崔玉平，宋 妍

（蘇州大學 教育學院，江蘇 蘇州 215123）

一、引言

大學生作為高等教育服務(wù)的直接體驗者和受益者，他們對“自己所接受的高等教育質(zhì)量如何”理應有發(fā)言權(quán)。因此，以學生為本、基于學生視角、關(guān)注學生學習體驗等逐漸成為高等教育質(zhì)量評估過程中不可或缺的進步理念。高等教育質(zhì)量評估的關(guān)注點由過去關(guān)注財政投入、師生比、設(shè)施設(shè)備、科研成果、就業(yè)率、畢業(yè)率等投入和產(chǎn)出類指標，轉(zhuǎn)向了以學生為中心、以學生學習體驗為重點、以學生評價為主要信息來源，更多關(guān)注課程設(shè)置、教學質(zhì)量、教師教學、考核方式、校園環(huán)境、學習資源、人際關(guān)系等過程性指標。然而，在突出學生主體地位、關(guān)注學生對自身之外“他物”（如高等教育系統(tǒng)）的評價中，卻丟失了學生自身感受和自我學業(yè)滿意度的認知和評價。學生對自己學業(yè)表現(xiàn)的認知與評價結(jié)果如何、是否滿意、高等教育是否滿足了學生的學業(yè)訴求，這是“以學生為本”的高等教育質(zhì)量評價的重要維度。筆者前期研究基于學業(yè)自我概念理論、顧客滿意度理論、院校影響理論，以S大學文科學生為例，考察了院校環(huán)境評價對文科大學生學業(yè)自我滿意度的影響，認識到院校環(huán)境變量就包含了人際關(guān)系維度[1]，但是，對人際關(guān)系影響大學生學業(yè)自我滿意度的程度、方向與機制還缺乏檢驗。因此，有必要進一步檢視大學生人際關(guān)系與其學業(yè)自我滿意度的關(guān)系。

二、概念界定與理論基礎(chǔ)

（一）大學生人際關(guān)系

人際關(guān)系概念可以從多個層面給予解釋：1.人際關(guān)系表明人與人相互交往過程中心理關(guān)系的親密性、融洽性和協(xié)調(diào)性的程度[2]；2.人際關(guān)系有認知、情感和行為三種心理成分[3]；3.人際關(guān)系是在彼此交往的過程中建立和發(fā)展起來的人與人之間的心理關(guān)系[4]。上述三種觀點從狹義的角度揭示了人際關(guān)系的內(nèi)隱特點。廣義上看，人際關(guān)系是指與個體的一切人際聯(lián)系[5]，相對來說具有外顯特點。本文的大學生人際關(guān)系主要指大學生在與周圍個體和群體互動交往過程中形成的人際關(guān)聯(lián)狀態(tài)與緊密程度，更加強調(diào)外顯特征。

（二）大學生學業(yè)自我滿意度

根據(jù)學業(yè)自我概念和顧客滿意度的相關(guān)理論，并參考文科大學生學業(yè)自我滿意度的定義[1]，本研究將大學生學業(yè)自我滿意度定義為大學生自己在接受高等教育過程中對自身學業(yè)行為、體驗和成果等方面的滿意程度。在概念結(jié)構(gòu)上，參考郭成的中國青少年一般學業(yè)自我結(jié)構(gòu)模型[6]，形成了本研究大學生學業(yè)自我滿意度4個內(nèi)在構(gòu)成要素，即學業(yè)能力、學業(yè)體驗、學業(yè)行為、學業(yè)成就價值。

（三）理論基礎(chǔ)

在院校影響理論和重要他人影響理論基礎(chǔ)上，筆者構(gòu)建了大學生人際關(guān)系對學業(yè)自我滿意度影響的理論框架。

1.大學生學業(yè)自我滿意度受到院校環(huán)境中人際交往的影響

院校影響理論主要運用社會學理論和實證研究方法探究大學生學習和成長變化的外部原因。阿斯?。ˋstin）的 I-E-O（Inputs-Environment-Outcomes，即輸入—環(huán)境—輸出）概念框架是院校影響理論中最早也是最具影響力的理論模型。該理論認為，大學生在高校的成長和發(fā)展變化（Outcomes）不僅受到大學生固有的個人特征（Inputs）的影響，更受到院校環(huán)境（Environment）的影響。高等教育的“輸出”（學生通過高等教育后所形成的個人品質(zhì)、知識、技能、態(tài)度、價值觀等）是“輸入”（學生個人特征、經(jīng)歷與投入）與“環(huán)境”（院校政策、項目、課程、設(shè)施以及學校文化、同伴交往、城市人文環(huán)境等）的函數(shù)[7]。I-E-O模型為后繼研究提供了概念框架及方法論上的指引。汀托（Tinto）的學生輟學理論模型指出，學生輟學決定和行為受到院校學術(shù)系統(tǒng)和院校社會系統(tǒng)的影響。在學術(shù)系統(tǒng)中，教師和學生圍繞學業(yè)展開正式的和非正式的人際交往；在社會系統(tǒng)中，學生和同伴在各種課外活動中也進行正式的和非正式的人際交往。這些正式和非正式的人際交往能夠幫助學生更快、更好地融入院校學術(shù)和社會系統(tǒng)，促使學生在高校學習生活中成長和發(fā)展，避免發(fā)生輟學行為[8]。相對于其他院校影響模型，汀托的學生輟學理論模型在高等教育領(lǐng)域的應用最為廣泛。盡管汀托的關(guān)注點在于大學生輟學，但是該理論同樣可以用于研究大學生其他方面的學習活動。在帕斯卡雷拉（Pascarella）等人的一般化評估模型中，學生學業(yè)和認知性發(fā)展取決于五大要素（院校結(jié)構(gòu)與特征、院校環(huán)境、學生背景與特征、校園人際互動、學生努力質(zhì)量）的直接和間接影響。其中，學生背景與特征、學生努力與校園人際互動起到直接影響，且學生努力質(zhì)量取決于學生特質(zhì)、校園環(huán)境和存在于同伴和教師之間的社會交往。同時，帕斯卡雷拉等人強調(diào)，在考察高等教育質(zhì)量時，從學生與同伴和教師等人的社會性交往來了解院校對學生學習和認知變化、社會心理變化所形成的影響，這比考察院校特征結(jié)構(gòu)的影響更為有效[9]。再者，魏德曼（Weidman）強調(diào)，想要全面了解院校環(huán)境的影響，就必須將關(guān)注點集中于學生社會化過程，其中包括學生人際互動、內(nèi)省過程和融入。同時，他還將研究視角擴展到院校外部，考慮到大學生與父母和校外群體的交往對其社會化的影響[10]。國內(nèi)學者研究發(fā)現(xiàn)，大學生在校期間與同伴和教師的交往水平與學生的學業(yè)成績、獲獎次數(shù)有很強的關(guān)聯(lián)性，大學生學業(yè)成就（核心勝任力、公民意識和專業(yè)素養(yǎng)）的提升也受到師生互動的影響[11]。由此可見，大學生與同伴、教師及父母的人際交往是其學業(yè)、認知,甚至是社會心理等方面成長與發(fā)展的重要影響因素。

2.大學生學業(yè)自我滿意度受到重要他人的影響

金（Kim）和薩克斯（Sax）指出，已有的研究成果證實了師生交往對大學生學習和發(fā)展的重要性，卻將大學生學業(yè)或認知方面的成就當作師生活動的副產(chǎn)品，忽視了師生交往及其與大學生社會心理發(fā)展方面的關(guān)系，如學業(yè)自我概念的研究。為此，他們研究證明師生交往對大學生的學業(yè)自我概念產(chǎn)生影響，且那些與教師關(guān)系好（學生曾去教師家做客）的學生學業(yè)自我認知水平較高[12]。國內(nèi)研究表明，師生關(guān)系與同伴關(guān)系對學業(yè)自我概念有正向預測作用[13]。學業(yè)自我概念實際上就是學生在學業(yè)情景中所形成的對自己在學業(yè)發(fā)展方面的比較穩(wěn)定的認知、體驗和評價[14]，與學業(yè)自我滿意度同屬于自我認知、自我評價的社會心理學范疇。個體對自我的認知和評價并非與生俱來，而是在成長和發(fā)展過程中與他人和外界的不斷交流調(diào)整而形成，重要他人對個體價值觀及自我認知產(chǎn)生重要影響。學生得到的來自重要他人的反饋和評價逐漸影響學生對自我和自我學業(yè)的認知，現(xiàn)有研究證實了這一影響的存在[15]。有研究表明，學校環(huán)境中的重要他人也會影響學生學業(yè)自我的形成與發(fā)展，如同伴關(guān)系對學生學業(yè)自我概念的影響，教師評價對學生學業(yè)自我形成和發(fā)展的影響[16]。這使得教育工作者能夠通過重要他人的評價，避免部分學生陷入“低學業(yè)自我概念—較低學業(yè)成就—較低學業(yè)自我概念”的惡性循環(huán)。對于大學生而言，重要他人一般是教師、同伴、家人及其崇拜對象。高等教育環(huán)境中教師、同伴以及高等教育環(huán)境之外的家人在與大學生交往互動時，對大學生學業(yè)及非學業(yè)行為及績效的評價能夠影響大學生認識和評價學業(yè)自我。本研究中的學業(yè)自我滿意度是由學業(yè)自我概念衍生而來，是學生對自身學業(yè)表現(xiàn)、行為及成果等方面的認知和評價，受到大學生重要他人的影響。

綜上所述，大學生求學期間與教師、同伴、家人等重要關(guān)系人形成的人際關(guān)系之所以能對其學業(yè)自我滿意度產(chǎn)生影響，原因在于一方面大學生人際關(guān)系越好，從重要他人那里得到學業(yè)方面的積極的正面激勵性評價相對較多，促使其學業(yè)滿意度得以提升[17]；另一方面，良好的人際關(guān)系有利于大學生處于和諧舒暢的心理環(huán)境和學習環(huán)境中，而獲得舒暢順心的學習與生活體驗有利于大學生學習行為不間斷進行、有利于學習能力和學習動力的提升，進而提高大學生學業(yè)自我滿意度。

三、研究方法

（一）樣本結(jié)構(gòu)與特征

采用分層集束抽樣的方法，將S大學本科生按年級、專業(yè)類型分層，以班級為單位抽取樣本。對18個學院共發(fā)放問卷950份，剔除無效問卷，回收有效問卷892份（比率為96%）。其中男生332人（37.2%），女生555人（62.2%）（其余比例為缺失值，下同）；大一273人（30.6%），大二428人（48.0%），大三154人（17.3%），大四32人（3.6%）；文科 402人（45.1%），理工科 368人（41.3%），其他（體育、藝術(shù)、醫(yī)科）117人（13.1%）。

本研究同時收集被調(diào)查大學生個體特征信息，構(gòu)建控制變量，包括性別（1=女，0=男）；年級（1=高年級大三和大四，0=低年級大一和大二）；專業(yè)類型（1=文科、體育和藝術(shù)，0=理科、工科、農(nóng)科和醫(yī)科）；獨生子女（1=是，0=否）；學生干部（1=是，0=否）；家庭居住地（1=城市，0=鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村）；家庭月收入（1=一萬元以上，0=一萬元以下）；父母最高學歷（1=高中及以上，0=初中及初中以下）。

（二）問卷質(zhì)量檢驗

問卷由三部分構(gòu)成，第一部分為個體特征調(diào)查題，第二部分和第三部分為人際關(guān)系子問卷和學業(yè)自我滿意度子問卷，均采用自陳述方法提供數(shù)據(jù)信息。首先對兩份子問卷數(shù)據(jù)進行Harman單因素分析，結(jié)果顯示第一個公因子解釋了23.38%的變異，遠小于40%的臨界值[18]，因此不存在嚴重的共同方法偏差。使用SPSS19.0和AMOS21.0軟件分別對兩份子問卷數(shù)據(jù)進行因子分析和質(zhì)量檢驗，先將問卷隨機分為大致相同的兩部分，利用一半問卷（N=443）的調(diào)查數(shù)據(jù)進行探索性因子分析，再用另一半問卷（N=449）的數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析，并用Cronbach’sα 系數(shù)檢驗子問卷總體（N=892）數(shù)據(jù)的內(nèi)部一致性。

1.大學生人際關(guān)系問卷

根據(jù)研究目的，參考相關(guān)文獻和訪談結(jié)果，自編《大學生人際關(guān)系問卷》。人際關(guān)系量表式問卷包含4個維度：同伴關(guān)系、師生關(guān)系、家人關(guān)系、網(wǎng)絡(luò)關(guān)系（主要指與網(wǎng)絡(luò)陌生人的關(guān)系）。問卷題項采用李克特5點計分，選項從“非常不符合”到“非常符合”，逐級賦值1-5分。通過項目分析和KMO及Bartlett球形度檢驗之后，進行主成分因子分析，刪除質(zhì)量較差題項，提取4個公因子，累計貢獻率約61%，各因子負荷均在0.50以上，各題項共同度均在0.40以上，題項分布符合預期。在驗證性因子分析中，4個因子間兩兩相關(guān)性中等（系數(shù)在0.01-0.52之間），直接構(gòu)建一階驗證性因子模型。刪除不合格題項后，其余各題項在相應因子上的標準化回歸系數(shù)均大于0.48（P＜0.001）。模型適配度檢驗結(jié)果顯示：χ2/df=2.084，GFI=0.921，AGFI=0.901，RMSEA=0.049，TLI=0.951，CFI=0.957，PGFI=0.734，PNFI=0.801，各因子的組合信度（CR）在0.78-0.92之間，平均方差抽取量（AVE）在0.48-0.64之間，均在可接受范圍內(nèi)。最后保留23個題項，代表性題項包括：“我與同伴相處和睦，關(guān)系融洽”（同伴關(guān)系維度，7題，Cronbach’sα=0.86）；“我與老師的互動較為頻繁”（師生關(guān)系維度，5 題，Cronbach’sα=0.88）；“我較少與家人發(fā)生爭執(zhí)”（家人關(guān)系維度，7題，Cronbach’sα=0.90）；“我與網(wǎng)絡(luò)上結(jié)識的人交談時感覺舒適而順暢”（網(wǎng)絡(luò)關(guān)系維度，4題，Cronbach’sα=0.83）。問卷整體 Cronbach’sα=0.87，表明該問卷具有良好的信效度，質(zhì)量較高。

2.大學生學業(yè)自我滿意度問卷

在改編國內(nèi)《青少年一般學業(yè)自我概念量表》[19]的基礎(chǔ)上形成《大學生學業(yè)自我滿意度問卷》，并結(jié)合訪談結(jié)果進行修訂，設(shè)計4個維度，即學業(yè)能力、學業(yè)體驗、學業(yè)行為、成就價值，共包含20個題項。題項采用李克特5點計分，每道題目有滿意度和重要性兩個量尺，分開測量，需要調(diào)查對象作答的選項分為5級，從“非常不滿意”到“非常滿意”、“非常不重要”到“非常重要”，分別依次逐級賦值1-5分。設(shè)計學業(yè)自我重要性題項及選項用于測量應答者認知的4個學業(yè)自我維度對自身成長與發(fā)展的重要性程度。

對每一題項在滿意度和重要性上的得分進行配對樣本T檢驗，發(fā)現(xiàn)均在0.001的顯著性水平上存在差異，說明問卷填答情況良好，并未因題干內(nèi)容相同而造成回答趨同。同時調(diào)查各題項內(nèi)容對學業(yè)自我滿意度的重要性程度，目的在于發(fā)現(xiàn)學業(yè)自我滿意度4個維度得分與其重要性得分之間的差異，用于反映大學生學業(yè)自我發(fā)展訴求和期望與實際滿意度之間的差距，信度、效度檢驗只用于檢驗量表式問卷的質(zhì)量。探索性因子分析結(jié)果顯示，通過KMO和Bartlett球形度檢驗之后，進行主成分因子分析，刪除質(zhì)量較差題項，提取4個公因子，方差累計貢獻率約為68%，各因子負荷均在0.64以上，各題項共同度均在0.56以上，題項分布符合預期。驗證性因子分析結(jié)果顯示，4個因子間兩兩相關(guān)性較高（系數(shù)在0.69-0.78之間，P＜0.001），故構(gòu)建二階驗證性因子模型。各題項在一階因子上的標準化回歸系數(shù)均大于 0.65（P＜0.001），一階因子在二階因子上的標準化回歸系數(shù)均大于0.85（P＜0.001）。模型適配度檢驗結(jié)果顯示：χ2/df=2.111，GFI=0.943，AGFI=0.920，RMSEA=0.049，TLI=0.969，CFI=0.975，PGFI=0.678，PNFI=0.772。一階因子的組合信度（CR）在0.79-0.92之間，平均方差抽取量（AVE）在0.48-0.70之間；二階因子的組合信度（CR）=0.96，平均方差抽取量（AVE）=0.87，均在可接受范圍內(nèi)。學業(yè)自我滿意度問卷保留17題，代表性題項包括：“自身專業(yè)能力提升情況”（學業(yè)能力維度，5題，Cronbach’sα=0.89）；“自己在班級學習共同體中體會到的歸屬感”（學業(yè)體驗維度，4題，Cronbach’sα=0.76）；“自身學習投入情況”（學業(yè)行為維度，5 題，Cronbach'sα=0.90）；“自己取得的學業(yè)成就對自身發(fā)展的作用和意義”（成就價值維度，3 題，Cronbach’sα=0.85）；問卷整體Cronbach’sα=0.93。這表明該問卷具有良好的信度和效度，質(zhì)量達標。

四、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析

表1呈現(xiàn)了兩份量表式問卷數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，大學生人際關(guān)系及其各構(gòu)成維度的得分較高，說明樣本大學生人際關(guān)系狀態(tài)較好，與同伴、教師、家人和網(wǎng)絡(luò)陌生人之間人際交往較為和諧；在4種人際關(guān)系中，同伴關(guān)系最好，家人關(guān)系次之，師生關(guān)系隨后，網(wǎng)絡(luò)關(guān)系墊底，符合理性預期。大學生對自己大學期間的學業(yè)發(fā)展水平以及學業(yè)能力、學業(yè)體驗、學業(yè)行為、成就價值4個方面的滿意度不高，只有學業(yè)成就價值的滿意度得分略高于量尺中間值（3分），學業(yè)體驗、學業(yè)能力及學業(yè)行為的滿意度得分在中間值（3分）上下小幅波動，說明大學生對自身學業(yè)過程和表現(xiàn)還不滿意。在重要性評價上，大學生比較重視學業(yè)自我整體及其各維度的發(fā)展，整體得分上看，趨近于“比較重要”（4分），4個維度上，重要性得分均顯著高于滿意度得分。

表1主要變量的平均數(shù)、標準差及相關(guān)分析結(jié)果（N=892）

通過對大學生學業(yè)自我滿意度和重要性總體及其各維度得分的配對樣本T檢驗發(fā)現(xiàn)，自我滿意度得分均小于重要性得分，且二者差異顯著（P＜0.01），這說明大學生學業(yè)自我各方面的實際滿意程度遠沒有達到期望的重要程度，這在一定程度上反映出大學生學業(yè)自我訴求與愿望沒有得到充分滿足。

相關(guān)性分析結(jié)果顯示，人際關(guān)系各維度之間呈低度正相關(guān)（相關(guān)系數(shù)在0.07-0.48之間，P＜0.001），學業(yè)自我滿意度各維度之間呈中度正相關(guān)（相關(guān)系數(shù)在0.55-0.67之間，P＜0.001），人際關(guān)系總體及各維度（網(wǎng)絡(luò)關(guān)系除外）與學業(yè)自我滿意度總體及各維度之間呈顯著正相關(guān)（相關(guān)系數(shù)在 0.17-0.86之間，P＜0.01），大學生網(wǎng)絡(luò)關(guān)系與學業(yè)體驗滿意度、成就價值滿意度及學業(yè)自我滿意度呈微弱相關(guān)（相關(guān)系數(shù)小于 0.1，P＜0.05）。

（二）IPA評估法分析

IPA評估法又稱為服務(wù)重要性—績效分析法(Importance-Performance Analysis)。該方法借助服務(wù)對消費者的重要性和績效表現(xiàn)程度，評估消費者對服務(wù)因素或項目的重要性認識與實際績效體驗之間的關(guān)系，為提高服務(wù)項目質(zhì)量、確定服務(wù)項目優(yōu)先改進順序提供客觀依據(jù)。采用IPA評估法，比較得分差值，如表2所示，發(fā)現(xiàn)“學業(yè)行為”和“學業(yè)能力”維度因其重要性高、滿意度低，導致差值（降序排列）處于第一、第二位，應該優(yōu)先改進。由于前者與后者相比，具有更高的重要性和更低的滿意度，因此，應將大學生學業(yè)行為改進放在第一位，而學業(yè)能力提升放在第二位；而“學業(yè)體驗”的重要性和滿意度都低，處于次要改進地位，因此，應將學業(yè)體驗提升放在第三位；“成就價值”維度的滿意度和重要性都相對更高，因此，應最后考慮其提升問題。

表2學業(yè)自我重要性與滿意度得分及其差值

（三）大學生人際關(guān)系影響學業(yè)自我滿意度

為了較為全面地呈現(xiàn)大學生人際關(guān)系對其學業(yè)自我滿意度的影響，構(gòu)建以學業(yè)自我滿意度為因變量、以人際關(guān)系各維度為自變量的回歸估計模型，因變量（大學生學業(yè)自我滿意度）的取值為4個維度得分的加權(quán)平均數(shù)，權(quán)重系數(shù)為原始樣本（N=892）數(shù)據(jù)探索性因子分析中方差極大旋轉(zhuǎn)后公因子的方差貢獻率（歸一化），引入性別、年級、專業(yè)類型、家庭居住地、家庭月收入、父母最高學歷、是否獨生子女、是否學生干部等8個控制變量，模型1的回歸估計結(jié)果顯示，調(diào)整后R方為0.188，F(xiàn)值在P＜0.001水平上顯著，說明模型1具有較好的擬合度；自變量多重共線性診斷結(jié)果顯示，模型1中自變量的方差膨脹系數(shù)（VIF）均小于10，可以判定自變量之間不存在嚴重多重共線性問題；師生關(guān)系與家人關(guān)系變量的回歸系數(shù)通過了顯著性水平為0.001的檢驗，網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，符合理性預期。同伴關(guān)系的標準化回歸系數(shù)較小，且沒有通過顯著性檢驗，表明在同時考察其他人際關(guān)系影響時，大學生同伴關(guān)系對其學業(yè)自我滿意度的影響不顯著，與上文提到的國內(nèi)外研究結(jié)果相悖。本文研究結(jié)果沒有支持大學生同伴關(guān)系顯著影響學業(yè)自我滿意度的結(jié)論。

表3大學生學業(yè)自我滿意度對人際關(guān)系的回歸估計結(jié)果（N=892）

綜述大學生同伴關(guān)系研究文獻時發(fā)現(xiàn)，大學生同伴關(guān)系確實能對其身心健康[20]、主觀幸福感[21]、學校歸屬感[22]和學校適應[23]等方面產(chǎn)生顯著正向影響。在加入學業(yè)投入變量后，大學生同伴關(guān)系對專業(yè)興趣沒有顯著影響，但是，尋求教師幫助對大學生專業(yè)興趣能夠產(chǎn)生顯著的短期影響；親密的同伴關(guān)系對大學生學業(yè)興趣的作用不大，只有學業(yè)活動中的同伴關(guān)系才能對大學生學業(yè)興趣產(chǎn)生顯著影響[24]。發(fā)生在課堂環(huán)境之中的同伴關(guān)系對學習收獲產(chǎn)生顯著影響，并且?guī)熒涣鞯娜狈Υ髮W生學習獲得產(chǎn)生顯著負面影響[25]。因此提出假設(shè)，認為大學生同伴關(guān)系能對其學業(yè)自我滿意度產(chǎn)生顯著影響，但是同時考察同伴關(guān)系、家人關(guān)系、師生關(guān)系的影響時，同伴關(guān)系對學業(yè)自我滿意度的影響變?nèi)?，甚至不顯著，而網(wǎng)絡(luò)關(guān)系因為與學業(yè)活動沒有直接關(guān)系，它對大學生學業(yè)自我滿意度始終沒有顯著影響。

為了驗證上述假設(shè)，將大學生人際關(guān)系的4個維度逐步帶入模型2、3、4、5中，結(jié)果如表3所示，發(fā)現(xiàn)模型2僅引入同伴關(guān)系一個自變量時，其標準化回歸系數(shù)顯著（P＜0.001）；在模型3中增加家人關(guān)系這個自變量，同伴關(guān)系的標準化回歸系數(shù)變小且顯著性降低（P＜0.01）；在模型4中再追加師生關(guān)系自變量，發(fā)現(xiàn)同伴關(guān)系的標準化回歸系數(shù)進一步變小，且不再顯著，師生關(guān)系的標準化回歸系數(shù)最大（P＜0.001），家人關(guān)系其次（P＜0.01）；模型1和模型5的估計結(jié)果顯示，大學生網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對學業(yè)自我滿意度缺乏解釋力或預測力，說明大學生與網(wǎng)絡(luò)陌生人的人際交往對學業(yè)自我滿意度無顯著影響。至此，筆者認為只有與學業(yè)活動高度相關(guān)的人際關(guān)系才能對大學生學業(yè)自我滿意度產(chǎn)生顯著正向影響。

五、研究結(jié)論及討論

（一）樣本大學生人際關(guān)系較為和諧，學業(yè)自我滿意度水平不高，在學業(yè)能力、學業(yè)體驗、學業(yè)行為和成就價值4個方面的高等教育訴求沒有得到完全滿足

研究發(fā)現(xiàn)，大學生人際關(guān)系總體上處于比較和諧狀態(tài)。這與已有的研究結(jié)果一致[26][27]。例如，有研究發(fā)現(xiàn)，54.8%的大學生滿意自己的人際關(guān)系，39.1%的同學覺得自己的人際關(guān)系一般，而僅有4.1%的同學認為自己人際關(guān)系很差[28]。大學生人際關(guān)系困擾嚴重的僅占14.5%，其中人際關(guān)系障礙者僅占2.9%[29]。這可能是中國儒家“以和為貴”傳統(tǒng)文化影響的結(jié)果。中國人際關(guān)系中存在尚合觀，與西方人大多以“平等協(xié)商”和“理性競爭”作為平衡人際關(guān)系的基本準則相比，中國人自先秦以來就非常推崇“和”[30]。在同伴、教師、家人和網(wǎng)絡(luò)4個群體中，大學生與家人關(guān)系最好、與同伴關(guān)系次之、與教師關(guān)系一般，而與網(wǎng)絡(luò)陌生人關(guān)系最差。究其原因可能有多種。受我國先前“計劃生育”政策的影響，現(xiàn)代家庭子女較少，大學生從小就受到父母和家人的較多疼愛和妥帖照顧，彌補了由人際交往不足帶來的部分情感真空。我國高校學生集體住宿制和輔導員制，為大學生與同伴及教師的交往提供了便利。但是，我國教育情景中，教師權(quán)威深入學生內(nèi)心，又由于高校教師將更多時間用于科研，學生與教師交往時間和頻次較少。虛擬社會中的情感關(guān)系可以看作是對現(xiàn)實社會中情感人際關(guān)系的補充[31]。只有在現(xiàn)實交往中無法建立情感關(guān)系時，才有可能建立和發(fā)展網(wǎng)絡(luò)情感關(guān)系。而現(xiàn)實生活中，大學生人際交往總體狀態(tài)較好，基本能夠滿足當代大學生的情感需要，這使得本研究樣本大學生的網(wǎng)絡(luò)交往得分最低。

大學生對自己在高校中的學業(yè)發(fā)展不是很滿意，這與以往的研究結(jié)論相似。例如，對5所高校調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，本科生學業(yè)自我得分略高于中間值3分（5分制），本科生對自己學業(yè)表現(xiàn)的評價一般[32]。研究大學生英語成績、學習歸因與學業(yè)自我概念關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，大學生對自己學業(yè)評價中等[33]。本研究結(jié)果顯示，大學生認為學業(yè)能力、學業(yè)體驗、學業(yè)行為和成就價值對自己來說比較重要，其中學業(yè)行為表現(xiàn)最為重要，學業(yè)成就價值作用次之、學業(yè)能力弱之，而學業(yè)體驗最不重要。這反映出學生更傾向于通過實際行動和自身努力來提高成績和學業(yè)能力[34][35]，因為受到應試教育理念影響，學生重視結(jié)果而忽視學習過程體驗，導致大學生為達到理想的學業(yè)目標而堅持不快樂甚至痛苦的學習行為。從學業(yè)自我各維度滿意度得分來看，大學生在學業(yè)成就對自身素質(zhì)提升、職業(yè)發(fā)展、能力體現(xiàn)所起到的作用方面最滿意，對大學期間的學業(yè)體驗有一定程度的不滿意。這可能是因為應試教育固然能夠給大學生帶來較高的學業(yè)成就，對未來找工作、展現(xiàn)自己能力起到作用，但是枯燥呆板、缺乏多樣化實踐活動的學習并沒有形成較強的專業(yè)能力，反而令大學生學業(yè)體驗不良。這表明，樣本大學生在學業(yè)能力、學業(yè)體驗、學業(yè)行為和成就價值方面的學業(yè)訴求沒有得到完全滿足。對全國16所本科院校的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，當前所有類型（“985”、“211”、非“211”）高校的本科大學生對學習過程評價的滿意度值與理想值之間存在較大差距，特別是在學生自評與同伴自評兩個方面的差距最大[36]。這與本研究結(jié)果一致。

（二）師生關(guān)系和家人關(guān)系能夠顯著影響大學生學業(yè)自我滿意度水平，但同伴關(guān)系的影響不確定，其影響不僅受到此關(guān)系與學習活動的相關(guān)性制約，也受到大學生合作學習習慣的制約

研究結(jié)果顯示，整體上看，大學生人際關(guān)系顯著影響大學生學業(yè)發(fā)展?jié)M意度。但是，在同時考察同伴關(guān)系、師生關(guān)系、家人關(guān)系和網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的影響時卻發(fā)現(xiàn)，師生關(guān)系對大學生學業(yè)自我滿意度的影響最大，家人關(guān)系次之，同伴關(guān)系在后，網(wǎng)絡(luò)人際關(guān)系對大學生學業(yè)自我滿意度的影響不顯著。這樣的研究結(jié)果部分符合了院校影響理論中生生交往、師生交往、家人對于大學生學業(yè)“輸出”的影響，但是，師生關(guān)系、同伴關(guān)系、家人關(guān)系對大學生學業(yè)自我滿意度的影響卻符合我國教育現(xiàn)狀。首先，大學生對學業(yè)自我的反思性評價確實受到與教師、同伴、家人交往的影響，但是他們更加看重甚至更加認可教師對其做出的學業(yè)評價?，F(xiàn)在我國大學課程考核多采用教師主觀評分，很少采用標準化測試，這使高校教師在大學生學業(yè)課程考核中有很大的自由裁量權(quán)。這就決定了當教師評價和同伴評價發(fā)生沖突時，同伴評價會讓位于教師評價。其次，受早期“計劃生育”政策的影響，現(xiàn)在的大學生家庭中的子女數(shù)量大多集中在1-2個之間，因此當代大學生從小受到父母及其家人較多的關(guān)愛和管束，特別是學業(yè)成績備受關(guān)注，一定程度上養(yǎng)成了對父母家人的依賴，父母也慣性地關(guān)心大學生學業(yè)發(fā)展，因此，家人評價多被大學生所認同且比較關(guān)心父母對自己學業(yè)的看法。再次，大學生與教師、同伴、家人的人際關(guān)系越好、越和諧，大學生在與他們交往過程中獲得學業(yè)評價和學業(yè)體驗就越積極，同時，獲得的支持和幫助也越多，越容易達成學業(yè)目標，從而提升大學生對自己學業(yè)發(fā)展的滿意程度。最后，由于大學期間需要生生互動合作或協(xié)同完成學業(yè)任務(wù)的機會較少，大學生與同伴之間交往大多限于生活領(lǐng)域，較少涉及合作學習，再加上自高中以來養(yǎng)成的競爭性學習習慣，導致在同時考察教師關(guān)系和家人關(guān)系影響時，同伴關(guān)系對學業(yè)自我滿意度的影響變小，甚至不顯著。

（三）有必要構(gòu)建以大學生為中心節(jié)點的高校管理者、教師、學生、家長多主體互動的人際網(wǎng)絡(luò)

馬?。∕artin）和道森（Dowson）闡述了人際關(guān)系對學業(yè)動機與成就的影響。認為眾多理論和研究都支持這樣的觀點，即積極的人際關(guān)系，特別是與重要他人的關(guān)系是年輕人在社會、情感和學業(yè)領(lǐng)域有效發(fā)揮作用的基礎(chǔ)，提高教育產(chǎn)出成果，很大程度上依賴于學生人際關(guān)系，以及學生學業(yè)生活中的重要他人[37]。本研究結(jié)果已證明，人際關(guān)系或多或少、直接和間接地影響著大學生學業(yè)發(fā)展，良好的人際關(guān)系對于大學生社會心理方面的“產(chǎn)出”具有顯著促進作用。由于大學校園空間的有限性及人際網(wǎng)絡(luò)的高度關(guān)聯(lián)性，以大學生為中間節(jié)點，很容易將高校中有關(guān)當事人，包括行政管理人員、教師、家長、大學生互聯(lián)為“朋友圈”，形成人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。該網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)的根本任務(wù)是通過人際網(wǎng)絡(luò)中各主體的互動和交流，提升大學生學業(yè)發(fā)展的滿意度，進而促進大學生全面成長和發(fā)展。由于師生互動交往頻率較低[38]，且?guī)熒P(guān)系對大學生學業(yè)發(fā)展的強影響[39]，建立良好師生關(guān)系成為學校人際網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)建設(shè)的核心。生生關(guān)系（同伴關(guān)系）在大學生人際關(guān)系中所占比重最重，大學生良好生生關(guān)系的建立和引導成為人際網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)建設(shè)的重點，和諧的家人交往關(guān)系成為人際網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)建設(shè)的要點。

強化師生互動既不是強化教師地位，也不是迫于制度規(guī)定。被動關(guān)注學生變化，簡單地增加課堂提問次數(shù)，更不是導師制下的被迫“領(lǐng)養(yǎng)”，而是出于雙方自我意愿，讓師生交往在教學相長情境下逐步增強。有研究表明，雖然發(fā)生在課堂上的正式師生互動、以學業(yè)為導向的師生互動比課堂外的非正式師生互動、以社會為導向的師生互動更容易對大學生學習結(jié)果產(chǎn)生較大影響，但是課堂外的師生互動、非正式的師生互動及社會導向的師生互動也對大學生非學業(yè)的情感、認知成長產(chǎn)生顯著影響[40][41]。建立和強化良好的師生關(guān)系可以從正式和非正式兩個途徑出發(fā)。在正式途徑中，應該以課堂互動為主渠道，通過豐富互動形式，增加互動多樣性，激發(fā)大學生求知欲，使互動發(fā)生在自然和諧的教學氛圍中，使高深理論教學情景化、可感化和可視化，實質(zhì)性增強師生互動的密度和強度。有效溝通實現(xiàn)的兩個條件，一是有效溝通情境的創(chuàng)設(shè)，二是溝通主體行為的選擇[42]。在非正式途徑中，創(chuàng)設(shè)師生互動情境非常重要。而師生雙方建立良性互動關(guān)系的前提是降低大學生與教師交往的畏懼情緒，減輕高校教師科研壓力。因此，內(nèi)容豐富的師生合作科研和聯(lián)誼活動，可以使大學生樂于師生互動；對高校教師幫助指導學生給予更高評價和補助，可以激勵教師主動與大學生共處、互動。

同伴是大學生接觸最多的利益相關(guān)者，但是本研究發(fā)現(xiàn)，同時考察家人關(guān)系、師生關(guān)系、網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的影響時，樣本大學生的同伴關(guān)系對學業(yè)自我滿意度沒有顯著影響，因為大學生同伴關(guān)系的建立并非基于學業(yè)學習的互動合作與研討交流。要增強同伴關(guān)系對大學生學業(yè)的積極作用，需要增加大學生同伴交往中的合作學習與合作研究頻度。有研究表明，大學生更容易在合作努力中與他人交往和締結(jié)友誼，且合作學習比競爭學習對大學生形成個人技能和完成學業(yè)目標更有效[43][44]。為此，學校應該依托互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)搭建大學生學習交流“線上+線下”平臺，鼓勵多種形式的合作學習和項目研究。學習交流“線上”平臺建設(shè)至少包含所選及可選課程信息、課前預習作業(yè)分享、課后作業(yè)提交及分享、章節(jié)知識小測試、同伴提問與解答交流等功能。學習交流“線下”平臺建設(shè)以促進大學生合作學習為目標，加強學習環(huán)境建設(shè)，營造合作學習氛圍，以強化學習型校園建設(shè)為重點，改變大學生個人孤立靜默自習的習慣，擴建正式和非正式的大學生合作學習與創(chuàng)客空間。在相對封閉的正式空間里，大學生與合作同伴交流，各抒己見、自由隨性，不用擔心自己學習討論打擾到無關(guān)的他人；非正式空間以“校園處處學”為主題，以一張小桌和幾把椅子構(gòu)成開放小空間，合理分布在校園角落或樹蔭下，方便學生坐下來討論學習。

現(xiàn)實生活中，中國家長背負多項“使命”，“將孩子送入好大學”可以說是使命之一。本研究表明，家人關(guān)系對大學生學業(yè)自我滿意度影響顯著。因此，建議家長在與子女互動交流時，除了詢問他們是否“吃飽穿暖”外，也要多關(guān)心他們學業(yè)發(fā)展情況。

本研究還存在一些不足和有待改進之處。首先，本研究所用樣本數(shù)據(jù)來自于一所高校，需進一步擴大抽樣范圍，提高研究結(jié)論的外部效度；其次，本研究中大學生的學業(yè)自我滿意度的構(gòu)建建立在學業(yè)自我概念理論基礎(chǔ)上，只能反映大學生學業(yè)自我訴求的滿足情況，不能體現(xiàn)大學生所有學業(yè)訴求；最后，需要進一步揭示大學生人際關(guān)系對其學業(yè)自我滿意度的影響機制，可能存在某個或某些中介因素有待研究發(fā)現(xiàn)。