對全日制自考助學學生滿意度影響因素的調查與分析

韓明珠

(浙江商業職業技術學院，杭州310053)

一、調查的程序與樣本

(一)調查的程序

預調查。隨機抽選50 名就讀全日制自考助學的學生，進行問卷預調查，以檢驗調查問卷內容和結構的可靠性與合理性，以及學生完成該調查問卷所需時間。檢驗結果證明本研究采用的調查問卷是比較可靠、合理的。本問卷共63 個題目，采用Likert 七級量表。

正式調查。和相關班主任進行溝通，由他(她)們按要求選取被測對象，利用早晚自修或自修課的時間發放問卷，并向被調查學生詳細說明本次調查的目的、要求和注意事項，然后統一進行匿名做答。本研究一共發放“全日制自考助學學生滿意度調查問卷”340 份，共回收問卷327 份，回收率為96.2%，除去部分不完整的問卷后，有效問卷共309 份，有效問卷率為90.9%。

(二)調查的樣本

本調查的對象是在浙江省就讀全日制自考助學的學生。在確定調查對象時，采取分層抽樣的方式，即班主任把一個班的學生按成績的好、中、差分為三層，然后從每一層內隨機選取一部分學生組成調查樣本。

調查樣本的構成情況:從性別的角度來看，男生占63.1%，女生占36.9%;從生源地的角度來看，農村來的學生占12.3%，小城鎮來的學生占79%，大中城市來的學生占8.7%;從年級的角度來看，一年級學生占34.6%，二年級學生占36.2%，三年級學生占29.2%;從學科性質的角度來看，文科學生占51.8%，理工科學生占48.2%;從平時參加學校或班級各類活動的積極程度來看，經常參加的學生占8.7%，一般的學生占52.8%，不經常參加的學生占38.5%;從對目前所學專業的興趣程度來看，很感興趣的學生占9.4%，比較感興趣的學生占88%，不感興趣的學生占2.6%;從學習成績的角度來看，成績很差的學生占0.6%，成績差的學生占7.4%，成績一般的學生占46.3%，成績良好的學生占37.2%，成績優秀的學生占8.5%。分析以上樣本的構成，被調查學生的性別比例、年級比例、學科性質比例等比例較適當，以中等學習成績的學生為主，情況符合實際。

二、分析與結論

(一)因子分析

本研究選取了一部分比較重要的調查指標，采用SPSS 19.0 軟件進行了因子分析，用來判斷不同的指標是否比較準確地反映出了某些共同的特性，如果是的話，那么可將這些指標合并為一個因子。

采用因子分析(取特征根大于1)對以學校總體滿意程度為主的7 個三級指標進行分析。首先進行KMO 和Bartlett 檢驗，結果KMO 為0.793，適合于做因子分析;Bartlett 球體檢驗的Sig．(顯著性概率)為0.000，這說明數據之間具有相關性，適宜進行因子分析。得出因子分析的結果如表1所示，只有兩個因子被識別出來，各指標比較好地負載到預期測量的因子上面，與預想的情況基本一致，現將因子1 命名為學生認可度，因子2 命名為學生忠誠度。并且相對應的因子負荷系數都大于0.5，因子的特征根累積解釋了總體方差的51.263%，因子分析結果可以接受。

表1 旋轉成分矩陣a

同樣，從剩下的三級指標中選取了15 個有代表性的指標，使用探索性因子分析的方法，并取特征根大于1 進行分析。首先還是進行KMO 和Bartlett檢驗，結果KMO 為0.754，適合于做因子分析;Bartlett 球體檢驗的Sig．(顯著性概率)為0.000，這說明數據之間具有相關性，適宜進行因子分析。得出因子分析結果如表2所示，共識別出來五個因子，現將因子1 命名為硬件設施，因子2 命名為學生管理服務，因子3 命名為生活服務，因子4 命名為教學師資，因子5 命名為環境與文化氛圍。各指標都比較好地負載到預期測量的因子上面，相應的因子負荷系數都大于0.5，因子的特征根累積解釋了總體方差的75.717%，因子分析效果可以接受。

(二)回歸分析

件越好，學生的總體滿意程度就越高。

本文以因子分析得到的學生認可度和學生忠誠度為被解釋變量，硬件設施、學生管理服務、生活服務、教學師資、環境與文化氛圍共5 個因子為解釋變量，分別對應前面的兩個被解釋變量建立回歸模型，更精確地驗證它們之間的關系。

1．對應學生認可度建立回歸模型

對應學生認可度建立回歸模型，回歸分析的結果如表3所示。

回歸模型中，第一個進入回歸模型的是生活服務，其標準化回歸系數為0.391，且自變量顯著性水平小于0.001，這一結果表明生活服務對學生認可度有顯著的正向影響。具體來說，就是生活服務水平越高，學生的總體滿意程度就越高。

回歸模型中，第二個進入回歸模型的是硬件設施，其標準化回歸系數為0.243，且自變量顯著性水平小于0.001，這一結果表明硬件設施對學生認可度有顯著的正向影響。具體來說，就是硬件設施條

表3 系數a

回歸模型中，第三個進入回歸模型的是學生管理服務，其標準化回歸系數為0.107，且自變量顯著性水平小于0.05，這一結果表明學生管理服務對學生認可度有顯著的正向影響。具體來說，就是學生管理服務水平越高，學生的總體滿意程度就越高。

同時，模型在統計上是顯著的(F=29.266，P ＜0.001)，說明上面的統計結果具有一定的穩定性，最終的回歸方程應包含這三個自變量，且方程的擬合效果很好。

綜合上述回歸分析，生活服務的標準化回歸系數最高(0.391)，次之是硬件設施，回歸系數為0.243，回歸系數最小的是教學服務及學生管理(0.107)。

2．對應學生忠誠度建立回歸模型

對應學生忠誠度建立回歸模型，回歸分析的結果如表4所示。

表4 系數a

回歸模型中，第一個進入回歸模型的是教學師資，其標準化回歸系數為0.139，且自變量顯著性水平小于0.05，這一結果表明教學師資對學生忠誠度有顯著的正向影響。具體來說，就是教學師資實力越雄厚，學生的忠誠度就越高。

回歸模型中，第二個進入回歸模型的是環境與文化氛圍，其標準化回歸系數為0.138，且自變量顯著性水平小于0.05，這一結果表明環境與文化氛圍對學生忠誠度有顯著的正向影響。具體來說，就是環境與文化氛圍越好，學生的忠誠度就越高。

同時，模型在統計上是顯著的(F=6.101，P ＜0.05)，說明上面的統計結果具有一定的穩定性，最終的回歸方程應包含這兩個自變量，且方程的擬合效果很好。

(三)結論

本研究運用SPSS 軟件將收集到的數據進行統計分析，先對以學校總體滿意程度為主的7 個三級指標進行因子分析，識別出兩個因子，分別命名為學生認可度和學生忠誠度。然后從剩下的三級指標中選取15 個有代表性的指標，通過因子分析，把它們整合成5 個因子:硬件設施、學生管理服務、生活服務、教學師資、環境和文化氛圍。并將其作為自變量，對前面的兩個因子進行逐步回歸分析，結果表明:第一，生活服務、硬件設施、學生管理服務3個因子是對學生認可度具有回歸顯著性的關鍵因素;第二，教學師資、環境和文化氛圍2 個因子是對學生忠誠度具有回歸顯著性的關鍵因素。

三、對策與建議

為學生提供優質的服務，是學校一切工作和活動的出發點，學校一定要以廣大學生為中心，從大處著眼，從細節入手，改進工作方式，提高工作水平。

(一)從生活服務、硬件設施、學生管理服務三個方面提高學生認可度

因就讀全日制自考助學的學生存在著獨立性差，自我約束力不強，對生活條件要求較高等特點，學校可通過做好以下服務工作來改善學生滿意度:改善食堂用餐環境，經常更新飯菜品種;改善住宿條件，縮減寢室的住宿人數;改善教學設施設備和教學環境;改善體育館的設施設備;給學生以人性化的關懷，多給學生提供一些交流的平臺，如學生與學生之間、學生與教師之間、學生與管理人員之間，讓不同班級的學生加強交流，教師和管理人員平時應多關心學生，認真負責地做好學生工作;多從學生的角度來制定相關管理制度，為學生著想，讓學校成為公平的凈土;獎勵有很多的形式和標準，制度要創新，讓學生有自主發揮的空間等。

(二)從教學師資、環境和文化氛圍兩個方面提高學生忠誠度

因就讀全日制自考助學的學生存在著基礎知識薄弱，學習習慣欠佳等特點，學校可通過做好以下服務工作來改善學生滿意度:合理設置專業課程;注重因材施教、個性化培養;不以成績論英雄，重視學生的學習、素質和實際技能的培養，增加社會實踐機會，鍛煉學生的獨立性與動手能力，為就業做好充分的準備;發揮學生的學習主動性，營造良好的育人環境，培養學生獨立思考、自由探索、勇于批判、敢于創新的精神;學校要結合實際，進行系統探索，形成自身特點的培養模式;定期培訓教師拓展其知識寬度，提升自身素質，提高教學水平，多講授一些與專業相關的課外知識，多與學生進行朋友式的溝通交流，多考慮學生的知識水平和能力水平，多鼓勵少批評，并注重學生的能力培養，注重傳授學習方法;加強校園文化建設，多開展一些文化、體育活動，給學生提供更多的展示舞臺;要多開一些有意義的講座，豐富學生課余生活;加強學風建設，營造學習氛圍，對學生嚴格要求;定期增加圖書館藏書的種類和數量等。

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