满意度视域下高职院校学生学习质量实证研究
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摘 要 依托“国家大学生学习情况调查”平台，通过对18980名学生的满意度调查，探求高职院校学生学习过程所涉及的各要素对学习质量的解释力和影响力。调查表明：高职院校在校学生对于学习收获整体持肯定态度，教师教学是最具解释力的因子，人际关系成为高职学生学习收获认知新的增长点，而高职院校对学生学习提供的校园支持并没有达到理想状态。据此结果，建议高职院校进一步提高教师教学水平、注重引导学生建立良好的人际关系以及提高学生对学习资源获取的主动性。
关键词 高等职业教育；学习质量；满意度
中图分类号 G715 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2015）13-0044-05
一、研究背景
《国务院关于加快发展现代职业教育的决定》（国发[2014]19号）指出，“当前职业教育还不能完全适应经济社会发展的需要，质量有待提高”，因此，如何形成“质量导向”的自我修正和持续改进的良性发展态势，明确成为《高等职业教育创新发展三年行动计划（2015-2017）》的主要目标，并进一步提出，“以提高质量为主线，加强基本建设、深化教学改革、提高保障水平、促进协调发展”，从而全面提高高等职业教育的内涵建设。实现这一发展目标的关键是通过深化教学改革提升高等职业教育的学习质量，因为所谓“有效教学”主要是指“有助于学生学习的教学”，“学习质量是衡量教育质量的重要指标”[1]。密切关注学生学习、进一步提高学生学习质量，能从根本上保证高等职业教育的人才培养质量，更大程度上满足经济结构转型和产业升级对高素质技术技能型人才的需求。实质上，学生作为学习质量最直接的体现者，不仅参与了学习质量的构建过程，也显示出学习质量的最终结果，学生因此也成为评价其所参与的高等职业教育质量的主体。从学生主体的视角来看，满意度是指学生通过理论课程、实习实训课程等学习活动，并在此基础上体验学习交往、学习环境、学习资源等与学习活动的互动，从而形成对大学学习生活“事前期望与事后感知之间的符合程度”[2]的评价和对自我学习收获的认知，是学习过程质量和结果质量实现统一的量化反映，成为整体研究学习质量的突破口。因此，从满意度的角度研究学习质量，可以不断为提升高等职业教育教学质量提供参考标准。
二、研究设计
高职院校学生学习质量研究作为“国家大学生学习情况调查”的重要组成部分，通过“国家大学生学习情况调查问卷系统（NCSS）”进行了研究设计和数据采集[3]。其中，学生满意度作为整个调查研究的一个重要板块，是调查问卷中相对独立的结构化量表。
（一）调查样本基本情况
通过对调查数据的整理和修复，剔除不合格数据，有效样本共计18980个。本研究分别从性别、年级两个方面呈现高职学生的样本分布，男生数量相对较少，大三及以上年级学生所占比例也较小，见表1。
表1 高职学生样本分布情况
人数 比例
性别 男 8609 45.36%
女 10371 54.64%
年级 大一 9808 51.68%
大二 7614 40.12%
大三及以上 1558 8.21%
总计 18980 100.00%
（二）调查工具信效度检验
本研究的数据分析主要使用统计软件SPSS17.0进行分析，在编码、修复的基础上将高职院校的学生数据单独成为子库，并对该部分数据进行信效度检验。使用主成份分析的方法，检验满意度和重要性的效度（Validity）。满意度部分的行列式=2.152E-008，重要性部分的行列式=6.364E-010，KMO和Bartlett的检验结果，见表2，无论是满意度还是重要性，其检验结果在判断准则上处于极适合进行因素分析，具有极佳的适切性[4]。
表2 KMO 和 Bartlett 的检验
满意度 重要性
取样足够度的
Kaiser-Meyer-Olkin度量
Bartlett 的球形度检验
近似卡方
df
Sig.
0.958
334911.438
253
0 取样足够度的
Kaiser-Meyer-Olkin度量
Bartlett 的球形度检验
近似卡方
df
Sig.
0.969
401704.992
253
对量表进行主成份分析，为了使因子的解释变得容易，并赋予更合理的实际意义，做到既能符合统计规律，同时亦具有教育意义。首先将满意度部分的条目从A1到A23编号，重要性部分的条目编号为B1～B23。随后通过正交旋转法进行降维处理，在方差最大旋转之后建立的旋转成分矩阵中发现，满意度和重要性分别各自形成了3个主成份，并且每个成份中只有少数几个指标的因子载荷较大，据此对各个条目进行合理分类。根据因素分类的结果，剔除没有进入因素的条目，最终满意度和重要性的三类因子各自组合，见表3，并命名为教师教学、校园支持和人际关系，赋予其教育意义。
使用Cronbach’s Alpha系数对量表的信度（Reliability），也就是内部一致性进行检验，以检测其是否具有较高的可靠性。从表4中可以看到，无论是满意度部分，还是重要性部分的Cronbach’s Alpha系数值都高于0.8，说明量表属于高信度区间。总体来说，本研究所使用量表的信效度良好。
表3 因子命名表
序号 意义 满意度高载荷指标 重要性高载荷指标
1 教师
教学 A1：教师的教学方法
A2：教师的教学内容
A3：教师对学生学习的评价标准
A4：教师的教学准备
A5：教师与学生的课外交流与沟通
A6：老师给予的关于作业等学习情况的反馈
A7：本专业的课程设置 B1：教师的教学方法
B2：教师的教学内容
B3：教师对学生学习的评价标准
B4：教师的教学准备
B5：教师与学生的课外交流与沟通
B6：老师给予的关于作业等学习情况的反馈
B7：本专业的课程设置
2 校园
支持 A8：学校的图书资源
A9：学校图书馆的学习环境
A10：学校图书馆工作人员的服务
A11：学校的住宿条件
A12：学校的餐饮
A13：宿舍住宿人数
A14：学校自习室的数量
A15：学校的奖学金制度
A16：学校的助学金制度 B10：学校图书馆工作人员的服务
B11：学校的住宿条件
B12：学校的餐饮
B13：宿舍住宿人数
B14：学校自习室的数量
B15：学校的奖学金制度
3 人际
关系 A19：与室友的关系
A20：与其他同学的关系
A22：与辅导员的关系
A23： 与专业指导老师 B21：与任课老师的关系
B22：与辅导员的关系
B23：与专业指导老师
表4 量表的信度检验结果
满意度 重要性
Cronbach's Alpha 基于标准化项的Cronbach's Alpha 项数 Cronbach's Alpha 基于标准化项的Cronbach's Alpha 项数
0.835 0.835 3 0.865 0.866 3
三、高职院校学生学习质量的基本特征及模型建构
（一）总体学习收获的指标状态与特征
量表设计以“总体来讲，读大学让我收获很大”的题项来考察高职学生的学习质量，是以自我报告的形式，从学生主体的角度评判其在高职教育阶段的学习收获，也可以视作高职院校学生对学习质量的自我评价。本文从基本状态描述、选项具体分布两方面分析学体收获的基本状态，从性别维度、年级维度分析并归纳学习收获的基本特征。
1.基本状态描述
对于学体收获的题项，根据李克特量表分类法，把“总体收获很大”的选项分为六个等分，分别是“完全不同意”、“不同意”、“基本不同意”、“基本同意”、“同意”和“完全同意”，六个选项依次从1至6计分，让被试学生通过自身体验和感知作答。
经过调查与统计分析，高职学生在总体学习收获方面，在全部18980个样本中，极小值为1，极大值为6，均值为4.36，标准差为1.061。说明高职学生对学体收获的平均水平超过了“基本同意”，也就意味着目前高职学生认为通过高职阶段的学习，总体收获在平均值上已经“及格”，样本内超过六成个体同意此观点。
2.具体选项分布
从总体学习收获的具体选项分布来看，图1所示的直方图中，可以直观地看到整体上呈现偏正态分布的局面，选择“完全不同意”、“不同意”、“基本不同意”选项的人数明显少于选择“基本同意”、“同意”和“完全同意”选项的人数。其中，最多被选择的选项是“基本同意”；而两端选项中，“完全同意”的频数也明显多于“完全不同意”。综合描述统计量和选项具体分布情况分析，高职院校在校生在判断其学体收获情况时，并没有呈现趋同，而是根据自身的实际感知情况进行了回答。总体来讲，高职学生感知到的学习收获平均水平已经超过“基本同意”的程度，并且在分布上多数学生选择了正向选项，认为高职教育使得他们有着不同程度的收获，表明高职教育目前对于在校生的教育影响较为理想。
图1 高职院校学生学体收获分布图
（二）具体学习收获的指标状态与特征分析
以性别和年级作为分析维度，考查在不同性别之间、不同年级之间的高职院校学生对于总体学习收获的差异和趋势，描述不同类别学生群体在总体收获认知方面的特征。针对满意度量表，分别分析不同要素在满意度体验水平和重要性认识程度方面的特征，从而呈现高职学生在学习满意度各要素上的具体特征。
1.性别差异
从平均数差异和方差齐性角度分析男女大学生在总体学习收获上是否具有显著差异。男女生均值都为4.36，男生标准差为1.125，女生标准差为1.004。初步反映出男女生总体学习收获相等，但是男生离散程度较高。因此，为了更清楚地剖析男女生在总体学习收获上的差异，使用T检验进行均值比较。T检验结果表明，男女生之间在总体学习收获上并不存在显著性差异。综上所述，性别因素对总体学习收获没有构成影响。
2.年级差异与趋势
以年级作为划分标准，探讨不同年级、不同经历、不同认知发展程度高职生在总体满意度及其认知方面的情况，并以此描绘随着年级的增长，总体学习收获的发展变化趋势。在描述统计的基础上，利用均值比较和方差齐性检验进行不同年级状态指标的差异性研究。均值最高的是大三学生的4.44，标准差亦为最高的1.081；均值最低的是大二学生的4.32，但标准差最低却出现在大一学生中，为1.049。分析结果反映出大一学生对总体学习收获的感知最为集中，大二学生认为学习收获最低，尽管大三学生在学习收获均值方面最高，大一学生均值为4.38，但其认识状态最为分散。因而使用单因素ANOVA检验作进一步分析，研究各年级在总体学习收获上是否具有统计意义上的显著性差异。结果表明，不同年级的总体满意度体验具有显著性差异（p
年级变化趋势表明，高年级大学生的总体满意度和重要性程度不如低年级，尤其是在大二年级出现的谷底，尽管在大三获得了反弹且超过大一水平跃至新高，但仍然值得深入研究，剖析产生这种状况的原因，以助于找到解决的对策。
3.满意度与重要性各要素均值
依照前述因素分析结果，使用均值作为观测各要素满意度水平和重要性程度的指标。具体说来，满意度和重要性的因子包括教师教学、校园支持和人际关系。通过统计分析，得出各个因子在满意度水平和重要性程度上的均值，见图2。
图2 高职院校学生各要素的满意度体验水平和重要性认识程度
图2表明，各因子的重要性均值都超过了满意度均值，说明高职学生对于各因子的认识程度均高于目前所能够获得的满足程度。而具体到满意度方面，均值排序从高到低依次为人际关系、教师教学、校园支持；重要性均值排序从高到低依次为人际关系、校园支持、教师教学。这种情况反映出目前能让高职学生感到最满意的并非来自教师教学的体验，而是人际关系的体验，因而可知学生之间的相互影响和关系程度对大学生学习有着不可忽视的作用，关系到高职学生学习主体性的发挥。同时，高职院校在校学生更为看重与切身利益相关的要素，重要性排序反映出人际关系、校园支持和教师引导从高到低影响着学习过程，这进一步说明，目前高职学生需要在良好的人际环境、教师引导和充足的支持条件下进行学习。值得注意的是，从教师在学生学习过程中所扮演角色的重要性和目前满意度不能匹配这方面对高职院校教师提出了警示，当然这也成为高职院校教与学过程改革的直接动力。此外，高职院校对学生学习提供的支持并没有达到理想状态，学生对此还有所需求，期望能够得到满足。
（三）满意度对于总体学习收获的回归模型
在前述对构成高职院校学生学习收获进行描述性分析、差异性分析和满意度与重要性研究的基础上，需要应用多元回归分析，构建总体学习收获与满意度的关系表达式，在探寻高职院校学生学习收获自我评价的同时，构建回归模型。
在以高职院校学生总体学习收获作为因变量构建的回归模型中，满意度下教师教学、学校支持和人际关系因子作为构建该模型的自变量，使用SPSS统计软件进行回归分析，得出如下表达式：未标准化回归方程：总体收获=0.87+0.391教师教学+0.094校园支持+0.323人际关系；标准化回归方程：总体收获=0.318教师教学+0.081校园支持+0.239人际关系，采取强迫进入变量法探求回归模型的模式适合度、R平方改变量、描述统计量、共线性诊断，并利用Durbin-Watson分析变量残差，最终统整为满意度三个因子对总体满意度的复回归摘要，见表5。
表5 满意度复回归模型统计摘要a
预测变量 B 标准误 Beta T值
截距 0.87 0.039 22.223***
教师教学 0.391 0.012 0.318 33.944***
校园支持 0.094 0.01 0.081 9.377***
人际关系 0.323 0.011 0.239 30.534***
R=0.564 R2=0.319 调整后 R2=0.318 F=2957.468***
a. 因变量： 总体来讲，读大学让我收获很大
结合大学生满意度回归方程和复回归摘要可知，对于高职院校学生总体学习收获，解释力从高到低的排序为教师教学、人际关系、校园支持，并且这三个因子能够解释31.8%的变异量。尽管解释变异量的分值不够高，但是对于构成学习质量的诸多要素来说，满意度这一项仍然占有可观的份量。大学生满意度解释型回归模型表明，教师教学和人际关系是构成高职院校学生总体学习收获最具解释力的两个因子，这两个因子分别从教师要素和学生要素的角度给予了支撑，因而教师教学和人际关系成为解释高职院校学生总体学习收获的重点。
（四）重要性对于总体学习收获的回归模型
以高职院校学生总体学习收获作为因变量，构建重要性对于总体学习收获的复回归模型，统整为重要性各因子对总体满意度的复回归摘要表，见表6，并据此建立未标准化回归方程：总体收获=1.725+0.385教师教学-0.031校园支持+0.192人际关系；标准化回归方程：总体收获=0.298教师教学-0.024校园支持+0.157人际关系。
对于高职院校学生总体学习收获与重要性程度来说，综合分析重要性程度回归方程和复回归摘要可知，解释力从高到低的排序为教师教学、人际关系和校园支持，并且这几个因子能够解释16.0%的变异量，说明对于这三个因素的重要性认识仍然能够对高职院校学生总体学习收获有所贡献。从构建的解释型回归模型可知，目前高职院校学生在总体学习收获方面，教师教学和人际关系的重要性解释力度较高，且都为正值；而校园支持的解释力为负值，说明高职学生认为校园支持的重要性越高，反而影响总体学习收获的提升。综上所述，无论是总体满意度体验还是重要性程度，教师教学和人际关系两个因子都是提升总体学习收获的关键环节，对于高职学生学习质量至关重要。
表6 重要性复回归模型统计摘要a
预测变量 B 标准误 Beta T值
截距 1.725 0.047 36.908***
教师教学 0.385 0.013 0.298 29.71***
校园支持 -0.031 0.013 -0.024 -2.316*
人际关系 0.192 0.012 0.157 16.198***
注：R=0.400 R2=0.160 调整后 R2=0.160 F=1208.346***
a. 因变量： 总体来讲，读大学让我收获很大
四、结论与建议
（一）结论
第一，高职院校在校生对于学习收获整体持肯定态度。通过对18980个样本基本状态的描述，超过六成学生赞同“读大学让我收获很大”，反映出通过高职阶段的教育教学，学生主体对于学习收获和学习质量的肯定。需要注意的是，大二年级表现出对学习收获认知的明显偏低，这对于人才培养过程改革来说是一个警示。
第二，高职学生对满意度各因子的体验有所不同，教师教学是最具解释力的因子，人际关系成为高职学生学习收获认知新的增长点，而高职院校对学生学习提供的校园支持并没有达到理想状态。
此外，由建立的回归模型可知，满意度量表无论是在满意度的体验水平还是重要性的认识程度上，均能够对总体学习收获进行解释。如前所述，满意度是反映学习质量的重要通道，而实证分析对此也进行了证实。因此，提升高职院校学生的整体满意度，是破解高等职业教育发展瓶颈的关键，同时也是提升高等职业教育吸引力的重要举措。
（二）建议
第一，进一步提高教师教学水平。综合上述调查分析的结果可知，“教师教学”因子对高职院校学生学习收获的贡献最大，这要求高职院校在学生的培养过程中，必须继续强调教师作为学习促进者的角色[5]。同时，教师教学水平的提高与教师自身主体性的发挥息息相关，主要体现在对教育环境的主体性、对教育对象的主体性和对自身主体性三个方面。对教育环境的主体性是指从教育目的和学生身心发展特点出发，对学生学习环境及其影响作出创造性选择、加工和改造，包括运用现代化的信息技术手段、制定规范的学习制度、营造良好的班级学习氛围等。对教育对象的主体性是指对学生学习发展状况的主体性预测、设计和调控，包括对学习发展方向的规划建议、对学习兴趣的推动、对学习发展水平的评价等。教育者不仅对教育环境和受教育者实施主体作用，而且还在意识和实践中对自身施加影响，即教育者对自身的主体性，表现为自我实现与自我超越。因此，高职师资教学水平的提高是一个全面综合的过程，在未来的高等职业教育改革与发展中，可以依据上述三个层面引导教师的教学成长。
第二，引导学生建立良好的人际关系。调查分析表明，“人际关系”因子对高职院校学生学习收获的影响也不容忽视，这要求高职院校在学生的培养过程中，肯定并充分关注情感、价值、态度等因素对学生学习的影响，努力营造积极、和谐的人际交流、互动氛围，促使学生愉快学习。实质上，良好人际关系的建构，必须实现由对象化活动向交往活动的转变[6]。因此，高职院校要通过开展各种校园活动、社会实践活动等增强教师与学生、学生与学生之间交往的机会，并围绕相关价值观念形成系统化与序列化的活动主题，使得交往主体之间不断进行深度的意义教育，实现“双向理解”，在理解中建立和发展良好的人际关系。
第三，提高学生对学习资源获取的主动性。调查同时发现，相对“教师教学”和“人际关系”因素，“校园支持”对于学生学习收获的贡献力度并不算高，在重要性程度的回归方程中，其系数是负值。由此说明，尽管学生认同学校提供的学习支持，但是在重要性方面却有着相反的作用方向。如果缺乏弹性，可能会对学生的学习收获起到相反效果。因此，高职院校对于学生学习需要做到张弛有度，提高学生对学习资源的主动索取和尽可能地使用，以支持、鼓励的态度助力学生的学习过程，从而使得“物的支撑”真正成为提升高职院校学生学习质量的关键抓手。