基于結構方程模型的高職院校紅色文化教育滿意度實證分析研究

摘 要：紅色文化是中華民族寶貴的精神財富，高職院校開展紅色文化育人實踐，做好紅色文化教育，需要在校學生的支持和配合。為探究高職院校大學生對紅色文化教育的滿意度，本文以滿意度模型和理論為基礎，構建以價值認同、認知認同、行為認同、情感認同、滿意度為變量的模型，通過問卷調查收集數據，采用SPSS25. 0和Amos軟件進行分析，發現四個認同變量都與滿意度有顯著的正向影響關系。高職院校紅色文化教育應建立在這四個認同上，促使大學生自主積極學習、保護、傳承紅色文化。

關鍵詞：滿意度；高職院校；紅色文化

中圖分類號： G642 文獻標識碼： A 文章編號： 1672-8122 （2025） 01-0124-05

基金項目： 2022年度廣州市教育局高校科研項目：“數字化背景下的廣州紅色文化資源創造性轉化研究”（202235409）； 2023年度廣州市教育局質量工程項目：“紅色文化傳承視角下圖形語言分析研究”（2023QTJG075）； 2024年度廣州航海學院大學生創新創業項目：“紅色紀念館游客滿意度實證研究”（S20240172）； 2024年度廣州市教育局質量工程項目：“基于OBE理念的《視聽語言》課程教學改革探索研究”（2024YBJG049）。

一、前 言

習近平總書記在全國高校思想政治工作大會上指出，“高校思想政治工作關系高校培養什么樣的人、如何培養人以及為誰培養人這個根本問題”。高校思想政治教育是意識形態工作的重要組成部分。近年來，各高職院校創新思政教學模式，著力提升大學生對紅色文化教育的認同感，目的是讓紅色文化在青年學子心中扎根。

高職院校大學生對紅色文化教育的滿意度和認可度反映了高職院校思想政治教育的成效。本文以廣東文藝職業學院、廣州華夏職業學院、廣東南華工商職業學院、清遠職業技術學院、廣州建筑職業技術學院等高職院校的大學生為研究主體，對已有的滿意度模型做出合理修改，通過問卷調查收集數據，采用SPSS25. 0和Amos軟件進行數據分析，調查高職院校大學生對紅色文化教育的滿意度，為高校改進紅色文化教育方法提供借鑒。

二、文獻回顧與研究假設

（一）基本概念

1.滿意度

滿意度理論起源于營銷學領域。1965年，卡多佐提出顧客滿意度理論概念，指出提高顧客滿意度能激發顧客的復購行為，增加客戶黏性。20世紀90年代，學生滿意度這一概念引起了學界的廣泛探討。學者奧斯汀認為，學生滿意度是學生對自我學習經歷和對高校教育價值的滿意程度；學者奧利弗認為，學生滿意度是學生對高校教育相關結果和經歷的評價[1-2]。

我國學者對高校學生滿意度的研究對象各執一詞。以“高校學生”為主體、“滿意度”為內涵，學校教學管理[3-4]、學校服務[5-6]、學校課程[7]、教師教學行為[8-9]等都成為我國學者調查高校學生滿意度的研究客體。因此，本文以前人的理論和模型為基礎，以高職院校大學生為主體，高職院校紅色文化教育為客體，調查和分析高職院校紅色文化教育滿意度。

2.認知發展理論和認同

人們自我認知的發展會影響他們對自我和社會身份的認同。心理學家西里爾·伯特認為，“認知”是一個人在理解客觀世界時所經歷的一系列過程的統稱。心理學家讓·皮亞杰認為，認知結構的形成是一個從低級到高級的建構過程。以二者的理論為基礎，教育心理學家奧蘇伯爾指出，學習活動能受到內在動機的強化，從而實現有意義的學習，即知識同化。大學生在建構自我和社會認知上，需要高校通過教育和訓練進行引導，增強他們對自我和社會身份的認同。

3.國家認同和情感認同

國家認同是人們對所屬國家身份的理性認知和情感依賴[10]。社會的穩固存在與發展，必須根植于某種共同的價值體系[11]。對大學生而言，國家認同是在自我構建中尋求同一性和歸屬感的最終定位，他們能夠通過客體將自我身份與其他身份相匹配，從而構建一個強大而完整的自我。

從微觀上看，情感是人的意識的基本形式。從宏觀上看，情感是人類活動不可缺少的內在動力，它能幫助個體構建自我與集體的關系。紅色文化能增強大學生對黨和國家的認同感、信念感和自豪感。

4.交互決定論和行為認同

心理學家班杜拉在“凍結-改變-重凍”模型的基礎上提出交互決定論。該理論強調個體行為是由個體因素、所處環境和行為結果三個要素相互作用而形成的。同樣，大學生對紅色文化的情感和認知也會影響其行為交互。

（二）理論假設和研究模型

本文將滿意度設置為因變量，將價值認同、認知認同、情感認同和行為認同設置為自變量，探求它們之間的相關性以及它們對滿意度的影響。

在價值認同對滿意度的關系上，萬建國等學者利用ACSI理論和模型證實“學習期待”能夠通過感知價值對教學滿意度產生正向影響；吳水龍等學者運用顧客滿意度理論證實顧客感知價值對顧客滿意度有正向影響。因此，本文提出假設1：價值認同正向影響高職院校大學生對紅色文化教育滿意度。

在認知認同與滿意度的關系上，顧雅青等學者發現游客對世界文化遺產的認知能對其滿意度和忠誠度直接產生正向影響。王鵬飛等學者利用認知重評策略量表、生活滿意度量表進行調查，證實認知重評策略與生活滿意度存在顯著正相關關系。基于多人相關實驗，本文提出假設2：認知認同正向影響高職院校大學生對紅色文化教育滿意度。

在情感認同和滿意度的關系上，楊淼甜等學者以“期望-實績”模型為理論基礎，通過測量分析，得出結論為游客情感對游客滿意度存在正向顯著影響。邱曄等學者探究不同產品體驗對顧客滿意度和忠誠度的影響，得出結論為情感體驗對顧客滿意度和忠誠度具有強烈的預測作用。故本文提出假設3：情感認同正向影響高職院校大學生對紅色文化教育滿意度。

在行為認同和滿意度的關系上，蔡文伯等學者借助隨機森林模型分析了教師行為和學生行為對教學滿意度的影響，發現學生學習行為的主觀能動性能夠切實影響教學滿意度。陳家良等學者通過教學質量滿意度調查發現，學生上課積極性對教學質量滿意度有顯著影響。故本文提出假設4：行為認同正向影響高職院校大學生對紅色文化教育滿意度。

根據已有論證與滿意度模型理論，構建模型如圖1。

三、量表設計和數據來源

參考相關調查問卷，結合具體情境，本文設計了測量問項，并采用李克特5級量表進行測量。問卷內容分為兩大部分，第一部分為填卷人基本信息，第二部分包括五個板塊：認知認同，情感認同，行為認同，價值認同，滿意度。

為了使數據更加準確，在廣東文藝職業學院、廣州華夏職業學院、廣東南華工商職業學院、清遠職業技術學院、廣州建筑職業技術學院五所高職院校發放并收集問卷，共獲取數據2026份。數據獲取時間為2023年4月14日至2023年5月9日。為增強數據的有效性和代表性，剔除答題時間少于60秒或所有變量問項選擇無差異的問卷后，得到有效問卷共1736份，有效回收率為85. 69%。

四、實證分析

（一）樣本描述性統計分析和共同方法偏差檢驗

使用SPSS25. 0和Amos對問卷數據進行實證分析。樣本中女性占比54. 26%，男性占比45. 74，性別比例較為合理；家鄉所在地東部占比為22. 87%，南部占比為65. 78%，西部占比為4. 38%，中部占比為6. 97%，家鄉在南部地區的樣本占比最高。這些信息能夠幫助研究者更好地了解樣本的特征和分布情況，為后續的數據分析提供參考。

由表1可知，在探索性因子分析提取的主成分中，最大主成分的占比為22. 461%，所有主成分的累計占比為67. 478%。這表明雖然沒有主成分占據絕對主導地位，但整體的主成分能夠解釋較大的方差，且累計占比超過60%，這在統計上可接受。由于最大的主成分的方差解釋比例低于40%，因此認為這個量表不存在顯著的共同方法偏差。

（二）量表信度與效度檢驗

信度是指量表內部一致性的程度，用來衡量樣本回答量表題目的可靠性，通常使用Cronbach’s α系數來評估。該系數小于0. 6表示信度較差，在0. 6至0. 7之間表示可接受的可靠性，在0. 7至0. 8之間表示信度較好，大于0. 8表示高可靠性。

表2結果顯示，總量表的信度系數為0. 957，每個變量的信度系數均大于0. 8，表明問卷的每一項目信度水平很高，具有可靠性，能進行下一步驗證工作。

效度是指量表在測量特定特質時所表現出的有效程度。進行因子分析前，需通過KMO和Bartlett’s Test的評估，并利用因子分析驗證問卷能否有效測量研究假設，即驗證量表的效度。由表2計算得出， KMO值為0. 960， p值小于0. 05，超過0. 8的閾值，表明研究數據具有高度的可靠性，適宜進行探索性因素分析。通過因子分析，發現各量表的KMO值均超過0. 8，且因子載荷均大于0. 5，這充分證明了問卷的結構效度良好，為后續的分析驗證假設提供了堅實的基礎。

（三）路徑假設與分析檢驗

由表3可知，認知認同對價值認同影響的標準化路徑系數值為-0. 030，小于0，且該路徑呈現0. 05的顯著性，說明認知認同會對價值認同產生明顯的負向影響關系。

情感認同對于價值認同影響的標準化路徑系數值為0. 317，行為認同對于價值認同影響的標準化路徑系數值為0. 551，這兩個影響路徑都呈現出0. 01水平的顯著性，說明情感認同和行為認同會對價值認同產生顯著的正向影響關系。

認知認同對滿意度影響的標準化路徑系數值為 0. 080，情感認同對滿意度影響的標準化路徑系數值為0. 063，行為認同對滿意度影響的標準化路徑系數值為0. 247，價值認同對滿意度影響的標準化路徑系數值為0. 503，且路徑都呈現出0. 01水平的顯著性，說明認知認同、情感認同、行為認同和價值認同會對滿意度產生顯著的正向影響關系。

（四）回歸模型檢驗

1.認知認同、情感認同和行為認同對價值認同的回歸分析

將認知認同、情感認同、行為認同作為自變量，價值認同作為因變量，進行線性回歸分析。模型公式為：價值認同= 0. 002-0. 026？認知認同+0. 320？情感認同+0. 597？行為認同。從表4可知，模型R方值為0. 662，表示認知認同、情感認同、行為認同能夠解釋價值認同的66. 2%變化原因。經過F檢驗后，發現模型完全通過（F=565. 618， p= 0. 00），即認知認同、情感認同、行為認同中至少有一項能對價值認同產生影響。針對模型的多重共線性檢驗發現，模型中VIF值均小于5，這表明不存在共線性問題； D-W值在數字2附近，說明模型不存在自相關性，樣本數據之間沒有關聯關系?？偟膩碚f，此模型效果較好。

最終分析得出：認知認同的回歸系數值為-0. 026（t=-1. 823， p=0. 068>0. 05），表明認知認同不會對價值認同產生影響關系。情感認同的回歸系數值為0. 320 （t = 13. 615， p= 0. 000<0. 01），行為認同的回歸系數值為0. 597 （t=23. 853， p= 0. 000<0. 01），表明情感認同和行為認同均會對價值認同產生顯著的正向影響關系。

2.認知認同、情感認同和行為認同對滿意度的回歸分析

將認知認同、情感認同、行為認同作為自變量，滿意度作為因變量，進行線性回歸分析。從表5可知，根據模型公式（滿意度= 0. 078+0. 057？認知認同+0. 234？情感認同+0. 586？行為認同）， R方值為0. 552，表示滿意度的55. 2%變化原因來自認知認同、情感認同和行為認同。經過F檢驗后，發現模型完全通過（F=354. 795， p=0. 000<0. 05），說明情感認同和行為認同中至少有一項會對滿意度產生顯著影響。在對模型進行多重共線性檢驗時，發現所有變量的 VIF值均小于5，表明不存在共線性問題。同時， DW值接近2，說明模型不存在自相關性，樣本數據之間獨立無關聯，模型的整體效果較為理想。

最終分析可知，認知認同的回歸系數值為0. 057（t=3. 324， p=0. 001<0. 01），情感認同的回歸系數值為0. 234 （t= 8. 385， p = 0. 000<0. 01），行為認同的回歸系數值為0. 586 （t = 19. 690， p = 0. 000<0. 01），表明認知認同、情感認同和行為認同均對滿意度產生明顯的正向影響關系。

3.價值認同對滿意度的回歸分析

將價值認同作為自變量將滿意度作為因變量，進行線性回歸分析。模型公式為：滿意度= 0. 447 + 0. 796？價值認同。從表6可看出，模型R方值為0. 595，這表示價值認同會對滿意度產生影響關系。同理，運用上面方法，發現模型中VIF值全部小于5， D-W值在數字2附近，因此模型效果較好。最終分析可知：價值認同的回歸系數值為0. 796 （ t = 50. 278， p=0. 000<0. 01），表明價值認同會對滿意度產生顯著的正向影響關系。

總結分析得出：四個假設皆成立，價值認同、認知認同、情感認同、行為認同都會對滿意度產生顯著的正向影響關系。

五、結 語

為了研究高職院校大學生對紅色文化教育滿意度，給教育的改革發展提供參考，本文以滿意度理論和模型為工具，以李克特量表為樣板，通過問卷調查法收集數據后使用SPSS25. 0和Amos軟件分析，得出以下結論：

第一，在價值認同、認知認同、情感認同、行為認同對滿意度的影響上，問卷結果與假設相符，都呈現顯著的正向影響。這說明高職院校要完善本土文化課程內容、使學生主動學習，就必須滿足大學生對課程的期望和認可。各高校要從價值、認知、情感、行為四個層面著手，提高大學生對課程內容的滿意度，潛移默化地增強大學生對紅色文化教育的關注。

第二，認知認同是價值認同的基礎。高校應將紅色文化融入課堂教學中，抓好“知、情、意、行”四個環節，構建多方位紅色教育體系，增強大學生對紅色文化的價值認同。高校還應創新教育內容和方法，強化紅色文化環境營造和情感渲染，引導大學生自我學習、自我反思、自我調適，逐步內生性建構對紅色文化的認可和支持，做到知行合一。

此外，本研究仍存在一定局限性，采樣范圍不夠廣，以廣東省高職院校為主，不能全面反映不同地區、不同層次高校的情況。因此，今后應將此次實證調查方法運用到更大范圍，完成“地圖式”的紅色文化教育滿意度調查，為各大高校改進本土紅色文化教育、增強學生的滿意度，為我國紅色文化的保護和傳承提供參考。

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[責任編輯：喻靖雯]