高校學生評教行為偏差基本類型及其與學生相關背景特征的關系

周繼良，秦 雍

（1.江蘇師范大學教育科學學院，江蘇徐州221116；2.常州大學史良法學院，江蘇常州213164）

一、問題的提出

高校學生評教是教學質量保障體系的重要組成。有學者認為，“學生評教并非一項輔助性質量保障措施，而是成為了整個學校教學質量保障的根本制度”[1]。但從實際情況看，高校學生評教存在行為偏差，導致評教信息失真和信度效度過低，學界對此做了深入研究。

（一）文獻回顧

關于高校學生評教行為偏差表現，國內外研究主要有如下發現。

一是學生對學生評教的認知不清與偏差，導致評教行為偏差的產生。學生對評教目的很不明確，缺失總體認識[2-3]；對評教的認識存在誤區，抱著無所謂和糊弄的態度[4]；許多學生對評教并不了解和認可[5]。

二是學生消極與隨意評價。學生的評教行為比較被動、消極和敷衍[6]；學生評教時隨意抄襲或者索性給所有教師都打出相同的成績[7]；學生濫評和棄評時有發生[8]；隨意評教、請人代評等比較嚴重[9]。有學者認為學生評教在中國面臨深刻的文化沖突，導致“學生消極參與”[10-11]。請人代評、放棄評價和濫評，均為消極與隨意評價。

三是學生低分評價。一些學生會借學生評教對教師進行低分報復[8]；有學生對教師教學給予惡意低分評價[10]。西方學者認為，那些試圖緩解或降低由低成績帶來的不愉快的學生更易于詆毀和報復教師，而不質疑自己的學習能力和投入，這會導致對教師低的評價[12-14]。研究發現，有8%的學生會因為他們獲得了低的成績而利用學生評教來惡意報復教師，這種報復的發生是偶爾的，而且也只是教師獲得較低評價的一個不太重要的因素[15]。

四是學生高分評價。學生在評教中會對所學課程的所有授課教師都給予高分評價，不同課程的得分幾乎缺乏區分度[16]。學生給教師打高分比較普遍，評教“分數貶值”在中國大學的學生評教實踐中得到了印證[17]。這些高分評價可能是因為學生顧及到教師的學生評教得分與教師和學院相關利益關系緊密。還有一種高分評價源自于學生自利的保護，即擔心低分評價會帶來教師的課程成績報復或者自身想獲得較高課程成績。有研究證明了這一點，即師生之間存在相互妥協的合謀博弈機制，學生為了不得罪老師或獲得較高課程成績而虛報對教師教學努力和教學質量的評估，出現普遍的高分評價，教師評教得分逐年增高甚至畸高[18-19]。美國“回到學術標準”大學教師組織曾指出，學生評價教學質量的數據的廣泛使用已經引起分數膨脹和課程教學貶值。由于管理者和不誠實的學生濫用評價數據，已經使得評價信息失效[20]。

高校學生評教行為偏差導致其有效性和可靠性受到極大程度的影響，有學者研究過學生評教有效性、可靠性與學生人口特征之間的關系，涉及學生與班級規模、性別、年級、課程興趣與課程成績、學生培養層次等。研究發現，學生人數與評教信度顯著相關[21]，課程興趣、班級人數對學生評教有顯著影響[22]。但也有研究認為，班級規模和學生評教分數之間的線性相關關系并不顯著，班級人數不是影響評教的重要因素[23]。學生的學科、年級和性別對教學評價有一定影響，分別體現在不同項目上，但三者不存在交互作用[24]。有學者對某校連續5年的學生評教結果進行了分析，發現班級容量、年級、學生培養層次等會對評教成績造成一定影響[25]。但也有研究表明，年級與評教結果具有較小相關性，課程分數與評教結果不相關[26]。西方有研究發現，評教可靠性與學生人數顯著線性相關，只要學生人數大于20人，評價的可靠性就接近0.90。其他研究也有類似結論[27-28]。但是，教授小班課的教師得到的評價會更高，有學者分別在1978年、1984年、1990年、1994年和1991年得到類似研究發現[29-33]。也有研究認為，班級規模與學生評價之間不是線性關系，而是U形或曲線關系，小班和大班學生給教師的評分要高于中等大小的班級[34]。有研究認為，學生評教得分與學習成績之間至少應該是中等相關的關系[35]，學習成績和他們對教師教學的評價存在正相關[36]。但也有研究發現，學生的專業、年級和學習成績對評教差異沒有影響[37]。

（二）文獻評價與研究問題

已有研究觀察到了高校學生評教行為偏差表現，并對學生評教有效性的影響因素進行了分析。目前需要進一步補充和深入研究的問題在于以下兩點。

（1）學生評教行為偏差的基本類型。已有研究注重行為偏差現象和具體表現的深刻描述，但學生評教行為偏差表現多樣，列舉行為偏差的具體表現可能無法窮盡偏差本身，有的偏差表現就其本質而言可能屬于同一種類型。只有發現學生評教行為偏差的基本類型，才能深入理解和正確把握學生評教行為偏差的具體表現和產生原因。而且基本類型的發現有助于科學認知評教行為偏差的產生機理與運行規律，以便有針對性地和差異化地采取相應措施極力消除學生評教行為偏差。作為高教研究者和管理者，需要充分揭示和全面認識學生評教行為偏差基本類型，而非僅僅了解學生評教行為偏差具體表現。

（2）已有研究的行為列舉和描述性統計偏多，缺少學生評教行為偏差量的研究和關系分析，未能對評教行為偏差進行量的考察與統計分析。國內外關于學生評教與學生人口特征之間的關系研究，更多的是研究學生評教有效性與這些特征之間的關系，而非學生評教行為偏差與學生人口特征之間的關系。

本研究嘗試運用自編的高校學生評教行為偏差量表，探尋學生評教行為偏差的基本類型，同時對學生評教行為偏差進行量的考察與分析，試圖揭示學生評教行為偏差及其與學生相關背景特征的關系。

二、研究方法與設計：調查對象、研究工具與研究過程

研究選擇8所南京高校和2所常州高校的學生、教師和教學管理者為調查對象。高校類型分3個層次：研究型大學2所（Y1和Y2）；普通本科院校5所（P1、P2、P3、P4和P5）；高職高專3所（G1、G2和G3）。其中，P5和G3為常州高校，其余為南京高校。選擇這10所高校完全基于研究的方便性和靈活性。研究采用自編高校學生評教行為偏差量表作為調查工具，運用了SPSS 20.0統計分析軟件。

（一）前期訪談

量表編制前，選擇調查院校Y1、P1和P4中的10名學生、4名教師和2名教學管理者進行訪談，采用半結構化訪談方式。訪談提綱如下：學生對學生評教制度的認知、態度與行為偏差表現；學生評教制度設計與運作；學生、教師與管理者對現行學生評教制度的意見與建議。訪談的同時還請學生與教師對量表編制提出建議，以利于形成量表的基本緯度和科學設置題項，使其更能體現學生視角和符合學生心理特征。

（二）量表的編制、試測與修訂

根據文獻綜述中學生評教行為偏差表現，結合前期訪談結果及意見，確定了量表的基本維度，緊緊圍繞學生認知、消極與隨意評價、低分評價和高分評價設計題項。采取整群抽樣方式，先后選取調查院校P4的100個和200個樣本進行兩次試測。經過統計分析和討論，對量表進行了修訂并增加了調查學生相關背景特征的題項。

（三）量表的形成與正式施測

經過兩次試測與修訂，形成了正式調查量表，其基本結構包括：

（1）學生基本情況，包括性別、生源地、年級、身份（群眾還是干部）、專業所屬學科、學校類型及學業成就自我評價等7個背景特征。研究僅考察其中4個：性別、生源地、年級與身份。

（2）學生對評教制度的基本認識、態度及行為選擇，即學生評教行為偏差量表的具體維度與題目。量表為李克特（Likert）五點計分自陳量表，選項設置如下：5為“完全符合”，4為“基本符合”，3為“不一定（或不清楚）”，2為“基本不符合”，1為“完全不符合”。施測在研究型大學、普通本科院校和高職高專分層抽樣，共發放量表1865份，回收1689份，其中無效量表266份，有效量表1423份，量表回收率為90.56%，有效量表回收率為76.30%。學生相關背景特征信息統計見表1。

表1 學生相關背景特征統計表（n=1423）

（四）后期訪談

根據統計分析與研究發現，研究進行了兩輪后期訪談：（1） 分層選擇調查院校（Y1、Y2、P1、P2、P3、P4、G1和G2）共計17名學生、6名教師與8名教學管理者進行訪談。（2）分層選擇調查院校（P5和G3）的4名學生、8名教師和4名教學管理者進行訪談。第一輪后期訪談后，感覺到訪談結論對量表研究發現與結論的解釋力還不夠，決定再行選擇其他高校實施第二輪補充訪談。

對被訪者均采用代碼表示，學校代碼前已注明。教師表示為T，學生表示為S，教學管理者表示為TA，研究型大學Y1接受訪談的教師命為Y1T，學生命為Y1S，教學管理者命為Y1TA，其他類型院校訪談者命名也依此規則。

三、高校學生評教行為偏差的基本類型

研究對量表數據做巴特利特球度檢驗和KMO檢驗。結果顯示，相應的概率p值接近0，且KMO值為0.948，非常適合進行因子分析。運用主成分分析法提取因子，通過旋轉成分矩陣及其表示的量表各題項因子載荷情況，提取到5個解釋因子，分別命為“認知不清”“消極與隨意評價”“趨低評價”“自利趨高評價”和“他因趨高評價”，其信度系數都較高，依次為0.935、0.923、0.915、0.931和0.857。

這5個因子即為高校學生評教行為偏差的基本類型。

（1）認知不清。認知不清是指學生對學生評教的目的、意義、重要性與功用未有認識或者存在認知偏差，這必然會降低學生對評教的認真和客觀程度，從而導致評教行為偏差。量表中對應6個題目，如“我感到不清楚學生評教的目的”；“我覺得不明白學生評教的意義和重要性”；“我感到不太清楚學生評教對提高教學水平與增進學習收獲的作用”等。研究把認知不清作為學生評教行為偏差的一個解釋因子，或者說是學生教學評價時的一種心理行為偏差，因為它主導著學生評教的態度及行為選擇。

（2）消極與隨意評價。消極與隨意評價主要是指學生對學生評教的無關取向與意識以及由此帶來的敷衍態度，并最終導致消極與隨意評價。量表中對應9個題目，如“我一般都把學生評教當成一項與己無關的任務去完成”；“我有時會請人代評”；“我有時會放棄評教”；“我一般不會仔細閱讀和領會評教指標而非常隨意地評價”等。

（3）趨低評價。描述學生評教時是否存在故意低評的情況。量表中對應4個題目，如“如果很討厭課程任課老師，我一般會在評教時故意打低分”；“如果對課程無興趣，我一般會在評教時故意打低分”等。

（4）自利趨高評價。因為評教時需要輸入學號，學生對如果打低分可能遭到老師對課程期末考試成績的“報復”有著很深的顧忌與擔憂，于是在評教時都會盡量給予高分。這種趨高評價是學生基于自身課程成績保護而做出的理性選擇，因而命為“自利趨高評價”。量表中對0應3個題目：“我擔心評教時輸入的學號會被老師查到，如果打低了，可能會影響期末考試成績甚至掛科，所以盡量打高分”；“我擔心老師在期末考試前會看到我們對他的評教信息和結果，為了不影響期末成績，會盡量給老師打高分”；“為了不得罪老師，我評教時會盡量打高分”。

（5）他因趨高評價。該類型是指學生基于教師和學院利益、自身課程興趣而給教師教學高分評價。量表中對應4個題目，如“我知道學生評教關系到老師和學院切身利益，會盡量打高分”；“如果對課程很感興趣，我一般會在評教時盡量打高分”等。

四、高校學生評教行為偏差基本類型的均值差異與關系考證

（一）學生評教行為偏差基本類型的均值

為了更好地對學生評教行為偏差進行檢驗與分析，量表各因子（基本類型）得分以其所含題項的選項數字均值來計量，這就將原來的定序變量轉為定距變量，也成為連續變量。由于量表為李克特（Likert）五點量表，因子最高得分為5分。得分越高，評教行為偏差越嚴重。由于各因子得分是連續變量，反映的是學生評教行為偏差的嚴重程度，其得分就算看似較低，還是表明存在較為嚴重的評教行為偏差。經計算，學生評教行為偏差基本類型的均值大小依次為：他因趨高評價（2.9882）、認知不清（2.9298）、消極與隨意評價（2.8048）、自利趨高評價（2.5329） 和趨低評價（2.1467）。他因趨高評價與認知不清的均值接近于3，說明偏差程度較重。他因趨高評價均值最高，偏差最嚴重，這驗證了已有研究的重要發現，即教師的學生評教得分逐漸推高而失去了區分度。

（二）基本類型均值在學生背景特征中的差異

就學生背景特征來講，不同類別的學生，其評教行為偏差嚴重性排序可能不同，這說明學生評教行為偏差與學生背景特征之間可能存在關聯。研究列出了學生評教行為偏差均值在學生背景特征中的比較，由表2可以看出，不同類別學生評教行為偏差的差異。

由表2可知，學生評教行為偏差均值大部分都遵循“他因趨高評價＞認知不清＞消極與隨意評價＞自利趨高評價＞趨低評價”的順序。但是，有的學生群體不是遵循這樣的排序，如大一學生和群眾學生，則是“認知不清＞他因趨高評價”。學生評教行為偏差的均值，男生總是高于女生，說明男生的評教行為偏差甚于女生。農村學生總是高于城市學生，說明農村學生的評教行為偏差甚于城市學生。從學生年級看，除認知不清外，學生評教行為偏差其余類型均值隨年級增加而增大，年級越高，均值越高，說明高年級學生評教行為偏差甚于低年級。學生群眾的評教行為偏差均值均大于班干部和院系學生會干部，但學校學生會干部的情況有些令人意外，其評教行為偏差均值比學生群眾、班干部和院系學生會干部都要大，這與常理相反，可能與量表調查涉及的樣本較小（僅32份學校學生會干部樣本）有關，后期訪談進行補充說明。以上情況說明，學生評教行為偏差與學生性別、生源地、年級和身份存有關聯并表現出一定差異。

表2 學生評教行為偏差均值在學生背景特征中的比較

（三）學生評教行為偏差與學生背景特征：關系與差異的考證

由于學生性別和生源地已是二分變量，無需再次分組。為考察學生評教行為偏差在低年級與高年級學生間的差異，重新將大一、大二學生分為低年級組，大三、大四學生分為高年級組，學生年級也成為二分變量。研究中的學生身份是指學生是否擔任各層級組織的干部，如不擔任，為群眾；如擔任，則為干部。研究將原群眾保持不變，其余三類學生干部歸為一組，學生身份也成為二分變量，即群眾與干部。研究采用獨立樣本t檢驗。由于樣本量較大，統計檢驗比較容易達到顯著性，則需要進一步查看顯著差異究竟有多大，在此采用效應量（effect size）η2進行度量。根據Cohen所提出的η2的度量標準，0~0.2為差異較小，0.2~0.5為差異中等，0.5~1為差異較大，1~2為差異很大[38]。

1.學生性別、生源地與學生評教行為偏差

學生評教行為偏差獨立樣本（性別與生源地）t檢驗結果及效應量η2度量情況如表3所示。

如表3所示，男生、女生獨立樣本t檢驗結果為：認知不清（t=3.421，p=0.001），消極與隨意評價（t=2.716，p=0.007），趨低評價（t=7.825，p=0.000），自利趨高評價（t=2.924，p=0.004），他因趨高評價（t=2.424，p=0.015）。各類型t檢驗p值都小于顯著性水平α值0.05。這表明：（1）男生和女生的評教行為偏差均存在顯著差異，說明學生性別對評教行為偏差產生了顯著影響；男生均值顯著大于女生，男生評教行為偏差更為嚴重；（2）趨低評價p值最小，說明男生和女生的趨低評價的差異更為顯著；他因趨高評價p值最大，說明男生和女生的他因趨高評價的差異相對更小；（3）學生性別對其余3種評教行為偏差基本類型的影響程度依次為：認知不清、自利趨高評價和消極與隨意評價，均介于趨低評價和他因趨高評價之間；（4）評教行為偏差各類型效應量η2都很小，小于0.2，說明男生和女生的評教行為偏差盡管存在顯著差異，但總體上差異不大。

表3 學生評教行為偏差獨立樣本t檢驗結果及η2度量（性別與生源地）

城市、農村學生獨立樣本t檢驗結果為：認知不清（t=-0.612，p=0.541），消極與隨意評價（t=-1.423，p=0.155），趨低評價（t=-1.493，p=0.136），自利趨高評價（t=-2.190，p=0.029），他因趨高評價 （t=-1.893，p=0.059）。自利趨高評價p值為0.029，小于顯著性水平α值，可以認為城市學生和農村學生的自利趨高評價存在顯著差異，農村學生均值明顯大于城市學生，這說明農村學生比城市學生更為擔憂學生評教可能給自己課程成績帶來的負面影響；自利趨高評價的效應量η2=0.0034，小于0.2，說明二者之間盡管存在顯著差異，但總體差異也很小。其余偏差類型p值都大于顯著性水平α值，說明城市學生和農村學生的其他評教行為偏差并不存在顯著差異。這表明，雖然農村學生的評教行為偏差均值均高于城市學生，但學生生源地對評教行為偏差的影響不是很大，僅對自利趨高評價產生顯著影響。

關于學生評教行為偏差的性別和生源地差異，訪談得到了一些具有啟示性的回答：

P4S（男生，農村，大四）：女生不管做任何事情，總歸會比我們男生認真一些，尤其是學校規定的工作及其相應安排。我感覺來自農村的學生可能更缺失自信和獨立，對學生評教老是會有更多擔心和顧慮，怕打低了老師會不高興、不滿意，或者擔心學院、輔導員找自己談話。

P1S（女生，城市，大三）：總體感覺評教時女生還是比男生認真，好多男生總覺得（學生評教）沒有意義，所以隨意一些，我們女生相對好點。我覺得學校安排的事情也不能隨便應付。

P5S（男生，農村，大四）：我感覺自己膽子較小，城市學生比我們好一些。每次評教都要輸入學號，我也特別擔心輔導員或者學院領導的督促，盡量高分評價，不要自找麻煩。

Y1T（男，教授）：我每次安排的學習任務，女生都完成得比男生好，學生評教可能她們也更認真。

P4TA（男，副教授，高教研究與評估中心主任）：男生評教確實沒有女生客觀和認真，我做這項工作已有多年，深有體會。但是，這其中的原因我也說不清，可能本身就這樣，或者在對待學校安排的工作上，女生天性就更認真。農村學生擔憂和顧慮多，這是肯定的。但是總體來說，學生評教還是比較隨意的，近些年高分偏多，沒有什么區分度。

2.學生年級、身份與學生評教行為偏差

學生評教行為偏差獨立樣本（年級與身份）t檢驗結果及效應量η2度量情況見表4。

（1）學生年級與學生評教行為偏差

如表4所示，低年級、高年級學生獨立樣本t檢驗結果為：認知不清（t=-0.105，p=0.916），消極與隨意評價（t=-2.113，p=0.035），趨低評價（t=-2.976，p=0.003），自利趨高評價（t=-2.454，p=0.014），他因趨高評價（t=-2.260，p=0.024）。認知不清p值大于顯著性水平α值，說明高年級和低年級的認知不清并無顯著差異。其他4種評教行為偏差p值均小于顯著性水平α值，說明它們在高年級與低年級學生之間存在顯著差異。5個效應量η2都相當小，小于0.2，說明這種顯著差異也較小。也就是說，雖然從總體上看，高年級的學生評教行為偏差更為嚴重，但學生年級對認知不清不會產生顯著影響，年級間無顯著差異，僅對其他偏差類型產生顯著影響，但影響也很小。

表4 學生評教行為偏差獨立樣本t檢驗結果及η2度量（年級與身份）

實際上，關于高年級評教行為偏差甚于低年級學生的原因，訪談時就有學生提及：

P4S（男生，農村，大三）：大一期末時，學校和學院安排我們給老師教學評分，我們當時非常高興，覺得有機會表達自己對老師教學的意見特別難得，所以都非常認真，每個指標和題目都仔細地看。可是后來發現，好像很少有老師根據我們的意見改進教學，上課依然不變，未做任何改進。后來就覺得教師評分真的沒用，就是走形式而已。到了大三，我們的評分就更加隨意，反正最好不要得罪老師或者讓老師不滿意，評分盡量高一些吧。

P5S（女生，城市，大四）：我一直是班長，這個學生評教工作及相關安排我特別清楚。大一的時候，我們都比較認真，當時還覺得可不能誤判和錯判，盡量客觀評價。后來發現學生評教好像沒用，也不向我們公布評教結果，也不知道教我們的老師得了多少分，老師好像也不會根據我們的意見改進教學。所以到后來才知道，這個（評教）只是給老師一個分數而已，還不如盡量高分評價，反正跟我們自身利益關系不大。

從學生表述可知，學生并未感覺到學生評教給教學帶來實質性的改變與學習上的收獲，教師教學是否改進與學生評教似乎沒有關系。大一學生剛入校，可能還不清楚這些情況，所以會很珍惜評價教師教學的機會，年級高了，發現學生評教與自身學習提升無關，僅為形式而已，便不會再認真評教。

（2）學生身份與高校學生評教行為偏差

根據表4可知，學生群眾的行為偏差均值明顯大于學生干部，其偏差更為嚴重。學生群眾與干部獨立樣本t檢驗結果為：認知不清（t=-5.574，p=0.000），消極與隨意評價（t=5.947，p=0.000），趨低評價（t=3.546，p=0.000），自利趨高評價（t=2.497，p=0.013），他因趨高評價（t=2.109，p=0.035）。學生評教行為偏差基本類型p值都小于顯著性水平α值，其在學生群眾與學生干部之間均存在顯著差異。這說明，學生身份對評教行為偏差會產生顯著影響。但各行為偏差效應量η2都相當小，小于0.2，表明這種顯著差異也較小。

P5S（男生，城市，大三，校學生會干部）：作為學校學生會干部，我們經常忙于學校的活動，對于走過場和搞形式的學生評教我們顧不過來，也不關心，所以就會隨便填寫，但也不會給太低的分數。我們經常接觸到學校的管理制度與活動，更加深刻地感受到學校的不足和缺陷，其他同學可能不像我們那樣有更為直觀和深切的感受，學生評教時也就更為隨意。可能是這樣吧。

G3S（女生，城市，大四，校學生會干部）：其實我們每天事情很多，除了上課之外，主要是組織和參與學校的活動。大家都知道學生評教意義不大，我們根本沒有想過要認真評價，隨意性很強，盡量給予高分，大家都會相對滿意一些。

Y1T（男，副教授）：校學生會干部上課經常缺勤，他們好像忙于諸多學生事務，哪會認真給我們評價，課都上得較少，也無從評價，非要安排他們評價，那他們也只能隨意評價了。

P5TA（男，教務處副處長）：校學生會干部經常到我們教務處來反映學校的問題，尤其是對學校的教學抱有很大意見，好像其他方面意見也較多。當然，作為校學生會干部，這是他們的職責與應盡義務。在很多方面我們還難以完善和改進的情況下，勢必造成他們對學校更大的意見和不滿，哪會給你認真評教呢？

五、研究啟示與政策建議

（一）改進學生評教工作安排方式與內容，促成評教制度信息的對稱傳輸

一是學生評教工作宣傳和動員方式的改進。教學管理者可以借助教學評價經典案例，詳細講解教學評價對學生和教師的影響，而不是簡單說明學生評教工作的具體要求和布置評價任務。該案例涉及學生評教結果對教師的影響（獎罰與晉升）、教師根據學生評教進行的教學改進、學校和學院如何利用學生評教結果服務教學和改進教學、學生從中何以受益等方面，最好是單個教師的案例，只有這樣，學生才能深切地認識到學生評教工作既是對教師教學工作的認可與尊重，也是對自身學習的保障。教學管理者可以將這種動員當成與學生共同交流與學習的機會。

二是學生評教工作宣傳內容的選擇。教學管理者除了需要向學生說明學生評教工作的一般內容外，還需要重點說明學生評教與學生學習利益的緊密關系，它不僅是對教師教學質量的評價，更是對學生學習利益的維護與保障。當然，學校公布學生評教結果并將其作為學生選課的依據可能更具說服力，至少可以讓學生看到學生評教能夠帶來教學的改進。學校還應著力說明學生評教匿名的完全性與徹底性，即學生評教工作與課程考試成績完全無關，教師并不會根據學生的評價進行平時成績和期末成績的認定。況且，在評教信息管理系統中，教師只是知曉學生評教的最終結果與評價得分，并不知道每位學生的具體評價。另外，還應重點說明高年級學生甚至畢業生的教學改進意見對于教師發展和提高人才培養質量的重要性，以培養其對學校的責任感。

三是盡量公開學生評教制度全貌。高校可召開學生評教工作宣講與討論會，吸引大量學生參與，與教師和教學管理者平等對話，將學生評教制度具體規定和工作要求逐一做出清晰準確的解釋，極力消除學生與學校、教師之間關于學生評教制度及工作的信息不對稱，盡量減少學生的擔憂與顧慮。

（二）改進學生評教的匿名參與方式

高校需要逐步改進學生評教的匿名參與方式，以消除學生尤其是農村學生的擔心與顧忌。可參考復旦大學的學生評教制度設計，雖然使用學生學號進行登錄和評教，但是通過評教管理系統的設計，使得學生和老師在不同時段進行登錄，而且老師只能在期末提交學生課程成績之后才能進入系統進行查閱[39]。學校也可考慮給學生另外設置學生評教的賬號及對應密碼，這可能需要將學生評教管理系統與其他系統隔離開來，不在一個信息管理平臺內進行管理，會給學校教務管理工作帶來新的負擔與成本。為了保證學生在評教過程中敢于“真心表白”，敢于客觀真實地評價教師教學，這樣的負擔與成本也是值得的。江蘇省教育現代化建設監測評估就是采用這種辦法，對學校教學滿意度的調查、對政府管理與服務教育的滿意度、對師德滿意度調查等都是采用不同的賬號和密碼登錄，針對每一項調查，學生都用系統給予的不同賬號和密碼登錄[40]。學生評教系統的登陸方式也可以采用這種辦法，即每次期末評教都給學生另外設置登錄賬號及對應密碼，或者另外設置與學號無關的賬號及密碼用于學校各種工作的評估。

（三）整體優化高校學生評教制度，極力實現評教宗旨

淡化甚至消除高校學生評教行為偏差，關鍵在于優化學生評教制度與設計，充分體現學生在評教中的主體地位。其一，準確定位學生評教制度，它不僅是教師與學生之間教學信息交流的管理平臺與機制，更是學生、教師和教學管理者三方利益相關者對教學質量共同治理的制度安排，也是提高高校人才培養質量和促進教師教學發展的重要制度。目前，高校僅將其作為人事管理和院系考核的簡單工具，更忽視了對學生學習利益的維護和保障，這完全沒有體現學生主體地位。其二，學生評教指標體系設計與管理要盡量吸收學生、教師及校友等多元主體的民主參與，指標體系的設計要重視學生學習收獲與提升，并體現學校類型差異、學科專業差異甚至課程差異。其三，建立并完善讓學生根據學生評教信息及結果自由選擇教師的制度[41-42]。目前，學生評教結果幾乎與學生學習無關，無法保障學生學習利益，需要建立學生評教與學生學習利益的制度關聯。只有這樣，學生評教才可能真正實現改進教學、維護和實現學生利益的評價宗旨。當評教制度直接關系到學生的學習成長和學習利益時，學生的認真客觀評教才成為可能和基礎，學生評教便有可能轉化為學生的內在需求從而成為一種行為自覺。