別人家的孩子:鄰里效應對學生參與影子教育的影響研究
——基于中國家庭追蹤調查面板數據的分析

薛海平,楊琳琳,徐丹誠

(1.首都師范大學 教育學院,北京 100048;2.中國醫學科學院北京協和醫學院,北京 100730)

一、引言

自2021年7月24日“雙減”政策出臺以來,仍有部分家長通過“英語戲劇培訓”等一系列隱形變異的形式規避“雙減”政策[1]。共青團中央開展的一項調查結果顯示,“雙減”政策出臺后,仍有26.1%的受訪家長表示會繼續讓其子女接受培訓、補課[2]。以往學者們對學生參與影子教育影響因素的研究多集中于學生的個體特征、家庭社會經濟地位(以下簡稱SES)和學校特征等因素[3][4],這些研究均將學生參與影子教育看作是獨立于群體的行為。作為社會性動物,人們的思想和行為會在與群體的長時間互動中逐漸與群體趨同[5]。自《科爾曼報告》首次提出學生學業成績存在顯著的同伴影響以來,學者們逐漸將研究視角轉向學生同伴對個體的影響。國內外學者的研究也表明學生的學業成績和行為存在顯著的同伴影響[6][7]?！熬徒雽W”政策使得學生的同輩群體居住于同一社區,那么,學生參與影子教育是否存在鄰里效應?如果有,鄰里效應有怎樣的變化趨勢?鄰里效應在不同個體家庭SES、學段及城鄉學生間是否存在異質性影響?本研究將構建面板固定效應Logit模型對中國家庭追蹤調查(CFPS)數據進行分析,嘗試回答上述問題,為治理影子教育、進一步促進“雙減”政策落地落實提供決策參考。

二、文獻綜述

(一)鄰里效應

20世紀90年代,鄰里效應(neighborhood effect)開始進入國外學者的研究視野[8]。美國社會學家Wilson在其著作《真正的窮人》中最先提及鄰里效應,其對美國城市中貧民窟的研究發現,居民的生活態度和社會行為會受鄰里特征的影響[9]。自20世紀末以來,鄰里效應研究吸引了社會學、政治學、經濟學、地理學和心理學等多學科研究者的關注[10]。鄰里效應是指鄰里的某些特征會對個人的社會經濟結果產生影響[11]。個體與群體間的社會互動是解釋鄰里效應產生的主要機制,個體會傾向于同群體中其他人進行比較,以群體標準作為自身行為的重要參考,從而產生行為的模仿和跟隨。同時,個體在社會交往中與群體進行信息的交換、傳遞,可能通過認知和觀念的改變影響個體的行為決策[12]。Manski將社會互動的作用機制分為內生效應、外生效應和關聯效應。其中,內生效應是指個體行為傾向隨群體行為的變化而變化,外生效應是指個體行為傾向隨群體特征的影響而變化,關聯效應是指同一群體中的個人往往表現相似,因為他們具有相似的個人特征或面臨相似的制度環境[13]。

國內有關鄰里效應的研究開始較晚,當前有關鄰里效應的研究涉及經濟、社會、公共健康等多領域。在教育學領域,部分研究者關注到鄰里效應對家庭教育支出的影響。余麗甜和詹宇波(2018)利用CFPS數據的研究發現,鄰里效應對家庭教育支出產生了顯著的影響[14]。耿峰(2019)利用CFPS數據,研究發現同一社區其他家庭中大學生子女比率的提升對個體家庭教育支出具有顯著正向影響[15]。還有研究者聚焦鄰里教育環境對青少年人力資本積累的影響。劉宏、李嘉瑩(2023)利用CFPS數據研究發現,社區母輩教育有顯著的代際鄰里效應,男孩、居住在農村、家庭收入較低和自己母親受教育程度較低的青少年更能從良好的鄰里教育環境中獲益[16]。

此外,鄰里效應與青少年學業表現的關系也引起了部分研究者的關注。劉欣、夏彧(2018)研究發現鄰里優勢集群對少兒學業成就有促進作用[17]。孫倫軒(2018)利用中國教育追蹤調查(CEPS)數據,研究發現城鎮青少年成長存在鄰里效應,會導致青少年在自我教育期望和同伴上進程度上產生差異,進而影響認知能力的發展[18]。方超(2023)基于CEPS數據,研究發現家庭經濟資本、文化資本等因素直接決定了社會鄰里效應引致的義務教育結果不平等,而且社區鄰里效應對義務教育結果表現的異質性影響呈N型結構變化[19]。

(二)鄰里效應與影子教育

目前少有研究者關注鄰里效應與影子教育的關系,考慮到鄰里效應與同伴影響同是探討學生同輩群體對個體參與影子教育的影響,故本研究綜述了鄰里效應、同伴影響對學生個體參與影子教育的影響的相關文獻。

周東洋和吳愈曉(2018)、陳愛麗等(2019)基于CEPS數據,研究發現學生個體參與影子教育的可能性和支出會隨班級同伴影子教育參與比例和支出的提高而加大[20][21]。方航等(2021)基于CFPS的農村樣本,研究發現其他農戶的教育支出(涵蓋影子教育支出)會提升農戶個體的教育支出[22]。Kim等(2022)、李昂然(2022)使用大規模調查數據研究發現,學校同伴參加影子教育的比例越高,學生個體參加影子教育的概率越大[23][24]。薛海平和徐丹誠(2022)基于CEPS兩期數據的研究發現,在同一班級和同一學校內學生參與影子教育均存在顯著的同伴影響,且學校同伴的影響要大于班級同伴的影響[25]。徐丹誠、薛海平(2022)利用CFPS數據研究發現,學生參與影子教育存在鄰里效應[26]。

(三)文獻述評

已有研究著重探討了鄰里效應與青少年學業表現、青少年人力資本積累以及家庭教育支出的關系,證實了學生參與影子教育存在同伴影響與鄰里效應,但是鮮有研究深入挖掘鄰里效應對學生參與影子教育的影響,具體表現在:第一,從研究數據來看,已有研究多采用截面數據,難以發現鄰里效應對學生參與影子教育的長期影響趨勢。第二,從研究內容來看,已有研究尚未涉及鄰里效應對不同家庭SES、學段及城鄉學生參與影子教育影響的異質性分析。因此,本研究構建面板數據固定效應Logit模型,嘗試刻畫鄰里效應對學生參與影子教育影響的長期變動趨勢,系統分析鄰里效應在不同家庭SES、學段及城鄉學生間的異質性。

三、理論基礎與研究假設

參照群體理論(reference group theory)是解釋鄰里效應的主要理論,參照群體是指在個體社會化以及心理人格形成的過程中具有重要影響的具體人物或群體[27]。與自己有實際交往、具有穩定的社會聯系的人可作為自己的參照群體。故與學生和家長朝夕相處的同一社區鄰里可作為學生個體的參照群體。參照群體的“規范型”功能是指某個個體或群體提供了個體行為發生和保持的標準[28]。中國居民的觀點和行為比較容易受集體的影響[29]。余麗甜和詹宇波(2018)的研究表明,家庭教育支出的確會隨其所在社區平均教育支出的增加而加大。據此,本研究提出假設:

H1:同一社區學生影子教育參與率越高,學生個體參與影子教育的概率越大,即學生參與影子教育存在鄰里效應。

鄰里效應也被稱為非市場互動,是指在相同社區居住的行為人相互影響[30][31]。非市場互動會將行為人按偏好、收入、身份等方面劃分為不同的群體[32]。在“就近入學”的政策背景下,學生家長會根據家庭社會經濟條件選擇居住地,由此產生居住的“群分效應”。優勢階層家庭利用其自身優勢占據優質學區,越來越多的弱勢階層家庭被排斥在外,進而引發普遍的社會焦慮[33]。同時,隨著教育資源均衡程度的不斷提高,弱勢階層家庭逐漸意識到教育在階層流動中的重要性[34]。李福林(2021)的研究表明,社會互動會促進低職業階層家庭進行教育投入[35]。宋澤和鄒紅(2021)的研究表明,鄰里效應對城市中低收入居民的影響更大[36]。據此,本研究提出假設:

H2:同一社區學生影子教育參與率越高,家庭SES較低的學生參與影子教育的概率越大。

當前高等教育機會獲得與更低階段的教育緊密相連,學業競爭不斷前移至基礎教育乃至學前教育階段。為了在優質高等教育資源競爭中占據有利地位,在“不能輸在起跑線上”等思想的影響下,家長期望子女在未來勞動力市場上擇業更具優勢,往往會讓子女在早期教育階段就參與影子教育[37]。薛海平和師歡歡(2022)的研究表明,家長的教育焦慮逐漸前移至學前教育階段,許多學生在較低年級就參加了影子教育[38]。家庭教育支出存在同群效應,同一社區內的學生和家長可能會受到彼此的影響而參與影子教育。據此,本研究提出假設:

H3:同一社區學生影子教育參與率越高,學段較低的學生參與影子教育的概率越大。

隨著現代化進程的不斷加深,城市中傳統的居住格局逐漸被打破,戶籍制度改革促使人口流動性增強,鄰里關系逐漸變得淡漠。已有研究表明,有六七成的城市居民不知道同一樓層鄰居的姓名[39]。而我國鄉村是“半熟人社會”,非正式的約束性規范對個體行為有較強的約束力,由此會導致個體采用被動適應的方式去適應社區群體的集體認知或行為[40]。謝桂華和王小榕(2021)的研究表明,居住地城市化程度越高,居民之間的交往就越不頻繁,鄉村是社會交往最頻繁的地方[41]。因此,鄉村的學生可能更易受到鄰里的影響而參與影子教育。據此,本研究提出假設:

H4:同一社區學生影子教育參與率越高,鄉村的學生參與影子教育的概率越大。

四、數據、變量與計量模型

(一)數據來源

本研究使用2010、2012、2014、2016和2018年中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies,簡寫為CFPS)數據開展研究。CFPS是由北京大學中國社會科學調查中心設計和實施的具有全國代表性的大型追蹤調查項目,能夠反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷。CFPS數據集中含有村/居民編碼、影子教育和家庭社會經濟狀況等方面的變量,能夠有效識別學生個體所在社區的鄰里,比較適合開展本研究。本研究將5期數據中基礎教育階段的學生樣本合并,最終得到有效樣本為5269的面板數據。

(二)變量說明

1.被解釋變量

本研究被解釋變量“是否參與影子教育”為成人問卷和幼兒問卷中“是否參加家教/輔導班”和“過去12個月課外輔導費(元)”兩個變量合并而成。即若變量“是否參加家教/輔導班”與變量“過去12個月課外輔導費(元)”的取值均為0,則認為其未參與影子教育,將被解釋變量“是否參與影子教育”編碼為0,反之編碼為1。

2.解釋變量

根據Manski對社會互動的分類,本研究中的鄰里效應屬于內生效應,即同一社區鄰里參與影子教育的行為對學生個體家庭的影響,故使用“同一社區學生影子教育參與率”為解釋變量。探討鄰里效應需要體現社會互動這種潛在影響,地域過大或人數過多都會造成居民之間的互動困難,而社區或村落具有一定地理區域和一定數量人口的特點,并且每一個社區或村落都有共同的活動場所和活動中心[42]?；诖?本研究借鑒當前研究中較為常用的鄰里效應計算指標,根據村/居編碼“cid”將同一個社區的家庭匯總,將除個體家庭i之外同一社區的其他家庭作為參照,計算社區c內其他家庭的影子教育參與率對學生個體家庭的影響[43][44],如公式(1)所示:

(1)

3.控制變量

鄰里效應的研究需要克服社會互動中的外生效應和關聯效應。外生效應是指群體特征對個人行為的影響。關聯效應是指同一社區學生面臨相似的環境,其行為或結果具有相似性。因此,本研究將借鑒晏艷陽等(2017)的做法,選取同一社區中除該家庭之外的其他家庭的特征平均值,盡可能多地將家庭和群體層面的控制變量納入回歸模型,測量方法同(1)式。同時,本研究還將可能影響學生參與影子教育的個體特征和家庭特征等相關變量作為控制變量納入回歸模型。具體變量說明見表1。

表1 變量說明

(三)計量模型

鄰里效應研究需要克服自選擇性問題。自選擇性問題是指家長根據收入、工作地點等影響其子女選擇學校和班級[45]。本研究借鑒余麗甜和詹宇波(2018)、劉澤云等(2022)的做法[46],構建面板固定效應Logit模型克服自選擇性問題,同時,LR檢驗和Hausman檢驗結果表明固定效應模型為最優模型?；貧w模型如下:

(2)

面板數據固定效應Logit模型可以采用無條件和條件似然兩種方法來估計,但前者會導致附件參數問題(incidental parameters problem),而后者則不存在這種問題(Allison,2009)[47]。在Stata中,可以使用xtlogit命令或clogit命令來實現對面板數據Logit模型的條件似然估計。本研究選擇使用xtlogit命令完成模型擬合。

五、實證分析結果

(一)描述性統計

如表2所示,2010-2018年有23.5%的樣本學生參與了影子教育,其所在同一社區學生影子教育參與率約為23.4%。其他控制變量的描述統計結果不再贅述。

表2 描述性統計

(二)鄰里效應對學生參與影子教育的影響

本研究使用面板Logit模型探討學生參與影子教育是否存在鄰里效應及鄰里效應在不同家庭SES、學段和城鄉學生間是否存在異質性。

本研究使用逐步回歸的方法探討學生參與影子教育是否存在鄰里效應。模型分析結果如表3所示。模型1為基準模型,僅以鄰里效應作為解釋變量,系數為正且在1%的水平上顯著。模型2-3在模型1的基礎上逐步加入學生家庭、學生認知能力、學校、社區特征和時間固定效應進一步檢驗。模型結果顯示,在加入一系列控制變量后,“同一社區學生影子教育參與率”的方向和顯著性未發生改變,說明同一社區學生影子教育參與率對學生個體參與影子教育具有顯著正向影響。

表3 鄰里效應對學生參與影子教育影響的面板Logit模型分析結果

從平均邊際效應來看,同一社區學生影子教育參與率每提升一個單位,平均使學生參與影子教育的概率提升35.5%,假設H1成立,即學生參與影子教育存在鄰里效應。

從控制變量來看,學生認知能力越高,其參與影子教育的概率越大。學生就讀學段越低,其參與影子教育的概率越大。小學生比初中生參與影子教育的概率更大,而幼兒園學生參與影子教育的概率要大于普通高中學生,說明當前學業競爭已逐步前移至基礎教育甚至是學前教育階段。

如表4所示,本研究將滯后一期和滯后二期同一社區學生影子教育參與率納入回歸模型,探討鄰里效應的變化趨勢。模型4-5結果顯示,兩期系數均未通過顯著性水平檢驗。這說明隨著時間的推移,鄰里效應逐漸減弱。

表4 滯后期鄰里效應對學生參與影子教育的影響

(三)鄰里效應對學生參與影子教育影響的異質性分析

由于鄰里效應對不同家庭SES、學段及城鄉學生參與影子教育可能產生異質性影響,本研究在模型3的基礎上分別加入家庭SES、學段和城鄉與同一社區學生影子教育參與率的交互項。如表5所示,鄰里效應對學生參與影子教育存在異質性影響。模型6-7結果顯示,同一社區學生影子教育參與率的提升會提高家庭人均收入較低以及父母職業為下層的學生參與影子教育的概率,即鄰里效應對家庭SES較低的學生影響更大,假設H2成立。模型8結果顯示,同一社區學生影子教育參與率的提升會提高學段較高學生參與影子教育的概率,這一結果與假設H3的預期不一致。模型9結果顯示,同一社區學生影子教育參與率的提升會提高鄉村學生參與影子教育的概率,假設H4成立。

表5 鄰里效應對學生參與影子教育影響的異質性分析

表6 鄰里效應對學生家庭影子教育支出的影響

(四)穩健性檢驗

為使實證結果更具穩健性,本研究采取以下兩種方法:第一,將被解釋變量替換為“學生個體家庭影子教育支出”,解釋變量替換為“同一社區學生平均影子教育支出”,該變量測量方法同(1)式。模型10結果顯示,學生個體影子教育支出會隨同一社區學生平均影子教育支出的增加而加大。第二,在方法一的基礎上,借鑒方航等(2021)的做法,為了確保其他家庭參與影子教育具有代表性,本研究剔除了社區/村莊規模小于6個家庭的樣本,確保每個家庭有5個參照對象。模型11結果顯示,核心自變量系數顯著為正,故模型3結果具有穩健性,假設H1得到進一步證明,說明學生參與影子教育存在鄰里效應。

六、結論、討論與政策建議

(一)主要結論與討論

本研究基于中國家庭追蹤調查(CFPS)數據構建面板固定效應Logit模型,探究學生參與影子教育是否存在鄰里效應及鄰里效應在不同家庭SES、學段和城鄉學生間的異質性影響,得出如下結論:

1.學生參與影子教育存在鄰里效應

本研究發現,同一社區學生影子教育參與率對學生個體參與影子教育具有顯著的正向影響。根據參照群體理論,當同一社區鄰里間存在普遍參與影子教育的行為時,便為其他學生個體樹立了行為標準,若不遵守此“規則”可能會被邊緣化或不被認可。學生個體及其家長為了在群體中形成競爭優勢,便逐漸接受此項行為“規則”。同時,受傳統儒家文化與集體主義價值觀的影響,中國居民的道德規范與行為決策容易受到身邊人的影響,表現出明顯的熟人社會特征[48]。因此,學生個體會受同一社區學生影子教育參與率的影響而去參與影子教育,產生影子教育的鄰里效應。

另外,本研究發現,隨著時間的推移,影子教育的鄰里效應不會對學生及其家庭產生顯著影響。城市化與市場化的發展擴大了社會交往范圍,減少了人際關系形成的制約性,提高了人際關系的同質性[49]。在城市化和市場經濟的大背景下,交換觀念和行為也被人們習慣性地帶到了鄰里的人際互動中。商品價值觀逐漸侵蝕了彼此守望互助、出入為友的社區精神和價值觀念。同時,城市中傳統的居住格局被打破,通訊網絡的發展使人們的交往更加便利,打破了人們日常交往的隔閡,人們足不出戶就可以進行社會交往[50]。多重因素疊加導致鄰里關系逐漸淡化。因此,隨著時間的推移鄰里效應逐漸減弱。

2.鄰里效應對家庭SES較低的學生影響更大

本研究發現,鄰里效應強化了家庭SES較低的學生參與影子教育的追求。該發現與李福林的研究結論一致。居住區的社會經濟特征會對居民的生活態度、社會行為產生重要影響,家長為子女追求社會地位并希望贏得他人尊重,從而遵守社區的“規則”[51]。隨著經濟社會的迅猛發展,SES較低的家庭寄希望于投資子女教育而實現階層躍遷。同時,受限于自身對教育投資理論的認知,社會經濟地位較低的家庭易受各種外界因素的干擾,產生從眾的影子教育投入行為,而社會經濟地位較高的家庭憑借其強大的社會資本擁有較為全面的教育投資信息,其影子教育投入行為相對理性,故影子教育的鄰里效應對家庭SES較低的學生影響更大。

3.鄰里效應對學段較高的學生影響更大

本研究發現,鄰里效應強化了學段較高的學生參與影子教育的追求。我國處于儒家文化圈中,“學而優則仕”的傳統思想已根植于家長和學生內心。雖然我國已進入高等教育普及化階段,但基礎教育高學段學生仍然面臨著較大的升學競爭壓力。高質量的高等教育入學機會是學生和家長的核心訴求。對于學段較高的學生來說,參與影子教育已成為其“剛需”。為了提高升學考試分數,搶占稀缺的優質高等教育資源,在教育競爭及教育焦慮氛圍的影響下,越來越多基礎教育高學段的學生會受鄰里效應的影響參與影子教育,以求在升學考試競爭中“勝出”,故影子教育的鄰里效應對學段較高的學生影響更大。

4.鄰里效應對鄉村的學生影響更大

本研究發現,鄰里效應強化了鄉村學生參與影子教育的追求。我國鄉村地區具有典型的關系型社會特征,鄰里間的互動相比城市更加頻繁[52]。在市場經濟的沖擊下,城市居民的競爭意識愈加強烈,更傾向于在私人領域中尋找生活意義,其關注的焦點逐漸轉向家庭內部的小天地。而鄉村的鄰里關系相較于城鎮更加緊密,鄰里的“規范型”功能更強,故影子教育的鄰里效應對鄉村的學生影響更大。

(二)政策建議

基于上述研究結論,為推動“雙減”政策逐步落地提供經驗證據,本研究提出如下政策建議:

1.嚴控校外培訓機構廣告宣傳,加大學科類隱形變異培訓查處力度

影子教育鄰里效應的產生主要是由于學生個體家庭遵從同一社區鄰里的“規則”,其本質是在傳統價值觀及“劇場效應”影響下的從眾行為。受資本裹挾的校外培訓機構虛假、夸大宣傳無疑會強化學生個體家庭非理性的影子教育投入?！?021年校外教育培訓領域消費者權益保護報告》顯示,虛假宣傳是校外教育培訓領域投訴的重要類別,關于虛假宣傳的校外教育培訓投訴占總投訴量的7.35%[53]。此外,影子教育的鄰里效應是導致“雙減”后學科類校外培訓隱形變異現象產生的重要因素?！半p減”政策實施后,學科類校外培訓機構大幅壓減,但是部分家長擔心“我減你不減”,在鄰里效應的影響下,家長們“結伴攢班”“眾籌私教”等學科類隱形變異違規培訓現象不斷涌現,地點更加隱蔽、監管更加困難,這在一定程度上對沖了減負成效。

為了削弱影子教育的鄰里效應,一方面,應嚴控校外培訓機構廣告宣傳?！半p減”政策明確要求“加強校外培訓廣告管理,確保主流媒體、新媒體、公共場所、居民區各類廣告牌和網絡平臺等不刊登、不播發校外培訓廣告”[54]。因此,在嚴格落實“雙減”政策的基礎上,居民社區應謹防校外培訓機構利用微信群、QQ群等社區居民交流渠道,通過“隱形變異”的方式在線上繼續進行廣告宣傳。社區管理者應加強對本社區線上交流平臺人員和內容的監管,削弱由校外培訓機構的虛假、夸大宣傳而引發的影子教育的鄰里效應。另一方面,應加大學科類隱形變異培訓查處力度。各地應將學科類隱形變異培訓監管工作納入街道、社區工作人員的職責范圍之內。各級教育行政部門可聯合社區組織,構建定期或不定期的排查機制,防止在居民樓、咖啡店等場所進行違規培訓。同時,要暢通監督舉報渠道,可嘗試在小區公告欄、單元門口、電梯間設置諸如二維碼、電話號碼等監督舉報通道,定期收集舉報信息,一經確認,堅決嚴厲查處,以免更多家庭和學生在鄰里效應的影響下“卷入”影子教育,加重學生的學業負擔。

2.提升弱勢階層家庭所在社區及鄉村教育資源質量,引導家長理性參與影子教育

一方面,城鎮中的居住“群分效應”導致階層的居住隔離和學校階層隔離,弱勢階層家庭所在區域內的優質教育資源較為稀缺,而城鎮中的弱勢階層家庭寄希望于投資子女教育實現階層躍升。另一方面,鄉村優質教育資源本就缺乏,而且鄉村家庭自身教育經驗不足,難以為子女提供良好的教育支持,加之我國鄉村是典型的“熟人社會”,鄰里間的密切交往產生的“面子消費”在一定程度上會導致鄉村家庭盲目參與影子教育。因此,政府和學校應根據“雙減”政策及《家庭教育促進法》的要求,提升弱勢階層家庭所在社區和鄉村教育資源質量,緩解家長急迫心情,引導家長理性參與影子教育,樹立科學育兒觀。

第一,提升社區及鄉村教育資源質量。一方面,學校應切實落實“雙減”政策,以作業設計、課堂教學、課后服務等方面為著力點,有效提升學校教育教學質量,緩解由于“居住群分”帶來的家長教育焦慮,滿足學生和家長高質量教育訴求。另一方面,教育相關部門應鼓勵城鎮學校積極探索各種聯盟化辦學模式,完善優質學校與薄弱鄉村學校對口支援和結對幫扶制度,促進優質教育資源在城鄉之間流動,共建共享優質教育資源,提升鄉村教育教學質量,削弱學生和家長對影子教育的需求[55]。

第二,引導家長理性參與影子教育。首先,學校應發揮主導作用,完善家長會、家長學校以及家長委員會的建設,可通過采購第三方優質教育服務的方式,針對本校學生的學習特點、家庭背景及教育需求,聘請教育專家對鄉村及弱勢階層家庭開展家庭教育指導活動,引導家長主動提升教育能力,樹立科學的育兒理念[56]。正如北京市教委等三部門發布的《關于進一步做好采購義務教育階段校外優質教育資源有關工作的意見》,明確支持采購用于開展家長學校、家長講座、家長沙龍等家庭教育指導服務工作的線上和線下資源[57]。其次,社區可在公告欄中設置家庭教育板塊,張貼家庭教育指導服務活動的信息,并在社區線上交流群提供家庭教育知識和技巧,提高社區內家長的家庭教育意識[58],在凝聚“雙減”共識中提供支撐。最后,政府可依托少年宮、社區兒童活動中心等公共服務機構,針對鄉村和弱勢階層學生發展實際與需求,加強鄉村及弱勢階層所在社區的學生教育服務工作,為學生和家長提供多樣化選擇,同時縮小不同階層教育資源獲得的差距。