促进教育公平是我国教育事业发展的重要目标。近年来，政府部门在缩小城乡学校教育质量差距方面积极努力，农村学校教育质量得到不断提升。但农村学校教育质量相较于城市学校仍存在明显差距
［1］，城乡校际教育公平尚未实现。而除了学校教育质量差距以外，实现城乡教育公平还面临着另一个不容忽视的阻碍，即校外教育的不平等。在学校教育之外，城市家庭为子女提供了更多的家庭教育支持
［2］。对于校外教育资源相对有限的农村学生来说，更多依赖农村学校提供的教育资源以提高其学业能力。
增加校外自由时长、缩减在校学习时长的教育减负政策，使学校教育的功能在一定程度上被弱化了
［3］。1955年，新中国颁布的首个“减负令”——《关于减轻中小学过重负担的指示》提出，要按照规定严格限定学生在校学习时间，尽量每天留出一部分时间来作为学生自由支配的时间；1990年，《学校卫生工作条例》进一步明确小学生和初中生在校学习时间分别不超过6小时和8小时；2018年《关于印发中小学生减负措施的通知》和2021年《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》（“双减”政策）则将严控作业总量、压减作业时长作为重要举措。以增加校外自由时长、缩减在校学习时长为主的减负办法削弱了学校教育对学生学业发展的主导作用，而校外教育发挥的作用越来越大。城市学生在“双减”政策推行后依然能够获得来自学校、社会和家庭三方面的教育机会；农村学生在学校教育弱化之后，却无法获得家庭和社会的及时补缺，教育机会更为稀薄
［4］。社会公众就增加校外自由时长、缩减在校学习时长的教育减负办法是否加剧了城乡教育不平等进行过激烈的争论，但目前学界还鲜有针对此问题开展的实证研究。基于此，本文使用中国教育追踪调查（CEPS）数据，实证检验校外自由时长增加对城乡教育公平的影响，以期为优化“双减”政策和促进城乡教育公平提供经验证据。
一 文献综述与研究假设
城乡教育不平等主要表现为学校教育不平等和校外教育不平等两方面。学校教育不平等是由城乡学校教育质量的差距造成的，而校外教育不平等则与城乡家庭教育资源密切相关。家庭资本、家庭对子女的学业参与以及家庭为子女提供的校外补习机会共同导致了城乡学生校外教育的不平等。“双减”政策调节了学生校内外学习时长
［5］，重新配置了学生校内外教育的比重，这将对城乡学生的校外教育参与、家庭学业参与造成影响，并最终作用于教育结果。
国外学者研究发现，学生学业表现存在“夏季失落”现象
［6］。“夏季失落”现象是指学生暑期结束后，学业成就普遍下滑。并且，家庭经济社会地位较低的学生学业成就下滑更明显。恩特维斯等学者通过量化研究进一步检验了不同家庭背景学生在校期间和假期学业表现的差异，并提出了“水龙头理论”
［7］。“水龙头理论”认为，学生在校期间，学校教育如同水龙头一般给予每位学生同等的教育机会和资源，学生学习进展情况趋于一致。但是寒暑假等非在校期间，学校教育的水龙头关闭，家庭因素对于学生学业成就表现出显著影响。资源占优家庭通过为子女提供校外补习机会、辅导子女功课等手段，提高子女的学业能力和学业成就；而资源受限家庭子女由于家庭资源有限难以获得校外教育机会，学业成就进展缓慢，甚至出现倒退
［8］。由此，资源占优家庭与资源受限家庭子女的学业表现差距逐渐拉大。学生假期结束回到学校后，学校教育再次发挥主导作用，学生校内教育机会基本均等，学业表现的差距又会逐渐缩小。“水龙头理论”表明，学生在校期间的学校教育是缩小学生学业表现差距的主要途径，而学生非在校期间的家庭教育、校外教育是拉大学生学业差距的重要因素。我国以往教育减负政策的实施，在减少学生在校时长、增加校外自由时长的同时，在一定程度上弱化了学校教育功能，强化了家庭教育功能。家庭主要通过两种途径影响子女学业成就：一是家庭通过参加校外辅导班间接影响子女学业成就；二是家庭核心成员通过辅导功课、监督学习等方式直接影响子女学业成就
［9］。城乡二元结构体制下，城乡家庭由于经济资本、文化资本和社会资本等方面的不同，校外自由时长增加时能够为子女提供的校外补习机会和父母学业指导等方面的教育支持存在差别。基于此，本研究提出以下假设。
假设1：校外自由时长增加，城乡家庭对子女的校外教育参与、家庭学业参与的影响存在差异。
假设1a：校外自由时长增加，城市家庭为子女提供的校外教育参与机会、校外教育支出更多，城市学生的校外辅导时长更长。
假设1b：校外自由时长增加，城市家庭对子女的学业参与程度更深。
CEPS基线调查数据显示，城市学生认知能力原始分（10.58）显著高于农村学生（8.82），城市学生班级内学习成绩初始的变异系数（0.22）显著低于农村学生（0.29），城乡学生的教育存在基础性的不平等。由校外自由时长增加导致的城乡学生校外教育获得的不同会进一步影响学生的教育结果。城市学生可能在校外自由时长增加后得到了更多的校外教育资源，相较于农村学生学业能力提升幅度可能更大
［10-12］。但是，城市学生之间的校外自由时长增加后获得的校外教育资源可能不存在较大差距，而农村学生之间的校外自由时长增加后获得的校外教育资源可能存在差别
［13］。因此，城乡学生在各自群体内学业成就不平等程度有可能存在显著差异。由于CEPS提供的学生学业成绩仅具有校内可比性，因此本研究以班级内学生成绩离散程度评估城乡学生群体内学业成就不平等程度，城乡学生的学业成就差异则以具备跨校可比性的学生认知能力得分作比较。据此，本研究提出以下假设。
假设2：校外自由时长增加对于城乡学生教育结果的影响存在显著差异。
假设2a：校外自由时长增加，城市学生认知能力的增加幅度高于农村学生。
假设2b：校外自由时长增加，城市学生班级内学习成绩离散程度低于农村学生。
缩减在校学习时长、增加校外自由时长的减负政策手段使家庭介入子女教育的机会更多。在学生校外自由时长增加的情况下，身处家庭教育环境的时长会同步增加。学生处于家庭教育环境中，父母可能会增加家庭学业参与，或是让子女参加更多的校外教育，以此来提高子女的学业表现
［14］。基于此，校外自由时长可能通过家庭学业参与和校外教育参与的间接影响效应作用于学生的教育结果。据此，本研究提出以下假设。
假设3：家庭学业参与和校外教育参与在校外自由时长和学生教育结果的关系中存在中介效应。
二 研究设计
（一） 数据来源与样本情况
本文使用CEPS2013、2014学年和2014、2015学年两期的追踪调查数据。CEPS由中国人民大学中国调查与数据中心设计与实施，采取多阶段抽样法在全国随机抽取了28个县级单位、112所学校、438个班级（包含七年级和九年级两个同期群），共调查了约20000名学生。CEPS调查包括东、中、西部20个省（区、市），具有全国代表性。CEPS以问卷调查为主要手段，问卷结构涉及学生、家庭、班级、学校多个层面。本研究将CEPS基线调查数据和追访数据匹配合并使用。由于基线调查中九年级学生在追访时已经毕业，匹配合并的样本不包含基线调查九年级的学生数据，保留的样本数共10279个。考虑到校外自由时长对于城乡教育不平等程度的影响可能存在滞后效应，分析过程中代表城乡教育不平等程度的核心被解释变量来自第二期，解释变量来自第一期，以更好地验证教育减负是否会进一步加大城乡教育不平等程度。
（二） 变量选择与测度说明
1.校外自由时长。CEPS学校管理人员问卷中询问了学生每天早上到校时间、下午离校时间，据此可以计算出该校学生每天的在校时长。CEPS学生问卷中询问了学生每天的睡眠时长。通过计算每日总时长与学生每天在校时长和学生每天睡眠时长的差值，可以得到学生每天的校外自由时长。
2.校外教育参与。校外教育参与包括是否参加校外辅导班或学习兴趣班、校外辅导时长以及校外辅导支出三个方面。其中，学生是否参加校外辅导班或学习兴趣班以及校外辅导支出采用了CEPS家长问卷中的对应题项。为检验学生参与校外教育在学年内不同时期的差异性，本文利用CEPS学生问卷中相关题项生成了学生在周一至周五、周末（补习时长大于0视为参与了校外补习）和寒暑假是否参与了校外补习三个二分类变量。校外辅导时长是由CEPS学生问卷中学生自填的“平均每天上校外辅导班（与课业有关）的时长”一题生成。
3.家庭学业参与。家庭学业参与变量由CEPS家长问卷中“为孩子报名校外辅导班或学习兴趣班”“家人辅导孩子功课”“家长监督孩子做作业”三个测量指标分值加总标准化生成。数值越大，表示家庭学业参与程度越高。
4.学生认知能力。由于CEPS提供的学生学业成绩数据不具备跨校际的可比性，本研究选取认知能力测试得分作为学生学业成就的代理变量。CEPS认知能力测试采用语言、图形、计算与逻辑三参数IRT模型估计学生认知能力测试标准化总分，测试结果可用于全国性比较。学生认知能力变量来自第二期调查。
5.教育结果不平等。变异系数、泰尔指数和基尼系数是国际通用的衡量群体间不平等程度的重要统计指标。利用CEPS提供的学生秋季学期语文、数学和英语成绩数据，可以计算得出班级内学生成绩的变异系数、泰尔指数和基尼系数，系数值越大代表教育结果不平等程度越高。这一变量基于第二期调查数据生成。
6.城乡学生身份。利用CEPS学校管理人员问卷中“学校所在的地区类型”一题对学生进行分类，将就读于市/县城的中心城区、市/县城的边缘城区、市/县区的城乡接合部学校的学生视为城市学生，市/县城区以外的镇及农村学校就读的学生视为农村学生。
7.控制变量。学生的性别、年级、学习基础、就读学校是否属于公立学校、是否为独生子女、家庭经济状况以及父母最高受教育程度等因素对研究结果可能造成干扰，本研究对上述变量进行了控制。其中，学生学习基础通过其成绩在班级中所处水平衡量。
三 实证研究结果
（一） 城乡教育的基础性不平等
1 城乡学校教育的不平等
在CEPS学校管理人员问卷中，询问了学校基本信息、在校学生基本信息、教师基本信息、学校管理信息等内容，这些信息可用于衡量学校教育质量，以及判断城乡之间是否存在学校教育质量不平等情况。首先，利用“从办学情况看，学校目前在本县（区）的排名”一题（从最差到最好五个分类）代表学校教育的整体水平，发现城市学校排名均值为4.15，农村学校排名均值为3.57，t检验结果显示二者差异显著（t = -50.241，p＜0.001），这表明城市学校教育的整体排名显著高于农村学校。从选项分布比例上看，城市学校排名多属于“中上”或“最好”，而农村学校排名中上及以上的总体比例不及城市学校，并且约30%的农村学校排名在中间及以下。城乡学校排名分布显示出学校教育质量存在高低之分。
为了更加全面地评估城乡学校教育质量差距，参考李路路等的做法
［15］，构建学校教育水平综合性指数以进行比较。学校教育水平指数包括教学条件、教育经费、师资水平、管理状况和教育质量五个二级维度，以CEPS问卷中相关题项作为具体的测量指标。为了更详细地比较城乡学校师资水平的差异，我们在原始师资水平测量指标的基础上加入了学校本科及以上教师数与学生数比、占全校教师总数比和具有师范专业背景教师数占全校教师总数比三项测量指标。
表1呈现了城乡学校教育水平一级指标及其次级指标的详细对比情况。可以看出，农村学校在教学条件、教育经费、师资水平、管理状况和教育质量等指标得分上均低于城市学校，学校教育水平这一综合指标得分也低于城市学校。并且，各项指标得分差异性检验均具有统计学意义。这说明城乡学校教育质量存在差距，城乡学生接受的学校教育本就存在着不平等。
2 城乡家庭教育的不平等
家庭背景是影响学生学业成就的重要因素。不同家庭可以为子女提供的学校教育资源有优劣之分，为子女提供的校外教育资源也有所不同。家庭能够为子女提供的校外教育资源可以划分为多个层次。利用CEPS问卷中的题项，生成了文化资源、经济资源和情感资源可进行量化比较的指标项。从
表2中各指标项的对比情况来看，无论是在文化资源、经济资源还是在情感资源方面，城市家庭提供的家庭教育资源总量都超过农村家庭。这表明城市家庭相较于农村家庭具有代际累积优势，城市家庭在校外教育上的比较优势可能进一步加剧城乡教育不平等。
（二） 教育减负对城乡教育不平等的直接影响
1 校外自由时长对城乡学生校外教育参与的影响
为了检验校外自由时长的变动对城乡学生校外教育参与的影响，分别以校外教育参与机会、校外辅导时长和校外教育支出为因变量，以校外自由时长、城乡学生身份以及二者交互项为核心自变量，进行回归分析。通过检验城乡学生身份和校外自由时长交互项的系数显著性，可以对城乡学生校外教育参与的异质性进行判断。为减少多重共线性影响，对校外自由时长采取中心化处理。
（1）校外自由时长对城乡学生校外教育参与机会的影响
根据
表3模型1的回归结果可知，在校外自由时长一致的情况下，城市学生参加校外辅导班或学习兴趣班的可能性是农村学生的2.06倍（e
0.723＝2.06）。随着校外自由时长的增加，城乡学生参与校外辅导班或学习兴趣班的可能性均有所增加。城乡学生身份和校外自由时长的交互项对学生是否参与校外辅导班或学习兴趣班具有显著正向影响，这表明校外自由时长延长时，城市学生参与校外教育的概率更高。从交互项系数上看，校外自由时长每增加一个小时，城市学生参加校外教育的概率相较于农村学生增加5.20%。模型1的估计结果证实了假设1a成立。
我们以学生周一至周五、周末以及寒暑假是否参与了校外补习作为因变量，构建了模型2、模型3和模型4，以进一步检验一学年内不同时期城乡学生校外教育参与机会的异质性。结果发现，不论是在周一至周五、周末还是寒暑假，城市学生参加课外补习的可能性均显著高于农村学生。
（2）校外自由时长对城乡学生校外辅导时长和校外教育支出的影响
表4中模型5和模型6报告了校外自由时长与城乡学生校外辅导时长之间的关系。模型5的估计结果显示，不考虑学生的城乡差异时，校外自由时长延长会增加学生的校外辅导时长。但当模型中纳入城乡因素及其与校外自由时长的交乘项时，校外自由时长的影响效应变得不再显著。这说明城乡因素可能是校外自由时长与校外辅导时长关系的重要遗漏变量。模型6中城乡学生身份及其与校外自由时长的交互项对校外辅导时长都具有统计上的显著影响，表明校外自由时长一致时城市学生校外辅导时长相较于农村学生更久，校外自由时长延长时城市学生校外辅导时长相较于农村学生增长更多。从交互项系数上看，校外自由时长每延长一个小时，城市学生会比农村学生多花费3.48分钟用于校外辅导。模型6的估计结果证实了假设1a成立。
表4中模型7和模型8报告了校外自由时长与城乡学生校外教育支出之间的关系。模型7的估计结果显示，不考虑学生的城乡差异时，校外自由时长延长时学生的校外教育支出显著增加。当模型中纳入城乡因素及其与校外自由时长的交乘项时，校外自由时长的影响效应仍然显著，说明城乡学生在校外自由时长延长的情况下校外教育支出均有所增加。不过，模型8的回归结果表明，校外自由时长一致时城市学生校外教育支出是农村学生的2.57（e
0.944=2.57）倍，校外自由时长每延长一个小时城市学生比农村学生校外教育支出多0.235%，且结果有显著性的统计学意义。这意味着城市学生不仅在校外教育的原始投入上超过农村学生，而且在校外自由时长延长时的校外教育支出增长率也超过农村学生。模型8的估计结果证实了假设1a成立。
2 校外自由时长对城乡家庭学业参与的影响
表5报告了校外自由时长与城乡家庭学业参与之间的关系。由模型9可知，未考虑城乡差异时，校外自由时长延长会增加家庭学业参与。模型10控制城乡因素的作用后，校外自由时长的影响效应变得不再显著。这说明城乡因素可能是影响家庭学业参与的一项关键变量。从回归系数上看，城乡家庭学业参与有显著差异，城市家庭学业参与程度是农村家庭的1.39倍（e
0.326＝1.39）。我们进一步在模型11中加入城乡因素与校外自由时长的交互项，发现交互项系数具有显著的统计学意义，表明随着校外自由时长的延长，城市家庭相较于农村家庭对子女学业参与的程度更高。校外自由时长每延长一个小时，城市家庭在子女学业参与上多投入2.5%。模型11的估计结果证实了假设1b成立。
3 校外自由时长对城乡学生教育结果的影响
校外自由时长延长时，城乡学生在校外教育参与和家庭学业参与方面存在显著差异，这可能进一步加剧了城乡学生教育结果的不平等。我们以学生认知能力和班级内学生成绩离散程度作为教育结果的代理变量，检验校外自由时长对城乡学生教育结果的影响。
（1）校外自由时长对城乡学生认知能力的影响
表6模型12报告了校外自由时长与城乡学生认知能力之间的关系。在不考虑学生群体的城乡差异时，校外自由时长对学生认知能力具有显著正向影响，表明校外自由时长延长一定程度上提升了学生的认知能力。在考虑学生群体城乡差异并控制基期认知能力的情况下，回归结果显示：当校外自由时长一致时，城市学生认知能力是农村学生的1.20倍（e
0.184=1.20）。城乡学生身份与校外自由时长的交互项系数在0.01的水平上显著，说明校外自由时长延长时，城市学生认知能力增长幅度相较于农村学生更大。校外自由时长每延长一个小时，城市学生认知能力提升2.70%。模型12的估计结果证实了假设2a成立。
（2）校外自由时长与城乡学生成绩不平等
班级内学生成绩分布的离散程度可用于评估教育结果的不平等程度
［16］。在生成班级内学生成绩的基尼系数、泰尔指数和变异系数指标后，构建模型13、模型14和模型15三项回归方程，探究校外自由时长与学生成绩不平等的关系及关系的稳健性。根据
表6第二、三、四列的回归估计结果，发现校外自由时长延长会导致班级内学生成绩不平等程度显著提高。在校外自由时长一致的情形下，农村学校的班级内学生成绩不平等程度显著高于城市学校。模型中纳入的城乡学生身份和校外自由时长交互项在0.01水平上显著，说明校外自由时长延长时农村学校的学生成绩不平等程度会进一步扩大。模型13、模型14和模型15的核心解释变量系数显著性和方向无较大波动，表明研究结论具有稳健性。假设2b成立。
（三） 教育减负对城乡教育不平等的间接影响
为了进一步探究校外自由时长对于学生教育结果的影响机制，采用KHB方法检验校外教育参与以及家庭学业参与在二者关系间的中介效应。其中，校外教育参与由校外辅导时长和校外教育支出取对数加总生成，认知能力用于代表学生教育结果。中介效应分析结果表明（见
表7），两个中介模型的间接效应均在0.01的水平上显著，证明校外教育参与以及家庭学业参与的中介效应存在，假设3成立。从中介效应占比来看，课外教育参与占比为18.18%，家庭学业参与占比为4.76%，校外教育参与中介效应更强。基于此，校外自由时长对于学生教育结果的影响，在一定程度上是通过作用于校外教育参与以及家庭学业参与来实现的，校外自由时长延长催生了更多的校外教育参与和家庭学业参与，进而对学生教育结果产生影响。
四 结论与启示
（一） 研究结论
本文采用中国教育追踪调查数据，实证分析增加校外自由时长、缩减在校学习时长的教育减负手段是否造成了城乡教育不平等的进一步扩大，结果如下。
第一，城乡教育存在着基础性的不平等。一方面，城乡学校教育不平等。农村学生就读的学校在县（区）内排名显著低于城市学生，农村学校的教育水平显著低于城市学校。另一方面，城乡家庭教育不平等。城市家庭教育资源相较于农村家庭更具优势，提供的文化资源、经济资源以及情感资源更多。
第二，减负对城乡教育不平等存在直接影响。以减少在校时长、增加校外自由时长为主的减负政策对城乡学生校外教育参与、家庭学业参与和教育结果产生了差异化影响，城乡教育不平等程度可能会因此进一步加大。一是城市学生参加校外辅导班或学习兴趣班的可能性高于农村学生，且不论周一至周五、周末还是寒暑假，城市学生校外补习参与机会都高于农村学生。城市学生参加校外教育的概率更高。二是城市学生平均校外辅导时长高于农村学生。校外自由时长增加会导致城市学生在校外辅导上花费的时间比农村学生更多。三是城市家庭平均校外教育支出高于农村学生。城市家庭花费在校外辅导上的费用会超过农村家庭。四是城市家庭学业参与显著高于农村家庭。五是城市学生认知能力显著高于农村学生。城市学生的认知能力提升幅度会超过农村学生。六是农村学校班级内学生成绩不平等程度高于城市学校。校外自由时长增加导致的农村学校学生成绩不平等程度高于城市学校。
第三，减负对城乡教育不平等存在间接影响。减少在校时长、增加校外自由时长的减负政策扩充了家庭学业参与和校外教育参与，进一步影响着学生的教育结果，家庭学业参与和校外教育参与在校外自由时长对学生教育结果影响关系中发挥着中介作用，这表明减负加剧城乡教育不平等程度可能是通过校外教育的不平等扩大间接造成的。
（二） 政策启示
1 全面加强农村学校建设，着力提升农村学校教育质量
相对于城市学生而言，农村学生更加依赖学校教育资源。然而，我国城乡义务教育总体水平仍存在较大差距，城乡学生在起点阶段就存在着教育不平等
［17］。CEPS数据显示，各项学校微观指标的差异导致了城乡义务教育发展不均衡的宏观结果。实现教育公平正义应保障受教育权利和教育机会人人平等
［18］。为促进城乡教育公平，需要优化城乡义务教育学校资源配置。一是改善农村学校的教学条件。良好的教学条件是农村学校教育高质量发展的基本前提。随着农村学校标准化建设工程的推进，农村学校的教学条件得到了提升，不过与城市学校相比，农村学校的功能部室建设还不齐全，教育教学设备仍相对落后。为缩小城乡学校教育质量差距，政府应重点支持农村学校功能部室建设和教育教学设备升级，补齐农村学校教学条件方面的短板。二是加强农村教师队伍建设。城乡学校教育质量差距主要体现为师资水平的差距。在许多城市学校将中小学教师招聘条件提升至研究生学历的趋势下，还有不少农村中小学面临着教师“招不来、留不住、教不好”的问题。为提升农村学校教育质量，应从新教师补充和在职教师专业发展两方面发力。在教师补充方面，地方政府应拓宽教师补充渠道，采取定向培养、特岗计划、公开招考等方式为农村中小学补充数量充足、专业过硬的优质师资。在教师专业发展方面，持续优化农村教师培训体系，提升培训的针对性和实效性，促进在职农村教师能力提升。三是保障农村学校教育经费充足。“以县为主”的管理体制使县级财政成为农村义务教育经费保障的责任主体
［19］。限于经济发展水平，县级政府在农村义务教育经费投入上难以与市区级政府持平。教育经费保障责任主体的不同导致城乡学校可用的教育经费总量存在差距。为保证农村学校建设有充足的财政经费，应建立多级分担的农村义务教育经费保障机制，省市级政府应承担更多责任，形成“中央—省—市—县”的多级财政分担格局
［20］。
2 完善农村家庭教育支持体系，加强对农村家庭的“弱势补偿”
资源转化理论表明，家庭资本优势能够转化为子女的教育优势
［21］。根据城乡家庭教育资源比较的描述性统计分析结果，城市家庭的文化资源、经济资源与情感资源均高于农村家庭。家庭教育资源不平等导致城乡学生享有的校外教育机会存在差异，是加剧城乡教育不公平的重要诱因。为避免城乡家庭教育差距悬殊，应提升农村家庭教育质量，为农村家庭提供多元化支持
［22］。一是对农村经济困难家庭进行教育帮扶和援助。农村低收入家庭经济条件难以为子女提供更优质的学习环境和教育条件。为保障农村学生的教育权益，政府部门应为农村家庭发放教育补助金，并动员社会力量为农村家庭提供教育支持。二是加强对农村家长的家庭教育指导。农村家长文化教育水平相对较低、家庭教育意识相对淡薄，对子女的教育引导相对不足。因此，应贯彻落实《中华人民共和国家庭教育促进法》有关规定，发挥政府统筹、社会助力及家校合作作用，做好农村家庭教育指导工作，提升农村家庭教育能力。三是增进对农村儿童的家庭情感支持。大量农村学生家长因外出务工或忙于务农导致对子女的情感忽视，农村儿童家庭情感支持相对不足。缺乏家庭情感支持的农村儿童在遭遇学业挫折时，更容易产生消极情绪，进而造成学业成绩下滑。因此，应加强农村学生家长与子女的沟通互动，引导农村学生家长增加对子女的情感投入。对于外出务工的农村学生家长，提倡采用网络视频、打电话等方式提高亲子交流频率，使子女感受到关怀和陪伴。同时，应鼓励监护人、教师乃至全社会给予农村儿童更多关爱，提升农村儿童的幸福感。
3 优化“双减”政策设计理念和实施方案，注重减负的城乡差别
第一，科学评估城乡学生学业负担。科学评估学生学业负担水平是决定是否需要为学生进行减负的前提。当前，衡量学生学业负担水平的标准尚不明确，对于学业负担轻重程度的判定缺乏依据。由于学业负担重的界定方式模糊，“双减”政策针对的对象通常是所有学生。然而，城乡学生的学业负担来源存在差别，学业负担水平并不一致。从校内学习负担来看，农村学生校内学习任务总量与城市学校并没有显著差异（每天在校课时数
t=0.796，
p＞0.05）；从校外学习负担来看，农村学生参与校外辅导的比例较低，也没有过多的家庭教育干预，几乎不存在校外学习负担。对于农村学生来说，学业负担过重问题并不突出。对1342名农村中小学生的调查数据显示，仅有10.20%的学生认为其学业压力较高。从“双减”政策文本上看，减负举措未体现城乡差异性，落实过程中容易出现“一刀切”式的做法。由于城乡学生学业负担水平不同，如果盲目减负反而会导致农村学生学业水平的下降。为此，应基于政策目标群体和政策实施环境完善教育“双减”政策设计，制定城乡分异的“双减”政策执行方案，使“双减”政策更具有针对性。第二，强化农村学校的教育功能。本研究发现校外自由时长增加的情况下，城市学生的校外教育获得机会高于农村学生。城市家庭能够通过校外补习、家长指导等形式为子女提供更多的校外教育机会，而农村家庭能够为子女提供的校外教育机会较为有限。如果一味以减少学生在校时长、增加校外自由时长的方式减轻学生学业负担，难免会产生城乡教育不平等加剧的“意外性后果”。因此，应强化农村学校的教育功能，合理延长农村学生在校时长，由农村学校进行教育机会补偿以缓解城乡学生校外教育不平等。第三，提升农村学校课后服务和寒暑假托管服务质量。课后服务和寒暑假托管服务减弱了家庭的教育干预，有助于缓解教育机会不平等。但是，当前城乡学校课后服务和寒暑假托管服务质量仍存在差距，许多农村学校面临着师资、设备、场所等因素的限制，课后服务和寒暑假托管服务开展难度大
［23］。为避免产生新型城乡学校教育不平等，政府应加强对农村学校课后服务和寒暑假托管服务的支持，完善经费保障机制和服务资源配套，促进农村学校课后服务和寒暑假托管服务提质增效。
教育部人文社会科学青年基金项目“人口变动新形势下县域义务教育资源空间布局优化研究”(23YJC880107)
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