仅如此，考虑到家长的焦虑症状可能会影响其日常生活和工作，国家相关部门应当在不同地区推广并落实多元化评价体系，找出适合各地区的具体评价标准。不仅关注学生的学业成绩，也要注重其在其他方面的发展，如体育、艺术、社会活动等。通过多元评价，减轻家长对孩子单一成绩的焦虑，帮助家长树立更加全面、科学的教育观。
本研究结果为“双减”政策的精准实施提供了重要参考。针对健康成果型、学习关怀型与教育轨迹型家长，需制定差异化干预策略：前者需强化综合素质培养指导，中者应通过家校协作优化学习方法，后者则需政策明确升学路径以缓解不确定性焦虑。表1中“非常了解”政策的家长“完全不焦虑”占比达30.7%，显著高于其他群体，提示政策宣传与解读是缓解焦虑的关键路径，建议通过学校、社区等多渠道提升家长政策认知。然而，研究样本局限于杭州市城区，可能高估政策对教育资源丰富地区的适用性，未来需纳入农村及欠发达地区数据进行对比分析。此外，横断面设计难以追踪焦虑动态变化，后续可采用纵向研究观测政策长期效果；问卷内容聚焦学业相关焦虑，未涵盖亲子互动等潜在因素，未来可结合质性访谈深化机制探讨，以全面评估政策的社会心理影响。
我们希望通过上述建议的实施，能够有效帮助家长缓解“双减”政策下的教育心理焦虑，同时促进学生的全面发展，实现教育公平和高质量发展的目标。