大学生人际关系对学业自我满意度的影响——来自S大学本科生的调查分析

崔玉平，宋 妍

（苏州大学 教育学院，江苏 苏州 215123）

一、引言

大学生作为高等教育服务的直接体验者和受益者，他们对“自己所接受的高等教育质量如何”理应有发言权。因此，以学生为本、基于学生视角、关注学生学习体验等逐渐成为高等教育质量评估过程中不可或缺的进步理念。高等教育质量评估的关注点由过去关注财政投入、师生比、设施设备、科研成果、就业率、毕业率等投入和产出类指标，转向了以学生为中心、以学生学习体验为重点、以学生评价为主要信息来源，更多关注课程设置、教学质量、教师教学、考核方式、校园环境、学习资源、人际关系等过程性指标。然而，在突出学生主体地位、关注学生对自身之外“他物”（如高等教育系统）的评价中，却丢失了学生自身感受和自我学业满意度的认知和评价。学生对自己学业表现的认知与评价结果如何、是否满意、高等教育是否满足了学生的学业诉求，这是“以学生为本”的高等教育质量评价的重要维度。笔者前期研究基于学业自我概念理论、顾客满意度理论、院校影响理论，以S大学文科学生为例，考察了院校环境评价对文科大学生学业自我满意度的影响，认识到院校环境变量就包含了人际关系维度[1]，但是，对人际关系影响大学生学业自我满意度的程度、方向与机制还缺乏检验。因此，有必要进一步检视大学生人际关系与其学业自我满意度的关系。

二、概念界定与理论基础

（一）大学生人际关系

人际关系概念可以从多个层面给予解释：1.人际关系表明人与人相互交往过程中心理关系的亲密性、融洽性和协调性的程度[2]；2.人际关系有认知、情感和行为三种心理成分[3]；3.人际关系是在彼此交往的过程中建立和发展起来的人与人之间的心理关系[4]。上述三种观点从狭义的角度揭示了人际关系的内隐特点。广义上看，人际关系是指与个体的一切人际联系[5]，相对来说具有外显特点。本文的大学生人际关系主要指大学生在与周围个体和群体互动交往过程中形成的人际关联状态与紧密程度，更加强调外显特征。

（二）大学生学业自我满意度

根据学业自我概念和顾客满意度的相关理论，并参考文科大学生学业自我满意度的定义[1]，本研究将大学生学业自我满意度定义为大学生自己在接受高等教育过程中对自身学业行为、体验和成果等方面的满意程度。在概念结构上，参考郭成的中国青少年一般学业自我结构模型[6]，形成了本研究大学生学业自我满意度4个内在构成要素，即学业能力、学业体验、学业行为、学业成就价值。

（三）理论基础

在院校影响理论和重要他人影响理论基础上，笔者构建了大学生人际关系对学业自我满意度影响的理论框架。

1.大学生学业自我满意度受到院校环境中人际交往的影响

院校影响理论主要运用社会学理论和实证研究方法探究大学生学习和成长变化的外部原因。阿斯汀（Astin）的 I-E-O（Inputs-Environment-Outcomes，即输入—环境—输出）概念框架是院校影响理论中最早也是最具影响力的理论模型。该理论认为，大学生在高校的成长和发展变化（Outcomes）不仅受到大学生固有的个人特征（Inputs）的影响，更受到院校环境（Environment）的影响。高等教育的“输出”（学生通过高等教育后所形成的个人品质、知识、技能、态度、价值观等）是“输入”（学生个人特征、经历与投入）与“环境”（院校政策、项目、课程、设施以及学校文化、同伴交往、城市人文环境等）的函数[7]。I-E-O模型为后继研究提供了概念框架及方法论上的指引。汀托（Tinto）的学生辍学理论模型指出，学生辍学决定和行为受到院校学术系统和院校社会系统的影响。在学术系统中，教师和学生围绕学业展开正式的和非正式的人际交往；在社会系统中，学生和同伴在各种课外活动中也进行正式的和非正式的人际交往。这些正式和非正式的人际交往能够帮助学生更快、更好地融入院校学术和社会系统，促使学生在高校学习生活中成长和发展，避免发生辍学行为[8]。相对于其他院校影响模型，汀托的学生辍学理论模型在高等教育领域的应用最为广泛。尽管汀托的关注点在于大学生辍学，但是该理论同样可以用于研究大学生其他方面的学习活动。在帕斯卡雷拉（Pascarella）等人的一般化评估模型中，学生学业和认知性发展取决于五大要素（院校结构与特征、院校环境、学生背景与特征、校园人际互动、学生努力质量）的直接和间接影响。其中，学生背景与特征、学生努力与校园人际互动起到直接影响，且学生努力质量取决于学生特质、校园环境和存在于同伴和教师之间的社会交往。同时，帕斯卡雷拉等人强调，在考察高等教育质量时，从学生与同伴和教师等人的社会性交往来了解院校对学生学习和认知变化、社会心理变化所形成的影响，这比考察院校特征结构的影响更为有效[9]。再者，魏德曼（Weidman）强调，想要全面了解院校环境的影响，就必须将关注点集中于学生社会化过程，其中包括学生人际互动、内省过程和融入。同时，他还将研究视角扩展到院校外部，考虑到大学生与父母和校外群体的交往对其社会化的影响[10]。国内学者研究发现，大学生在校期间与同伴和教师的交往水平与学生的学业成绩、获奖次数有很强的关联性，大学生学业成就（核心胜任力、公民意识和专业素养）的提升也受到师生互动的影响[11]。由此可见，大学生与同伴、教师及父母的人际交往是其学业、认知,甚至是社会心理等方面成长与发展的重要影响因素。

2.大学生学业自我满意度受到重要他人的影响

金（Kim）和萨克斯（Sax）指出，已有的研究成果证实了师生交往对大学生学习和发展的重要性，却将大学生学业或认知方面的成就当作师生活动的副产品，忽视了师生交往及其与大学生社会心理发展方面的关系，如学业自我概念的研究。为此，他们研究证明师生交往对大学生的学业自我概念产生影响，且那些与教师关系好（学生曾去教师家做客）的学生学业自我认知水平较高[12]。国内研究表明，师生关系与同伴关系对学业自我概念有正向预测作用[13]。学业自我概念实际上就是学生在学业情景中所形成的对自己在学业发展方面的比较稳定的认知、体验和评价[14]，与学业自我满意度同属于自我认知、自我评价的社会心理学范畴。个体对自我的认知和评价并非与生俱来，而是在成长和发展过程中与他人和外界的不断交流调整而形成，重要他人对个体价值观及自我认知产生重要影响。学生得到的来自重要他人的反馈和评价逐渐影响学生对自我和自我学业的认知，现有研究证实了这一影响的存在[15]。有研究表明，学校环境中的重要他人也会影响学生学业自我的形成与发展，如同伴关系对学生学业自我概念的影响，教师评价对学生学业自我形成和发展的影响[16]。这使得教育工作者能够通过重要他人的评价，避免部分学生陷入“低学业自我概念—较低学业成就—较低学业自我概念”的恶性循环。对于大学生而言，重要他人一般是教师、同伴、家人及其崇拜对象。高等教育环境中教师、同伴以及高等教育环境之外的家人在与大学生交往互动时，对大学生学业及非学业行为及绩效的评价能够影响大学生认识和评价学业自我。本研究中的学业自我满意度是由学业自我概念衍生而来，是学生对自身学业表现、行为及成果等方面的认知和评价，受到大学生重要他人的影响。

综上所述，大学生求学期间与教师、同伴、家人等重要关系人形成的人际关系之所以能对其学业自我满意度产生影响，原因在于一方面大学生人际关系越好，从重要他人那里得到学业方面的积极的正面激励性评价相对较多，促使其学业满意度得以提升[17]；另一方面，良好的人际关系有利于大学生处于和谐舒畅的心理环境和学习环境中，而获得舒畅顺心的学习与生活体验有利于大学生学习行为不间断进行、有利于学习能力和学习动力的提升，进而提高大学生学业自我满意度。

三、研究方法

（一）样本结构与特征

采用分层集束抽样的方法，将S大学本科生按年级、专业类型分层，以班级为单位抽取样本。对18个学院共发放问卷950份，剔除无效问卷，回收有效问卷892份（比率为96%）。其中男生332人（37.2%），女生555人（62.2%）（其余比例为缺失值，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（体育、艺术、医科）117人（13.1%）。

本研究同时收集被调查大学生个体特征信息，构建控制变量，包括性别（1=女，0=男）；年级（1=高年级大三和大四，0=低年级大一和大二）；专业类型（1=文科、体育和艺术，0=理科、工科、农科和医科）；独生子女（1=是，0=否）；学生干部（1=是，0=否）；家庭居住地（1=城市，0=乡镇或农村）；家庭月收入（1=一万元以上，0=一万元以下）；父母最高学历（1=高中及以上，0=初中及初中以下）。

（二）问卷质量检验

问卷由三部分构成，第一部分为个体特征调查题，第二部分和第三部分为人际关系子问卷和学业自我满意度子问卷，均采用自陈述方法提供数据信息。首先对两份子问卷数据进行Harman单因素分析，结果显示第一个公因子解释了23.38%的变异，远小于40%的临界值[18]，因此不存在严重的共同方法偏差。使用SPSS19.0和AMOS21.0软件分别对两份子问卷数据进行因子分析和质量检验，先将问卷随机分为大致相同的两部分，利用一半问卷（N=443）的调查数据进行探索性因子分析，再用另一半问卷（N=449）的数据进行验证性因子分析，并用Cronbach’sα 系数检验子问卷总体（N=892）数据的内部一致性。

1.大学生人际关系问卷

根据研究目的，参考相关文献和访谈结果，自编《大学生人际关系问卷》。人际关系量表式问卷包含4个维度：同伴关系、师生关系、家人关系、网络关系（主要指与网络陌生人的关系）。问卷题项采用李克特5点计分，选项从“非常不符合”到“非常符合”，逐级赋值1-5分。通过项目分析和KMO及Bartlett球形度检验之后，进行主成分因子分析，删除质量较差题项，提取4个公因子，累计贡献率约61%，各因子负荷均在0.50以上，各题项共同度均在0.40以上，题项分布符合预期。在验证性因子分析中，4个因子间两两相关性中等（系数在0.01-0.52之间），直接构建一阶验证性因子模型。删除不合格题项后，其余各题项在相应因子上的标准化回归系数均大于0.48（P＜0.001）。模型适配度检验结果显示：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，各因子的组合信度（CR）在0.78-0.92之间，平均方差抽取量（AVE）在0.48-0.64之间，均在可接受范围内。最后保留23个题项，代表性题项包括：“我与同伴相处和睦，关系融洽”（同伴关系维度，7题，Cronbach’sα=0.86）；“我与老师的互动较为频繁”（师生关系维度，5 题，Cronbach’sα=0.88）；“我较少与家人发生争执”（家人关系维度，7题，Cronbach’sα=0.90）；“我与网络上结识的人交谈时感觉舒适而顺畅”（网络关系维度，4题，Cronbach’sα=0.83）。问卷整体 Cronbach’sα=0.87，表明该问卷具有良好的信效度，质量较高。

2.大学生学业自我满意度问卷

在改编国内《青少年一般学业自我概念量表》[19]的基础上形成《大学生学业自我满意度问卷》，并结合访谈结果进行修订，设计4个维度，即学业能力、学业体验、学业行为、成就价值，共包含20个题项。题项采用李克特5点计分，每道题目有满意度和重要性两个量尺，分开测量，需要调查对象作答的选项分为5级，从“非常不满意”到“非常满意”、“非常不重要”到“非常重要”，分别依次逐级赋值1-5分。设计学业自我重要性题项及选项用于测量应答者认知的4个学业自我维度对自身成长与发展的重要性程度。

对每一题项在满意度和重要性上的得分进行配对样本T检验，发现均在0.001的显著性水平上存在差异，说明问卷填答情况良好，并未因题干内容相同而造成回答趋同。同时调查各题项内容对学业自我满意度的重要性程度，目的在于发现学业自我满意度4个维度得分与其重要性得分之间的差异，用于反映大学生学业自我发展诉求和期望与实际满意度之间的差距，信度、效度检验只用于检验量表式问卷的质量。探索性因子分析结果显示，通过KMO和Bartlett球形度检验之后，进行主成分因子分析，删除质量较差题项，提取4个公因子，方差累计贡献率约为68%，各因子负荷均在0.64以上，各题项共同度均在0.56以上，题项分布符合预期。验证性因子分析结果显示，4个因子间两两相关性较高（系数在0.69-0.78之间，P＜0.001），故构建二阶验证性因子模型。各题项在一阶因子上的标准化回归系数均大于 0.65（P＜0.001），一阶因子在二阶因子上的标准化回归系数均大于0.85（P＜0.001）。模型适配度检验结果显示：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。一阶因子的组合信度（CR）在0.79-0.92之间，平均方差抽取量（AVE）在0.48-0.70之间；二阶因子的组合信度（CR）=0.96，平均方差抽取量（AVE）=0.87，均在可接受范围内。学业自我满意度问卷保留17题，代表性题项包括：“自身专业能力提升情况”（学业能力维度，5题，Cronbach’sα=0.89）；“自己在班级学习共同体中体会到的归属感”（学业体验维度，4题，Cronbach’sα=0.76）；“自身学习投入情况”（学业行为维度，5 题，Cronbach'sα=0.90）；“自己取得的学业成就对自身发展的作用和意义”（成就价值维度，3 题，Cronbach’sα=0.85）；问卷整体Cronbach’sα=0.93。这表明该问卷具有良好的信度和效度，质量达标。

四、研究结果

（一）描述性统计分析

表1呈现了两份量表式问卷数据的统计分析结果，从中可以发现，大学生人际关系及其各构成维度的得分较高，说明样本大学生人际关系状态较好，与同伴、教师、家人和网络陌生人之间人际交往较为和谐；在4种人际关系中，同伴关系最好，家人关系次之，师生关系随后，网络关系垫底，符合理性预期。大学生对自己大学期间的学业发展水平以及学业能力、学业体验、学业行为、成就价值4个方面的满意度不高，只有学业成就价值的满意度得分略高于量尺中间值（3分），学业体验、学业能力及学业行为的满意度得分在中间值（3分）上下小幅波动，说明大学生对自身学业过程和表现还不满意。在重要性评价上，大学生比较重视学业自我整体及其各维度的发展，整体得分上看，趋近于“比较重要”（4分），4个维度上，重要性得分均显著高于满意度得分。

表1主要变量的平均数、标准差及相关分析结果（N=892）

通过对大学生学业自我满意度和重要性总体及其各维度得分的配对样本T检验发现，自我满意度得分均小于重要性得分，且二者差异显著（P＜0.01），这说明大学生学业自我各方面的实际满意程度远没有达到期望的重要程度，这在一定程度上反映出大学生学业自我诉求与愿望没有得到充分满足。

相关性分析结果显示，人际关系各维度之间呈低度正相关（相关系数在0.07-0.48之间，P＜0.001），学业自我满意度各维度之间呈中度正相关（相关系数在0.55-0.67之间，P＜0.001），人际关系总体及各维度（网络关系除外）与学业自我满意度总体及各维度之间呈显著正相关（相关系数在 0.17-0.86之间，P＜0.01），大学生网络关系与学业体验满意度、成就价值满意度及学业自我满意度呈微弱相关（相关系数小于 0.1，P＜0.05）。

（二）IPA评估法分析

IPA评估法又称为服务重要性—绩效分析法(Importance-Performance Analysis)。该方法借助服务对消费者的重要性和绩效表现程度，评估消费者对服务因素或项目的重要性认识与实际绩效体验之间的关系，为提高服务项目质量、确定服务项目优先改进顺序提供客观依据。采用IPA评估法，比较得分差值，如表2所示，发现“学业行为”和“学业能力”维度因其重要性高、满意度低，导致差值（降序排列）处于第一、第二位，应该优先改进。由于前者与后者相比，具有更高的重要性和更低的满意度，因此，应将大学生学业行为改进放在第一位，而学业能力提升放在第二位；而“学业体验”的重要性和满意度都低，处于次要改进地位，因此，应将学业体验提升放在第三位；“成就价值”维度的满意度和重要性都相对更高，因此，应最后考虑其提升问题。

表2学业自我重要性与满意度得分及其差值

（三）大学生人际关系影响学业自我满意度

为了较为全面地呈现大学生人际关系对其学业自我满意度的影响，构建以学业自我满意度为因变量、以人际关系各维度为自变量的回归估计模型，因变量（大学生学业自我满意度）的取值为4个维度得分的加权平均数，权重系数为原始样本（N=892）数据探索性因子分析中方差极大旋转后公因子的方差贡献率（归一化），引入性别、年级、专业类型、家庭居住地、家庭月收入、父母最高学历、是否独生子女、是否学生干部等8个控制变量，模型1的回归估计结果显示，调整后R方为0.188，F值在P＜0.001水平上显著，说明模型1具有较好的拟合度；自变量多重共线性诊断结果显示，模型1中自变量的方差膨胀系数（VIF）均小于10，可以判定自变量之间不存在严重多重共线性问题；师生关系与家人关系变量的回归系数通过了显著性水平为0.001的检验，网络关系的回归系数没有通过显著性检验，符合理性预期。同伴关系的标准化回归系数较小，且没有通过显著性检验，表明在同时考察其他人际关系影响时，大学生同伴关系对其学业自我满意度的影响不显著，与上文提到的国内外研究结果相悖。本文研究结果没有支持大学生同伴关系显著影响学业自我满意度的结论。

表3大学生学业自我满意度对人际关系的回归估计结果（N=892）

综述大学生同伴关系研究文献时发现，大学生同伴关系确实能对其身心健康[20]、主观幸福感[21]、学校归属感[22]和学校适应[23]等方面产生显著正向影响。在加入学业投入变量后，大学生同伴关系对专业兴趣没有显著影响，但是，寻求教师帮助对大学生专业兴趣能够产生显著的短期影响；亲密的同伴关系对大学生学业兴趣的作用不大，只有学业活动中的同伴关系才能对大学生学业兴趣产生显著影响[24]。发生在课堂环境之中的同伴关系对学习收获产生显著影响，并且师生交流的缺乏对大学生学习获得产生显著负面影响[25]。因此提出假设，认为大学生同伴关系能对其学业自我满意度产生显著影响，但是同时考察同伴关系、家人关系、师生关系的影响时，同伴关系对学业自我满意度的影响变弱，甚至不显著，而网络关系因为与学业活动没有直接关系，它对大学生学业自我满意度始终没有显著影响。

为了验证上述假设，将大学生人际关系的4个维度逐步带入模型2、3、4、5中，结果如表3所示，发现模型2仅引入同伴关系一个自变量时，其标准化回归系数显著（P＜0.001）；在模型3中增加家人关系这个自变量，同伴关系的标准化回归系数变小且显著性降低（P＜0.01）；在模型4中再追加师生关系自变量，发现同伴关系的标准化回归系数进一步变小，且不再显著，师生关系的标准化回归系数最大（P＜0.001），家人关系其次（P＜0.01）；模型1和模型5的估计结果显示，大学生网络关系对学业自我满意度缺乏解释力或预测力，说明大学生与网络陌生人的人际交往对学业自我满意度无显著影响。至此，笔者认为只有与学业活动高度相关的人际关系才能对大学生学业自我满意度产生显著正向影响。

五、研究结论及讨论

（一）样本大学生人际关系较为和谐，学业自我满意度水平不高，在学业能力、学业体验、学业行为和成就价值4个方面的高等教育诉求没有得到完全满足

研究发现，大学生人际关系总体上处于比较和谐状态。这与已有的研究结果一致[26][27]。例如，有研究发现，54.8%的大学生满意自己的人际关系，39.1%的同学觉得自己的人际关系一般，而仅有4.1%的同学认为自己人际关系很差[28]。大学生人际关系困扰严重的仅占14.5%，其中人际关系障碍者仅占2.9%[29]。这可能是中国儒家“以和为贵”传统文化影响的结果。中国人际关系中存在尚合观，与西方人大多以“平等协商”和“理性竞争”作为平衡人际关系的基本准则相比，中国人自先秦以来就非常推崇“和”[30]。在同伴、教师、家人和网络4个群体中，大学生与家人关系最好、与同伴关系次之、与教师关系一般，而与网络陌生人关系最差。究其原因可能有多种。受我国先前“计划生育”政策的影响，现代家庭子女较少，大学生从小就受到父母和家人的较多疼爱和妥帖照顾，弥补了由人际交往不足带来的部分情感真空。我国高校学生集体住宿制和辅导员制，为大学生与同伴及教师的交往提供了便利。但是，我国教育情景中，教师权威深入学生内心，又由于高校教师将更多时间用于科研，学生与教师交往时间和频次较少。虚拟社会中的情感关系可以看作是对现实社会中情感人际关系的补充[31]。只有在现实交往中无法建立情感关系时，才有可能建立和发展网络情感关系。而现实生活中，大学生人际交往总体状态较好，基本能够满足当代大学生的情感需要，这使得本研究样本大学生的网络交往得分最低。

大学生对自己在高校中的学业发展不是很满意，这与以往的研究结论相似。例如，对5所高校调查研究发现，本科生学业自我得分略高于中间值3分（5分制），本科生对自己学业表现的评价一般[32]。研究大学生英语成绩、学习归因与学业自我概念关系时发现，大学生对自己学业评价中等[33]。本研究结果显示，大学生认为学业能力、学业体验、学业行为和成就价值对自己来说比较重要，其中学业行为表现最为重要，学业成就价值作用次之、学业能力弱之，而学业体验最不重要。这反映出学生更倾向于通过实际行动和自身努力来提高成绩和学业能力[34][35]，因为受到应试教育理念影响，学生重视结果而忽视学习过程体验，导致大学生为达到理想的学业目标而坚持不快乐甚至痛苦的学习行为。从学业自我各维度满意度得分来看，大学生在学业成就对自身素质提升、职业发展、能力体现所起到的作用方面最满意，对大学期间的学业体验有一定程度的不满意。这可能是因为应试教育固然能够给大学生带来较高的学业成就，对未来找工作、展现自己能力起到作用，但是枯燥呆板、缺乏多样化实践活动的学习并没有形成较强的专业能力，反而令大学生学业体验不良。这表明，样本大学生在学业能力、学业体验、学业行为和成就价值方面的学业诉求没有得到完全满足。对全国16所本科院校的调研发现，当前所有类型（“985”、“211”、非“211”）高校的本科大学生对学习过程评价的满意度值与理想值之间存在较大差距，特别是在学生自评与同伴自评两个方面的差距最大[36]。这与本研究结果一致。

（二）师生关系和家人关系能够显著影响大学生学业自我满意度水平，但同伴关系的影响不确定，其影响不仅受到此关系与学习活动的相关性制约，也受到大学生合作学习习惯的制约

研究结果显示，整体上看，大学生人际关系显著影响大学生学业发展满意度。但是，在同时考察同伴关系、师生关系、家人关系和网络关系的影响时却发现，师生关系对大学生学业自我满意度的影响最大，家人关系次之，同伴关系在后，网络人际关系对大学生学业自我满意度的影响不显著。这样的研究结果部分符合了院校影响理论中生生交往、师生交往、家人对于大学生学业“输出”的影响，但是，师生关系、同伴关系、家人关系对大学生学业自我满意度的影响却符合我国教育现状。首先，大学生对学业自我的反思性评价确实受到与教师、同伴、家人交往的影响，但是他们更加看重甚至更加认可教师对其做出的学业评价。现在我国大学课程考核多采用教师主观评分，很少采用标准化测试，这使高校教师在大学生学业课程考核中有很大的自由裁量权。这就决定了当教师评价和同伴评价发生冲突时，同伴评价会让位于教师评价。其次，受早期“计划生育”政策的影响，现在的大学生家庭中的子女数量大多集中在1-2个之间，因此当代大学生从小受到父母及其家人较多的关爱和管束，特别是学业成绩备受关注，一定程度上养成了对父母家人的依赖，父母也惯性地关心大学生学业发展，因此，家人评价多被大学生所认同且比较关心父母对自己学业的看法。再次，大学生与教师、同伴、家人的人际关系越好、越和谐，大学生在与他们交往过程中获得学业评价和学业体验就越积极，同时，获得的支持和帮助也越多，越容易达成学业目标，从而提升大学生对自己学业发展的满意程度。最后，由于大学期间需要生生互动合作或协同完成学业任务的机会较少，大学生与同伴之间交往大多限于生活领域，较少涉及合作学习，再加上自高中以来养成的竞争性学习习惯，导致在同时考察教师关系和家人关系影响时，同伴关系对学业自我满意度的影响变小，甚至不显著。

（三）有必要构建以大学生为中心节点的高校管理者、教师、学生、家长多主体互动的人际网络

马丁（Martin）和道森（Dowson）阐述了人际关系对学业动机与成就的影响。认为众多理论和研究都支持这样的观点，即积极的人际关系，特别是与重要他人的关系是年轻人在社会、情感和学业领域有效发挥作用的基础，提高教育产出成果，很大程度上依赖于学生人际关系，以及学生学业生活中的重要他人[37]。本研究结果已证明，人际关系或多或少、直接和间接地影响着大学生学业发展，良好的人际关系对于大学生社会心理方面的“产出”具有显著促进作用。由于大学校园空间的有限性及人际网络的高度关联性，以大学生为中间节点，很容易将高校中有关当事人，包括行政管理人员、教师、家长、大学生互联为“朋友圈”，形成人际关系网络。该网络系统的根本任务是通过人际网络中各主体的互动和交流，提升大学生学业发展的满意度，进而促进大学生全面成长和发展。由于师生互动交往频率较低[38]，且师生关系对大学生学业发展的强影响[39]，建立良好师生关系成为学校人际网络系统建设的核心。生生关系（同伴关系）在大学生人际关系中所占比重最重，大学生良好生生关系的建立和引导成为人际网络系统建设的重点，和谐的家人交往关系成为人际网络系统建设的要点。

强化师生互动既不是强化教师地位，也不是迫于制度规定。被动关注学生变化，简单地增加课堂提问次数，更不是导师制下的被迫“领养”，而是出于双方自我意愿，让师生交往在教学相长情境下逐步增强。有研究表明，虽然发生在课堂上的正式师生互动、以学业为导向的师生互动比课堂外的非正式师生互动、以社会为导向的师生互动更容易对大学生学习结果产生较大影响，但是课堂外的师生互动、非正式的师生互动及社会导向的师生互动也对大学生非学业的情感、认知成长产生显著影响[40][41]。建立和强化良好的师生关系可以从正式和非正式两个途径出发。在正式途径中，应该以课堂互动为主渠道，通过丰富互动形式，增加互动多样性，激发大学生求知欲，使互动发生在自然和谐的教学氛围中，使高深理论教学情景化、可感化和可视化，实质性增强师生互动的密度和强度。有效沟通实现的两个条件，一是有效沟通情境的创设，二是沟通主体行为的选择[42]。在非正式途径中，创设师生互动情境非常重要。而师生双方建立良性互动关系的前提是降低大学生与教师交往的畏惧情绪，减轻高校教师科研压力。因此，内容丰富的师生合作科研和联谊活动，可以使大学生乐于师生互动；对高校教师帮助指导学生给予更高评价和补助，可以激励教师主动与大学生共处、互动。

同伴是大学生接触最多的利益相关者，但是本研究发现，同时考察家人关系、师生关系、网络关系的影响时，样本大学生的同伴关系对学业自我满意度没有显著影响，因为大学生同伴关系的建立并非基于学业学习的互动合作与研讨交流。要增强同伴关系对大学生学业的积极作用，需要增加大学生同伴交往中的合作学习与合作研究频度。有研究表明，大学生更容易在合作努力中与他人交往和缔结友谊，且合作学习比竞争学习对大学生形成个人技能和完成学业目标更有效[43][44]。为此，学校应该依托互联网技术搭建大学生学习交流“线上+线下”平台，鼓励多种形式的合作学习和项目研究。学习交流“线上”平台建设至少包含所选及可选课程信息、课前预习作业分享、课后作业提交及分享、章节知识小测试、同伴提问与解答交流等功能。学习交流“线下”平台建设以促进大学生合作学习为目标，加强学习环境建设，营造合作学习氛围，以强化学习型校园建设为重点，改变大学生个人孤立静默自习的习惯，扩建正式和非正式的大学生合作学习与创客空间。在相对封闭的正式空间里，大学生与合作同伴交流，各抒己见、自由随性，不用担心自己学习讨论打扰到无关的他人；非正式空间以“校园处处学”为主题，以一张小桌和几把椅子构成开放小空间，合理分布在校园角落或树荫下，方便学生坐下来讨论学习。

现实生活中，中国家长背负多项“使命”，“将孩子送入好大学”可以说是使命之一。本研究表明，家人关系对大学生学业自我满意度影响显著。因此，建议家长在与子女互动交流时，除了询问他们是否“吃饱穿暖”外，也要多关心他们学业发展情况。

本研究还存在一些不足和有待改进之处。首先，本研究所用样本数据来自于一所高校，需进一步扩大抽样范围，提高研究结论的外部效度；其次，本研究中大学生的学业自我满意度的构建建立在学业自我概念理论基础上，只能反映大学生学业自我诉求的满足情况，不能体现大学生所有学业诉求；最后，需要进一步揭示大学生人际关系对其学业自我满意度的影响机制，可能存在某个或某些中介因素有待研究发现。