趙曉陽，劉金蘭，b

（天津大學 a．管理與經濟學部;b．發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，天津 300072）

一、學生參與度評價：高等教育質量評價的新視角

新世紀以來我國高等教育大眾化進程進一步加快，高等教育與國家及社會發(fā)展的聯(lián)系日益密切，高等教育質量及其評價成為各方關注的焦點。如何實現(xiàn)評價主體與評估范式的轉變，成為當前我國高等教育質量評估面臨的核心問題。傳統(tǒng)的教育質量評價方法將高校作為評估主體，注重對學校的學術聲譽、財政資源及師資力量的評價，但卻未能關注高校是否創(chuàng)設有效的教育服務環(huán)境促使這些資源被充分利用。學生是高等教育最重要的利益相關者，保證和提升高等教育人才培養(yǎng)質量，除應強調在高等教育人才培養(yǎng)的過程中，應注重學生的個性化的發(fā)展，關注學生在校期間有效教育活動的參與程度。目前學生參與度（Student Engagement）現(xiàn)已逐漸成為衡量高等教育質量的重要標準之一。西方國家較早關注了學生成長和學生參與度的研究，并將學生參與度理論應用于大規(guī)模的學生調查中，著名的“大學生體驗調查”（CSEQ）及“全美大學生參與度調查”（NSSE）均以學生參與相關理論為基礎。

近年來隨著學生參與度相關研究的推廣，我國的高等教育研究者也開始關注學生參與度在高等教育質量評價中的實踐應用。北京大學教育學院從2006年起組織每年的“首都高校學生發(fā)展狀況調查”〔1〕，旨在了解首都高校學生成長及學習生活方面的參與程度。清華大學羅燕等與美國印第安納大學教育學院合作對“全美大學生參與度調查”進行了漢化工作，得到經過文化適應的調查工具NSSE－China并進行了實證研究，結果表明該調查工具的信效度良好〔2〕，這些研究對我國高等教育質量評價具有重要的意義。然而，我國現(xiàn)有對學生參與和學生體驗的研究大多仍停留在概念層面，缺乏對學生成長和學生參與評價體系和測量維度的全面分析，缺少對學生參與度、學生成長及其影響因素的實證研究。本文在已有研究的基礎上，以學生參與度理論為理論基石，以高等教育的主體——大學生的自我學習體驗為視角，通過構建PLS結構方程模型探尋學生在校期間有效教育活動的參與程度及學校環(huán)境感知對學生成長及發(fā)展的影響，以探索提升我國高等教育質量的路徑。

二、理論基礎及相關研究綜述

學生參與度理論的出現(xiàn)源于20世紀30年代教育心理學家泰勒提出的任務時間性（Time On Task）概念，泰勒指出，學生投入到學習中的時間越多，學到的知識也就越多〔3〕。這個簡單的假設奠定了學生參與度理論的基礎，是學生參與概念最早的雛形。20世紀70年代，學者Pace C．R．提出了努力質量理論（Quality of effort），指出學生在學習、與朋輩或老師互動等教育活動中投入的時間和努力越多，則從大學體驗中得到的收獲也會越多〔4〕，這一理論是“美國大學生體驗調查”（CSEQ）的理論基石。1984年Astin A．W．提出的學生涉入（Student Involvement）理論充實并推廣了努力質量的概念〔5〕，其中的學生涉入是指學生在學習體驗中投入的生理和心理上的能量，一個高度涉入的學生是指在學習、校園活動、參加學生組織及師生互動中投入時間和精力較多的學生。學生涉入理論指出：教師不應只關注課程內容、教學技巧或教學資源等內容，更應關注學生的行為特征、學生被激勵的程度以及學生投入到學習活動中的時間和精力，以促使學生的學習效果最佳化和學生能力的發(fā)展最大化。學生涉入理論將學生的時間視為最重要的資源，認為學生的收獲和發(fā)展是學生投入到學習活動中的時間和努力程度的函數(shù)。在上述研究的基礎上，美國印第安納大學的Kuh G．D．等學者第一次正式提出“學生參與度”的概念，指出學生參與度具有雙重核心特征：一方面是指學生在學習或其他教育活動中投入的時間和努力程度;另一方面是指高校如何分配教育資源、組織課程，如何創(chuàng)造良好的教育環(huán)境激勵學生的參與。學生參與度逐漸成為高等教育人才培養(yǎng)質量的評價標準〔6〕。

在理論研究的基礎上，國外學者進行了大量關于高校學生參與及學生成長的實證研究，以證實學生參與對學生成長的積極影響。Webber K．L．使用結構方程模型檢驗一年級學生的學習動機、院校環(huán)境感知、努力質量對學生學業(yè)成就的影響，發(fā)現(xiàn)學生學習動機和院校環(huán)境分別對學生的努力質量和學業(yè)成就有顯著的正向影響，同時學生努力質量對學生學業(yè)成就也產生顯著的正向影響〔7〕。Rugutt J．K．等使用結構方程模型探索學生學習策略、互聯(lián)網技術、教學質量、學生整體校園體驗及師生互動對學生學業(yè)成就的影響〔8〕。Pike G．R．和 Kuh G．D．比較了一代（First－Generation）和二代（Second－Generation）大學生的學習參與及其對學生發(fā)展影響程度的異同〔9〕。Harper S．R．等總結并指出學生參與度與大學生認知和智力發(fā)展的正向關系，對大學生生活調整和適應具有積極促進作用，對道德和自我認知等方面有著積極的影響〔10〕。受國外高等教育研究視角的影響，國內高等教育研究者也開始關注學生參與度及學生成長影響因素的研究。其中，朱紅構建結構方程模型分析了學生校園互動、學生參與度及學生成長之間的關系，發(fā)現(xiàn)學生在大學期間的學習和生活參與程度是影響學生成長最為關鍵的因素，學生校園互動會通過影響學生參與度進而促進學生的成長和發(fā)展〔1〕。周廷勇等采用多層線性模型的方法探討了學校因素和學生因素兩個方面對學生成長和發(fā)展的影響路徑〔11〕。胡子祥等指出學生參與度是影響高等教育服務質量的重要因素，并通過實證研究得到大學生投入高等教育服務的時間和精力越多其感知的高等教育服務質量越高的結論〔12〕。孫汭睿等指出，學生課外活動參與投入是影響學生發(fā)展的重要因素，而且這種影響存在適度性〔13〕。目前，國內使用結構方程模型分析學生參與度及學校環(huán)境對學生成長影響機制的實證研究并不多見，因此本文在已有研究基礎上，采用學生自我報告的方式對學生的成長和發(fā)展進行測量，在提出學生參與度、學校環(huán)境感知及學生自我感知收獲具體測量維度的基礎上，構建結構方程模型對它們之間的直接和間接影響關系進行驗證。

圖1 學生參與度及學生發(fā)展影響因素概念模型

三、研究模型和研究假設

結合學生參與度理論、大學影響力理論及相關實證研究結果，本文設計了學生參與度及學生發(fā)展影響因素概念模型（見圖1）。

構建帶有二階潛變量（Second－OrderLatent Variables）的結構方程模型，其中二階模型主要用于檢驗學生參與度、學生環(huán)境感知、學生自我感知收獲及學生滿意度四個二階潛變量之間的影響關系，而一階模型主要用于描述二階潛變量的測量屬性，一階模型的具體內容如圖1中的虛線框所示。

前述的努力質量理論和學生涉入理論都明確指出學生在教育活動中投入時間越長、付出的努力和精力越多，則從大學體驗中取得的學習收獲和發(fā)展就越大。學生參與理論也強調學生在有效教育活動中的參與對教育產出具有積極作用。西方研究者利用CSEQ、NSSE等調查工具所獲得的數(shù)據(jù)對學生參與度對于學生感知收獲的影響進行驗證，也證實了學生參與度對學生感知收獲具有正向影響。基于相關理論和研究框架，本文圍繞學生參與度、學校環(huán)境感知、學生自我感知收獲及學生滿意度四個二階潛變量提出如下四個研究假設。

假設H1：學生參與度對學生自我感知收獲有直接的正向影響。

阿斯汀提出的 Input－Environment－Outcome（I－EO）模型指出學校環(huán)境是影響學生產出的重要變量〔14〕，Pascarella E．T．提出的學生變化評定因果模型也指出院校環(huán)境是影響學生學習投入和學生發(fā)展的五大關鍵變量之一〔15〕。Rosenshine B．的相關實證研究也表明只有當學校環(huán)境鼓勵學生積極參與到有效教育活動中時，學生的學習成果和收獲才能最大化〔16〕。有效的學習環(huán)境不僅能直接促進學生發(fā)展，也可以通過引導學生的積極參與進而提高其感知收獲。因此，提出本文的研究假設2和3：

假設H2：學生院校環(huán)境感知對學生參與度有直接的正向影響。

假設H3：學生院校環(huán)境感知對學生自我感知收獲有直接的正向影響，并通過學生參與度的中介作用對學生自我感知收獲產生間接的正向影響。

其實高等教育從本質上講也是一種服務。學生在校期間取得的收獲和發(fā)展是學生對高校教育服務質量的一種認可。Pike G．R．通過實證研究驗證了學生投入對學生成績及學生滿意度的積極影響〔17〕;Kotzé T．G．等借鑒服務營銷理論的觀點指出學生是高等教育服務的共同創(chuàng)造者（co－producer），并驗證了高等教育服務中的學生參與對學生感知教育質量、總體滿意度和學生忠誠有積極的影響〔18〕;胡子祥等通過實證研究得出大學生參與和高等教育感知服務質量呈正相關關系的研究結論〔12〕。根據(jù)以上研究提出本文的研究假設4：

假設H4：學生自我感知收獲對學生滿意度有積極的影響。

本研究設計并使用的調查問卷共分四部分：第一部分測量學生在校期間教育活動的參與情況，即學生在課堂內外的學習活動以及社交活動中投入的時間和精力;第二部分測量學生對學校環(huán)境的感知，包括對學校提供的教育服務質量及硬件環(huán)境等的感知;第三部分測量學生的發(fā)展和收獲，通過自評方式測量學生自我感知的收獲;第四部分為學生對大學體驗的總體滿意度及背景信息。除學生背景信息外，對問卷中各題目均采用里克特7級量表進行測量。

四、實證研究及結果

本研究選取普通全日制高等學校的本科四年級畢業(yè)生作為研究對象，共發(fā)放調查問卷800份，收回有效問卷647份，有效率為80%，并使用SPSS 18和SmartPLS 2．0軟件分析測量量表的信效度，對學生參與度、學校環(huán)境感知及學生自我感知收獲之間的直接和間接影響關系進行了驗證。

1．量表的信度、效度分析

本文計算了各測量量表的內部一致性信度，即Cronbach α系數(shù)值，具體結果見表1。根據(jù)Guieford J．P．提出的判斷標準，當 Cronbach α 值大于 0．7 時量表具有較好的內部一致性信度〔19〕。表1中所有的α值都達到了0．7以上的水平，表明本研究中所使用的量表具備較好的測量信度。

表1 量表內部一致性信度計算結果

本文使用探索性因子分析對測量量表的結構效度進行檢驗。由于本研究應用的量表分為學生參與度、學校環(huán)境感知及學生自我感知收獲3個子量表，因此分別進行因子分析以檢驗每個子量表的結構效度。在進行探索性因子分析前，需先對量表的KMO值和Bartlett球體值進行檢驗，以判斷數(shù)據(jù)是否適合進行因子分析。經計算，3個子量表的KMO 值分別為 0．918、0．951、0．948，均大于 0．5，且Bartlett球形值也均達到顯著水平（Chi－Square=3505，DF=105，P＜0．001;Chi－Square=6732，DF=210，P＜0．001;Chi－Square=4508，DF=105，P＜0．001），說明三個子量表均具備進行因子分析的條件。

在具體的探索性因子分析過程中，主要運用主成分分析法，以最大方差旋轉法提取因子。其中學校環(huán)境感知部分提取出4個因子，根據(jù)具體內容可定義為課程構建、教師引導、硬件條件及服務支持，學生參與度部分提取出學習活動參與、實踐活動參與及思維意識參與3個因子，而學生自我感知收獲部分提取出認知發(fā)展、通識發(fā)展及自我發(fā)展3個因子。具體問項在其相對應的因子上的載荷可見表2。

對于問項因子載荷的衡量，一般大于0．7即可說明測量題目具有較理想的測量質量，但邱皓政等指出在社會科學研究中，量表的因子載荷符合λ≥0．55標準就可以說明測量質量良好，而不必堅守λ≥0．71的原則〔20〕。本研究的測量量表中大部分因子載荷都達到了0．55以上，說明量表的結構效度良好。將因子載荷小于0．55的題目予以剔除，即得到本研究所使用的最終量表。

表2 問項探索性因子分析的因子載荷計算結果

2．模型擬合及模型系數(shù)分析

本文選擇在天津市五所高校（天津大學、南開大學、天津工業(yè)大學、天津商業(yè)大學及天津理工大學）范圍內發(fā)放調查問卷共計800份，其中收回有效問卷647份，有效回收率為80．9%。目前主要有兩大類結構方程模型，一類是協(xié)方差結構方程模型（LISREL SEM），另一類是偏最小二乘結構方程模型（PLS SEM）。Fornell C等指出相對于 LISREL SEM，PLS方法對調查所得樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分布沒有嚴格限制，且對樣本量沒有過高的要求，只要求樣本量達到具有最多路徑指向的潛變量的路徑數(shù)的十倍即可，且概念模型的構建不需要過于強大的理論基礎，相對來說更適合探索性問題的研究〔21〕。因此，本研究在借鑒Wetzels M等學者提出的分層結構方程模型分析方法的基礎上〔22〕，采用基于PLS算法的結構方程模型分析軟件SmartPLS 2．0對調查數(shù)據(jù)進行偏最小二乘迭代估計，模型的主要擬合指標計算結果見表3。

結構方程模型分為測量模型和結構模型兩部分。本文的測量模型的結果見表4。

其中，各個因子的載荷值均大于0．7，這也驗證了本文提出的因子結構，證明了本文為各潛變量選取的測量指標的測量效度良好。

表3 學生發(fā)展影響因素結構方程模型PLS計算指標

表4 各測量模型的因子載荷值

結構模型中各潛變量之間的路徑系數(shù)值見圖2。本文采用SmartPLS 2．0軟件中的Bootstrapping有放回再抽樣自助檢驗方法對模型路徑系數(shù)的顯著性進行檢驗，各路徑系數(shù)的T檢驗值的具體結果見表5和表6。其中，表5顯示一階潛變量和二階潛變量之間的路徑系數(shù)值及其相應T檢驗值，表6顯示四個二階潛變量之間的路徑系數(shù)值及相應T檢驗值。

圖2和表5顯示，模型中二階潛變量和一階潛變量之間的路徑系數(shù)值都在0．7以上，且T值都較大，這說明本文構建的模型中一階潛變量對二階潛變量有較好的測量效果，這也說明了本研究對于學生參與度、學校環(huán)境感知及學生自我感知收獲所構建的測量量表具有較好的結構效度，一階潛變量能夠充分反映二階潛變量的內涵，為二階潛變量之間的假設關系的檢驗提供了較好的基礎。

圖2和表6顯示，學生參與度與學生自我感知收獲之間的路徑系數(shù)為0．516（T=4．270），說明學生在校期間有效教育活動的參與程度對學生自我感知收獲有顯著的正向影響效應，即學生在學習活動、實踐活動及意識思維活動中投入的時間和精力越多，則其相應的自我感知收獲也就越大，這表明學生參與度是影響大學生在校期間收獲和發(fā)展的重要因素，與Pascarella E．T．提出的大學生發(fā)展受高校環(huán)境因素直接影響的結論是一致的〔23〕。據(jù)此本研究提出的假設1得到驗證：學生學校環(huán)境的感知對學生參與度有顯著的正向效應，其影響系數(shù)為0．757（T=14．178），由此可見高校創(chuàng)設的良好教育環(huán)境對引導學生積極參與學習、實踐等活動具有重要作用，驗證了本研究提出的假設2：學生學校環(huán)境感知對學生自我感知收獲有顯著的正向直接影響，其路徑系數(shù)值為0．276（T=2．303），同時學生學校環(huán)境感知通過學生參與度的中介效應對學生自我感知收獲產生間接的正向影響，其影響效應大小為0．391，學校環(huán)境感知對學生自我感知收獲的總影響效應大小為0．667。值得注意的是，高校環(huán)境對學生收獲的影響效應要大于學生參與度對學生自我感知收獲的影響效應大小，由此可見學校環(huán)境對學生能力發(fā)展產生很大的影響，本研究提出的假設3成立;學生自我感知收獲對學生滿意度有顯著的正向影響，學生自我感知的收獲與學生滿意度之間有較強的相關關系，驗證了本文提出的假設4。

表5 二階潛變量與其測量屬性間的路徑系數(shù)及T值

圖2 結構方程模型PLS路徑分析結果

通過以上分析可知，大學生發(fā)展和收獲主要受到學生個體和學校環(huán)境兩個層面因素的影響，其中學生個體在校期間教育活動的參與程度是影響學生發(fā)展和收獲的最為直接的因素，而學校一方面通過為學生提供良好的硬件環(huán)境并營造良好的學習氛圍直接對學生的發(fā)展和收獲產生直接的正向影響，另一方面學校和教師通過提供良好的課程和服務環(huán)境激勵和引導學生積極參與各項教育實踐活動從而對學生發(fā)展產生間接的正向影響，學校環(huán)境對學生發(fā)展和收獲產生的間接效應值要大于其直接效應，由此可見學生在校期間各項教育活動的參與程度是學校教育環(huán)境對學生發(fā)展和收獲發(fā)生作用的重要中介機制。因此，各高校應通過課程的合理設置控制學生的寫作量及閱讀量，引導學生在課堂內外積極思考和主動參與教學研究;教師則應充分為學生的學習提供有效的指導，主動為學生提供參與科研項目的機會，讓學生積極參與到前沿領域的研究中，這不僅有利于學生專業(yè)知識的增長，更有利于培養(yǎng)學生應用所學知識去分析和解決實際問題。此外，學校還應努力為學生的發(fā)展提供良好的硬件環(huán)境及服務支持，為學生提供多種與教師及其他同輩交流的渠道，以促進學生各項能力的均衡發(fā)展。

表6 一級潛變量間的標準化路徑系數(shù)

五、結論及啟示

本文通過構建PLS結構方程模型，對學生有效教育活動的參與程度及學生學校環(huán)境感知對大學生發(fā)展的直接和間接影響進行檢驗和分析，得出以下結論：首先，學生參與度、學生發(fā)展和收獲及學校的學習環(huán)境都是多維度的，高校學生參與度可以通過學習活動參與、實踐活動參與及思維意識參與三個方面來測量，學生對學校環(huán)境的感知主要體現(xiàn)在課程構建、教師引導、硬件條件及服務支持四個方面，而學生在大學期間的發(fā)展和收獲主要體現(xiàn)為學生的認知發(fā)展、通識發(fā)展及自我發(fā)展三個方面;其次，高校學生有效教育活動的參與程度對學生自我感知收獲具有顯著的正向影響;再次，學生對學校環(huán)境的感知不僅對學生自我感知收獲具有直接的正向影響，同時還通過學生參與度的中介效應對學生自我感知收獲產生間接的正向影響;最后，學生自我感知收獲對學生滿意度具有顯著的積極影響。

依據(jù)本文實證研究得到的結論，可得出如下啟示：

（1）我國高等教育評價應盡快實現(xiàn)評價主體從學校主體轉為學生主體，應重視從學生體驗的視角出發(fā)通過評價學生參與度及學生收獲等指標對高等教育質量進行評估。離開學生這個高等教育主體的日常學習生活體驗對高校的教育質量進行測量和評估，可能會在學校的基礎設施和其他條件保障上產生作用，但卻無法了解高等教育微觀活動和作用機制，因而也就無法觸及影響學生培養(yǎng)質量的核心要素。

（2）充分關注高校環(huán)境對學生發(fā)展的影響機制。我國高校應致力于創(chuàng)設有助于激勵學生各項校園活動參與的教育服務環(huán)境。高校在設計學習環(huán)境時，應該了解不同導向的環(huán)境通過大學生學習參與對其發(fā)展可能會產生的積極影響或消極影響。各高校應從課程構建、教師引導、硬件條件及服務支持等方面構建良好的教育環(huán)境，激勵學生在學習活動、實踐活動及思維意識方面的參與，以促進學生在校期間的認知、智力及自我發(fā)展。

（3）重視與我國高等教育實情相符的學生參與度測量量表的開發(fā)。測量工具是學生主體高等教育質量評價實施的關鍵，目前隨著學生參與度理論在我國教育評價實踐中的推廣和應用，相應的測量量表也不斷涌現(xiàn)，但實際上仍然未能開發(fā)出普適性、通用性良好且信效度較高的測量工具。因此，我國高等教育研究者應重視學生參與度理論知識與實踐應用的結合，盡快開發(fā)出能夠廣泛應用的多元化的中國大學生體驗調查工具。

（4）構建全國范圍的高校大學生學習體驗數(shù)據(jù)庫，建立衡量學生參與度、學生發(fā)展等相關指標的國家級常模。通過對大學生體驗的面板數(shù)據(jù)進行分析，不僅有利于各高校對學生學習過程和學習成果進行有效監(jiān)控，同時各高校也可與標桿院校和同水平院校進行標桿分析和對比分析，將本校學生的體驗情況與其他院校學生的情況進行對比，以促進高校改進自身的院校環(huán)境和政策制度，最終從整體上提升我國高等教育人才培養(yǎng)質量。

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