滿意度視域下高職院校學生學習質量實證研究

薛棟?文靜

摘 要 依托“國家大學生學習情況調查”平臺，通過對18980名學生的滿意度調查，探求高職院校學生學習過程所涉及的各要素對學習質量的解釋力和影響力。調查表明：高職院校在校學生對于學習收獲整體持肯定態度，教師教學是最具解釋力的因子，人際關系成為高職學生學習收獲認知新的增長點，而高職院校對學生學習提供的校園支持并沒有達到理想狀態。據此結果，建議高職院校進一步提高教師教學水平、注重引導學生建立良好的人際關系以及提高學生對學習資源獲取的主動性。

關鍵詞 高等職業教育；學習質量；滿意度

中圖分類號 G715 文獻標識碼 A 文章編號 1008-3219（2015）13-0044-05

一、研究背景

《國務院關于加快發展現代職業教育的決定》（國發[2014]19號）指出，“當前職業教育還不能完全適應經濟社會發展的需要，質量有待提高”，因此，如何形成“質量導向”的自我修正和持續改進的良性發展態勢，明確成為《高等職業教育創新發展三年行動計劃（2015-2017）》的主要目標，并進一步提出，“以提高質量為主線，加強基本建設、深化教學改革、提高保障水平、促進協調發展”，從而全面提高高等職業教育的內涵建設。實現這一發展目標的關鍵是通過深化教學改革提升高等職業教育的學習質量，因為所謂“有效教學”主要是指“有助于學生學習的教學”，“學習質量是衡量教育質量的重要指標”[1]。密切關注學生學習、進一步提高學生學習質量，能從根本上保證高等職業教育的人才培養質量，更大程度上滿足經濟結構轉型和產業升級對高素質技術技能型人才的需求。實質上，學生作為學習質量最直接的體現者，不僅參與了學習質量的構建過程，也顯示出學習質量的最終結果，學生因此也成為評價其所參與的高等職業教育質量的主體。從學生主體的視角來看，滿意度是指學生通過理論課程、實習實訓課程等學習活動，并在此基礎上體驗學習交往、學習環境、學習資源等與學習活動的互動，從而形成對大學學習生活“事前期望與事后感知之間的符合程度”[2]的評價和對自我學習收獲的認知，是學習過程質量和結果質量實現統一的量化反映，成為整體研究學習質量的突破口。因此，從滿意度的角度研究學習質量，可以不斷為提升高等職業教育教學質量提供參考標準。

二、研究設計

高職院校學生學習質量研究作為“國家大學生學習情況調查”的重要組成部分，通過“國家大學生學習情況調查問卷系統（NCSS）”進行了研究設計和數據采集[3]。其中，學生滿意度作為整個調查研究的一個重要板塊，是調查問卷中相對獨立的結構化量表。

（一）調查樣本基本情況

通過對調查數據的整理和修復，剔除不合格數據，有效樣本共計18980個。本研究分別從性別、年級兩個方面呈現高職學生的樣本分布，男生數量相對較少，大三及以上年級學生所占比例也較小，見表1。

表1 高職學生樣本分布情況

人數 比例

性別 男 8609 45.36%

女 10371 54.64%

年級 大一 9808 51.68%

大二 7614 40.12%

大三及以上 1558 8.21%

總計 18980 100.00%

（二）調查工具信效度檢驗

本研究的數據分析主要使用統計軟件SPSS17.0進行分析，在編碼、修復的基礎上將高職院校的學生數據單獨成為子庫，并對該部分數據進行信效度檢驗。使用主成份分析的方法，檢驗滿意度和重要性的效度（Validity）。滿意度部分的行列式=2.152E-008，重要性部分的行列式=6.364E-010，KMO和Bartlett的檢驗結果，見表2，無論是滿意度還是重要性，其檢驗結果在判斷準則上處于極適合進行因素分析，具有極佳的適切性[4]。

表2 KMO 和 Bartlett 的檢驗

滿意度 重要性

取樣足夠度的

Kaiser-Meyer-Olkin度量

Bartlett 的球形度檢驗

近似卡方

df

Sig.

0.958

334911.438

253

0 取樣足夠度的

Kaiser-Meyer-Olkin度量

Bartlett 的球形度檢驗

近似卡方

df

Sig.

0.969

401704.992

253

0

對量表進行主成份分析，為了使因子的解釋變得容易，并賦予更合理的實際意義，做到既能符合統計規律，同時亦具有教育意義。首先將滿意度部分的條目從A1到A23編號，重要性部分的條目編號為B1～B23。隨后通過正交旋轉法進行降維處理，在方差最大旋轉之后建立的旋轉成分矩陣中發現，滿意度和重要性分別各自形成了3個主成份，并且每個成份中只有少數幾個指標的因子載荷較大，據此對各個條目進行合理分類。根據因素分類的結果，剔除沒有進入因素的條目，最終滿意度和重要性的三類因子各自組合，見表3，并命名為教師教學、校園支持和人際關系，賦予其教育意義。

使用Cronbachs Alpha系數對量表的信度（Reliability），也就是內部一致性進行檢驗，以檢測其是否具有較高的可靠性。從表4中可以看到，無論是滿意度部分，還是重要性部分的Cronbachs Alpha系數值都高于0.8，說明量表屬于高信度區間。總體來說，本研究所使用量表的信效度良好。

表3 因子命名表

序號 意義 滿意度高載荷指標 重要性高載荷指標

1 教師

教學 A1：教師的教學方法

A2：教師的教學內容

A3：教師對學生學習的評價標準

A4：教師的教學準備

A5：教師與學生的課外交流與溝通

A6：老師給予的關于作業等學習情況的反饋

A7：本專業的課程設置 B1：教師的教學方法

B2：教師的教學內容

B3：教師對學生學習的評價標準

B4：教師的教學準備

B5：教師與學生的課外交流與溝通

B6：老師給予的關于作業等學習情況的反饋

B7：本專業的課程設置

2 校園

支持 A8：學校的圖書資源

A9：學校圖書館的學習環境

A10：學校圖書館工作人員的服務

A11：學校的住宿條件

A12：學校的餐飲

A13：宿舍住宿人數

A14：學校自習室的數量

A15：學校的獎學金制度

A16：學校的助學金制度 B10：學校圖書館工作人員的服務

B11：學校的住宿條件

B12：學校的餐飲

B13：宿舍住宿人數

B14：學校自習室的數量

B15：學校的獎學金制度

3 人際

關系 A19：與室友的關系

A20：與其他同學的關系

A22：與輔導員的關系

A23： 與專業指導老師 B21：與任課老師的關系

B22：與輔導員的關系

B23：與專業指導老師

表4 量表的信度檢驗結果

滿意度 重要性

Cronbach's Alpha 基于標準化項的Cronbach's Alpha 項數 Cronbach's Alpha 基于標準化項的Cronbach's Alpha 項數

0.835 0.835 3 0.865 0.866 3

三、高職院校學生學習質量的基本特征及模型建構

（一）總體學習收獲的指標狀態與特征

量表設計以“總體來講，讀大學讓我收獲很大”的題項來考察高職學生的學習質量，是以自我報告的形式，從學生主體的角度評判其在高職教育階段的學習收獲，也可以視作高職院校學生對學習質量的自我評價。本文從基本狀態描述、選項具體分布兩方面分析學習總體收獲的基本狀態，從性別維度、年級維度分析并歸納學習收獲的基本特征。

1.基本狀態描述

對于學習總體收獲的題項，根據李克特量表分類法，把“總體收獲很大”的選項分為六個等分，分別是“完全不同意”、“不同意”、“基本不同意”、“基本同意”、“同意”和“完全同意”，六個選項依次從1至6計分，讓被試學生通過自身體驗和感知作答。

經過調查與統計分析，高職學生在總體學習收獲方面，在全部18980個樣本中，極小值為1，極大值為6，均值為4.36，標準差為1.061。說明高職學生對學習總體收獲的平均水平超過了“基本同意”，也就意味著目前高職學生認為通過高職階段的學習，總體收獲在平均值上已經“及格”，樣本內超過六成個體同意此觀點。

2.具體選項分布

從總體學習收獲的具體選項分布來看，圖1所示的直方圖中，可以直觀地看到整體上呈現偏正態分布的局面，選擇“完全不同意”、“不同意”、“基本不同意”選項的人數明顯少于選擇“基本同意”、“同意”和“完全同意”選項的人數。其中，最多被選擇的選項是“基本同意”；而兩端選項中，“完全同意”的頻數也明顯多于“完全不同意”。綜合描述統計量和選項具體分布情況分析，高職院校在校生在判斷其學習總體收獲情況時，并沒有呈現趨同，而是根據自身的實際感知情況進行了回答。總體來講，高職學生感知到的學習收獲平均水平已經超過“基本同意”的程度，并且在分布上多數學生選擇了正向選項，認為高職教育使得他們有著不同程度的收獲，表明高職教育目前對于在校生的教育影響較為理想。

圖1 高職院校學生學習總體收獲分布圖

（二）具體學習收獲的指標狀態與特征分析

以性別和年級作為分析維度，考查在不同性別之間、不同年級之間的高職院校學生對于總體學習收獲的差異和趨勢，描述不同類別學生群體在總體收獲認知方面的特征。針對滿意度量表，分別分析不同要素在滿意度體驗水平和重要性認識程度方面的特征，從而呈現高職學生在學習滿意度各要素上的具體特征。

1.性別差異

從平均數差異和方差齊性角度分析男女大學生在總體學習收獲上是否具有顯著差異。男女生均值都為4.36，男生標準差為1.125，女生標準差為1.004。初步反映出男女生總體學習收獲相等，但是男生離散程度較高。因此，為了更清楚地剖析男女生在總體學習收獲上的差異，使用T檢驗進行均值比較。T檢驗結果表明，男女生之間在總體學習收獲上并不存在顯著性差異。綜上所述，性別因素對總體學習收獲沒有構成影響。

2.年級差異與趨勢

以年級作為劃分標準，探討不同年級、不同經歷、不同認知發展程度高職生在總體滿意度及其認知方面的情況，并以此描繪隨著年級的增長，總體學習收獲的發展變化趨勢。在描述統計的基礎上，利用均值比較和方差齊性檢驗進行不同年級狀態指標的差異性研究。均值最高的是大三學生的4.44，標準差亦為最高的1.081；均值最低的是大二學生的4.32，但標準差最低卻出現在大一學生中，為1.049。分析結果反映出大一學生對總體學習收獲的感知最為集中，大二學生認為學習收獲最低，盡管大三學生在學習收獲均值方面最高，大一學生均值為4.38，但其認識狀態最為分散。因而使用單因素ANOVA檢驗作進一步分析，研究各年級在總體學習收獲上是否具有統計意義上的顯著性差異。結果表明，不同年級的總體滿意度體驗具有顯著性差異（p<0.05），事后比較說明，大三學生總體滿意度大于其他兩個年級的學生，且大二學生的總體滿意度最低。

年級變化趨勢表明，高年級大學生的總體滿意度和重要性程度不如低年級，尤其是在大二年級出現的谷底，盡管在大三獲得了反彈且超過大一水平躍至新高，但仍然值得深入研究，剖析產生這種狀況的原因，以助于找到解決的對策。

3.滿意度與重要性各要素均值

依照前述因素分析結果，使用均值作為觀測各要素滿意度水平和重要性程度的指標。具體說來，滿意度和重要性的因子包括教師教學、校園支持和人際關系。通過統計分析，得出各個因子在滿意度水平和重要性程度上的均值，見圖2。

圖2 高職院校學生各要素的滿意度體驗水平和重要性認識程度

圖2表明，各因子的重要性均值都超過了滿意度均值，說明高職學生對于各因子的認識程度均高于目前所能夠獲得的滿足程度。而具體到滿意度方面，均值排序從高到低依次為人際關系、教師教學、校園支持；重要性均值排序從高到低依次為人際關系、校園支持、教師教學。這種情況反映出目前能讓高職學生感到最滿意的并非來自教師教學的體驗，而是人際關系的體驗，因而可知學生之間的相互影響和關系程度對大學生學習有著不可忽視的作用，關系到高職學生學習主體性的發揮。同時，高職院校在校學生更為看重與切身利益相關的要素，重要性排序反映出人際關系、校園支持和教師引導從高到低影響著學習過程，這進一步說明，目前高職學生需要在良好的人際環境、教師引導和充足的支持條件下進行學習。值得注意的是，從教師在學生學習過程中所扮演角色的重要性和目前滿意度不能匹配這方面對高職院校教師提出了警示，當然這也成為高職院校教與學過程改革的直接動力。此外，高職院校對學生學習提供的支持并沒有達到理想狀態，學生對此還有所需求，期望能夠得到滿足。

（三）滿意度對于總體學習收獲的回歸模型

在前述對構成高職院校學生學習收獲進行描述性分析、差異性分析和滿意度與重要性研究的基礎上，需要應用多元回歸分析，構建總體學習收獲與滿意度的關系表達式，在探尋高職院校學生學習收獲自我評價的同時，構建回歸模型。

在以高職院校學生總體學習收獲作為因變量構建的回歸模型中，滿意度下教師教學、學校支持和人際關系因子作為構建該模型的自變量，使用SPSS統計軟件進行回歸分析，得出如下表達式：未標準化回歸方程：總體收獲=0.87+0.391教師教學+0.094校園支持+0.323人際關系；標準化回歸方程：總體收獲=0.318教師教學+0.081校園支持+0.239人際關系，采取強迫進入變量法探求回歸模型的模式適合度、R平方改變量、描述統計量、共線性診斷，并利用Durbin-Watson分析變量殘差，最終統整為滿意度三個因子對總體滿意度的復回歸摘要，見表5。

表5 滿意度復回歸模型統計摘要a

預測變量 B 標準誤 Beta T值

截距 0.87 0.039 22.223***

教師教學 0.391 0.012 0.318 33.944***

校園支持 0.094 0.01 0.081 9.377***

人際關系 0.323 0.011 0.239 30.534***

R=0.564 R2=0.319 調整后 R2=0.318 F=2957.468***

a. 因變量： 總體來講，讀大學讓我收獲很大

結合大學生滿意度回歸方程和復回歸摘要可知，對于高職院校學生總體學習收獲，解釋力從高到低的排序為教師教學、人際關系、校園支持，并且這三個因子能夠解釋31.8%的變異量。盡管解釋變異量的分值不夠高，但是對于構成學習質量的諸多要素來說，滿意度這一項仍然占有可觀的份量。大學生滿意度解釋型回歸模型表明，教師教學和人際關系是構成高職院校學生總體學習收獲最具解釋力的兩個因子，這兩個因子分別從教師要素和學生要素的角度給予了支撐，因而教師教學和人際關系成為解釋高職院校學生總體學習收獲的重點。

（四）重要性對于總體學習收獲的回歸模型

以高職院校學生總體學習收獲作為因變量，構建重要性對于總體學習收獲的復回歸模型，統整為重要性各因子對總體滿意度的復回歸摘要表，見表6，并據此建立未標準化回歸方程：總體收獲=1.725+0.385教師教學-0.031校園支持+0.192人際關系；標準化回歸方程：總體收獲=0.298教師教學-0.024校園支持+0.157人際關系。

對于高職院校學生總體學習收獲與重要性程度來說，綜合分析重要性程度回歸方程和復回歸摘要可知，解釋力從高到低的排序為教師教學、人際關系和校園支持，并且這幾個因子能夠解釋16.0%的變異量，說明對于這三個因素的重要性認識仍然能夠對高職院校學生總體學習收獲有所貢獻。從構建的解釋型回歸模型可知，目前高職院校學生在總體學習收獲方面，教師教學和人際關系的重要性解釋力度較高，且都為正值；而校園支持的解釋力為負值，說明高職學生認為校園支持的重要性越高，反而影響總體學習收獲的提升。綜上所述，無論是總體滿意度體驗還是重要性程度，教師教學和人際關系兩個因子都是提升總體學習收獲的關鍵環節，對于高職學生學習質量至關重要。

表6 重要性復回歸模型統計摘要a

預測變量 B 標準誤 Beta T值

截距 1.725 0.047 36.908***

教師教學 0.385 0.013 0.298 29.71***

校園支持 -0.031 0.013 -0.024 -2.316*

人際關系 0.192 0.012 0.157 16.198***

注：R=0.400 R2=0.160 調整后 R2=0.160 F=1208.346***

a. 因變量： 總體來講，讀大學讓我收獲很大

四、結論與建議

（一）結論

第一，高職院校在校生對于學習收獲整體持肯定態度。通過對18980個樣本基本狀態的描述，超過六成學生贊同“讀大學讓我收獲很大”，反映出通過高職階段的教育教學，學生主體對于學習收獲和學習質量的肯定。需要注意的是，大二年級表現出對學習收獲認知的明顯偏低，這對于人才培養過程改革來說是一個警示。

第二，高職學生對滿意度各因子的體驗有所不同，教師教學是最具解釋力的因子，人際關系成為高職學生學習收獲認知新的增長點，而高職院校對學生學習提供的校園支持并沒有達到理想狀態。

此外，由建立的回歸模型可知，滿意度量表無論是在滿意度的體驗水平還是重要性的認識程度上，均能夠對總體學習收獲進行解釋。如前所述，滿意度是反映學習質量的重要通道，而實證分析對此也進行了證實。因此，提升高職院校學生的整體滿意度，是破解高等職業教育發展瓶頸的關鍵，同時也是提升高等職業教育吸引力的重要舉措。

（二）建議

第一，進一步提高教師教學水平。綜合上述調查分析的結果可知，“教師教學”因子對高職院校學生學習收獲的貢獻最大，這要求高職院校在學生的培養過程中，必須繼續強調教師作為學習促進者的角色[5]。同時，教師教學水平的提高與教師自身主體性的發揮息息相關，主要體現在對教育環境的主體性、對教育對象的主體性和對自身主體性三個方面。對教育環境的主體性是指從教育目的和學生身心發展特點出發，對學生學習環境及其影響作出創造性選擇、加工和改造，包括運用現代化的信息技術手段、制定規范的學習制度、營造良好的班級學習氛圍等。對教育對象的主體性是指對學生學習發展狀況的主體性預測、設計和調控，包括對學習發展方向的規劃建議、對學習興趣的推動、對學習發展水平的評價等。教育者不僅對教育環境和受教育者實施主體作用，而且還在意識和實踐中對自身施加影響，即教育者對自身的主體性，表現為自我實現與自我超越。因此，高職師資教學水平的提高是一個全面綜合的過程，在未來的高等職業教育改革與發展中，可以依據上述三個層面引導教師的教學成長。

第二，引導學生建立良好的人際關系。調查分析表明，“人際關系”因子對高職院校學生學習收獲的影響也不容忽視，這要求高職院校在學生的培養過程中，肯定并充分關注情感、價值、態度等因素對學生學習的影響，努力營造積極、和諧的人際交流、互動氛圍，促使學生愉快學習。實質上，良好人際關系的建構，必須實現由對象化活動向交往活動的轉變[6]。因此，高職院校要通過開展各種校園活動、社會實踐活動等增強教師與學生、學生與學生之間交往的機會，并圍繞相關價值觀念形成系統化與序列化的活動主題，使得交往主體之間不斷進行深度的意義教育，實現“雙向理解”，在理解中建立和發展良好的人際關系。

第三，提高學生對學習資源獲取的主動性。調查同時發現，相對“教師教學”和“人際關系”因素，“校園支持”對于學生學習收獲的貢獻力度并不算高，在重要性程度的回歸方程中，其系數是負值。由此說明，盡管學生認同學校提供的學習支持，但是在重要性方面卻有著相反的作用方向。如果缺乏彈性，可能會對學生的學習收獲起到相反效果。因此，高職院校對于學生學習需要做到張弛有度，提高學生對學習資源的主動索取和盡可能地使用，以支持、鼓勵的態度助力學生的學習過程，從而使得“物的支撐”真正成為提升高職院校學生學習質量的關鍵抓手。