梁曉云,李冬梅

(1.內(nèi)蒙古工業(yè)大學(xué) 國際商學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010051;2.內(nèi)蒙古工業(yè)大學(xué) 教學(xué)促進(jìn)與教師發(fā)展中心，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010051)

美國學(xué)者喬治·庫的“學(xué)習(xí)性投入”理論得到了廣泛的關(guān)注，他認(rèn)為學(xué)習(xí)性投入是一個測量學(xué)生投入到有效學(xué)習(xí)活動中的時間和精力，以及學(xué)生如何看待學(xué)校對他們學(xué)習(xí)的支持力度的概念，其實質(zhì)是學(xué)生行為與院校條件的相互作用。[1]基于該理論，美國印第安納大學(xué)于2001年啟動了“全美大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查”(National Survey of Student Engagement,簡稱NSSE)，即每年在全國范圍內(nèi)定期調(diào)查本科生具體學(xué)習(xí)活動和院校教學(xué)實踐。它代表著當(dāng)前世界主流的以學(xué)生為主體的教育教學(xué)質(zhì)量觀，其指標(biāo)設(shè)計從學(xué)生在校就讀期間的經(jīng)驗出發(fā)，考察學(xué)生在各種學(xué)習(xí)和社會活動中的參與度。2007年，我國清華大學(xué)教育研究院引進(jìn)了NSSE，開發(fā)出NSSE漢化版問卷——NSSE-China，并于2009年在我國高校正式實施首輪“中國大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查”。該工具的研發(fā)和漢化為我國本科教學(xué)質(zhì)量評估提供了一套以學(xué)生為中心、關(guān)注教育過程、強調(diào)教育增值的科學(xué)有效的測量工具，其促使本科教育教學(xué)質(zhì)量評估關(guān)注學(xué)生主體和教育過程，為提升本科教學(xué)質(zhì)量提供了依據(jù)。本研究通過實證數(shù)據(jù)探索學(xué)習(xí)性投入與學(xué)習(xí)收獲的關(guān)系并探索學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響程度。

一、理論基礎(chǔ)

在建立路徑模型之前，整理了相關(guān)的文獻(xiàn)資料，選取了大學(xué)影響力模型中的帕斯卡雷拉整體變化評定模型作為本研究模型構(gòu)建的理論依據(jù)。

大學(xué)影響力模型關(guān)注大學(xué)如何促進(jìn)學(xué)生的發(fā)展，重點分析大學(xué)特征和學(xué)生的在學(xué)經(jīng)歷對學(xué)生學(xué)習(xí)和發(fā)展的影響，揭示了大學(xué)生在校期間的學(xué)習(xí)和發(fā)展是多種因素相互影響的結(jié)果，包括個人層面、院校層面的因素。因此，該模型對改進(jìn)本科教育教學(xué)質(zhì)量具有一定的指導(dǎo)意義。目前比較有代表性的大學(xué)影響力模型有四個：阿斯汀的輸入—環(huán)境—產(chǎn)出(I-E-O)模型；汀托的大學(xué)生退學(xué)理論模型；帕斯卡雷拉的整體變化評定模型；韋德曼的大學(xué)生社會化模型，它們都采用了“輸入—過程—輸出”的模型建構(gòu)形式，但各自關(guān)注的變量有差異，[2]其中，帕斯卡雷拉的整體變化評定模型較為全面的考慮了學(xué)生個人先賦因素、教育過程因素、院校組織結(jié)構(gòu)因素的影響，為多個院校樣本的研究提供了理論基礎(chǔ)和概念框架。[3]該模型認(rèn)為個人大學(xué)前的背景特征、院校組織特征、院校內(nèi)部環(huán)境、社會性人際互動以及學(xué)生個人的努力的質(zhì)量五個因素，直接或間接影響了大學(xué)生的學(xué)習(xí)和發(fā)展，如圖1所示。因此，根據(jù)研究的需要，把該模型作為下文中建立初始概念模型的基礎(chǔ)與依據(jù)。

圖1 帕斯卡雷拉整體變化評定模型

二、研究設(shè)計及分析方法

(一)研究樣本

采用隨機抽樣的方式，通過問卷星在網(wǎng)上發(fā)放問卷，歷時一周，共收回問卷5049份，通過篩選剔除無效問卷，最終保留有效問卷4904份，研究對象基本信息如表1所示：

表1 N大學(xué)本科生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查對象基本信息

(二)指標(biāo)選取與問卷編制

本研究一方面通過美國NSSE官網(wǎng)，借鑒NSSE2016測量工具，并對其進(jìn)行翻譯；另一方面借鑒相關(guān)的碩士論文，參考由清華大學(xué)課題組經(jīng)過漢化修訂而成的漢化版NSSE測量工具，即NSSE-China或CCSS，并結(jié)合N大學(xué)的實際情況，通過向?qū)I(yè)教師請教、討論及向?qū)W生咨詢訪談，對這些成果進(jìn)行了整理分析，最終編制出《N大學(xué)本科生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查問卷》。

首先，通過對比分析中美關(guān)于學(xué)習(xí)性投入指標(biāo)體系的異同，并結(jié)合本次研究的需要，最終選取部分指標(biāo)作為本研究調(diào)查問卷編制的依據(jù)，如表2所示。其次，研讀NSSE2016、NSSE-China2014版及相關(guān)量表，并以NSSE-China2014版量表為基礎(chǔ)進(jìn)行本研究問卷編制。最后，通過整理得出相關(guān)指標(biāo)對應(yīng)的具體題項并形成調(diào)查問卷。

表2 本科生學(xué)習(xí)性投入指標(biāo)體系

(三)研究假設(shè)及模型構(gòu)建

依據(jù)帕斯卡雷拉的整體變化評定模型，并結(jié)合研究目的及相關(guān)指標(biāo)，提出本研究的假設(shè)：

假設(shè)1：學(xué)習(xí)性投入各指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲具有直接的正向影響。

假設(shè)2：院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)生主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入有直接的正向影響。

假設(shè)3：院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入通過作用于學(xué)生主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲有間接的正向影響。

假設(shè)4：生師互動不僅對教育經(jīng)驗豐富度和主動合作學(xué)習(xí)水平有直接的正向影響，還會通過作用于這兩個指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲產(chǎn)生間接的正向影響。

在研究假設(shè)的基礎(chǔ)上，根據(jù)相關(guān)理論及指標(biāo)，構(gòu)建了一個“過程—輸出”模型，其中“過程”指標(biāo)為學(xué)習(xí)性投入相關(guān)指標(biāo)，包括院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入，即學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度、有效教學(xué)實踐及校園環(huán)境支持度三個指標(biāo)；以及學(xué)生主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入，即教育經(jīng)驗的豐富度、主動合作學(xué)習(xí)水平和生師互動指標(biāo)。“輸出”即為學(xué)生自我報告的學(xué)習(xí)收獲，學(xué)生的學(xué)習(xí)收獲是反映教學(xué)質(zhì)量的一個重要指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了本研究的理論初始模型：如圖2所示。

圖2 學(xué)習(xí)性投入與學(xué)習(xí)收獲的假設(shè)路徑模型

三、結(jié)果分析

(一)信效度檢驗

信度和效度是檢驗問卷是否合格的標(biāo)準(zhǔn)之一，是問卷分析的第一步。信度即可靠性，反映了工具測量結(jié)果的一致性和穩(wěn)定性；效度即有效性，反映了工具能夠測量出所要測量的特征的正確性程度。在問卷的正式發(fā)放之前，隨機抽取了586名學(xué)生對問卷進(jìn)行了試測。

(1)信度分析

本問卷采用內(nèi)部一致性Cronbach’s Alpha信度系數(shù)，對問卷進(jìn)行信度檢驗，結(jié)果如表3所示：

表3 Cronbach’s Alpha信度分析

該量表中各指標(biāo)的Cronbach’s Alpha系數(shù)位于0.710-0.941之間，超過0.70的可接受水平，[5]總問卷的Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.955，也超過規(guī)定的總量表系數(shù)應(yīng)達(dá)到的0.80水平之上，因此該量表具有較好的內(nèi)部一致性信度。

(2)效度分析

1.結(jié)構(gòu)效度

采用探索性因子分析的方法對量表進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度驗證，首先進(jìn)行KMO檢驗和巴特利球體檢驗，KMO檢驗系數(shù)>0.5，P值<0.05時，量表才有結(jié)構(gòu)效度，才能進(jìn)行因子分析。如表4所示，KMO值為0.933，非常適合做因子分析，而Bartlett的球形度檢驗的P值為0.000，小于0.05，數(shù)據(jù)呈球形分布，具有顯著性。

表4 KMO和Bartlett的檢驗

2.效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

以自我報告的學(xué)習(xí)收獲作為效標(biāo)，通過計算各指標(biāo)與學(xué)習(xí)收獲的相關(guān)性，檢驗量表的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。如表5所示，各指標(biāo)與學(xué)習(xí)收獲的相關(guān)系數(shù)在0.01水平上呈顯著相關(guān)，這說明量表所涉及的各指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲產(chǎn)生影響。

表5 各指標(biāo)的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度

**. 在 .01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

綜上所述，該調(diào)查工具具有良好的信效度，把其作為本論文研究的調(diào)查工具，可以測量出本科生學(xué)習(xí)性投入的水平。

(二)路徑分析

1.假設(shè)模型的初步檢驗

在檢驗?zāi)Ｐ蛿M合之前，必須檢查是否存在違反估計的情況，若模型擬合結(jié)果中出現(xiàn)了超出可接受范圍的擬合值，則隨后的檢驗是無效的。通常違反估計有以下三種情況：(1)有負(fù)的殘差方差存在；(2)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)超過或接近1；(3)是否有太大的標(biāo)準(zhǔn)誤存在。[6]因此，在模型擬合完畢后，應(yīng)當(dāng)先對這三種情況審核模型的擬合結(jié)果，若存在違反估計，必須返回模型設(shè)定步驟，重新修正模型或數(shù)據(jù)資料，再執(zhí)行AMOS對新模型予以擬合。從表6中可以看出，沒有負(fù)的誤差方差存在，且沒有太大的標(biāo)準(zhǔn)誤存在；另外，從表8看出，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)都未超過或太接近1，因此，該模型沒有出現(xiàn)違反估計的情況，且可以對模型進(jìn)行擬合度評價。

表6 假設(shè)模型誤差方差

表7 假設(shè)模型的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

續(xù)表

表8 假設(shè)模型的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

模型擬合情況可以用模型適配指數(shù)是否達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)來衡量。這些適配指標(biāo)主要可以分為三大類：絕對適配度指數(shù)、增值適配度指數(shù)及簡約適配度指數(shù)，本研究選取卡方值、卡方值自由度比值、p值、RMSEA、GFI、AGFI、RMR、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI指數(shù)來檢驗?zāi)Ｐ偷倪m配程度。通過執(zhí)行軟件得出本研究假設(shè)模型的相關(guān)結(jié)果：DP=28,t=27,DF=1,因此，該模型為可識別模型。模型擬合情況如表9所示：由表9可以看出，該模型的卡方值為5.808，卡方自由度比值為5.808，超出標(biāo)準(zhǔn)范圍，卡方值的P值小于0.05，拒絕原假設(shè)，即理論模型與實際數(shù)據(jù)是不適配的；另外，從其他的適配指數(shù)來看，RMSEA=0.031<0.05，RMR=0.001<0.05，GFI=0.999>0.90，AGFI=0.980>0.90，NFI=0.998>0.90，RFI=0.948>0.90，IFI=0.998>0.90，TLI=0.957>0.90，CFI=0.998>0.90，均符合標(biāo)準(zhǔn)。綜合而言，該假設(shè)模型的擬合程度處于不可接受的狀態(tài)，因此，需要根據(jù)擬合結(jié)果對模型進(jìn)行一定的修正。

表9 模型擬合指標(biāo)及擬合情況

2.模型修正及再檢驗

綜合考慮，根據(jù)表7，將不顯著的兩條路徑，即學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度對教育經(jīng)驗的豐富度和生師互動對學(xué)習(xí)收獲，其中的一條刪除，最終把生師互動對學(xué)習(xí)收獲的路徑刪除，從而建立一個新的模型，如圖所示：

圖3 修正模型1

執(zhí)行參數(shù)估計后得到修正后的模型的相關(guān)指數(shù)，如表10所示：其中卡方值為5.871，卡方自由度比值為2.935，卡方值的P值為0.053，大于0.05，接受原假設(shè)，即理論模型與實際數(shù)據(jù)適配；另外，從其他的適配指數(shù)來看，GFI=0.999>0.90，AGFI=0.990>0.90，RMR=0.001<0.05，RMSEA=0.020<0.05,NFI=0.997>0.90，RFI=0.974>0.90，IFI=0.998>0.90，TLI=0.983>0.90，CFI=0.998>0.90都達(dá)到模型可以適配的標(biāo)準(zhǔn)，表示修正后的假設(shè)模型與觀察數(shù)據(jù)適配。至此模型不需要再修正，但是，由表7可知，仍有一條路徑不顯著，故做第二次修正，檢驗一下適配度是否會更好。

表10 模型修正指數(shù)1

接下來，把另外一條不顯著的路徑刪除，得到修正模型2，如圖4所示：

圖4 模型修正2

同樣的執(zhí)行AMOS操作，得到相關(guān)報表，如表11所示，卡方值為6.045，卡方值自由度比值為2.015，越來越小，更加適配；其他模型適配指數(shù)GFI=0.999>0.90，AGFI=0.993>0.90，RMR=0.001<0.05，RMSEA=0.014<0.05,NFI=0.997>0.90，RFI=0.982>0.90，IFI=0.999>0.90，TLI=0.991>0.90，CFI=0.999>0.90都達(dá)到模型可以適配的標(biāo)準(zhǔn)，且各指數(shù)的值更加符合標(biāo)準(zhǔn)，表示假設(shè)模型圖與觀察數(shù)據(jù)變得適配情形更好。

表11 模型修正指數(shù)2

3.模型解釋

經(jīng)過以上幾個步驟，最終得到了修正后的模型路徑圖，如圖5所示：它向我們揭示了學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響機制，驗證了研究假設(shè)部分。首先，學(xué)習(xí)性投入各指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲有直接的正向作用這個假設(shè)基本成立，除了生師互動對學(xué)習(xí)收獲沒有直接影響外，其余五個指標(biāo)均對學(xué)習(xí)收獲有直接的正向影響；第二，院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)生主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入有直接的正向影響這一研究假設(shè)中，除了學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度對教育經(jīng)驗的豐富度沒有影響外，其余指標(biāo)間均有正向影響；第三，院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入通過作用于學(xué)生主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲有間接的正向影響，這一研究假設(shè)成立；第四，生師互動不僅對教育經(jīng)驗豐富度和主動合作學(xué)習(xí)水平有直接的正向影響，還會通過作用于這兩個指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲產(chǎn)生間接的正向影響。

圖5 修正后的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲路徑圖(標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù))

表12 修正后模型的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

(三)學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響分析

學(xué)習(xí)性投入各個指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲的作用方式及影響系數(shù)大小存在差異，如表13所示：首先，從總體上來看，院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入和學(xué)生主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響占模型總影響程度的比例分別為69.28%和30.71%，這說明了雖然它們對學(xué)生的學(xué)習(xí)收獲都有積極地影響，但是院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響較大，是影響學(xué)習(xí)收獲的主要因素。其次，從各個指標(biāo)的具體影響情況來看，校園環(huán)境支持度對學(xué)習(xí)收獲的影響系數(shù)最大為0.606，其中直接影響系數(shù)為0.425，間接影響系數(shù)為0.182，直接影響要大于間接影響，且占模型總影響的46.29%，這說明了校園環(huán)境支持度對學(xué)習(xí)收獲具有較大的影響作用，需要院校采取措施提升校園環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)的支持度。接下來，按照總影響程度的大小依次為教育經(jīng)驗豐富度、有效教學(xué)實踐、學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)度、生師互動及主動合作學(xué)習(xí)水平，其中，教育經(jīng)驗的豐富度對學(xué)習(xí)收獲的直接影響最大，而沒有間接影響，同樣地，主動合作學(xué)習(xí)水平對學(xué)習(xí)收獲也沒有間接的影響。另外，生師互動對學(xué)習(xí)收獲沒有直接影響，但它會通過教育經(jīng)驗的豐富度和主動合作學(xué)習(xí)水平對學(xué)習(xí)收獲有間接的影響。

表13 學(xué)習(xí)性投入各指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲的影響系數(shù)

四、結(jié)論與建議

通過構(gòu)建學(xué)習(xí)性投入各指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲的路徑模型，并對各變量之間的影響關(guān)系進(jìn)行驗證，總結(jié)如下：首先，驗證了研究假設(shè)部分，學(xué)習(xí)性投入各個指標(biāo)對學(xué)習(xí)收獲具有直接的正向的影響，說明了這些過程性指標(biāo)可以作為影響學(xué)生學(xué)習(xí)與發(fā)展的因素，同時也可以把其作為影響教學(xué)質(zhì)量的因素，為教學(xué)評估提供了參考依據(jù)；院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入不僅對學(xué)習(xí)收獲有直接的正向影響，還可以通過作用于學(xué)生主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲產(chǎn)生間接的影響，說明了院校環(huán)境、政策支持以及學(xué)校的軟硬件條件的重要性，以及其對促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)與發(fā)展，進(jìn)而提升本科教學(xué)質(zhì)量具有重要的作用。其次，得到了各變量間影響系數(shù)的大小，其中院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入對學(xué)習(xí)收獲的影響較大，其中校園環(huán)境支持度對學(xué)習(xí)收獲的影響最大，這說明院校環(huán)境對學(xué)生學(xué)習(xí)的支持程度、教師的有效教學(xué)等對促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)與發(fā)展以及提升教學(xué)質(zhì)量具有重要的作用。

根據(jù)以上結(jié)論提出如下建議，為院校改革及提升本科教學(xué)質(zhì)量提供依據(jù)。

首先，加強基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，為學(xué)生提供良好的學(xué)習(xí)環(huán)境。這就要求學(xué)校要重視學(xué)生宿舍建設(shè)、圖書館建設(shè)以及注重教室設(shè)施的完善，良好的學(xué)習(xí)環(huán)境是學(xué)生高效學(xué)習(xí)的一個基礎(chǔ)條件，只要這些條件達(dá)標(biāo)了，將會有更多的學(xué)生在學(xué)習(xí)中投入更多的時間和精力；同時，一個良好的環(huán)境，也會提高學(xué)生的學(xué)習(xí)效率，以圖書館建設(shè)為例，高校盡可能的為學(xué)生提供更多的自習(xí)室，豐富圖書的類型與數(shù)量，以充分滿足學(xué)生自主學(xué)習(xí)的需求。總之，院校主導(dǎo)的學(xué)習(xí)性投入會對學(xué)生的學(xué)習(xí)性投入產(chǎn)生作用，進(jìn)而對學(xué)習(xí)收獲產(chǎn)生正向的影響。

其次，嚴(yán)格把控教學(xué)關(guān)，形成良性互動的課堂氛圍。教學(xué)質(zhì)量體現(xiàn)在教師的“教”與學(xué)生的“學(xué)”兩個方面。一方面，院校要嚴(yán)格要求教師隊伍，嚴(yán)控教師教學(xué)質(zhì)量，重視對教師教學(xué)質(zhì)量的綜合評價，以提升教師的教學(xué)素養(yǎng)與教學(xué)能力；定期對教師進(jìn)行教學(xué)能力提升的培訓(xùn)，促進(jìn)教師持續(xù)不斷地發(fā)展，以適應(yīng)時代發(fā)展的速度與要求，培養(yǎng)滿足社會需求的人才。另一方面，基于良好的課堂氛圍，學(xué)生要積極主動，認(rèn)真的聽講，遇到不懂的問題要主動和老師溝通，這就要求教師不僅僅要做到“教書”，還要達(dá)到“育人”的高度，加強課上課下和學(xué)生的交流。

第三，提供豐富多彩的校園文化活動，充實大學(xué)生活并開闊眼界，達(dá)到自身能力的提升。大學(xué)不僅僅是學(xué)習(xí)知識那么簡單，還要求個體整體能力的提升，為走出校園，步入社會做好準(zhǔn)備。大學(xué)是怎樣的，培養(yǎng)出的學(xué)生就是什么樣的，當(dāng)一個大學(xué)為學(xué)生提供了豐富多彩的校園文化時，學(xué)生的視野也就變得更加開闊，當(dāng)學(xué)校為學(xué)生提供了各種提升能力的機會時，學(xué)生的能力自然也就得到了鍛煉與提升，這兩者是息息相關(guān)的?，F(xiàn)代社會需要的是全方位發(fā)展的人才，大學(xué)不僅要在專業(yè)學(xué)習(xí)上給予學(xué)生更多的關(guān)注，還要在其他方面拓展學(xué)生的素質(zhì)與能力，為其走入社會做好鋪墊。

總而言之，院校必須在政策上采取措施保障學(xué)生的學(xué)習(xí)，同時學(xué)生需要充分利用良好的學(xué)習(xí)環(huán)境與氛圍加大學(xué)習(xí)投入的力度，在院校條件與個人努力相互作用下，達(dá)到學(xué)生學(xué)習(xí)收獲的最大化，促進(jìn)學(xué)生各方面的學(xué)習(xí)和發(fā)展，在一定程度上提升教學(xué)質(zhì)量。然而，本研究仍存在諸多不足之處，有待進(jìn)一步的完善，首先，在樣本的選取上，沒有遵循一定的比例，大四的人數(shù)相對較少，這就造成研究上可能會存在一定的偏差，為此，N大學(xué)可以通過借鑒CCSS測量工具，引入或者重新開發(fā)校本化的調(diào)查問卷，從實踐上重視學(xué)生參與高校內(nèi)部教學(xué)質(zhì)量評估，在樣本選取上更嚴(yán)密和全面；其次，本次研究是以一個學(xué)校的本科生為例，進(jìn)行了校內(nèi)的一個比較分析，地方高校是否存在共性待進(jìn)一步的研究考證；第三，在方法上，采用的路徑分析，由于研究能力有限 ，僅通過構(gòu)建“過程—輸出”模型，分析了變量之間的關(guān)系及影響程度，并沒有構(gòu)建出一個完整的“輸入—過程—輸出”模型，在以后的研究中可以嘗試加入“輸入”變量。如：學(xué)生入學(xué)前的特征，包括學(xué)生的家庭背景、院校特征等，使整個研究更加完善和規(guī)范。

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