大學生人際關系對學業自我滿意度的影響
——來自S大學本科生的調查分析

崔玉平，宋 妍

（蘇州大學 教育學院，江蘇 蘇州 215123）

一、引言

大學生作為高等教育服務的直接體驗者和受益者，他們對“自己所接受的高等教育質量如何”理應有發言權。因此，以學生為本、基于學生視角、關注學生學習體驗等逐漸成為高等教育質量評估過程中不可或缺的進步理念。高等教育質量評估的關注點由過去關注財政投入、師生比、設施設備、科研成果、就業率、畢業率等投入和產出類指標，轉向了以學生為中心、以學生學習體驗為重點、以學生評價為主要信息來源，更多關注課程設置、教學質量、教師教學、考核方式、校園環境、學習資源、人際關系等過程性指標。然而，在突出學生主體地位、關注學生對自身之外“他物”（如高等教育系統）的評價中，卻丟失了學生自身感受和自我學業滿意度的認知和評價。學生對自己學業表現的認知與評價結果如何、是否滿意、高等教育是否滿足了學生的學業訴求，這是“以學生為本”的高等教育質量評價的重要維度。筆者前期研究基于學業自我概念理論、顧客滿意度理論、院校影響理論，以S大學文科學生為例，考察了院校環境評價對文科大學生學業自我滿意度的影響，認識到院校環境變量就包含了人際關系維度[1]，但是，對人際關系影響大學生學業自我滿意度的程度、方向與機制還缺乏檢驗。因此，有必要進一步檢視大學生人際關系與其學業自我滿意度的關系。

二、概念界定與理論基礎

（一）大學生人際關系

人際關系概念可以從多個層面給予解釋：1.人際關系表明人與人相互交往過程中心理關系的親密性、融洽性和協調性的程度[2]；2.人際關系有認知、情感和行為三種心理成分[3]；3.人際關系是在彼此交往的過程中建立和發展起來的人與人之間的心理關系[4]。上述三種觀點從狹義的角度揭示了人際關系的內隱特點。廣義上看，人際關系是指與個體的一切人際聯系[5]，相對來說具有外顯特點。本文的大學生人際關系主要指大學生在與周圍個體和群體互動交往過程中形成的人際關聯狀態與緊密程度，更加強調外顯特征。

（二）大學生學業自我滿意度

根據學業自我概念和顧客滿意度的相關理論，并參考文科大學生學業自我滿意度的定義[1]，本研究將大學生學業自我滿意度定義為大學生自己在接受高等教育過程中對自身學業行為、體驗和成果等方面的滿意程度。在概念結構上，參考郭成的中國青少年一般學業自我結構模型[6]，形成了本研究大學生學業自我滿意度4個內在構成要素，即學業能力、學業體驗、學業行為、學業成就價值。

（三）理論基礎

在院校影響理論和重要他人影響理論基礎上，筆者構建了大學生人際關系對學業自我滿意度影響的理論框架。

1.大學生學業自我滿意度受到院校環境中人際交往的影響

院校影響理論主要運用社會學理論和實證研究方法探究大學生學習和成長變化的外部原因。阿斯汀（Astin）的 I-E-O（Inputs-Environment-Outcomes，即輸入—環境—輸出）概念框架是院校影響理論中最早也是最具影響力的理論模型。該理論認為，大學生在高校的成長和發展變化（Outcomes）不僅受到大學生固有的個人特征（Inputs）的影響，更受到院校環境（Environment）的影響。高等教育的“輸出”（學生通過高等教育后所形成的個人品質、知識、技能、態度、價值觀等）是“輸入”（學生個人特征、經歷與投入）與“環境”（院校政策、項目、課程、設施以及學校文化、同伴交往、城市人文環境等）的函數[7]。I-E-O模型為后繼研究提供了概念框架及方法論上的指引。汀托（Tinto）的學生輟學理論模型指出，學生輟學決定和行為受到院校學術系統和院校社會系統的影響。在學術系統中，教師和學生圍繞學業展開正式的和非正式的人際交往；在社會系統中，學生和同伴在各種課外活動中也進行正式的和非正式的人際交往。這些正式和非正式的人際交往能夠幫助學生更快、更好地融入院校學術和社會系統，促使學生在高校學習生活中成長和發展，避免發生輟學行為[8]。相對于其他院校影響模型，汀托的學生輟學理論模型在高等教育領域的應用最為廣泛。盡管汀托的關注點在于大學生輟學，但是該理論同樣可以用于研究大學生其他方面的學習活動。在帕斯卡雷拉（Pascarella）等人的一般化評估模型中，學生學業和認知性發展取決于五大要素（院校結構與特征、院校環境、學生背景與特征、校園人際互動、學生努力質量）的直接和間接影響。其中，學生背景與特征、學生努力與校園人際互動起到直接影響，且學生努力質量取決于學生特質、校園環境和存在于同伴和教師之間的社會交往。同時，帕斯卡雷拉等人強調，在考察高等教育質量時，從學生與同伴和教師等人的社會性交往來了解院校對學生學習和認知變化、社會心理變化所形成的影響，這比考察院校特征結構的影響更為有效[9]。再者，魏德曼（Weidman）強調，想要全面了解院校環境的影響，就必須將關注點集中于學生社會化過程，其中包括學生人際互動、內省過程和融入。同時，他還將研究視角擴展到院校外部，考慮到大學生與父母和校外群體的交往對其社會化的影響[10]。國內學者研究發現，大學生在校期間與同伴和教師的交往水平與學生的學業成績、獲獎次數有很強的關聯性，大學生學業成就（核心勝任力、公民意識和專業素養）的提升也受到師生互動的影響[11]。由此可見，大學生與同伴、教師及父母的人際交往是其學業、認知,甚至是社會心理等方面成長與發展的重要影響因素。

2.大學生學業自我滿意度受到重要他人的影響

金（Kim）和薩克斯（Sax）指出，已有的研究成果證實了師生交往對大學生學習和發展的重要性，卻將大學生學業或認知方面的成就當作師生活動的副產品，忽視了師生交往及其與大學生社會心理發展方面的關系，如學業自我概念的研究。為此，他們研究證明師生交往對大學生的學業自我概念產生影響，且那些與教師關系好（學生曾去教師家做客）的學生學業自我認知水平較高[12]。國內研究表明，師生關系與同伴關系對學業自我概念有正向預測作用[13]。學業自我概念實際上就是學生在學業情景中所形成的對自己在學業發展方面的比較穩定的認知、體驗和評價[14]，與學業自我滿意度同屬于自我認知、自我評價的社會心理學范疇。個體對自我的認知和評價并非與生俱來，而是在成長和發展過程中與他人和外界的不斷交流調整而形成，重要他人對個體價值觀及自我認知產生重要影響。學生得到的來自重要他人的反饋和評價逐漸影響學生對自我和自我學業的認知，現有研究證實了這一影響的存在[15]。有研究表明，學校環境中的重要他人也會影響學生學業自我的形成與發展，如同伴關系對學生學業自我概念的影響，教師評價對學生學業自我形成和發展的影響[16]。這使得教育工作者能夠通過重要他人的評價，避免部分學生陷入“低學業自我概念—較低學業成就—較低學業自我概念”的惡性循環。對于大學生而言，重要他人一般是教師、同伴、家人及其崇拜對象。高等教育環境中教師、同伴以及高等教育環境之外的家人在與大學生交往互動時，對大學生學業及非學業行為及績效的評價能夠影響大學生認識和評價學業自我。本研究中的學業自我滿意度是由學業自我概念衍生而來，是學生對自身學業表現、行為及成果等方面的認知和評價，受到大學生重要他人的影響。

綜上所述，大學生求學期間與教師、同伴、家人等重要關系人形成的人際關系之所以能對其學業自我滿意度產生影響，原因在于一方面大學生人際關系越好，從重要他人那里得到學業方面的積極的正面激勵性評價相對較多，促使其學業滿意度得以提升[17]；另一方面，良好的人際關系有利于大學生處于和諧舒暢的心理環境和學習環境中，而獲得舒暢順心的學習與生活體驗有利于大學生學習行為不間斷進行、有利于學習能力和學習動力的提升，進而提高大學生學業自我滿意度。

三、研究方法

（一）樣本結構與特征

采用分層集束抽樣的方法，將S大學本科生按年級、專業類型分層，以班級為單位抽取樣本。對18個學院共發放問卷950份，剔除無效問卷，回收有效問卷892份（比率為96%）。其中男生332人（37.2%），女生555人（62.2%）（其余比例為缺失值，下同）；大一273人（30.6%），大二428人（48.0%），大三154人（17.3%），大四32人（3.6%）；文科 402人（45.1%），理工科 368人（41.3%），其他（體育、藝術、醫科）117人（13.1%）。

本研究同時收集被調查大學生個體特征信息，構建控制變量，包括性別（1=女，0=男）；年級（1=高年級大三和大四，0=低年級大一和大二）；專業類型（1=文科、體育和藝術，0=理科、工科、農科和醫科）；獨生子女（1=是，0=否）；學生干部（1=是，0=否）；家庭居住地（1=城市，0=鄉鎮或農村）；家庭月收入（1=一萬元以上，0=一萬元以下）；父母最高學歷（1=高中及以上，0=初中及初中以下）。

（二）問卷質量檢驗

問卷由三部分構成，第一部分為個體特征調查題，第二部分和第三部分為人際關系子問卷和學業自我滿意度子問卷，均采用自陳述方法提供數據信息。首先對兩份子問卷數據進行Harman單因素分析，結果顯示第一個公因子解釋了23.38%的變異，遠小于40%的臨界值[18]，因此不存在嚴重的共同方法偏差。使用SPSS19.0和AMOS21.0軟件分別對兩份子問卷數據進行因子分析和質量檢驗，先將問卷隨機分為大致相同的兩部分，利用一半問卷（N=443）的調查數據進行探索性因子分析，再用另一半問卷（N=449）的數據進行驗證性因子分析，并用Cronbach’sα 系數檢驗子問卷總體（N=892）數據的內部一致性。

1.大學生人際關系問卷

根據研究目的，參考相關文獻和訪談結果，自編《大學生人際關系問卷》。人際關系量表式問卷包含4個維度：同伴關系、師生關系、家人關系、網絡關系（主要指與網絡陌生人的關系）。問卷題項采用李克特5點計分，選項從“非常不符合”到“非常符合”，逐級賦值1-5分。通過項目分析和KMO及Bartlett球形度檢驗之后，進行主成分因子分析，刪除質量較差題項，提取4個公因子，累計貢獻率約61%，各因子負荷均在0.50以上，各題項共同度均在0.40以上，題項分布符合預期。在驗證性因子分析中，4個因子間兩兩相關性中等（系數在0.01-0.52之間），直接構建一階驗證性因子模型。刪除不合格題項后，其余各題項在相應因子上的標準化回歸系數均大于0.48（P＜0.001）。模型適配度檢驗結果顯示：χ2/df=2.084，GFI=0.921，AGFI=0.901，RMSEA=0.049，TLI=0.951，CFI=0.957，PGFI=0.734，PNFI=0.801，各因子的組合信度（CR）在0.78-0.92之間，平均方差抽取量（AVE）在0.48-0.64之間，均在可接受范圍內。最后保留23個題項，代表性題項包括：“我與同伴相處和睦，關系融洽”（同伴關系維度，7題，Cronbach’sα=0.86）；“我與老師的互動較為頻繁”（師生關系維度，5 題，Cronbach’sα=0.88）；“我較少與家人發生爭執”（家人關系維度，7題，Cronbach’sα=0.90）；“我與網絡上結識的人交談時感覺舒適而順暢”（網絡關系維度，4題，Cronbach’sα=0.83）。問卷整體 Cronbach’sα=0.87，表明該問卷具有良好的信效度，質量較高。

2.大學生學業自我滿意度問卷

在改編國內《青少年一般學業自我概念量表》[19]的基礎上形成《大學生學業自我滿意度問卷》，并結合訪談結果進行修訂，設計4個維度，即學業能力、學業體驗、學業行為、成就價值，共包含20個題項。題項采用李克特5點計分，每道題目有滿意度和重要性兩個量尺，分開測量，需要調查對象作答的選項分為5級，從“非常不滿意”到“非常滿意”、“非常不重要”到“非常重要”，分別依次逐級賦值1-5分。設計學業自我重要性題項及選項用于測量應答者認知的4個學業自我維度對自身成長與發展的重要性程度。

對每一題項在滿意度和重要性上的得分進行配對樣本T檢驗，發現均在0.001的顯著性水平上存在差異，說明問卷填答情況良好，并未因題干內容相同而造成回答趨同。同時調查各題項內容對學業自我滿意度的重要性程度，目的在于發現學業自我滿意度4個維度得分與其重要性得分之間的差異，用于反映大學生學業自我發展訴求和期望與實際滿意度之間的差距，信度、效度檢驗只用于檢驗量表式問卷的質量。探索性因子分析結果顯示，通過KMO和Bartlett球形度檢驗之后，進行主成分因子分析，刪除質量較差題項，提取4個公因子，方差累計貢獻率約為68%，各因子負荷均在0.64以上，各題項共同度均在0.56以上，題項分布符合預期。驗證性因子分析結果顯示，4個因子間兩兩相關性較高（系數在0.69-0.78之間，P＜0.001），故構建二階驗證性因子模型。各題項在一階因子上的標準化回歸系數均大于 0.65（P＜0.001），一階因子在二階因子上的標準化回歸系數均大于0.85（P＜0.001）。模型適配度檢驗結果顯示：χ2/df=2.111，GFI=0.943，AGFI=0.920，RMSEA=0.049，TLI=0.969，CFI=0.975，PGFI=0.678，PNFI=0.772。一階因子的組合信度（CR）在0.79-0.92之間，平均方差抽取量（AVE）在0.48-0.70之間；二階因子的組合信度（CR）=0.96，平均方差抽取量（AVE）=0.87，均在可接受范圍內。學業自我滿意度問卷保留17題，代表性題項包括：“自身專業能力提升情況”（學業能力維度，5題，Cronbach’sα=0.89）；“自己在班級學習共同體中體會到的歸屬感”（學業體驗維度，4題，Cronbach’sα=0.76）；“自身學習投入情況”（學業行為維度，5 題，Cronbach'sα=0.90）；“自己取得的學業成就對自身發展的作用和意義”（成就價值維度，3 題，Cronbach’sα=0.85）；問卷整體Cronbach’sα=0.93。這表明該問卷具有良好的信度和效度，質量達標。

四、研究結果

（一）描述性統計分析

表1呈現了兩份量表式問卷數據的統計分析結果，從中可以發現，大學生人際關系及其各構成維度的得分較高，說明樣本大學生人際關系狀態較好，與同伴、教師、家人和網絡陌生人之間人際交往較為和諧；在4種人際關系中，同伴關系最好，家人關系次之，師生關系隨后，網絡關系墊底，符合理性預期。大學生對自己大學期間的學業發展水平以及學業能力、學業體驗、學業行為、成就價值4個方面的滿意度不高，只有學業成就價值的滿意度得分略高于量尺中間值（3分），學業體驗、學業能力及學業行為的滿意度得分在中間值（3分）上下小幅波動，說明大學生對自身學業過程和表現還不滿意。在重要性評價上，大學生比較重視學業自我整體及其各維度的發展，整體得分上看，趨近于“比較重要”（4分），4個維度上，重要性得分均顯著高于滿意度得分。

表1主要變量的平均數、標準差及相關分析結果（N=892）

通過對大學生學業自我滿意度和重要性總體及其各維度得分的配對樣本T檢驗發現，自我滿意度得分均小于重要性得分，且二者差異顯著（P＜0.01），這說明大學生學業自我各方面的實際滿意程度遠沒有達到期望的重要程度，這在一定程度上反映出大學生學業自我訴求與愿望沒有得到充分滿足。

相關性分析結果顯示，人際關系各維度之間呈低度正相關（相關系數在0.07-0.48之間，P＜0.001），學業自我滿意度各維度之間呈中度正相關（相關系數在0.55-0.67之間，P＜0.001），人際關系總體及各維度（網絡關系除外）與學業自我滿意度總體及各維度之間呈顯著正相關（相關系數在 0.17-0.86之間，P＜0.01），大學生網絡關系與學業體驗滿意度、成就價值滿意度及學業自我滿意度呈微弱相關（相關系數小于 0.1，P＜0.05）。

（二）IPA評估法分析

IPA評估法又稱為服務重要性—績效分析法(Importance-Performance Analysis)。該方法借助服務對消費者的重要性和績效表現程度，評估消費者對服務因素或項目的重要性認識與實際績效體驗之間的關系，為提高服務項目質量、確定服務項目優先改進順序提供客觀依據。采用IPA評估法，比較得分差值，如表2所示，發現“學業行為”和“學業能力”維度因其重要性高、滿意度低，導致差值（降序排列）處于第一、第二位，應該優先改進。由于前者與后者相比，具有更高的重要性和更低的滿意度，因此，應將大學生學業行為改進放在第一位，而學業能力提升放在第二位；而“學業體驗”的重要性和滿意度都低，處于次要改進地位，因此，應將學業體驗提升放在第三位；“成就價值”維度的滿意度和重要性都相對更高，因此，應最后考慮其提升問題。

表2學業自我重要性與滿意度得分及其差值

（三）大學生人際關系影響學業自我滿意度

為了較為全面地呈現大學生人際關系對其學業自我滿意度的影響，構建以學業自我滿意度為因變量、以人際關系各維度為自變量的回歸估計模型，因變量（大學生學業自我滿意度）的取值為4個維度得分的加權平均數，權重系數為原始樣本（N=892）數據探索性因子分析中方差極大旋轉后公因子的方差貢獻率（歸一化），引入性別、年級、專業類型、家庭居住地、家庭月收入、父母最高學歷、是否獨生子女、是否學生干部等8個控制變量，模型1的回歸估計結果顯示，調整后R方為0.188，F值在P＜0.001水平上顯著，說明模型1具有較好的擬合度；自變量多重共線性診斷結果顯示，模型1中自變量的方差膨脹系數（VIF）均小于10，可以判定自變量之間不存在嚴重多重共線性問題；師生關系與家人關系變量的回歸系數通過了顯著性水平為0.001的檢驗，網絡關系的回歸系數沒有通過顯著性檢驗，符合理性預期。同伴關系的標準化回歸系數較小，且沒有通過顯著性檢驗，表明在同時考察其他人際關系影響時，大學生同伴關系對其學業自我滿意度的影響不顯著，與上文提到的國內外研究結果相悖。本文研究結果沒有支持大學生同伴關系顯著影響學業自我滿意度的結論。

表3大學生學業自我滿意度對人際關系的回歸估計結果（N=892）

綜述大學生同伴關系研究文獻時發現，大學生同伴關系確實能對其身心健康[20]、主觀幸福感[21]、學校歸屬感[22]和學校適應[23]等方面產生顯著正向影響。在加入學業投入變量后，大學生同伴關系對專業興趣沒有顯著影響，但是，尋求教師幫助對大學生專業興趣能夠產生顯著的短期影響；親密的同伴關系對大學生學業興趣的作用不大，只有學業活動中的同伴關系才能對大學生學業興趣產生顯著影響[24]。發生在課堂環境之中的同伴關系對學習收獲產生顯著影響，并且師生交流的缺乏對大學生學習獲得產生顯著負面影響[25]。因此提出假設，認為大學生同伴關系能對其學業自我滿意度產生顯著影響，但是同時考察同伴關系、家人關系、師生關系的影響時，同伴關系對學業自我滿意度的影響變弱，甚至不顯著，而網絡關系因為與學業活動沒有直接關系，它對大學生學業自我滿意度始終沒有顯著影響。

為了驗證上述假設，將大學生人際關系的4個維度逐步帶入模型2、3、4、5中，結果如表3所示，發現模型2僅引入同伴關系一個自變量時，其標準化回歸系數顯著（P＜0.001）；在模型3中增加家人關系這個自變量，同伴關系的標準化回歸系數變小且顯著性降低（P＜0.01）；在模型4中再追加師生關系自變量，發現同伴關系的標準化回歸系數進一步變小，且不再顯著，師生關系的標準化回歸系數最大（P＜0.001），家人關系其次（P＜0.01）；模型1和模型5的估計結果顯示，大學生網絡關系對學業自我滿意度缺乏解釋力或預測力，說明大學生與網絡陌生人的人際交往對學業自我滿意度無顯著影響。至此，筆者認為只有與學業活動高度相關的人際關系才能對大學生學業自我滿意度產生顯著正向影響。

五、研究結論及討論

（一）樣本大學生人際關系較為和諧，學業自我滿意度水平不高，在學業能力、學業體驗、學業行為和成就價值4個方面的高等教育訴求沒有得到完全滿足

研究發現，大學生人際關系總體上處于比較和諧狀態。這與已有的研究結果一致[26][27]。例如，有研究發現，54.8%的大學生滿意自己的人際關系，39.1%的同學覺得自己的人際關系一般，而僅有4.1%的同學認為自己人際關系很差[28]。大學生人際關系困擾嚴重的僅占14.5%，其中人際關系障礙者僅占2.9%[29]。這可能是中國儒家“以和為貴”傳統文化影響的結果。中國人際關系中存在尚合觀，與西方人大多以“平等協商”和“理性競爭”作為平衡人際關系的基本準則相比，中國人自先秦以來就非常推崇“和”[30]。在同伴、教師、家人和網絡4個群體中，大學生與家人關系最好、與同伴關系次之、與教師關系一般，而與網絡陌生人關系最差。究其原因可能有多種。受我國先前“計劃生育”政策的影響，現代家庭子女較少，大學生從小就受到父母和家人的較多疼愛和妥帖照顧，彌補了由人際交往不足帶來的部分情感真空。我國高校學生集體住宿制和輔導員制，為大學生與同伴及教師的交往提供了便利。但是，我國教育情景中，教師權威深入學生內心，又由于高校教師將更多時間用于科研，學生與教師交往時間和頻次較少。虛擬社會中的情感關系可以看作是對現實社會中情感人際關系的補充[31]。只有在現實交往中無法建立情感關系時，才有可能建立和發展網絡情感關系。而現實生活中，大學生人際交往總體狀態較好，基本能夠滿足當代大學生的情感需要，這使得本研究樣本大學生的網絡交往得分最低。

大學生對自己在高校中的學業發展不是很滿意，這與以往的研究結論相似。例如，對5所高校調查研究發現，本科生學業自我得分略高于中間值3分（5分制），本科生對自己學業表現的評價一般[32]。研究大學生英語成績、學習歸因與學業自我概念關系時發現，大學生對自己學業評價中等[33]。本研究結果顯示，大學生認為學業能力、學業體驗、學業行為和成就價值對自己來說比較重要，其中學業行為表現最為重要，學業成就價值作用次之、學業能力弱之，而學業體驗最不重要。這反映出學生更傾向于通過實際行動和自身努力來提高成績和學業能力[34][35]，因為受到應試教育理念影響，學生重視結果而忽視學習過程體驗，導致大學生為達到理想的學業目標而堅持不快樂甚至痛苦的學習行為。從學業自我各維度滿意度得分來看，大學生在學業成就對自身素質提升、職業發展、能力體現所起到的作用方面最滿意，對大學期間的學業體驗有一定程度的不滿意。這可能是因為應試教育固然能夠給大學生帶來較高的學業成就，對未來找工作、展現自己能力起到作用，但是枯燥呆板、缺乏多樣化實踐活動的學習并沒有形成較強的專業能力，反而令大學生學業體驗不良。這表明，樣本大學生在學業能力、學業體驗、學業行為和成就價值方面的學業訴求沒有得到完全滿足。對全國16所本科院校的調研發現，當前所有類型（“985”、“211”、非“211”）高校的本科大學生對學習過程評價的滿意度值與理想值之間存在較大差距，特別是在學生自評與同伴自評兩個方面的差距最大[36]。這與本研究結果一致。

（二）師生關系和家人關系能夠顯著影響大學生學業自我滿意度水平，但同伴關系的影響不確定，其影響不僅受到此關系與學習活動的相關性制約，也受到大學生合作學習習慣的制約

研究結果顯示，整體上看，大學生人際關系顯著影響大學生學業發展滿意度。但是，在同時考察同伴關系、師生關系、家人關系和網絡關系的影響時卻發現，師生關系對大學生學業自我滿意度的影響最大，家人關系次之，同伴關系在后，網絡人際關系對大學生學業自我滿意度的影響不顯著。這樣的研究結果部分符合了院校影響理論中生生交往、師生交往、家人對于大學生學業“輸出”的影響，但是，師生關系、同伴關系、家人關系對大學生學業自我滿意度的影響卻符合我國教育現狀。首先，大學生對學業自我的反思性評價確實受到與教師、同伴、家人交往的影響，但是他們更加看重甚至更加認可教師對其做出的學業評價。現在我國大學課程考核多采用教師主觀評分，很少采用標準化測試，這使高校教師在大學生學業課程考核中有很大的自由裁量權。這就決定了當教師評價和同伴評價發生沖突時，同伴評價會讓位于教師評價。其次，受早期“計劃生育”政策的影響，現在的大學生家庭中的子女數量大多集中在1-2個之間，因此當代大學生從小受到父母及其家人較多的關愛和管束，特別是學業成績備受關注，一定程度上養成了對父母家人的依賴，父母也慣性地關心大學生學業發展，因此，家人評價多被大學生所認同且比較關心父母對自己學業的看法。再次，大學生與教師、同伴、家人的人際關系越好、越和諧，大學生在與他們交往過程中獲得學業評價和學業體驗就越積極，同時，獲得的支持和幫助也越多，越容易達成學業目標，從而提升大學生對自己學業發展的滿意程度。最后，由于大學期間需要生生互動合作或協同完成學業任務的機會較少，大學生與同伴之間交往大多限于生活領域，較少涉及合作學習，再加上自高中以來養成的競爭性學習習慣，導致在同時考察教師關系和家人關系影響時，同伴關系對學業自我滿意度的影響變小，甚至不顯著。

（三）有必要構建以大學生為中心節點的高校管理者、教師、學生、家長多主體互動的人際網絡

馬丁（Martin）和道森（Dowson）闡述了人際關系對學業動機與成就的影響。認為眾多理論和研究都支持這樣的觀點，即積極的人際關系，特別是與重要他人的關系是年輕人在社會、情感和學業領域有效發揮作用的基礎，提高教育產出成果，很大程度上依賴于學生人際關系，以及學生學業生活中的重要他人[37]。本研究結果已證明，人際關系或多或少、直接和間接地影響著大學生學業發展，良好的人際關系對于大學生社會心理方面的“產出”具有顯著促進作用。由于大學校園空間的有限性及人際網絡的高度關聯性，以大學生為中間節點，很容易將高校中有關當事人，包括行政管理人員、教師、家長、大學生互聯為“朋友圈”，形成人際關系網絡。該網絡系統的根本任務是通過人際網絡中各主體的互動和交流，提升大學生學業發展的滿意度，進而促進大學生全面成長和發展。由于師生互動交往頻率較低[38]，且師生關系對大學生學業發展的強影響[39]，建立良好師生關系成為學校人際網絡系統建設的核心。生生關系（同伴關系）在大學生人際關系中所占比重最重，大學生良好生生關系的建立和引導成為人際網絡系統建設的重點，和諧的家人交往關系成為人際網絡系統建設的要點。

強化師生互動既不是強化教師地位，也不是迫于制度規定。被動關注學生變化，簡單地增加課堂提問次數，更不是導師制下的被迫“領養”，而是出于雙方自我意愿，讓師生交往在教學相長情境下逐步增強。有研究表明，雖然發生在課堂上的正式師生互動、以學業為導向的師生互動比課堂外的非正式師生互動、以社會為導向的師生互動更容易對大學生學習結果產生較大影響，但是課堂外的師生互動、非正式的師生互動及社會導向的師生互動也對大學生非學業的情感、認知成長產生顯著影響[40][41]。建立和強化良好的師生關系可以從正式和非正式兩個途徑出發。在正式途徑中，應該以課堂互動為主渠道，通過豐富互動形式，增加互動多樣性，激發大學生求知欲，使互動發生在自然和諧的教學氛圍中，使高深理論教學情景化、可感化和可視化，實質性增強師生互動的密度和強度。有效溝通實現的兩個條件，一是有效溝通情境的創設，二是溝通主體行為的選擇[42]。在非正式途徑中，創設師生互動情境非常重要。而師生雙方建立良性互動關系的前提是降低大學生與教師交往的畏懼情緒，減輕高校教師科研壓力。因此，內容豐富的師生合作科研和聯誼活動，可以使大學生樂于師生互動；對高校教師幫助指導學生給予更高評價和補助，可以激勵教師主動與大學生共處、互動。

同伴是大學生接觸最多的利益相關者，但是本研究發現，同時考察家人關系、師生關系、網絡關系的影響時，樣本大學生的同伴關系對學業自我滿意度沒有顯著影響，因為大學生同伴關系的建立并非基于學業學習的互動合作與研討交流。要增強同伴關系對大學生學業的積極作用，需要增加大學生同伴交往中的合作學習與合作研究頻度。有研究表明，大學生更容易在合作努力中與他人交往和締結友誼，且合作學習比競爭學習對大學生形成個人技能和完成學業目標更有效[43][44]。為此，學校應該依托互聯網技術搭建大學生學習交流“線上+線下”平臺，鼓勵多種形式的合作學習和項目研究。學習交流“線上”平臺建設至少包含所選及可選課程信息、課前預習作業分享、課后作業提交及分享、章節知識小測試、同伴提問與解答交流等功能。學習交流“線下”平臺建設以促進大學生合作學習為目標，加強學習環境建設，營造合作學習氛圍，以強化學習型校園建設為重點，改變大學生個人孤立靜默自習的習慣，擴建正式和非正式的大學生合作學習與創客空間。在相對封閉的正式空間里，大學生與合作同伴交流，各抒己見、自由隨性，不用擔心自己學習討論打擾到無關的他人；非正式空間以“校園處處學”為主題，以一張小桌和幾把椅子構成開放小空間，合理分布在校園角落或樹蔭下，方便學生坐下來討論學習。

現實生活中，中國家長背負多項“使命”，“將孩子送入好大學”可以說是使命之一。本研究表明，家人關系對大學生學業自我滿意度影響顯著。因此，建議家長在與子女互動交流時，除了詢問他們是否“吃飽穿暖”外，也要多關心他們學業發展情況。

本研究還存在一些不足和有待改進之處。首先，本研究所用樣本數據來自于一所高校，需進一步擴大抽樣范圍，提高研究結論的外部效度；其次，本研究中大學生的學業自我滿意度的構建建立在學業自我概念理論基礎上，只能反映大學生學業自我訴求的滿足情況，不能體現大學生所有學業訴求；最后，需要進一步揭示大學生人際關系對其學業自我滿意度的影響機制，可能存在某個或某些中介因素有待研究發現。