農科類大學生多維互動對學習收獲的影響：學習動機的中介作用

龍 艷，連 華

（1.山東農業工程學院 教學質量保障與評估中心，山東 濟南 250100；2.山東農業工程學院 商學院，山東 濟南 250100）

高等教育質量問題一直是學界持續關注的問題，隨著國內外學者對高等教育質量評估研究的不斷深入，其關注的重點逐漸從學校外部質量評價轉變為學生在大學就讀期間的學習收獲，學生學習收獲成為評定高等教育質量的重要指標[1]。中共中央 國務院于2020年印發的《深化新時代教育評價改革總體方案》提到要“探索增值評價，健全綜合評價”，就是強調要通過從學生入學到畢業乃至畢業后在社會中的表現這一過程來全方位考察和測量學習收獲。

農科類大學生培養承擔著為國家農業進步和地方經濟社會發展培養現代農業人才的重任，在人才培養過程中，學生的主要活動都是在與人互動的過程中進行的，這一互動是多維度的，包括與教師的互動、與同伴的互動，與輔導員、教學管理人員的交往，這些都是學生獲得良好發展的背景。因此，本研究以農科類大學生為研究對象，研究多維互動對學習收獲的影響，為進一步提高農科類人才培養質量提供參考路徑。

1 理論基礎與研究假設

Tinto的輟學理論認為，學生通過 “學術融合”和“社交融合”到高校的各項教育活動從而獲得個人發展[2]。學術融合是指與教師和同輩之間的學術交流，社交融合則包括學生日常生活中的大學活動以及與其他教師、學生課下交往的過程。學術融合和社交融合概括了學生大學在校期間與教師、同伴、管理者之間的各種交往互動。因此，Tinto的輟學理論較為全面地闡釋了大學生在學校內有哪些人際互動，這些互動對學生產生哪些影響等，并從“融合”的視角探討學生的學習收獲，成為研究者對大學生學習過程及學習結果的理論分析工具[3]。

1.1 生師互動對學習收獲的影響

鼓勵學生與老師的互動交往是良好本科教育實踐的首要原則[4]。研究表明，經常性的生師互動與學生成長、學習收獲直接相關[5]，生師互動是影響大學生自我概念發展[6]、社會技能發展[7]等學習收獲的關鍵要素。Pike的研究表明，大學生的學業成就與多個因素有關，其中包括生師互動、生生互動[8]。周廷勇等人的研究結果發現，師生交往對大學生在智力、科技能力、社會性發展等方面的學習收獲有顯著的正向影響[9]。趙必華基于35所本科院校5855名大三學生的問卷調查的結果證明，生師互動正向影響學習收獲[10]。據此提出假設1：生師互動對學生學習收獲有顯著正向影響。

1.2 生生互動對學習收獲的影響

生生互動對學習收獲的影響作用已被許多研究所驗證，有研究認為生生互動對學生發展的影響力甚至超過了生師互動對學生發展的解釋能力[11]。生生互動可以有力地促進學生的認知與學術發展，是大學生學習和發展強大而持久的催化劑[12]。Gellin研究指出，學生參與實踐活動，如加入各種聯誼會，與同伴交流互動對學生的批判性思維會產生積極影響[13]。同伴與同伴之間的互動（學習、反饋、評價）能幫助學生更好地使用深度學習方法，這種互動所促使的深度學習能給學生帶來更高質量的學習結果[14]。生生互動對學習總收獲產生較大影響，特別是生生互動中的社交互動對學習收獲產生較大影響[15]。據此提出假設2：生生互動對學生學習收獲有顯著正向影響。

1.3 人際關系對學習收獲的影響

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[16]。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[17]，對激勵學生挑戰高難度學業有重要作用[18]。對于大學生而言，人際關系主要包括師生關系、同伴關系、輔導員和行政管理人員的關系。有研究證明，師生關系和同伴關系對學業自我概念有正向預測作用[19]。那些與教師關系好的學生學業自我認知水平較高[20]。學生之間的人際交往與社會自尊、自信和其他方面的人際發展具有重要關聯[21]。作為學生學習道路上的管理者，輔導員等行政管理人員與學生建立和諧的師生關系能夠拉進師生之間的距離，激發學生的學習興趣，堅定學生的學習信念，培養學生的學習能力[22]。據此提出假設3：人際關系對學生學習收獲有顯著正向影響。

1.4 學習動機的中介作用

學習動機是直接推動學生進行學習的內部動力，它有助于激發和引導學生的能力，增加學生學習成果。研究表明，學習動機對學生學習收獲具有顯著影響[23][24]。Cole等利用相關分析證實了學習動機與學習成果之間存在顯著的相關關系，學習動機是學習效率和學習成果的主要預測指標[25]。據此提出假設4：學習動機對學習收獲有顯著正向影響。

Chickering等人在 “本科教育良好實踐的七個原則”中提出，學生與教師在課堂內外的互動是學生學習動機的最重要原因[26]，Ryan和Deci發現教師對學生的表現給予積極反饋后激發了他們的內在動機，如學術自我挑戰以及他們在學業上的投入程度，而消極反饋則降低了他們的積極性和學術參與度[27]。據此提出假設5：生師互動對學習動機有顯著正向影響，假設6：學習動機在生師互動與學習收獲中起中介作用。

藺書慧通過質性研究發現，平等—合作型的同伴合作小組成員為完成共同的目標和任務，會積極發揮各自的能動性，合作完成老師布置的學習任務，這種同伴之間的合作互動不僅會促進自己的學習，也會促進他人的學習[28]。工科學生在同伴互動中會更加主動學習、積極思考和提升個人尋找所需信息的能力，同伴互動中的互評活動有助于大學生學習動機的提升[29]。據此提出假設7：生生互動對學習動機有顯著正向影響，假設8：學習動機在生生互動與學習收獲中起中介作用。

教學過程中良好的人際關系有利于學生學業成就的提升，尤其是對學生的非學術成就有積極影響。學與教中擁有良好的人際關系，學生更容易對學校生活感到滿意，產生學習興趣并在學習過程中充滿信心[30]。人際關系好的同學，容易獲得同學們的友誼和幫助，獲得老師的鼓勵和指導，獲得管理者的支持和啟發，從而使他們不斷獲得學習的積極性和動力。據此提出假設9：人際關系對學習動機有顯著正向影響，假設10：學習動機在人際關系與學習收獲中起中介作用。

綜上，基于上述對生師互動、生生互動、人際關系和學習收獲的關系以及學習動機在多維互動與學習收獲間的中介作用的分析，本文構建了農科類大學生多維互動對學習收獲的影響作用模型（詳見圖1）。

圖1 假設模型圖

2 研究設計

2.1 研究對象

采用隨機抽樣的方式從A高校抽取被試開展調查。按照年級、性別、專業進行分層抽樣，抽取了294個樣本進行網絡問卷調查，實際回收289份。經測謊題篩查及無效數據清理后，得到有效問卷267份，有效回收率為90.8% 。其中大一學生80人（占比30.0% ），大二學生82人（占比30.7% ），大三學生61人（占比22.8% ），大四學生44人（占比16.5% ）；男生85人（占比31.8% ），女生182人（占比68.2% ）；動物醫學專業學生66人 （占比24.7% ），園藝專業學生154人 （占比57.7% ），森林保護專業學生47人（占比17.6% ）。

2.2 研究工具

使用由清華大學 CCSS項目組研發的 CCSS2022綠色問卷，該問卷是清華大學在多年的研究實踐中結合我國高等教育情境不斷調整和修訂形成的一套以學生為中心、關注學習過程、全面考查中國大學生的學習和發展的科學研究工具[31]。本研究從該問卷中選取符合研究框架的題項和維度進行測量和分析。

2.2.1 生師互動

生師互動主要體現在學生在課堂內外與教師交流學業和個人發展情況、與教師一起參與科研、社團活動等的頻率上。共4個題項，采用李克特四級量表，1表示總是，4表示從未，并進行百分制計分轉化。經過數據處理，刪去因子載荷低、殘差不獨立的題項，最終保留3個題項。

2.2.2 生生互動

生生互動主要考察學生在課堂內外與同學合作完成學習任務、交流討論、一起參加課外活動等的頻率。共3個題項，采用李克特四級量表，1表示總是，4表示從未，并進行百分制計分轉化。

2.2.3 人際關系

人際關系是指學生與教師、行政管理人員等的關系。共4個題項，采用李克特七級量表，1表示沒有幫助，7表示有幫助，并進行百分制計分轉化。經過數據處理，刪去因子載荷低、殘差不獨立的題項，最終保留3個題項。

2.2.4 學習動機

本研究中的學習動機是指內部動機，即學生自我生發型的學習動機。共6個題項，采用李克特四級量表，1表示非常影響，4表示非常不影響，并進行百分制計分轉化。經過數據處理，刪去因子載荷低、殘差不獨立的題項，最終保留 4個題項。

2.2.5 學習收獲

學習收獲是學生對大學學習所帶來的知識增長、能力提高、價值觀形成等方面的感知。共7個題項，采用李克特四級量表，1表示非常同意，4表示非常不同意，并進行百分制計分轉化。經過數據處理，刪去因子載荷低、殘差不獨立的題項，最終保留4個題項。

2.3 分析方法

選用Spss26.0和Mplus8.3兩個分析軟件對問卷數據進行分析處理。首先，運用Spss進行Harman單因素共同方法偏差檢驗、描述性統計分析以及相關分析；然后，采用Mplus 8.3進行驗證性因子分析，包括聚合效度和區分效度檢驗；最后，運用Mplus 8.3軟件對理論模型進行結構方程模型擬合，以實證檢驗模型中變量之間的路徑關系。

3 數據分析

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗測量的共同方法偏差。將各構念所涉及的題項進行探索性因子分析，結果顯示最大的因子未經旋轉的方差解釋率為42.6% ，低于參考值50%[32]，說明測量的共同方法偏差問題并不嚴重。

3.2 信度與效度檢驗

采用驗證性因子分析對量表進行信度與效度檢驗。其中，信度用Cronbach's α系數和組合信度（CR）來檢驗，各維度的Cronbach's α系數和組合信度值均大于0.7，表明量表內部一致性信度良好。收斂效度用因子載荷和平均方差萃取量（AVE）來檢驗，標準化載荷系數均大于0.6，且模型中所有指標因子載荷在0.01時均有顯著性差異，AVE均大于0.5，表明測量模型每個維度收斂效度良好（詳見表1）。

表1 量表信效度檢驗

區別效度是指潛變量所代表的潛在特質與其他潛變量所代表的特質間有低度或有顯著的差異存在。各潛變量的AVE平方根均大于該潛在變量與其他潛在變量之間的相關系數，區別效度良好（詳見表2）。

表2 潛變量區別效度檢驗

3.3 模型擬合度檢驗

模型擬合度是指理論模型與實際數據的一致性程度，用χ2/df作為指標，其值介于1～3表示模型的適配度良好。SRMR和RMSEA值介于0～1，數據愈大表示模型的契合度愈差，其值小于0.05表示模型的契合度良好，小于0.08表示可以接受。CFI和TLI值愈接近1表示模型的適配度愈佳，一般適配標準為0.9以上[33]。表3顯示χ2/df=1.240， 介于 1～3 之間，SRMR＜0.080，RMSEA＜0.080，CFI和TLI都在0.9以上，表明數據與模型的擬合度較好（詳見表3）。

表3 模型擬合度檢驗

3.4 描述性統計及差異分析

通過統計分析發現，在多維互動三個變量中，人際關系得分最高（81.46±19.11），其次是生生互動（77.29±20.68），生師互動得分最低（58.97±29.03）。 學生學習收獲（76.79±17.63）和學習動機（80.04±17.59）均處于中等偏上的水平。

使用獨立樣本t檢驗，分別檢驗不同性別、民族、是否獨生子女、是否第一代大學生等人口統計學特征變量在各潛變量上的差異是否具有統計學意義，結果顯示，均無顯著性差異。使用方差分析，檢驗不同年級學生在各潛變量上是否具有顯著差異，結果表明，不同年級學生在生師互動和學習動機上無顯著性差異，但在生生互動、人際關系、學習收獲上存在顯著性差異。具體而言，在生生互動方面，大三學生顯著高于大一和大二學生；在人際關系方面，大三和大四學生顯著高于大一和大二學生；在學習收獲方面，大三學生顯著高于大一和大二學生，大四學生顯著高于大一學生（詳見表4）。

表4 年級差異比較分析表

3.5 模型假設檢驗

采用結構方程模型對假設模型進行路徑分析。結果顯示（詳見表5及圖2），生師互動對學習收獲（（β=0.303，P＜0.001）、生生互動對學習收獲（β=0.192，P＜0.01）、人際關系對學習收獲（β=0.249，P＜0.001）均存在顯著的正向預測作用。假設1、2、3成立。學習動機對學習收獲的標準化路徑系數為0.278，生師互動、生生互動、人際關系對學習動機的標準化系數分別為0.197、0.447、0.155，P 值均小于 0.05，假設 4、5、7、9 成立。

表5 路徑關系檢驗結果

圖2 結構方程模型分析結果示意圖

3.6 中介效應檢驗

在上述結果基礎上，運用Bootstrap方法對樣本進行5000次抽取，95% 置信區間的設定條件下，對多維互動與學習收獲的中介效應進行檢驗。結果顯示（詳見表6），生師互動、生生互動、人際關系對學習收獲的總直接效應、總中介效應與總效應均顯著（置信區間均不包含0，P＜0.05）。本研究所包含三條中介效應，“生師互動→學習動機→學習收獲”“生生互動→學習動機→學習收獲”“人際關系→學習動機→學習收獲”，在95% 的置信區間均不包含0，說明三條路徑的中介效應均顯著，驗證了假設 6、8、10。至此，本研究提出的10個假設均得到研究數據的支持。由于三條直接效應顯著，學習動機部分中介了多維互動對學習收獲的影響。從效果量來看，直接效應占了總效應的75.15% ，中介效應共解釋了總效應的24.85% 。在三條中介路徑中，“生生互動→學習動機→學習收獲”這一路徑占總中介效應的64.08% ，遠高于其他兩條中介路徑。

表6 多維互動對學習收獲的直接效應、間接效應與總效應

4 討論與建議

研究發現，在多維互動三個變量中，農科類大學生的人際關系得分最高，生師互動得分最低，表明大學生與教師、管理人員有著較為融洽和諧的關系，但在與教師交流學業、參與科研等方面的學術互動較少，分析原因，可能有多方面因素。一是在高等教育普及化的背景下，高校生師比較高，教師很難顧及到每位學生；二是高校教師考核壓力較大，教學與科研的矛盾，導致教學投入不足，生師互動改革實踐呈現表面化、形式化；三是學生自身學習動力不足，自主學習意識不強，不會主動聯系老師討論學術問題。總之，生師互動是急需高校高度重視和改進的一個方面。

研究結果表明，農科類大學生在多維互動和學習收獲上存在年級差異。大三學生在生生互動方面顯著高于大一和大二學生，表明高年級學生有更多的機會與同學進行合作學習、研討，進行學術互動。大三、大四學生與教師、行政管理人員的人際關系得分明顯高于大一、大二學生，原因可能是大一、大二學生處于從高中到大學的適應期，還處于人際關系的建立階段，隨著對大學生活的適應，對學校的歸屬感越來越強，高年級學生已經能夠更加從容地進行社會性互動，而且高年級學生面臨著學業、就業選擇的問題，與老師探討職業規劃、人生觀價值觀的問題增多。在學習收獲方面，大一學生自我報告的學習收獲最小，大三學生自我報告的學習收獲最大，顯著高于大一、大二學生，原因可能是大一學生剛剛步入大學，學習內容主要是通識必修課程，較少涉及專業課程，大三學生經過三年的學習，除畢業實習、論文等環節外，已經完成了專業學習所規定的大部分課程內容，從增值理論來看，實現了知識、能力、價值觀等方面較大的收獲。針對多維互動和學習收獲上的年級差異，高校應提高教育管理針對性，實施差異化、個性化教學和管理服務。如對大一新生進行豐富多樣的入學教育，培養自我管理能力，盡快適應大學學習和生活方式，與同學、老師之間建立良好的人際關系；對大四學生開展畢業生指導與咨詢。在教學中，教師應采取小組討論、合作學習等多種教學方法，創設同學之間合作學習的機會，鼓勵同學之間交流討論、合作完成學習任務。

研究進一步發現，生師互動、生生互動、人際關系對農科類學生學習收獲均具有顯著的正向影響作用，按影響力大小排序為生師互動＞人際關系＞生生互動。可見，學生與教師的學術性互動越多，學生的學習收獲越大。生師互動、生生互動、人際關系對學習動機也均具有顯著的正向影響作用，按影響力大小排序為生生互動＞生師互動＞人際關系，說明學生同伴之間的合作學習與互動對其學習動機的激發有著重要作用。教育部在《關于一流本科課程建設的實施意見》中特別強調“要改革教學方式，課堂活起來，強化生師互動、生生互動”。對于教師而言，應貫徹“以生為本”的教育理念，有意識地增加與學生在課內外的溝通交流，在加強學術性互動的同時，也可通過社會實踐、社團活動等方式增加社會性互動，培養良好的生師感情。對于學生而言，應充分發揮主觀能動性，意識到與教育環境互動的積極作用，主動與教師、同伴進行交流互動，成為高效的學習者。對于管理者而言，應建立科學有效的教師評價反饋機制，鼓勵教師將精力投入教學，促使師生之間更為有效的互動。

研究還發現，農科類學生學習動機對學習收獲有顯著正向影響，而且在生師互動與學習收獲之間、生生互動與學習收獲之間、人際關系與學習收獲之間具有中介作用。由此可知，多維互動對學習收獲的影響不僅包括生師互動、生生互動、人際關系的直接影響，也包括通過學習動機所帶來的間接影響。以往研究中較少考慮學習動機在多維互動與學習收獲中的中介作用，因此在一定程度上低估了學習動機對學習收獲所產生的作用。教師和管理人員要重視激發學生學習動機，幫助學生養成積極的學習行為。教師在教學中應采用多樣化的教學方式，實施啟發式教學，創設問題情境，激發學生探索未知的好奇心和學習熱情，在實驗、實習、實踐指導過程中，培育學生的科學精神和探究能力，在學習、科學研究中培育學生的創新意識和創新能力。加強對學生課外創新實踐活動的指導，開拓學生視野，培養學生多樣化興趣。學生管理和教學管理人員應從管理者向關懷者轉變，為學生的學習、心理健康、就業等提供支持和幫助，努力建設和諧融洽的人際關系環境和學習環境，促進其學習動力和學習能力的提升，從而鍛煉綜合能力，形成健全人格。