地方本科院校大學(xué)生學(xué)習(xí)性投人與學(xué)習(xí)收獲的實證研究

中圖分類號：G642；0213.9 文獻標識碼：A 文章編號：1673-260X（2025）08-0080-06

隨著我國高等教育進入以質(zhì)量提升為核心的發(fā)展階段，大學(xué)生的學(xué)習(xí)過程與發(fā)展狀況日益成為高校教育質(zhì)量評價的重要內(nèi)容。學(xué)習(xí)性投入（Stu-dentEngagement）作為衡量學(xué)生學(xué)習(xí)主動性、課程參與度及教育獲得感的重要指標，近年來在國內(nèi)外高等教育研究中受到廣泛關(guān)注。Astin最早提出學(xué)習(xí)性投入理論，強調(diào)學(xué)生在學(xué)業(yè)中投入的時間與精力對其成長具有決定性作用。Kuh在此基礎(chǔ)上開發(fā)了“全國大學(xué)生學(xué)習(xí)性投人調(diào)查\"（National sur-veyofstudentengagement，NSSE），構(gòu)建了包括學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)、合作學(xué)習(xí)、生師互動、教育經(jīng)歷與校園支持等五個核心維度的測量體系，為教育質(zhì)量過程性評估提供了系統(tǒng)化的工具，廣泛應(yīng)用于美國、加拿大、澳大利亞等國家的高校質(zhì)量保障與政策改進中，形成較為成熟的學(xué)習(xí)質(zhì)量評估體系4]。

2009年，清華大學(xué)教育研究院將NSSE引入中國，并結(jié)合本土高校育人實際，對問卷內(nèi)容進行了系統(tǒng)本土化修訂，形成NSSE-China（Nationalsur-veyofstudentengagement-China）中文版問卷，進而推動開展了“中國大學(xué)生學(xué)習(xí)與發(fā)展調(diào)查\"（ChinaCollegeStudentSurvey，CCSS）項目[5-7。該項目以標準化問卷和結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù)分析為基礎(chǔ)，構(gòu)建起以學(xué)生發(fā)展為導(dǎo)向的學(xué)習(xí)質(zhì)量評估體系，助力高校實現(xiàn)對教學(xué)過程的動態(tài)監(jiān)測和精準改進，為提升本科教學(xué)質(zhì)量提供了重要的實證依據(jù)與政策支持。截至目前，已有百余所高校參與CCSS項目，圍繞學(xué)習(xí)性投入的維度劃分結(jié)構(gòu)模型構(gòu)建與優(yōu)化，及其對學(xué)習(xí)收獲的影響路徑展開深人研究[10-12]，在理論建構(gòu)與實證探索方面取得豐富成果[13.14]，為我國高校“投入一產(chǎn)出”型教育質(zhì)量評估體系的構(gòu)建提供了實踐支撐。然而，現(xiàn)有研究多集中于“985\"\"211\"等研究型高校，對于地方本科院校，尤其是理工類學(xué)生群體的系統(tǒng)研究仍相對不足[4-1，基于多維結(jié)構(gòu)建模與因果機制分析的實證研究較為匱乏。因此，有必要結(jié)合地方高校的具體情境，開展更具針對性的調(diào)查與模型分析，以進一步驗證NSSE-China結(jié)構(gòu)模型的適配性，厘清學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響路徑，并探討性別、生源地、班級職務(wù)等個體背景變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)。基于此，本文以H高校理工科本科生為研究對象，基于修正的NSSE-China問卷，構(gòu)建五維度學(xué)習(xí)性投入結(jié)構(gòu)模型，系統(tǒng)分析其對學(xué)生學(xué)習(xí)收獲的影響機制，旨在為地方高校構(gòu)建數(shù)據(jù)驅(qū)動的學(xué)習(xí)質(zhì)量提升路徑提供理論支持與實踐參考。

1研究設(shè)計與方法

1.1 研究對象

本研究以H高校理工科在讀本科生為調(diào)查對象，采用線上與線下相結(jié)合的方式發(fā)放問卷，共計發(fā)放2007份，回收有效問卷1965份，有效回收率為 97.9% 。在有效樣本中，男生1201人 （61.1%） ，女生764人 （38.9%） ；生源地方面，農(nóng)村學(xué)生1287人 （65.5%） ，城市學(xué)生678人 （34.5%） ；家庭結(jié)構(gòu)方面，獨生子女534人 （27.2%） ，非獨生子女1431人（72.8%） ；從年級分布來看，大一至大四學(xué)生分別為443人（ 22.5% ）、567人 28.9% ） .750（38.2% ）和205人 10.4%） ；擔任學(xué)生干部的有355人（ 18.1%） 。

1.2 問卷設(shè)計

基于NSSE-China調(diào)查問卷，結(jié)合H高校理工科學(xué)生的學(xué)生特點與實際情況，對部分題項進行了適當調(diào)整。問卷共包含兩大部分：學(xué)習(xí)性投人與學(xué)習(xí)收獲，共34個題目，134個測量條目。其中，學(xué)習(xí)性投入部分涵蓋學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度、主動合作學(xué)習(xí)水平、生師互動水平、教育經(jīng)歷豐富度和校園環(huán)境支持度五個維度，學(xué)習(xí)收獲部分則參考NSSE-China問卷中“自我報告的教育收獲\"指標設(shè)定，共計14個題目。所有題項均采用李克特五點量表進行評分，5分表示“非常符合我的特點”，1分則表示“完全不符合我的特點”，詳見表1。

表1大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入的調(diào)查問卷

1.3 研究方法

首先基于結(jié)構(gòu)方程建模（SEM）開展高階驗證性因素分析（ConfirmatoryFactorAnalysis，CFA），借助AMOS28.0軟件，采用極大似然估計法（Max-imumLikelihoodEstimate，MLE）對參數(shù)進行估計，完成模型構(gòu)建、識別、擬合與修正，驗證學(xué)習(xí)性投入的潛在結(jié)構(gòu)及各維度間的關(guān)系。其次，構(gòu)建多元線性回歸模型，探討學(xué)習(xí)性投人各維度對學(xué)習(xí)收獲的影響效應(yīng)。同時，運用獨立樣本 χ_t 檢驗，考察性別、生源地及是否擔任班干部等背景變量在學(xué)習(xí)性投人及學(xué)習(xí)收獲上的差異性。

2實證分析

2.1調(diào)查問卷信效度檢驗

正式調(diào)查前，隨機抽取174名學(xué)生進行預(yù)測試，以檢驗問卷的信度與效度。學(xué)習(xí)性投入子量表的 Cronbach's ∝ 系數(shù)0.866，KMO 值為0.704，Bartlett球形度檢驗顯著（ P=0.000） ，表明該量表具有良好的內(nèi)部一致性與結(jié)構(gòu)效度。學(xué)習(xí)性投入子量表的各維度KMO值介于 0.701～0.903 ，均通過Bartlett檢驗，結(jié)構(gòu)合理性進一步得到驗證。學(xué)習(xí)收獲子量表Cronbach's α 為 0.884，KMO=0.867 ，通過Bartlett檢驗，同樣具有較高信度與效度，說明問卷整體測量質(zhì)量良好。

2.2大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入結(jié)構(gòu)分析

2.2.1 模型構(gòu)建與擬合

在模型初步構(gòu)建階段，依據(jù)五個核心維度從問卷中篩選出41個測量指標。經(jīng)初步路徑分析，剔除路徑系數(shù)不顯著的項目5A、1E、11E、11H、11F、11J，最終保留35個指標用于構(gòu)建五維一階驗證性因子模型。該模型包含5個潛變量，分別為學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)水平、主動合作學(xué)習(xí)、生師互動水平、教育經(jīng)歷豐富度與校園環(huán)境支持度，對應(yīng)35個觀測變量，并假設(shè)各潛變量之間相互關(guān)聯(lián)。模型擬合采用一階驗證性因素分析（CFA），主要評估指標包括卡方自由度比 （χ²/df） 、比較擬合指數(shù)（CFI）遞增擬合指數(shù)（IFI）、適配度指數(shù)（GFI調(diào)整的適配度指數(shù)（AGFI）、標準擬合指數(shù)（NFI）以及近似誤差均方根（RMSEA）。其中 ，χ²/df 值通常認為小于5即可接受;CFI、IFI、GFI、AGFI、NFI值接近或高于O.8表明擬合良好；RMSEA小于0.08表明模型擬合優(yōu)良。如表2所示，模型擬合結(jié)果顯示 χ²/df=1.691 ，RMSEA -0.063 ，其余各項指標均達可接受標準，表明模型具有較好的結(jié)構(gòu)適配性和整體擬合度。進一步計算的組合信度（CR）在0.64～0.75之間，平均方差萃取值（AVE）在0.51～0.65范圍內(nèi)，均達可接受范圍，驗證了模型具備良好的聚合效度與測量穩(wěn)定性。

表2模型適配度檢驗分析結(jié)果表

2.2.2 結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)及顯著性

結(jié)構(gòu)模型路徑分析結(jié)果如表3顯示，學(xué)習(xí)性投入五個維度之間在結(jié)構(gòu)上具備良好的區(qū)分性，同時也存在顯著的協(xié)同關(guān)聯(lián)，呈現(xiàn)出高度一致的動態(tài)互動機制。其中，“主動合作學(xué)習(xí)水平\"與“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度\"標準化路徑系數(shù)高達0.91，表明合作學(xué)習(xí)行為與學(xué)生的學(xué)術(shù)挑戰(zhàn)意識密切關(guān)聯(lián)，學(xué)生在協(xié)作中更容易激發(fā)自我驅(qū)動與高階思維。“主動合作學(xué)習(xí)”與“生師互動水平\"路徑系數(shù)為0.81，說明合作學(xué)習(xí)常伴隨著更頻繁的生師互動，如項目討論與反饋指導(dǎo)，有助于促進學(xué)術(shù)交流與關(guān)系建立。“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度\"與“生師互動水平\"的路徑系數(shù)為0.71，支持“挑戰(zhàn)一支持\"框架，即課程越具挑戰(zhàn)性，學(xué)生越傾向于尋求教師指導(dǎo)與幫助。“校園環(huán)境支持度”與“教育經(jīng)歷豐富度\"為0.65、“生師互動水平\"為0.73，呈中強程度的正向路徑作用，說明良好的校園支持環(huán)境有助于豐富學(xué)生的教育經(jīng)歷并增強學(xué)術(shù)互動。“教育經(jīng)歷豐富度”對其余維度的路徑系數(shù)介于 0.46～ 0.56之間，體現(xiàn)其對學(xué)習(xí)性投入具有廣泛而穩(wěn)定的影響。綜上，學(xué)習(xí)性投入各維度呈現(xiàn)出由“環(huán)境支持\"向“拓展經(jīng)歷”，再至“合作參與”與“認知挑戰(zhàn)”的遞進關(guān)系，具備良好的理論一致性與模型解釋力，為高校構(gòu)建基于學(xué)生行為數(shù)據(jù)的分層干預(yù)與精準支持體系提供了重要依據(jù)。

表3結(jié)構(gòu)模型路徑關(guān)系檢驗分析結(jié)果表

2.3學(xué)習(xí)性投入的現(xiàn)狀分析

通過表4可以看出，H高校理工科學(xué)生在“校園環(huán)境支持度”維度得分最高，表明其對學(xué)校在資源保障、心理支持與學(xué)習(xí)環(huán)境方面的滿意度較高。“生師互動水平\"與“教育經(jīng)歷豐富度”得分居中，反映學(xué)生在課外交流和參與實踐活動方面具有一定基礎(chǔ)，但仍有提升空間。“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度\"得分為2.74，略高于理論中點（2.5），說明課程在一定程度上具備挑戰(zhàn)性，但尚不足以全面激發(fā)深度學(xué)習(xí)意愿與學(xué)術(shù)動機。“主動合作學(xué)習(xí)水平\"得分最低 （M=2.62） ！顯示學(xué)生在協(xié)作學(xué)習(xí)與同伴互動方面的參與程度偏低。整體而言，學(xué)習(xí)性投入總體平均值為2.91，處于中等偏上水平，標準差為0.69，表明群體間仍存在一定差異性。該結(jié)果揭示，高校在提供環(huán)境支持方面已有良好基礎(chǔ)，但在促進學(xué)生合作參與和增強內(nèi)驅(qū)動方面仍需進一步優(yōu)化教學(xué)組織與學(xué)習(xí)支持體系。

表4大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入的總體狀況分析

基于獨立樣本 χ_t 檢驗，系統(tǒng)考察了性別、生源地及是否擔任班干部三類群體變量在學(xué)習(xí)性投入各維度及總體水平上的差異性，見表5。結(jié)果顯示，女生在“主動合作學(xué)習(xí)水平”上顯著高于男生（ Plt; 0.01），總體投入也略優(yōu) _{（Plt;0.05）} ；農(nóng)村生源學(xué)生在“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度\"\"生師互動\"“教育經(jīng)歷”及總體投入方面得分顯著高于城市生源 （Plt;0.05） ；班干部在“合作學(xué)習(xí)\"\"生師互動水平\"\"教育經(jīng)歷”維度均顯著高于非班干部 （Plt;0.001） 。而“校園環(huán)境支持度”與“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度”及總體投入上在多數(shù)群體間無顯著差異。總體來看，群體差異主要集中于互動性與參與性維度，高校在提升學(xué)生學(xué)習(xí)動力與行為表現(xiàn)時，應(yīng)關(guān)注群體特征，實施更具針對性的支持與干預(yù)策略。

表5大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入的差異性分析

2.4學(xué)習(xí)收獲的現(xiàn)狀分析

從表6可知，學(xué)生在價值觀收獲維度得分最高（3.3），反映其具有較強的價值認同與社會責任感；能力收獲得分次之（3.27），表明能力水平有所提升；知識收獲得分相對較低（3.1），提示知識掌握仍有提升空間。總體得分為3.24，處于中等偏上水平，整體表現(xiàn)較為均衡，個體差異較小。綜上，學(xué)生學(xué)習(xí)收獲整體良好，價值觀與能力發(fā)展較為突出，知識維度仍需加強。

表6大學(xué)生學(xué)習(xí)收獲的總體狀況分析

為進一步分析學(xué)生各維度學(xué)習(xí)收獲狀況，采用平均得分作為分析變量開展差異性檢驗。表7結(jié)果顯示，性別、生源地及是否擔任班級干部的差異均不顯著 （P50.05） 。雖女生在知識、能力與價值觀收獲上得分略高，農(nóng)村學(xué)生在知識收獲上略低，班干部各維度得分普遍較高，但差異均未達到統(tǒng)計顯著性水平。

表7大學(xué)生學(xué)習(xí)收獲的差異性分析

2.5學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響

為探討學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響，采用多元線性回歸分析，以學(xué)習(xí)收獲為因變量，五個學(xué)習(xí)性投人維度為自變量。結(jié)果顯示，模型多元相關(guān)系數(shù)為 0.793，R² 為0.629，調(diào)整后 R² 為0.618，表明模型可解釋學(xué)習(xí)收獲 61.8% 的變異，具有較強的解釋力和預(yù)測力。五個自變量對學(xué)習(xí)收獲的影響均為正向，且影響顯著。

根據(jù)標準化回歸系數(shù)，可得回歸方程，見表8。學(xué)習(xí)收獲 學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度 ×0.138+ 主動合作學(xué)習(xí)水平 ?× 0.082+ 生師互動水平 ×0.018+ 教育經(jīng)歷豐富度 x 校園環(huán)境支持度 ×0.468 。其中，校園支持度影響最大，是關(guān)鍵預(yù)測因素；教育經(jīng)歷次之；主動合作、學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度作用相對較小；生師互動影響最弱。可見，良好的校園環(huán)境與豐富的教育經(jīng)歷是提升學(xué)習(xí)收獲的重要保障，應(yīng)在教學(xué)與管理中重點關(guān)注與優(yōu)化。

表8學(xué)習(xí)收獲的多元回歸模型結(jié)果

3結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

本研究基于H高校理工科本科生樣本，采用修正版NSSE-China問卷，構(gòu)建并驗證了大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入的五維結(jié)構(gòu)模型，系統(tǒng)分析其結(jié)構(gòu)適配性、群體差異及對學(xué)習(xí)收獲的預(yù)測效應(yīng)，主要結(jié)論如下。

（1）學(xué)習(xí)性投入的結(jié)構(gòu)維度清晰、模型擬合良好。五維結(jié)構(gòu)具備良好的區(qū)分度與協(xié)同性，驗證了NSSE框架在地方本科高校情境下的適用性與穩(wěn)定性。

（2）學(xué)生整體學(xué)習(xí)性投入處于中等偏上水平，結(jié)構(gòu)表現(xiàn)不均衡。在五個維度中，校園環(huán)境支持度得分最高，顯示學(xué)校在提供學(xué)習(xí)支持與資源保障方面具有優(yōu)勢；而主動合作學(xué)習(xí)得分最低，反映學(xué)生在協(xié)作學(xué)習(xí)與課堂參與方面存在較大提升空間。

（3）學(xué)習(xí)性投入在性別、生源地、班干部身份等群體變量上存在顯著差異。女生在合作與環(huán)境感知方面更具優(yōu)勢；農(nóng)村生源學(xué)生在學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)與教育參與方面更為積極；擔任班干部學(xué)生在合作、生師互動與教育經(jīng)歷豐富度方面明顯高于非班干部學(xué)生。

（4）學(xué)習(xí)收獲在不同背景群體間差異不顯著，體現(xiàn)高校教育公平性。性別、生源地及組織身份等背景因素對學(xué)習(xí)收獲的影響不顯著，說明當前高校在學(xué)習(xí)資源與成長機會方面具備較高的一致性與普惠性。

（5）學(xué)習(xí)性投人對學(xué)習(xí)收獲具有顯著正向預(yù)測作用。學(xué)習(xí)性投入各維度對學(xué)習(xí)收獲具有顯著正向預(yù)測作用。其中，校園環(huán)境支持度與教育經(jīng)歷豐富度為最主要的預(yù)測因子，主動合作學(xué)習(xí)亦具有顯著效應(yīng)，表明積極的外部支持與多樣化的教育實踐在提升學(xué)生獲得感與學(xué)習(xí)成效方面具有關(guān)鍵作用。

3.2 建議

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下幾點具有針對性的教育教學(xué)建議。（1）優(yōu)化課程結(jié)構(gòu)，提升學(xué)生的“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度”。鼓勵教師提高課程內(nèi)容深度與開放性，增強項目式、探究式教學(xué)設(shè)計，推動學(xué)生從被動接受向主動思維轉(zhuǎn)變，強化高階認知能力的培養(yǎng)。（2）強化協(xié)作型教學(xué)活動，提升“合作學(xué)習(xí)水平”。在課程教學(xué)中引入小組討論、同伴互評、任務(wù)協(xié)作等機制，激發(fā)學(xué)生參與動機，改善理工科課堂中“被動學(xué)習(xí)\"現(xiàn)象。（3）豐富高影響教育經(jīng)歷，延伸課外學(xué)習(xí)空間。加強科研訓(xùn)練、社會實踐、校企合作、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)等非正式學(xué)習(xí)機會，為學(xué)生提供多元發(fā)展路徑，激發(fā)其學(xué)習(xí)動機和發(fā)展?jié)撃堋＃?）加強師生交流與個性化支持，增強學(xué)習(xí)歸屬感。健全師生溝通機制，構(gòu)建學(xué)業(yè)指導(dǎo)、心理支持與學(xué)業(yè)預(yù)警聯(lián)動系統(tǒng)，為學(xué)生提供情感支持與成長陪伴。（5）關(guān)注群體差異，推動精細化管理與精準教學(xué)。根據(jù)學(xué)生性別、生源地與組織角色等背景差異，實施分層分類的學(xué)業(yè)支持策略，提升教育資源配置的針對性與實效性。

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