收稿日期：2017-02-14

作者簡介：趙必華，安徽師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院教授，博士。（安徽蕪湖/241000）

*本文系教育部人文社會科學(xué)研究2014年度一般項目“大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響因素研究：基于SEM和HLM的分析”（14YJA880100）與2015年安徽省高等教育振興計劃重大教學(xué)改革研究項目“大學(xué)生學(xué)業(yè)成就評估的理論與實踐研究——來自CLA+與NSSE的啟示”（2015zdjy034）的部分成果。

摘要：通過對8省市35所普通本科院校5855大學(xué)三年級學(xué)生的問卷調(diào)查，探討影響大學(xué)生學(xué)校成效的因素。研究發(fā)現(xiàn)：拓展性學(xué)習(xí)活動、學(xué)習(xí)時間、休閑娛樂時間、表層學(xué)習(xí)動機(jī)、交往質(zhì)量、同伴合作學(xué)習(xí)與性別對學(xué)習(xí)成效的兩類指標(biāo)均有影響，而家庭收入、生師互動、學(xué)習(xí)策略影響了學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績，生源地、支持性環(huán)境、家庭支持、深度動機(jī)、反思整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)則對自我報告的學(xué)習(xí)獲益產(chǎn)生效應(yīng)。基于本研究發(fā)現(xiàn)，對高校提出如下建議：首先，營造全面支持的校園環(huán)境，促進(jìn)多元良性互動；第二，創(chuàng)建兩大課堂互聯(lián)貫通的課程體系，擴(kuò)展學(xué)習(xí)時空；第三，激發(fā)學(xué)生內(nèi)在的學(xué)習(xí)動機(jī)，推行深層學(xué)習(xí)方式；最后，改進(jìn)學(xué)習(xí)成效的評價方式，有效表征學(xué)業(yè)成就。

關(guān)鍵詞：學(xué)習(xí)成效；影響因素；學(xué)習(xí)投入；大學(xué)生

一、引言

高等教育規(guī)模的擴(kuò)張引起了世界各國對高等教育質(zhì)量的關(guān)注，人們普遍擔(dān)憂“學(xué)歷”的提高能否帶來“學(xué)力”的提升。《國家教育與改革中長期規(guī)劃綱要（2011-2020）》明確指出高等教育質(zhì)量關(guān)系國家人才戰(zhàn)略的未來，教育部提出了建立全國高等教育教學(xué)質(zhì)量年度報告的發(fā)布制度，這均表明我國對高等教育質(zhì)量的期待已上升到了國家意志的層面。高等教育質(zhì)量本質(zhì)上是學(xué)生的質(zhì)量?！皩W(xué)生質(zhì)量是高校質(zhì)量的根本體現(xiàn)，大學(xué)生應(yīng)該成為質(zhì)量的主體”。[1]從上個世紀(jì)九十年代開始，教育界對高等教育質(zhì)量的評價角度開始由以學(xué)校為中心向以學(xué)生為中心轉(zhuǎn)變，從教學(xué)條件“投入”性評估向教學(xué)成效“產(chǎn)出”性評估轉(zhuǎn)變，大學(xué)生的學(xué)習(xí)成效成為衡量高校教育質(zhì)量的基礎(chǔ)指標(biāo)。因此，探討影響大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的各種因素及其作用機(jī)制，對于了解大學(xué)教育教學(xué)的內(nèi)在運(yùn)作規(guī)律，改進(jìn)大學(xué)教育品質(zhì)，具有重要的理論與實踐價值。

學(xué)生學(xué)習(xí)成效影響因素的經(jīng)典研究是科爾曼等人所做的大規(guī)模調(diào)查。研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)成效主要受家庭背景的影響，即在控制家庭背景情況下，學(xué)校對學(xué)生學(xué)習(xí)成效幾乎沒有影響。[2]這一發(fā)現(xiàn)在其報告書《教育機(jī)會均等》問世后，引起廣泛爭議與后續(xù)研究。高等教育領(lǐng)域的研究者圍繞這一問題展開多角度的思考與研究，產(chǎn)生了多個大學(xué)影響力模型，用以探查大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響因素及其作用機(jī)制。

阿斯汀提出了輸入-環(huán)境-成果模型（input-environment-outcome model）。[3]在這一模型中，輸入是指學(xué)生個人特質(zhì)、家庭背景、入學(xué)前的經(jīng)驗等，環(huán)境是指入學(xué)后所接觸的人員、方案、政策、文化、經(jīng)驗等，而成果是指學(xué)生的知識、技術(shù)、態(tài)度、價值、信念與行為等方面的收獲。該模型成為許多后繼校園經(jīng)驗與學(xué)習(xí)結(jié)果相關(guān)研究的理論基礎(chǔ)。此后，阿斯汀又提出了參與理論，認(rèn)為學(xué)生在學(xué)術(shù)、人際、校園活動等方面的參與是學(xué)生發(fā)展的主要決定因素。汀陀提出了交互影響理論，并以此解釋學(xué)生的輟學(xué)過程，指出學(xué)生能否取得很好的發(fā)展取決于他們能否將自身的經(jīng)驗和目標(biāo)與社會系統(tǒng)、院校制度和教師的價值觀進(jìn)行很好的整合。[4]帕斯卡瑞拉的一般模型理論指出，大學(xué)生的發(fā)展受學(xué)校組織特征、個人背景、學(xué)校環(huán)境、社會化互動（師生、同學(xué)之間的交往）和學(xué)生努力程度等五個因素的影響，其中學(xué)生個人背景、學(xué)校組織特征會形塑學(xué)校環(huán)境，而學(xué)校環(huán)境會直接影響學(xué)生與教師、同學(xué)之間的互動以及學(xué)生努力投入的質(zhì)量，進(jìn)而影響到學(xué)生的學(xué)習(xí)與認(rèn)知發(fā)展。[5]庫伯等提出的大學(xué)生發(fā)展影響因素模型認(rèn)為，大學(xué)生發(fā)展受到大學(xué)生入學(xué)前的經(jīng)驗、大學(xué)生在校學(xué)習(xí)行為和院校條件這三方面因素的綜合影響。[6]1998年，庫伯與同事共同開發(fā)并推廣了“全美大學(xué)生學(xué)習(xí)投入調(diào)查”（National Survey of Student Engagement，NSSE），通過建構(gòu)“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度”、“主動合作學(xué)習(xí)”、“生師互動”、“教育經(jīng)驗豐富度”、“校園環(huán)境支持度”五個“有效教育實踐基準(zhǔn)”，探查大學(xué)生個體是如何投入以及院校是如何引導(dǎo)學(xué)生投入到學(xué)校的各種活動中。[7]這些大學(xué)影響力模型均采用“輸入-過程-輸出”模式，綜合考察大學(xué)生個體與校園整體環(huán)境、人際互動對學(xué)習(xí)成效的影響。

·課程與教學(xué)·大學(xué)生學(xué)習(xí)成效影響因素的調(diào)查研究

近年來，圍繞著大學(xué)生的學(xué)習(xí)投入，國內(nèi)學(xué)者展開了大規(guī)模的學(xué)情調(diào)查。清華大學(xué)教育研究院引進(jìn)NSSE將其漢化，開展了中國大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查。[8]北京大學(xué)教育學(xué)院基于自主研發(fā)的量表對首都各高校開展了學(xué)生發(fā)展與投入度方面的調(diào)查。[9]廈門大學(xué)“國家大學(xué)生學(xué)習(xí)情況調(diào)查”課題組通過自主設(shè)計調(diào)查量表開展了全國大學(xué)生學(xué)情調(diào)查。[10]這些研究在調(diào)查基本學(xué)情的基礎(chǔ)上，嘗試從個體、學(xué)校（課堂）探查影響大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的因素及其機(jī)制，對改進(jìn)大學(xué)教育教學(xué)工作提供了有益的參考，但也存在一些缺憾。例如，對家庭變量的關(guān)注不足，未考慮家庭支持對學(xué)生發(fā)展的影響；學(xué)習(xí)成效只是或主要是學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)收獲，較少考慮學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績（如考試成績、獲獎、證書等）；一些指標(biāo)的測量過于粗陋，信效度不高。如NSSE-china中的教育經(jīng)驗豐富度的14個項目，在進(jìn)行驗證性因素分析時竟有8個項目的因素負(fù)荷不到0.4[11]，這意味著把原來應(yīng)該細(xì)化出來的同質(zhì)性指標(biāo)混合在一起了。這樣的指標(biāo)與學(xué)習(xí)成效的關(guān)系存在偏差，也不好解釋。

本文擬在上述研究的基礎(chǔ)上，兼取學(xué)生自我報告與學(xué)校制度化兩類學(xué)習(xí)成效指標(biāo)，綜合考察并比較個體、家庭、學(xué)校因素對大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響，并嘗試基于研究結(jié)果提出提高大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的相關(guān)建議。

二、研究設(shè)計endprint

（一）研究對象

考慮到大一、大二學(xué)生在大學(xué)時間尚短，大學(xué)的學(xué)習(xí)成效難以充分體現(xiàn)，而大四學(xué)生面臨就業(yè)，難有時間與興趣參與調(diào)查，本研究選擇大三下學(xué)期的學(xué)生作為研究對象。調(diào)查得到了上海、江蘇、山東、福建、江西、湖南、廣西、安徽8省市35所普通本科院校相關(guān)老師和學(xué)生的支持與配合，35所高校中“211”工程大學(xué)5所，大學(xué)15所，學(xué)院15所。累計發(fā)放問卷6447份，回收6289份，回收率97.55%。剔除人口學(xué)變量信息報告不全、規(guī)律性作答（如連續(xù)10道題選擇同一選項）、缺失值超過5%的被試，共得到有效問卷5855份，有效率為93.10%。其中男生2234人，占38.16%，女生3621，占61.4%；城市生源2496人，占42.63%，農(nóng)村生源3357人，占57.37%；文科2647人，占45.21%，理科3208人，占54.79%。每所學(xué)校有效問卷數(shù)量在106-221份之間，平均為167份。學(xué)生平均年齡為21.65±1.08歲。

（二）研究架構(gòu)

本研究旨在考察影響大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的個體（個人與家庭）和學(xué)校因素?；谖墨I(xiàn)綜述和個人見解，本研究建立如下的框圖（圖1）作為研究架構(gòu)：個體因素包括個體背景（如性別、生源地等）和個體過程（如學(xué)習(xí)動機(jī)、學(xué)習(xí)策略等）變量，學(xué)校因素包括學(xué)校背景（如學(xué)校綜合排名）和學(xué)校過程（如支持性環(huán)境、生師互動等）變量。大學(xué)生學(xué)習(xí)成效既包括學(xué)校制度化評價的學(xué)習(xí)成績（如獲獎學(xué)金情況、成績排名、四六級考試證書等），也包括學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益（Self-Reported Learning Gains）。研究的基本假設(shè)是個體因素與學(xué)校因素均對大學(xué)生學(xué)習(xí)成效產(chǎn)生影響，個體背景與學(xué)校背景變量通過相關(guān)的中介變量（個體過程與學(xué)校過程變量）聯(lián)合影響大學(xué)生的學(xué)習(xí)成效。

圖1背景變量、過程變量影響大學(xué)生學(xué)習(xí)成效架構(gòu)圖

除了個體與學(xué)校背景變量、家庭支持、學(xué)習(xí)動機(jī)外，過程變量來自美國《全國大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查》項目（National Survey of Student Engagement，NSSE）2014年版本。[12]個體層面的過程變量考察學(xué)生在有目的的學(xué)習(xí)和成長活動中所投入的時間和精力，即學(xué)生做了什么；學(xué)校層面的過程變量則考察學(xué)校如何提供跟學(xué)習(xí)有關(guān)的課程、資源和活動，如何創(chuàng)造機(jī)會引導(dǎo)學(xué)生將時間和精力更多地投入在學(xué)習(xí)上，即學(xué)校做了什么。[13]

本研究采用階層回歸分析（Hierarchical_Regression Analysis），分三步分別納入個體與學(xué)校背景變量、學(xué)校過程變量、個體過程變量，考察不同類型變量對大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響及其作用機(jī)制。

（三）變量的測量

1.個體與學(xué)校背景變量

（1）性別：回歸分析時作為虛擬變量，男生編碼為1，女生為0。

（2）生源地：回歸分析時作為虛擬變量，城市（包括市區(qū)與縣城）編碼為1，農(nóng)村為0。

（3）父母教育程度：考慮到父母教育程度的高相關(guān)性可能導(dǎo)致回歸分析中的多重共線性問題，取父、母教育程度高者作為父母教育程度的指標(biāo)。分成“小學(xué)及以下、初中、高中、大學(xué)及以上”4個等級。

（4）家庭收入：分成“很低、較低、中等、較高、很高”5個等級。

（5）文理科：回歸分析時作為虛擬變量，理工農(nóng)醫(yī)合并為理科編碼為1，其他專業(yè)合并為文科，編碼為0。

（6）學(xué)校整體排名：將中國校友會對中國700所普通高校2014年的綜合排名轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分Z，分?jǐn)?shù)越高代表學(xué)校綜合實力越強(qiáng)。[14]

2.學(xué)校過程變量與測量

（1）支持性環(huán)境：包括學(xué)校為學(xué)生提供學(xué)業(yè)、交往、社會實踐、衛(wèi)生保健等方面支持情況的6個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的50.05%，6個項目的因素負(fù)荷介于0.486-0.769之間，α系數(shù)為0.796。

（2）生師互動：包括學(xué)生與教師討論職業(yè)規(guī)劃、學(xué)業(yè)表現(xiàn)、課程內(nèi)容等方面情況的4個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的65.62%，4個項目的因素負(fù)荷介于0.758-0.837之間，α系數(shù)為0.822。

（3）同伴合作學(xué)習(xí)：包括學(xué)生與同學(xué)合作參加小組項目、請教與解釋學(xué)習(xí)難點(diǎn)、考前一起復(fù)習(xí)等方面情況的4個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1 的一個成分，可解釋總體方差的47.53%，4個項目的因素負(fù)荷介于0.595-0.732之間，α系數(shù)為0.677。

（4）多元互動頻率：包括學(xué)生在課堂內(nèi)外與不同種族/民族、經(jīng)濟(jì)背景、宗教與政治信念的人交往情況的4個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的54.80%，4個項目的因素負(fù)荷介于0.621-0.810之間，α系數(shù)為0.717。

（5）交往質(zhì)量：包括學(xué)生跟同學(xué)、任課教師、班主任/輔導(dǎo)員、辦公室行政人員等交往質(zhì)量的4個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的59.68%，4個項目的因素負(fù)荷介于0.404-0.883之間，α系數(shù)為0.681。

3.個體過程變量與測量

（1）學(xué)習(xí)動機(jī)：選擇比格斯（Biggs）等人修訂的的兩因素學(xué)習(xí)過程問卷（R-SPQ-2F）中測量學(xué)習(xí)動機(jī)的10個項目[15]，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的兩個成分，但發(fā)現(xiàn)項目“我發(fā)現(xiàn)只需要記住關(guān)鍵部分就能通過大多數(shù)課程考試”在兩個因素上負(fù)荷均低（<0.3）。刪除該項目重新進(jìn)行因素分析，抽取特征根大于1的兩個成分，累計解釋總體方差的50.71%。其中5個項目反映學(xué)生受內(nèi)部動機(jī)驅(qū)動，通過將新信息與已有知識整合尋求學(xué)習(xí)內(nèi)容的意義的情況，命名為“深層學(xué)習(xí)動機(jī)”，因素負(fù)荷介于0.586-0.723之間，α系數(shù)為0.667；另4個項目反映學(xué)生為外部學(xué)習(xí)動機(jī)驅(qū)動，通過死記硬背的機(jī)械方法復(fù)制學(xué)習(xí)內(nèi)容的情況，命名為“表層學(xué)習(xí)動機(jī)”，因素負(fù)荷介于0.489-0.737之間，α系數(shù)為0.773。endprint

（2）學(xué)習(xí)策略：包括學(xué)生在閱讀中識別關(guān)鍵信息、課后復(fù)習(xí)筆記、總結(jié)學(xué)習(xí)內(nèi)容等方面情況的3個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的57.44%，3個項目的因素負(fù)荷介于0.633-0.837之間，α系數(shù)為0.626。

（3）反思與整合學(xué)習(xí)：包括學(xué)生將他們的學(xué)習(xí)與外部世界聯(lián)系起來，從他人的視角重新審視自己的信念、考慮問題等方面情況的7個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的41.79%，7個項目的因素負(fù)荷介于0.588-0.703之間，α系數(shù)為0.767。

（4）記憶學(xué)習(xí)：包括學(xué)生的課業(yè)學(xué)習(xí)強(qiáng)調(diào)記憶課本內(nèi)容1個項目，4點(diǎn)計分，得分越高，代表學(xué)生的課業(yè)學(xué)習(xí)中記憶學(xué)習(xí)越強(qiáng)調(diào)。

（5）高水平學(xué)習(xí)：包括學(xué)生的課業(yè)學(xué)習(xí)強(qiáng)調(diào)應(yīng)用、分析、評價和綜合等高層次認(rèn)知學(xué)習(xí)情況的4個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的58.53%，4個項目的因素負(fù)荷介于0.736-0.785之間，α系數(shù)為0.720。

（6）學(xué)習(xí)時間：將學(xué)生“除上課外每周的學(xué)習(xí)時間是多少小時”分成7個等級，分?jǐn)?shù)越高，代表課后投入的學(xué)習(xí)時間越多。

（7）休閑娛樂時間：將學(xué)生“除上課外每周投入休閑娛樂的時間是多少小時”分成7個等級，分?jǐn)?shù)越高，代表學(xué)生課后投入休閑娛樂的時間越多。

（8）拓展性學(xué)習(xí)活動：包括學(xué)生參加實習(xí)、社會實踐、社區(qū)服務(wù)、社團(tuán)、專業(yè)比賽、報考證書等擴(kuò)展學(xué)習(xí)活動的7個項目，該題為多選題，每選1項計1分，以總分代表學(xué)生參加擴(kuò)展性學(xué)習(xí)活動的情況。

（9）家庭支持：包括學(xué)生獲得家庭經(jīng)濟(jì)、情感等方面支持的4個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的70.88%，4個項目的因素負(fù)荷介于0.811-0.884之間，α系數(shù)為0.861。

4.學(xué)習(xí)成效及其測量

（1）學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績：包括學(xué)生在大學(xué)期間學(xué)科競賽獲獎、創(chuàng)新與技能競賽獲獎、獲得獎學(xué)金的次數(shù)與等級、英語考試等級、課程考試等級與班級排名等7個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的42.44%。7個項目的因素負(fù)荷介于0.446-0.798之間，α系數(shù)為0.769。得分越高，代表學(xué)生在學(xué)校制度化評價上的學(xué)習(xí)成效越好。

（2）學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益：包括學(xué)生自我評價大學(xué)經(jīng)歷對個人書面表達(dá)、口頭表達(dá)、分析批判能力、工作知識技能、道德觀念、積極公民等方面貢獻(xiàn)的10個項目，經(jīng)因素分析抽取特征根大于1的一個成分，可解釋總體方差的46.98%。10個項目的因素負(fù)荷介于0.496-0.771之間，α系數(shù)為0.857。得分越高，代表學(xué)生認(rèn)為大學(xué)經(jīng)歷對其知識、能力、個人發(fā)展的貢獻(xiàn)越大。

三、研究結(jié)果與討論

分別以學(xué)校制度化評價的學(xué)習(xí)成績和學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益為因變量，分三步分“組”納入個體與學(xué)校背景變量、學(xué)校過程變量和個體過程變量，結(jié)果如表1所示。所有的6個回歸方程均有效（均p<0.01），個體與學(xué)校背景、學(xué)校過程和個體過程三“組”變量分別可解釋學(xué)校制度化學(xué)習(xí)成績5.1%、7.9%、10.7%的變異，累計解釋率為23.7%；與此對應(yīng)，三“組”變量分別可解釋學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益的1.3%、19.2%、9.1%的變異，累計解釋率為29.6%。本研究結(jié)果與王紓的發(fā)現(xiàn)一致：整個模型對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績的解釋力低于對學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益的解釋力。[16]所有模型的容忍度介于0.637-0.982之間，膨脹因子VIF介于1.569-1.018之間，并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。下面分別考察三“組”變量對大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響。

（一）個體與學(xué)校背景變量對大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響

首先，考察個體與學(xué)校背景變量對大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響，結(jié)果如表1“第一步”兩列所示。

性別對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績和學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益均有影響，且女生均優(yōu)于男生。獨(dú)立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)，男女生在多個過程變量上存在顯著性差異：女生在學(xué)習(xí)時間、拓展性學(xué)習(xí)活動上得分高于男生，而男生在休閑娛樂時間、表層學(xué)習(xí)動機(jī)上的得分高于女生（均p<0.01）?？赡苷悄信p方在學(xué)習(xí)動機(jī)與主動學(xué)習(xí)表現(xiàn)上的差異，才造就了大學(xué)生學(xué)習(xí)成效上的“陰盛陽衰”現(xiàn)象。從標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)看，性別對自我報告的學(xué)習(xí)獲益的影響要小得多，且一旦將學(xué)校過程與個體過程變量控制，男女生在自我報告的學(xué)習(xí)獲益上并無差異（β=-0.016，p>0.05）。可能原因是女生對學(xué)習(xí)意義感的認(rèn)識低于男生，盡管她們獲得了更好的學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績，但感覺這些成就表現(xiàn)價值不大，因而弱化了她們自我評價的學(xué)習(xí)收獲。

家庭收入對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績有影響（β=0.054，p<0.01），而不同生源地大學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益存在顯著差異（β=-0.042， p<0.05）。家庭經(jīng)濟(jì)收入水平越高，學(xué)生可能在參加學(xué)科競賽、創(chuàng)新與技能競賽、證書考試等方面獲得的家庭經(jīng)濟(jì)支持越多，越有可能獲得更好的學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績，這與孫睿君等的研究發(fā)現(xiàn)一致。[17]比起城市出生的同伴，農(nóng)村大學(xué)生在自我報告的學(xué)習(xí)獲益上得分更高。對農(nóng)村學(xué)生來說，進(jìn)入大學(xué)意味著“跳出了農(nóng)門”，對其命運(yùn)的改變意義更大。農(nóng)村學(xué)生可能認(rèn)為大學(xué)經(jīng)歷對其知識、能力、個人發(fā)展的貢獻(xiàn)更大。

學(xué)校綜合排名對學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益有正向影響（β=0.073，p<0.05），但從標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)看影響較小，且一旦將學(xué)校過程與個體過程變量控制，這一影響就消失了（β=0.018，p>0.05）。

（二）學(xué)校過程變量對大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響

在個體與學(xué)校背景變量的基礎(chǔ)上納入學(xué)校過程來考察學(xué)校過程中有哪些因素影響了大學(xué)生的學(xué)習(xí)成效，結(jié)果如表1“第二步”兩列所示。

支持性環(huán)境對學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益有正向影響（β=0.186，p<0.01），且系數(shù)較大，這支持了王紓的研究發(fā)現(xiàn)：校園環(huán)境支持度對知識技能發(fā)展、高階能力發(fā)展、自我概念發(fā)展這些自我評價的教育收益的影響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對成績排名、獲獎這些外部評價的學(xué)習(xí)收獲。[18]史靜寰等人的研究發(fā)現(xiàn)，校園環(huán)境支持度對學(xué)生教育收獲影響非常顯著，學(xué)校提供的各種支持越充裕，學(xué)生在知識、技能、情感價值觀方面的收獲就越多。[19]但支持性環(huán)境與學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績無關(guān)（β=-0.035，p>0.05），可能原因是支持性環(huán)境指標(biāo)所考察的項目內(nèi)容與獲獎、證書考試、學(xué)習(xí)成績排名等并無直接的關(guān)聯(lián)。endprint

與支持性環(huán)境的影響相對，生師互動對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績有正向影響（β=0.169，p<0.01），而對自我評價的學(xué)習(xí)獲益沒有影響（β=0.009，p>0.05）。在我國，生師互動可能更多是雙方討論學(xué)業(yè)表現(xiàn)、專業(yè)課程、競賽、考試等內(nèi)容，因此互動越頻繁，學(xué)生的制度化學(xué)習(xí)成績就越好?？磥?，與老師討論什么方面的內(nèi)容，可能影響到了學(xué)生獲得相應(yīng)方面的發(fā)展。考察本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)生在生師互動的4個項目的得分為1.69-1.84之間，頻率介于“從不”到“有時”之間，這表明高校中生師互動較少，自然學(xué)生就難以從這一指標(biāo)中表征的行為里得到知識、能力、個人發(fā)展上的獲益。我國“985”高校與美國的研究型大學(xué)相比，生師互動這一指標(biāo)的差異極其明顯（效應(yīng)量在0.8以上），這不能不引起廣大高等教育工作者的高度關(guān)注。

同伴合作學(xué)習(xí)對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績和學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益均有正向影響（β分別為0.095、0.101，均P<0.01），這與國內(nèi)相關(guān)的調(diào)查結(jié)果一致。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，一旦將個體過程變量納入分析，同伴合作學(xué)習(xí)對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績的影響就減小了（β=0.056），而對學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益的影響則消失了（β=0.019，p>0.05），這意味著個體過程變量在同伴合作學(xué)習(xí)對學(xué)習(xí)成效的影響中起著中介作用。

多元互動頻率無論對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績還是自我報告的學(xué)習(xí)獲益均無影響，而交往質(zhì)量對兩者均有正向影響（β分別0.135、0.288，均p<0.01），且系數(shù)較大。我國高校學(xué)生社群同質(zhì)化程度較高，從本研究的數(shù)據(jù)看，學(xué)生反應(yīng)“經(jīng)常”、“很經(jīng)常”與不同種族/民族、宗教與政治信念的人交流的比例不到二成，由于多元互動頻率這一變量變異小，自然與其他變量的相關(guān)就弱。交往質(zhì)量反映的是學(xué)生在校園中獲得同學(xué)、任課教師、班主任/輔導(dǎo)員、辦公室行政人員等人際情感支持的水平。大量的研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生獲得的社會支持與學(xué)校滿意度、學(xué)習(xí)收獲正相關(guān)。[20]如果學(xué)生在學(xué)校生活中能夠得到廣泛的社會支持，他們在學(xué)習(xí)、生活的道路上“親師而信道”、“互學(xué)且有友”，不僅有助于提升他們在專業(yè)方面的學(xué)習(xí)表現(xiàn)，也使他們感受到學(xué)校生活是愉快而充實的，自然自我報告的學(xué)習(xí)獲益會更大。

（三）個體過程變量對大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的影響

在上述兩組變量的基礎(chǔ)上，再納入個體過程這組變量，進(jìn)一步從個體層面考察影響大學(xué)生學(xué)習(xí)成效的因素，結(jié)果如表1“第三步”兩列所示。

深度學(xué)習(xí)動機(jī)以及與之相應(yīng)的學(xué)習(xí)方式——反思與整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績沒有影響，而對自我報告的學(xué)習(xí)獲益有正向影響（β分別為0.081， 0.106， 0.099，均p<0.01），這進(jìn)一步證實了萊爾德等的發(fā)現(xiàn)。[21]他們對美國517所4年制院校的80124名大學(xué)生的調(diào)查發(fā)現(xiàn)：反思與整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)等深度學(xué)習(xí)方法與學(xué)生自我報告的智力與個人發(fā)展正相關(guān)、與學(xué)生的學(xué)校滿意度正相關(guān)，但與學(xué)生的等數(shù)分?jǐn)?shù)相關(guān)微弱。這是因為采用深度學(xué)習(xí)的學(xué)生，有一種挑戰(zhàn)感和成就感，覺得學(xué)習(xí)是一種自我實現(xiàn)的過程。另外，采用深度學(xué)習(xí)方式的學(xué)生可能對學(xué)習(xí)內(nèi)容更感興趣，因而愿意在學(xué)習(xí)上投入更多的時間，進(jìn)而感覺學(xué)習(xí)成效更大。考察本研究的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，深度學(xué)習(xí)動機(jī)、反思與整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)與學(xué)習(xí)時間、支持性環(huán)境等指標(biāo)正相關(guān)（相關(guān)系數(shù)介于0.174-0.279之間，均p<0.01）， 這意味著學(xué)生采用積極的學(xué)習(xí)方式越頻繁，則投入學(xué)習(xí)時間越多、對學(xué)校支持性環(huán)境的評價越高，進(jìn)而自我報告的學(xué)習(xí)成效越滿意。

表層學(xué)習(xí)動機(jī)無論對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績還是自我報告的學(xué)習(xí)獲益均有負(fù)向影響（β分別為-0.084、-0.079，均p<0.01）。史文森研究指出，采用表層學(xué)習(xí)方式的學(xué)生常認(rèn)為學(xué)習(xí)是乏味的、不值得去做的工作，常常拖延時間，不能準(zhǔn)時完成學(xué)習(xí)任務(wù)。這意味著采用表層學(xué)習(xí)方式的學(xué)生花在學(xué)習(xí)上的時間少，其結(jié)果更可能導(dǎo)致學(xué)習(xí)上的失敗。[22]本研究數(shù)據(jù)支持這一解釋，表層學(xué)習(xí)動機(jī)與學(xué)習(xí)時間、休閑娛樂時間、拓展性學(xué)習(xí)活動的相關(guān)分別為-0.156、0.145、-0.186（均p<0.01）。與表層學(xué)習(xí)動機(jī)的影響一致，報告學(xué)習(xí)時間越多，休閑時間越少的大學(xué)生，無論是學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績還是自我報告的學(xué)習(xí)獲益得分都越高。

拓展性學(xué)習(xí)活動對兩種類型的學(xué)習(xí)成效均具有正向影響（β分別為0.209，0.109，均p<0.01），且系數(shù)較大。本研究結(jié)果與史靜寰等[23]、王紓[24]的發(fā)現(xiàn)一致。拓展性學(xué)習(xí)活動包括學(xué)生參加實習(xí)、社會實踐、社區(qū)服務(wù)、社團(tuán)、專業(yè)比賽、報考證書等內(nèi)容，學(xué)生在這些方面投入越多，自然越容易在學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績指標(biāo)（如學(xué)科競賽獲獎、創(chuàng)新與技能競賽獲獎、英語考試等級等）上獲得好的表現(xiàn)。學(xué)生參與學(xué)校的拓展性學(xué)習(xí)活動越多，意味著學(xué)生學(xué)習(xí)行為越豐富，在學(xué)校的生活越充實、有趣，他們對學(xué)習(xí)獲益的自我評價也就越高。

學(xué)生的學(xué)習(xí)策略對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績具有正向影響（β=0.102， p<0.01）。學(xué)習(xí)策略考察大學(xué)生在專業(yè)學(xué)習(xí)中采用認(rèn)知策略的情況，自然學(xué)生在閱讀中識別關(guān)鍵信息、課后復(fù)習(xí)筆記、總結(jié)學(xué)習(xí)內(nèi)容等行為越多，其考試等級、名次、獎學(xué)金等學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績就越好，這與張闊等的研究發(fā)現(xiàn)一致。[25]另外，與學(xué)校支持性環(huán)境一樣，學(xué)生感受到的家庭支持越多，他們自我報告的學(xué)習(xí)獲益越大（β=0.143， p<0.01）。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

大學(xué)生學(xué)習(xí)成效是個體（包括家庭）與學(xué)校因素共同作用的結(jié)果。對學(xué)習(xí)成效兩類指標(biāo)的影響因素既有共同性，也存在差異性。具體來說：拓展性學(xué)習(xí)活動、學(xué)習(xí)時間、休閑娛樂時間、表層學(xué)習(xí)動機(jī)、交往質(zhì)量、同伴合作學(xué)習(xí)與性別對學(xué)習(xí)成效的兩類指標(biāo)均有影響，而家庭收入、生師互動、學(xué)習(xí)策略影響了學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績，生源地、支持性環(huán)境、家庭支持、深層學(xué)習(xí)動機(jī)、反思整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)則對自我報告的學(xué)習(xí)獲益產(chǎn)生效應(yīng)。endprint

（二）建議

1.培育全面支持的校園環(huán)境，提升多元互動質(zhì)量。

隨著有效教育實踐理論研究的不斷深入，2013年后美國NSSE團(tuán)隊對指標(biāo)體系做了大幅修改，把原來的五組“有效教育實踐基準(zhǔn)”修訂為四大主題下的十個“學(xué)習(xí)性投入指標(biāo)”，其中校園環(huán)境這一主題包括“支持性環(huán)境”與“交往質(zhì)量”兩大指標(biāo)。這表明，校園環(huán)境支持不僅包括物力、資源、設(shè)備、場所等方面的硬件支持，也包括人際情感等方面軟環(huán)境的支持。學(xué)校為學(xué)生提供學(xué)業(yè)、交往、社會實踐、衛(wèi)生保健等方面機(jī)會與幫助的“支持性環(huán)境”無論對學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績還是對自我報告的學(xué)習(xí)獲益均有積極影響。同時，反映學(xué)生在校園中獲得同學(xué)、教師、班主任/輔導(dǎo)員、行政人員等人際情感支持的交往質(zhì)量以及同伴合作學(xué)習(xí)、生師互動也都對學(xué)生的學(xué)習(xí)成效產(chǎn)生積極影響。這就啟示我們：高校的環(huán)境建設(shè)要以學(xué)生的全面發(fā)展為中心，努力改善學(xué)校社會性人際關(guān)系，推動學(xué)生與同學(xué)、老師、行政管理、教輔人員的良性互動，形成教師教育育人、行政人員管理育人、教輔人員服務(wù)育人的良好氛圍，促進(jìn)學(xué)生健康發(fā)展。

2.創(chuàng)建兩大課堂互聯(lián)貫通的課程體系，擴(kuò)展學(xué)習(xí)時空。

史靜寰等指出，對于學(xué)生學(xué)習(xí)行為的考察應(yīng)該基于“大學(xué)習(xí)觀”。 學(xué)生的學(xué)習(xí)行為包括三大類：課堂學(xué)習(xí)行為、課下學(xué)習(xí)行為和課外拓展性學(xué)習(xí)行為，只有綜合考察這三類行為才能全面反映大學(xué)生的學(xué)習(xí)全貌。這意味著學(xué)生的學(xué)習(xí)在時間上不僅包括課內(nèi)也包括課外，在空間上不僅包括校內(nèi)也包括校外。拓展性學(xué)習(xí)活動主要考察學(xué)生在課外、校外參與各種與學(xué)習(xí)相關(guān)活動的情況，既反映了學(xué)生學(xué)習(xí)行為的豐富程度與學(xué)習(xí)偏好，也反映了學(xué)校為學(xué)生提供豐富學(xué)習(xí)經(jīng)歷的程度。拓展性學(xué)習(xí)活動對于學(xué)生學(xué)習(xí)成效的兩類指標(biāo)均有積極的促進(jìn)作用。汀陀指出，拓展性學(xué)習(xí)活動對學(xué)生的綜合學(xué)習(xí)與全面發(fā)展至關(guān)重要，好的大學(xué)教育就是幫助學(xué)生個體順利實現(xiàn)學(xué)術(shù)整合與社會整合的一系列大學(xué)組織實踐與行為過程。[26]拓展性學(xué)習(xí)活動在概念上類似于“第二課堂”，即學(xué)生在以專業(yè)知識為主的課堂教學(xué)之外所從事的一切活動，這些活動一方面是課堂教學(xué)的深化、補(bǔ)充與應(yīng)用，同時在內(nèi)容的豐富性、時空的開放性、參與的主動性、方式的多樣性等方面又具有課堂教學(xué)不可替代的價值，是實現(xiàn)學(xué)生綜合素質(zhì)全面發(fā)展的重要途徑。這就要求高校要建構(gòu)兩大課堂互聯(lián)貫通的課程體系，協(xié)調(diào)學(xué)生學(xué)習(xí)的時間，搭建學(xué)生多方面學(xué)習(xí)的平臺，從師資隊伍的建設(shè)、學(xué)生參與的引導(dǎo)、物質(zhì)條件的保障、學(xué)分認(rèn)定與獎勵制度等方面入手，有效整合校內(nèi)外、課內(nèi)外的多種教育與學(xué)習(xí)資源，使正規(guī)課堂教學(xué)和非正式的課外校外活動都指向促進(jìn)學(xué)生智力、情感與社會性的全面發(fā)展。

學(xué)生投入學(xué)習(xí)的時間越多，學(xué)習(xí)成效越好，而投入休閑娛樂的時間越多，無論是學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績還是自我報告的學(xué)習(xí)獲益都越差。這就要求高校不僅要重視學(xué)校環(huán)境、課程建設(shè)，為學(xué)生的學(xué)習(xí)提供更多的資源與平臺，同時要意識到學(xué)生自身的學(xué)習(xí)態(tài)度、學(xué)習(xí)行為才是決定學(xué)習(xí)成效的最終力量。

3.激發(fā)學(xué)生內(nèi)在學(xué)習(xí)動機(jī)，推行深層學(xué)習(xí)方式。

馬頓和賽里歐將教學(xué)方式分為深層學(xué)習(xí)和表層學(xué)習(xí)。[27]深層學(xué)習(xí)者受內(nèi)部動機(jī)驅(qū)動，主要采用反思與整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)等方式；表層學(xué)習(xí)者為外部學(xué)習(xí)動機(jī)驅(qū)動，通過死記硬背的機(jī)械方法復(fù)制學(xué)習(xí)內(nèi)容。本研究發(fā)現(xiàn)，深層學(xué)習(xí)動機(jī)以及與之相應(yīng)的學(xué)習(xí)方式——反思與整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)對自我報告的學(xué)習(xí)獲益有正向影響，而表層學(xué)習(xí)動機(jī)對兩類學(xué)習(xí)成效均有負(fù)面效應(yīng)。帕斯卡瑞拉指出，如果課程的結(jié)構(gòu)能夠引誘學(xué)生投入更多的經(jīng)歷對自己的學(xué)習(xí)負(fù)責(zé)，反思自己的學(xué)習(xí)所得，他們自然會感覺從大學(xué)經(jīng)歷中收獲更多。[28]顯然，高校應(yīng)該激發(fā)學(xué)生內(nèi)在學(xué)習(xí)動機(jī)，推行學(xué)生進(jìn)行深層學(xué)習(xí)。馬頓與布思指出，學(xué)生采用什么學(xué)習(xí)方法與教師采用什么教學(xué)方法相一致[29]，學(xué)生如何學(xué)取決于老師如何教，這意味著教師要想推動學(xué)生采取深層學(xué)習(xí)方式，就要采取與之適應(yīng)的教學(xué)方法，設(shè)計與學(xué)生內(nèi)在興趣、實際生活經(jīng)歷相接近的活動，促使學(xué)生超越簡單的記憶學(xué)習(xí)，不斷反思學(xué)習(xí)的材料與結(jié)果，將學(xué)習(xí)內(nèi)容與現(xiàn)實的世界結(jié)合起來，推動學(xué)生獲得積極的學(xué)習(xí)體驗。

學(xué)生學(xué)習(xí)成績評定“太過放松”，“寬進(jìn)寬出”難以激勵學(xué)生投入學(xué)習(xí)；教師職稱評定“重科研輕教學(xué)”，教好教壞一個樣，也難以激勵教師在博耶的“教學(xué)學(xué)術(shù)” [30]上投入精力；在長期的講授學(xué)習(xí)環(huán)境熏染下，教師缺乏推動學(xué)生進(jìn)行深度學(xué)習(xí)的教學(xué)素養(yǎng)。高校要想使課堂煥發(fā)生命的活力，激勵學(xué)生進(jìn)行反思、整合、高水平的學(xué)習(xí)，必須從理念、制度、文化、評估等方面全面深化教學(xué)改革。

4.改進(jìn)學(xué)習(xí)成效的評價方式，有效表征學(xué)業(yè)成就。

本文采用兩類指標(biāo)來評價大學(xué)生的學(xué)習(xí)成效。學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成績雖然客觀、有案可查，但許多項目（如課程考試等級、成績排名、獎學(xué)金等級與次數(shù)等）僅具有校內(nèi)（或班內(nèi)）可比性，不能用于不同學(xué)校學(xué)生的學(xué)習(xí)成效的比較；學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益雖然體現(xiàn)以學(xué)生為中心的思想，重視學(xué)生個人的感受，但所得結(jié)果依賴于學(xué)生自我評價的準(zhǔn)確性和自我報告的誠實性，僅勉強(qiáng)可用于校級之間教育績效的比較，但不能以此做出高厲害性的個人決斷。兩類學(xué)習(xí)成效指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)僅為0.194，且受其影響的因素、效果大小及其作用機(jī)制也不完全相同，表明兩類學(xué)校成效具有相對獨(dú)立性。本研究發(fā)現(xiàn)，整個模型對學(xué)校制度化學(xué)習(xí)成績的解釋力（23.7%）小于對學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益的解釋力（29.6%）。這些現(xiàn)象值得我們深入思考：哪類學(xué)習(xí)成效的指標(biāo)更為有效呢？是否需要從學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)獲益來調(diào)整和匹配教育資源，淡化學(xué)校制度化學(xué)習(xí)成績對資源匹配的決定性作用呢？學(xué)校制度化的學(xué)習(xí)成效中的“陰盛陽衰”現(xiàn)象，是反映了男女生真實的學(xué)習(xí)成效的差異還是這一指標(biāo)存在著有利于女生的偏差？

高校畢業(yè)生找工作，常常遭遇“學(xué)歷查三代”、“出身歧視”讓人傷不起的境遇。我們不妨學(xué)習(xí)與借鑒美國專業(yè)水平和通識教育技能上的標(biāo)準(zhǔn)化考試經(jīng)驗。美國教育測驗服務(wù)中心（ETS）承辦的專業(yè)領(lǐng)域考試屬于測試專業(yè)水平的標(biāo)準(zhǔn)化考試，涉及生物、經(jīng)濟(jì)、商業(yè)、音樂等13個學(xué)科。美國通識教育技能有三大測試，美國大學(xué)考試中心（ACT）開發(fā)的大學(xué)生學(xué)業(yè)水平評估考試（CAAP）以多項選擇題測試學(xué)生的閱讀、寫作、數(shù)學(xué)、科學(xué)以及批判性思維技能；教育測驗服務(wù)中心（ETS）承辦的水平剖面考試（proficiency profile）以多項選題題型測量批判性思維、閱讀、寫作和數(shù)學(xué)技能；教育援助理事會（Council for Aid to Education）開發(fā)的大學(xué)學(xué)校評估考試（Collegiate Learning Assessment +，CLA+）則通過學(xué)業(yè)表現(xiàn)任務(wù)和多項選擇題綜合考察大學(xué)生批判性思維與語言表達(dá)能力。其中以CLA+影響最大，已被美國600多所高校采用，并在澳大利亞、加拿大、中國香港、日本等18 個國家或地區(qū)進(jìn)行了預(yù)測試，正有計劃地在世界各國推行。endprint

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（責(zé)任編輯賴佳）endprint