大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同影響因素的多層線性模型分析

趙必華，周元寬

（安徽師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院，安徽蕪湖241000）

一、引言

如果一個(gè)大學(xué)生對自己就讀的院校十分滿意，若有重新選擇的機(jī)會還會堅(jiān)持在本校就讀，意味著該大學(xué)生具有高水平的學(xué)校認(rèn)同。學(xué)校認(rèn)同（school identity）是指個(gè)體認(rèn)識到自己歸屬于該學(xué)校群體，并且意識到成為該學(xué)校成員會給自己帶來的情感和價(jià)值意義，反映個(gè)體對學(xué)校的歸屬感。[1]從個(gè)體層面看，大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同能正向預(yù)測學(xué)生的學(xué)校適應(yīng)、學(xué)業(yè)成就與學(xué)習(xí)動機(jī)[2-3]，影響學(xué)生自信心、探索能力和自我認(rèn)同的發(fā)展[4]，推動學(xué)生價(jià)值觀的形成[5]，具有提高學(xué)生自尊和生命愿景的價(jià)值[6]，并通過個(gè)體、集體自尊影響學(xué)生的責(zé)任感[7]。從學(xué)校層面看，大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同是高校的一種重要社會資本，在提高大學(xué)凝聚力、爭取更多資源與發(fā)展機(jī)會、實(shí)現(xiàn)大學(xué)的辦學(xué)目標(biāo)、建構(gòu)和諧校園上具有不可替代的價(jià)值。[8][9]1鑒于大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同在促進(jìn)個(gè)體發(fā)展和院校發(fā)展上的重要價(jià)值，有研究者提出將大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同作為反映與評價(jià)高校本科教育質(zhì)量的重要指標(biāo)。[10]美國《全國大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查》（National Survey of Student Engagement，NSSE）就將大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同作為衡量學(xué)生學(xué)業(yè)成效的指標(biāo)之一。[11]因此，有必要探查影響大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的因素，并據(jù)此提出提高大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同度的相關(guān)對策。

根據(jù)丁甜的文獻(xiàn)綜述，國內(nèi)大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同研究還停留在對學(xué)校認(rèn)同的概念界定、單純的經(jīng)驗(yàn)總結(jié)、個(gè)別現(xiàn)象的簡單描述上，理論經(jīng)驗(yàn)分析多，實(shí)證探討少，影響因素的研究尚處于探索階段。[9]18該研究者以湘潭大學(xué)等幾所綜合院校297名大學(xué)生為對象，采用差異檢驗(yàn)與相關(guān)分析探查性別、學(xué)科性質(zhì)、專業(yè)滿意度等個(gè)人因素與學(xué)校文化氛圍、學(xué)習(xí)學(xué)術(shù)氛圍、學(xué)校支持感、校內(nèi)人際關(guān)系等學(xué)校因素對大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：男性、農(nóng)村生源、理工科大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同分別高于女性、城市生源、文科大學(xué)生，大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與學(xué)校文化氛圍、學(xué)習(xí)學(xué)術(shù)氛圍、學(xué)校支持感、校內(nèi)人際關(guān)系均存在顯著正相關(guān)。鄭劍虹等人以廣東省7所學(xué)校的975名大學(xué)生為對象，考察大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的總體狀況及其在學(xué)校類型、性別、專業(yè)等方面的差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同度普遍較低，一般院校高于重點(diǎn)院校，學(xué)校認(rèn)同在性別、專業(yè)上不存在顯著性差異。[10]丁立以華中科技大學(xué)440名碩士研究生為對象，采用相關(guān)分析探查大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與一般校園環(huán)境、學(xué)習(xí)學(xué)術(shù)氛圍、學(xué)校社會聲望、校園人際關(guān)系之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：學(xué)校認(rèn)同與一般校園環(huán)境、學(xué)習(xí)學(xué)術(shù)氛圍、學(xué)校社會聲望、校園人際關(guān)系均無顯著性相關(guān)。[12]李志等人以重慶市6所高校的1085名本?？拼髮W(xué)生為研究對象，運(yùn)用自編的專業(yè)認(rèn)同度量表，采用差異檢驗(yàn)探查大學(xué)生專業(yè)認(rèn)同度的現(xiàn)狀及其在學(xué)校層次、專業(yè)類別與性別上的差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：雖然男女大學(xué)生的專業(yè)認(rèn)同度在總分上沒有顯著性差異，但男生在專業(yè)投入度與認(rèn)知度上高于女生，而女生在專業(yè)喜好度上高于男生；重點(diǎn)院校、理工科大學(xué)生無論在專業(yè)認(rèn)同度總分還是各維度上均分別高于一般院校、文科大學(xué)生。[13]這些研究對學(xué)校認(rèn)同的影響因素進(jìn)行了初步探查，也獲得了一些有價(jià)值的發(fā)現(xiàn)，但存在不少問題：（1）研究結(jié)果不一致，甚至矛盾。例如，大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)男生、理工科學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同高于女生、文科學(xué)生，而鄭劍虹等人的研究則發(fā)現(xiàn)大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同度并無性別、專業(yè)類型的差異；至于重點(diǎn)院校與一般院校學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同孰高孰低，鄭劍虹等人與李志等人的研究結(jié)論正好相反。除了調(diào)查工具有所不同外，這些研究結(jié)果的異質(zhì)性可能跟樣本抽取、統(tǒng)計(jì)分析方法有關(guān)。因此，上述影響因素與學(xué)校認(rèn)同的關(guān)系究竟如何尚需進(jìn)一步探查。（2）抽樣偏狹，樣本代表性差。上述研究僅僅抽取某個(gè)省域的幾所學(xué)校，甚至以個(gè)別學(xué)校的大學(xué)生為調(diào)查對象，研究結(jié)果可能具有較高的地域特性，影響了研究結(jié)論的外部效度。另外，抽樣代表性不高可能遮蔽對學(xué)校認(rèn)同有影響的因素，如丁立僅對單個(gè)院校的大學(xué)生進(jìn)行了調(diào)查，同一學(xué)校的學(xué)生具有較高的同質(zhì)性，在影響因素上個(gè)體之間的變異較小，在統(tǒng)計(jì)上易造成與學(xué)校認(rèn)同相關(guān)性不高。（3）影響因素也不夠全面。美國心理學(xué)家布朗芬布倫納提出社會生態(tài)系統(tǒng)理論（theory of social ecosystems）[14]，將個(gè)體發(fā)展的影響系統(tǒng)分為微系統(tǒng)、中系統(tǒng)、外系統(tǒng)、宏觀系統(tǒng)，強(qiáng)調(diào)從個(gè)體與環(huán)境的相互作用出發(fā)深入認(rèn)識個(gè)體的發(fā)展，被許多研究者用于解釋個(gè)體發(fā)展的影響因素。即使從微系統(tǒng)角度探查大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的影響因素，也必須綜合考慮個(gè)體、家庭和學(xué)校環(huán)境的影響。但上述研究除了沒有考慮家庭層面的家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、家庭支持等變量外，也沒有考慮“以學(xué)為生”的大學(xué)生學(xué)習(xí)方面的變量（如學(xué)習(xí)動機(jī)、學(xué)習(xí)方式等個(gè)體層面變量），更沒有將學(xué)校整體層面的學(xué)校聲望、整體支持性環(huán)境等納入分析，難以展現(xiàn)大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同影響因素的完整圖像。（4）統(tǒng)計(jì)分析方法失當(dāng)。上述研究多采用差異檢驗(yàn)或相關(guān)分析分別考察單個(gè)變量與學(xué)校認(rèn)同的關(guān)系，并未考慮影響因素之間的相互作用，可能會造成變量估計(jì)的偏誤，應(yīng)該采用多元回歸分析綜合探查多個(gè)因素的影響，如汪雅霜與王芳就采用多元回歸分析探查個(gè)體、家庭、學(xué)校層面因素對大學(xué)生學(xué)校歸屬感的聯(lián)合影響。[15]然而，影響大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的個(gè)體、家庭因素屬于個(gè)體層面的變量，學(xué)校因素屬于群體層次的變量，個(gè)體層面的變量嵌套于群體層次的變量之中。若采用聚合方法將個(gè)體層次因素提升為群體層次因素，或通過解構(gòu)方法將群體因素一一指派給下屬的個(gè)體，不僅會遭受統(tǒng)計(jì)推斷上的謬誤，也違反了回歸分析對數(shù)據(jù)的基本假設(shè)。[16]6-20傳統(tǒng)的多元回歸分析方法難以同時(shí)分析兩個(gè)或多個(gè)層次的變量對因變量的影響，而多層線性模型（Hierarchical Linear Modeling，HLM）通過分層建立回歸模型，將低層次回歸方程的截距和斜率設(shè)定為高層次變量的函數(shù)，從而將多個(gè)層次的數(shù)據(jù)連接起來，適合處理分層嵌套數(shù)據(jù)。[17]迄今，尚未見運(yùn)用HLM探查大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同影響因素的相關(guān)研究。

針對上述問題，本研究擬抽取多所不同類型本科院校的大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，嘗試運(yùn)用大學(xué)生個(gè)體、學(xué)校兩層次HLM方法，綜合探查個(gè)體、家庭、學(xué)校因素對大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的影響，并基于研究結(jié)果提出提高大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同度的相關(guān)建議。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究對象

本文的研究對象為來自上海、江蘇、山東、福建、江西、湖南、廣西、安徽8省市35所本科院校的大三學(xué)生，其中“211工程”大學(xué)5所、大學(xué)15所、學(xué)院15所。研究者將問卷和施測指南寄送給各高校受托人，請他們選擇所在學(xué)校的代表性專業(yè)若干個(gè)，利用教師上課或課間休息時(shí)間發(fā)放問卷，當(dāng)場回收。累計(jì)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(bào)告不全、規(guī)律性作答（如連續(xù)10道題選擇同一選項(xiàng)）、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，女生3621人，占61.84%，男生2234人，占38.16%；農(nóng)村生源3357人，占57.34%，城市生源2498人，占42.66%；理科3208人，占54.79%，文科2647人，占45.21%。每所學(xué)校的有效問卷數(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）變量與測量

除了個(gè)體與學(xué)校背景變量、家庭支持、學(xué)習(xí)動機(jī)外，其他變量來自信度與效度較高的大型測量工具——美國《全國大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查（2014版）》[11]。

1.個(gè)體層次變量

（1）性別：男生編碼為1，女生為0。

（2）生源地：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(gè)等級。

（4）家庭收入：分成“很低、較低、中等、較高、很高”5個(gè)等級。

（5）文理科：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）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(gè)項(xiàng)目，該量表的α系數(shù)為0.861。

（7）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(gè)項(xiàng)目，該量表的α系數(shù)為0.822。

（8）同伴合作學(xué)習(xí)：包括學(xué)生與同學(xué)合作參加小組項(xiàng)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(gè)項(xiàng)目，該量表的α系數(shù)為0.677。

（9）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(gè)項(xiàng)目，該量表的α系數(shù)為0.767。

（10）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(jià)和綜合等高層次認(rèn)知學(xué)習(xí)情況的4個(gè)項(xiàng)目，該量表的α系數(shù)為0.720。

（11）學(xué)習(xí)動機(jī)：選擇比格斯等人修訂、趙必華基于中國大學(xué)生樣本驗(yàn)證的兩因素學(xué)習(xí)過程問卷（R-SPQ-2F）中測量學(xué)習(xí)動機(jī)的9個(gè)項(xiàng)目[18]。其中5個(gè)項(xiàng)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)”，α系數(shù)為0.667；另4個(gè)項(xiàng)目反映學(xué)生受外部學(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)”，α系數(shù)為0.773。

2.學(xué)校層次變量

（1）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(shí)力越強(qiáng)。[19]

（2）學(xué)校支持性環(huán)境：包括學(xué)校為學(xué)生提供學(xué)業(yè)、交往、社會實(shí)踐、衛(wèi)生保健等方面支持情況的6個(gè)項(xiàng)目，該量表的α系數(shù)為0.796。以各校學(xué)生在該變量上的平均分作為各校支持性環(huán)境的得分。

（3）學(xué)校多元互動頻率：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(gè)項(xiàng)目，該量表的α系數(shù)為0.717。以各校學(xué)生在該變量上的平均分作為各校多元互動頻率的得分。

（4）學(xué)校交往質(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(gè)項(xiàng)目，該量表的α系數(shù)為0.681。以各校學(xué)生在該變量上的平均分作為各校交往質(zhì)量的得分。

除學(xué)校整體排名外，其余三個(gè)變量屬于“情境變量”（contextual variable），通過各校學(xué)生在變量上的平均表現(xiàn)，反映學(xué)校整體的支持性環(huán)境、人際互動狀況與質(zhì)量。

3.結(jié)果變量

學(xué)校認(rèn)同：包括兩個(gè)項(xiàng)目，一是“是否滿意在本校的整個(gè)教育經(jīng)歷”，二是“如果再來一次是否還會選擇在本校就讀”。兩個(gè)項(xiàng)目的α系數(shù)為0.698。

（三）模型設(shè)定

考慮到在每所學(xué)校抽取的班級數(shù)量較少，不適合建立學(xué)生個(gè)體、班級與學(xué)校三層次HLM。本研究以兩層HLM作為分析模型，第一層方程包括學(xué)生個(gè)體（含家庭）層次預(yù)測變量，第二層方程包括學(xué)校整體層次預(yù)測變量。

1.零模型（模型 1）

在上面的兩個(gè)方程中，Yij是j學(xué)校i同學(xué)的學(xué)校認(rèn)同，β0j是j學(xué)校所有學(xué)生平均的學(xué)校認(rèn)同，rij代表j學(xué)校i同學(xué)與j學(xué)校平均的學(xué)校認(rèn)同之差，是學(xué)生個(gè)體層面的隨機(jī)誤差；γ00是各學(xué)校學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的總體平均數(shù)，u0j是j學(xué)校與總體平均數(shù)之差，是學(xué)校層面的隨機(jī)誤差。根據(jù)這一模型，可以計(jì)算跨級相關(guān)系數(shù)，考察Y的總變異中有多大比率是由于第二層單位學(xué)校之間的差異造成的，并考察運(yùn)用HLM的合理性。

2.隨機(jī)效應(yīng)協(xié)方差模型

在模型1的第一層方程中分別納入性別、生源地、父母教育水平、家庭收入、文理科、家庭支持等背景變量作為預(yù)測變量（模型2），再納入生師互動、同伴合作學(xué)習(xí)、反思整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)、學(xué)習(xí)動機(jī)等過程變量作為預(yù)測變量（模型3），考察個(gè)體（含家庭）因素對大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的影響。模型2與模型3中各預(yù)測變量對學(xué)校認(rèn)同的影響（斜率）在各院校間保持恒定，均屬于隨機(jī)效應(yīng)協(xié)方差模型[16]56-66。

Yij=β0j+β1jX1+β2jX2+……+βqjXq，式中 β1j、β2j……βqj分別是預(yù)測變量X1、X2……Xq對Yij影響的偏回歸系數(shù)。

3.非隨機(jī)變動斜率模型

在模型3的基礎(chǔ)上，在第二層方程中納入學(xué)校整體排名（模型4）作為預(yù)測變量，再納入學(xué)校整體的支持性環(huán)境、多元互動頻率、交往質(zhì)量等情境變量作為預(yù)測變量（模型5），考察在控制個(gè)體層面因素的情況下，學(xué)校因素對大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的影響。模型4與模型5均屬于非隨機(jī)變動截距模型[16]71-75。

β0j=γ00+γ01Z1+γ02Z2+……+γ0mZm，式中 γ01、γ02……γ0m分別是學(xué)校層面的預(yù)測變量Z1、Z2……Zm對截距項(xiàng)β0j（每一學(xué)校平均的學(xué)校認(rèn)同）影響的偏回歸系數(shù)。

三、研究結(jié)果與討論

本研究采用HLM6.08統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行兩層次的HLM 分析，采用 REML（restricted maximum likelihood）方法估計(jì)模型中的回歸系數(shù)參數(shù)與方差，以White提出的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤（robust standard error）作為檢驗(yàn)的基礎(chǔ)[16]285-286。

（一）零模型的結(jié)果及討論

首先考察兩層均不納入任何預(yù)測變量的零模型（模型1），結(jié)果發(fā)現(xiàn)：各校大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的總體平均數(shù)為5.374，由于學(xué)校認(rèn)同由兩個(gè)1-5點(diǎn)計(jì)分項(xiàng)目合成，分?jǐn)?shù)范圍在2-10分之間，理論中值為6，可見大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同普遍偏低。這一發(fā)現(xiàn)與鄭劍虹等[10]的研究結(jié)果一致，可能是大學(xué)生在影響學(xué)校認(rèn)同的相關(guān)因素上表現(xiàn)不佳所致。進(jìn)一步考察零模型（表1的模型1）的隨機(jī)效應(yīng)方差成分，學(xué)校層面的隨機(jī)方差為0.221（p＜0.001），這意味著不同學(xué)校之間的大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同存在顯著性差異。根據(jù)兩層的隨機(jī)效應(yīng)方差成分計(jì)算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)，，表明大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的總變異中有6.7%來源于院校之間的差異。按照科恩所建議的判斷準(zhǔn)則（0.138＞ρ≥0.059）[20]，屬于中度關(guān)聯(lián)強(qiáng)度，說明各院校學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同存在相當(dāng)大的變異，不宜采用一般的回歸分析模型，必須運(yùn)用HLM來分層考察嵌套數(shù)據(jù)。

（二）隨機(jī)效應(yīng)協(xié)方差模型的結(jié)果及討論

在模型1的基礎(chǔ)上，納入性別、生源地、父母教育水平、家庭收入、文理科、家庭支持等背景變量作為預(yù)測變量，形成模型2。結(jié)果如表1所示：男性、理科、家庭收入高、家庭支持水平高的大學(xué)生具有更高的學(xué)校認(rèn)同度。

表1 大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同影響因素HLM分析表

韋伯斯特在她的顧客人口統(tǒng)計(jì)特征研究中發(fā)現(xiàn)，女性對質(zhì)量的期望要高于男性。[21]史靜寰等研究發(fā)現(xiàn)，女生的學(xué)習(xí)投入更多，成績更好，學(xué)術(shù)期望更高，但對學(xué)習(xí)意義感的認(rèn)識低于男性。[22]當(dāng)前，我國勞動力市場依然存在較大的性別差異，女大學(xué)生就業(yè)質(zhì)量的總體水平較低，職業(yè)期望實(shí)現(xiàn)難度大[23]，這可能使女大學(xué)生在找尋工作時(shí)面臨更大的就業(yè)壓力。有學(xué)者指出，當(dāng)前中國部分女大學(xué)生對自己的就業(yè)期望不高是內(nèi)外因共同作用的結(jié)果：社會對女大學(xué)生家庭角色的高期待與職業(yè)角色的低期待對女生就業(yè)有著強(qiáng)大的約束力，而勞動力市場的不公正待遇則進(jìn)一步強(qiáng)化了這種制約作用，從而使女大學(xué)生有意識或無意識地將自我定位在相對于男性的弱者地位，接受了社會對女性的定位與期待。[24]總之，女生投入大而預(yù)期收益小，這一“剪刀差”的存在導(dǎo)致她們心理上的巨大落差，造成對學(xué)校認(rèn)同度低。有關(guān)不同學(xué)科就業(yè)狀況的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，理工科大學(xué)生在就業(yè)率或就業(yè)形勢上優(yōu)于文科大學(xué)生，在平均月薪上理工科也高于文科。[25]近年來麥可思研究院針對中國大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)狀況進(jìn)行的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，2008屆至2013屆本科畢業(yè)生就業(yè)率排名前十位的專業(yè)中，罕見文科專業(yè)的身影。文科生在就業(yè)上的專業(yè)劣勢可能使他們更為沮喪，并將自己的境遇歸因于學(xué)校，造成對學(xué)校認(rèn)同度不高。[26-27]文科學(xué)生相對就業(yè)難，除了社會轉(zhuǎn)型期外部需求不足外，可能與文科課程設(shè)置偏離了當(dāng)前社會對綜合能力強(qiáng)、可塑性高、文理兼顧的復(fù)合型人才的用人要求有關(guān)。另外，家庭收入水平低、家庭支持少的大學(xué)生可能更為自卑，在待人接物中可能會遭遇更多的困惑，影響到他們對學(xué)校認(rèn)同的感知。有研究者發(fā)現(xiàn)，社會階層背景低的學(xué)生更有可能感到孤獨(dú)或者被疏遠(yuǎn)、被邊緣化，而此類學(xué)生的學(xué)校歸屬感相對較低。[28]

在模型2的基礎(chǔ)上，納入生師互動、同伴合作學(xué)習(xí)、反思整合學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)、深度學(xué)習(xí)動機(jī)等過程變量作為預(yù)測變量，形成模型3。結(jié)果如表1所示：在性別、文理科、家庭收入、家庭支持對學(xué)校認(rèn)同的影響基礎(chǔ)上，生師互動、同伴合作學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)、反思整合學(xué)習(xí)、深度學(xué)習(xí)動機(jī)能正向預(yù)測大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同。

生師互動越多，同伴合作學(xué)習(xí)越頻繁，學(xué)生不僅能獲得較高的知識、技能方面的成就，而且能獲得更多的社會性成長經(jīng)驗(yàn)，學(xué)校獲益的增加提升了大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同。史靜寰等研究發(fā)現(xiàn)，不論對何種類型的學(xué)校，生師互動都與學(xué)生學(xué)習(xí)成績排名、社會性成長和在校滿意度正相關(guān)。[29]史靜寰等[22]、王紓[30]的研究均發(fā)現(xiàn)，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(bào)告的學(xué)習(xí)獲益均有正向影響。另外，同伴的支持會激勵學(xué)生積極參與學(xué)校集體活動，而同伴的排斥則會降低學(xué)生對集體的興趣，甚至逐漸遠(yuǎn)離學(xué)校。[1]

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)對大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同具有正向的預(yù)測效應(yīng)。萊爾德等對美國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(bào)告的智力與個(gè)人發(fā)展正相關(guān)，也與學(xué)生的學(xué)校滿意度正相關(guān)。[31]這是因?yàn)?，采用深度學(xué)習(xí)方式的學(xué)生，往往比較投入，有一種挑戰(zhàn)感和成就感，覺得學(xué)習(xí)是一種自我實(shí)現(xiàn)的過程。同時(shí)，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(shí)間，進(jìn)而感覺學(xué)習(xí)成效更大，自然提高了他們對學(xué)校的認(rèn)同度。

（三）非隨機(jī)變動斜率模型的結(jié)果及討論

由于學(xué)校類型（“211工程”大學(xué)、大學(xué)與學(xué)院分別編碼為3、2、1）與學(xué)校整體排名之間存在高相關(guān)（Spearman等級相關(guān)系數(shù)為 0.843，p＜0.001），考慮到將兩者同時(shí)作為預(yù)測變量納入回歸方程會造成較高的多元共線性，本研究在模型3的基礎(chǔ)上，在第二層回歸方程中只納入包含信息量更多的學(xué)校整體排名這一背景變量作為預(yù)測變量，形成模型4。結(jié)果如表1所示：學(xué)校整體排名正向預(yù)測學(xué)校認(rèn)同。這與汪雅霜與王芳的研究結(jié)果[15]類似。他們的研究發(fā)現(xiàn)，“985工程”大學(xué)和“211工程”大學(xué)學(xué)生的學(xué)校歸屬感顯著高于普通高校（優(yōu)勢比分別為2.227、1.265），說明院校聲譽(yù)對學(xué)生的學(xué)校歸屬感產(chǎn)生正向影響。院校的聲譽(yù)越高，學(xué)生的學(xué)校歸屬感就越強(qiáng)，學(xué)生對學(xué)校的認(rèn)同度越高。然而，學(xué)校整體排名如何影響大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同呢？

在模型4的基礎(chǔ)上，在第二層回歸方程中納入學(xué)校支持性環(huán)境、學(xué)校互動質(zhì)量、學(xué)校多元互動頻率作為預(yù)測變量，形成模型5。結(jié)果如表1所示：學(xué)校整體排名變得不再顯著，而學(xué)校支持性環(huán)境對學(xué)校認(rèn)同具有正向的預(yù)測作用。計(jì)算學(xué)校整體排名與學(xué)校支持性環(huán)境的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩者之間的積差相關(guān)系數(shù)r=0.536（p＜0.01）。將學(xué)校整體排名和學(xué)校支持性環(huán)境的相關(guān)性與模型4、模型5的結(jié)果綜合起來，滿足中介效應(yīng)的三個(gè)要件[32]。這意味著學(xué)校支持性環(huán)境在學(xué)校整體排名對大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的影響中起中介作用，即學(xué)校整體排名是通過學(xué)校支持性環(huán)境而對學(xué)校認(rèn)同產(chǎn)生影響。對這一中介作用機(jī)制可做這樣的解釋：整體排名較高的學(xué)校可能具有更好的服務(wù)意識，能充分利用其物力、材料、師資、科研上的優(yōu)勢，對學(xué)生提供全方位的支持與幫助，進(jìn)而提升了學(xué)生對學(xué)校的認(rèn)同感。在學(xué)校整體排名與學(xué)校支持性環(huán)境對學(xué)校認(rèn)同的影響中，后者是最終起作用的力量。學(xué)校支持性環(huán)境得分越高，學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同度就越高，這與先前的研究發(fā)現(xiàn)[9]46一致。究其原因：一方面，學(xué)校從學(xué)業(yè)、交往、社會實(shí)踐、衛(wèi)生保健等方面提供的全面支持使學(xué)生深切感受到學(xué)校的關(guān)心與幫助，基于感恩而在情感上對學(xué)校更為依戀，進(jìn)而對學(xué)校更為認(rèn)同；另一方面，學(xué)校支持性環(huán)境有助于學(xué)生獲得更好的學(xué)業(yè)成就[29-30]，進(jìn)而使學(xué)生在未來的職業(yè)發(fā)展中處于優(yōu)勢地位。大學(xué)生越能感受到學(xué)校對自身成長與生涯發(fā)展的貢獻(xiàn)，越能對學(xué)生產(chǎn)生歸屬感，學(xué)校認(rèn)同度也就越高。

四、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本研究獲得如下結(jié)論：（1）院校之間差異能夠解釋大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同6.7%的變異；（2）在個(gè)體層面，男性、理工科、家庭收入與家庭支持水平高的大學(xué)生具有較高的學(xué)校認(rèn)同度，生師互動、同伴合作學(xué)習(xí)、高水平學(xué)習(xí)、反思整合學(xué)習(xí)、深層學(xué)習(xí)動機(jī)能夠正向預(yù)測大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同；（3）在學(xué)校層面，學(xué)校支持性環(huán)境能正向預(yù)測大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同。

（二）建議

1.為不同類型大學(xué)生提供針對性指導(dǎo)和幫扶

本研究發(fā)現(xiàn)，女性、文科、家庭收入與家庭支持水平低的大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同度較低。因此，學(xué)校要根據(jù)不同類型學(xué)生的特點(diǎn)開展針對性指導(dǎo)和幫扶，特別要關(guān)注弱勢學(xué)生的成長，增強(qiáng)他們的學(xué)校適應(yīng)性，提高他們的學(xué)業(yè)成就。對女生，一方面要呼吁政府制定限制就業(yè)歧視的政策與法律，對勞動力市場行為及政策進(jìn)行督查與評估，防止出現(xiàn)針對女大學(xué)生的性別歧視或性別限制，提高女大學(xué)生對學(xué)校教育價(jià)值的認(rèn)同；另一方面，學(xué)校要通過課程設(shè)置、教學(xué)與課外活動等途徑向女大學(xué)生賦權(quán)和加強(qiáng)職業(yè)能力建設(shè)，培養(yǎng)女大學(xué)生積極的性別意識，增強(qiáng)其自信意識和主體意識，克服自我定位時(shí)的“弱者意識”，提升其職業(yè)期望。對文科生，學(xué)校要加強(qiáng)職業(yè)規(guī)劃能力培養(yǎng)，引導(dǎo)其進(jìn)行合理的就業(yè)歸因，樹立適當(dāng)?shù)穆殬I(yè)期望，增強(qiáng)職業(yè)發(fā)展自信。同時(shí)，學(xué)?？稍谕ㄗR課程體系中增加現(xiàn)代科學(xué)與技術(shù)的份量，增加實(shí)用知識的教學(xué)，提高文科生的綜合素養(yǎng)與“創(chuàng)業(yè)能力”，增強(qiáng)其就業(yè)“軟實(shí)力”。對家庭收入不高、家庭支持少的弱勢大學(xué)生，要給予“積極性差別待遇”，建立經(jīng)濟(jì)支持、心理與學(xué)習(xí)指導(dǎo)、人際關(guān)系調(diào)節(jié)、就業(yè)指導(dǎo)等多方面的綜合救助體系[33]，以增強(qiáng)他們的學(xué)校適應(yīng)性，切實(shí)保障弱勢大學(xué)生的全面與可持續(xù)發(fā)展。

2.營造聚焦學(xué)生學(xué)習(xí)的生師、生生積極互動的良好氛圍

本研究發(fā)現(xiàn)，生師、生生圍繞著學(xué)習(xí)活動開展的人際互動頻率與大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同正相關(guān)。但我國“985”高校的生師互動、同伴合作學(xué)習(xí)水平遠(yuǎn)低于美國的研究型大學(xué)，差異極其明顯（效應(yīng)量均在0.8以上）。[22]本文的研究結(jié)果顯示，在1-4點(diǎn)評定量表上，生師互動、同伴合作學(xué)習(xí)的得分僅為1.77分、2.18分，表明我國大學(xué)生圍繞著學(xué)習(xí)活動與老師、同學(xué)的交流頻率極低。如果學(xué)生在學(xué)習(xí)過程中“求教而無門”“獨(dú)學(xué)而無友”，不僅難以獲得較好的專業(yè)表現(xiàn)，也使他們感受到學(xué)校生活的沉悶與壓抑，自然難以對學(xué)校抱有積極的情感認(rèn)同。為此，高?？赏ㄟ^制度建設(shè)與資源配置確保生師互動的時(shí)間與空間，建構(gòu)大學(xué)生學(xué)習(xí)共同體，鼓勵學(xué)生通過小組學(xué)習(xí)、項(xiàng)目學(xué)習(xí)、合作學(xué)習(xí)等方式與老師、同學(xué)充分交流，營造聚焦學(xué)生學(xué)習(xí)的生師、生生積極互動的良好氛圍。

3.提升學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)性，推動學(xué)生開展深度學(xué)習(xí)

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)。[34]深層學(xué)習(xí)者具有較高的內(nèi)部學(xué)習(xí)動機(jī)，對所學(xué)內(nèi)容本身抱有興趣，能批判性地審視新事實(shí)和新觀點(diǎn)，在事實(shí)與觀點(diǎn)之間建立聯(lián)系，充分利用證據(jù)進(jìn)行探究與評估，這意味著深層學(xué)習(xí)者采用高水平學(xué)習(xí)、反思與整合學(xué)習(xí)等具有“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)性”的學(xué)習(xí)方式。雖然這些具有“學(xué)業(yè)挑戰(zhàn)性”的學(xué)習(xí)方式需要學(xué)生投入更多時(shí)間來學(xué)習(xí)，但同時(shí)也讓其有更高的學(xué)業(yè)獲得感和學(xué)校滿意度。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)對大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同具有正向影響。史靜寰等指出：“真正卓越的教師并不是向?qū)W生灌輸知識，而是從‘智力上挑戰(zhàn)學(xué)生’，創(chuàng)造環(huán)境，刺激學(xué)生自主與深度學(xué)習(xí)?！盵22]學(xué)生如何學(xué)取決于老師如何教。因此，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(jì)與學(xué)生內(nèi)在興趣、實(shí)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(shí)的世界結(jié)合起來，推動學(xué)生獲得積極的學(xué)習(xí)體驗(yàn)。

4.建構(gòu)全面促進(jìn)學(xué)生身心發(fā)展的校園支持環(huán)境

本研究發(fā)現(xiàn)，在學(xué)校整體排名與學(xué)校支持性環(huán)境對大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的影響中，學(xué)校支持性環(huán)境是最終起作用的力量。從該指標(biāo)的測量內(nèi)容看，學(xué)校支持性環(huán)境包括有助于大學(xué)生學(xué)業(yè)、社會交往、經(jīng)濟(jì)生活、社會實(shí)踐、衛(wèi)生保健、體藝活動等方面身心全面發(fā)展的全方位支持。為此，無論是何種類型的院校，都應(yīng)堅(jiān)持服務(wù)意識，堅(jiān)持以生為本，合理配置資源，創(chuàng)造各種學(xué)習(xí)機(jī)會，給學(xué)生提供學(xué)業(yè)、社會交往、經(jīng)濟(jì)生活、身體鍛煉、藝術(shù)陶冶等全方位服務(wù)，建構(gòu)全面促進(jìn)學(xué)生身心發(fā)展的校園支持環(huán)境，有效地吸引學(xué)生積極參與學(xué)校各項(xiàng)活動，促進(jìn)學(xué)生與學(xué)校的良性互動，提升學(xué)生對學(xué)校的積極認(rèn)同感。