学习幸福感现状调查及提升对策研究——以高职校学生为例

Research on Investigation on the Current Situation of Learning Well-Being and Its Improvement Countermeasures—Taking Vocational College Students as an Example

摘要: 研究目的：高职校学生是产业工人的主力军，在很大程度上决定了未来技术技能人才素质的高低。通过对其学习幸福感进行研究，有助于深入了解学生在学习过程中的心理状态和需求，从而能够针对性地提出措施，促进其更好地学习和成长。研究方法：对常州市200名高职校学生进行问卷调查，运用SPSS26.0软件，进行描述性统计分析、独立样本t检验和单因素方差检验等。研究结论：高职校学生体验到较高的学业支持，对专业认识比较清晰，但学业成就感较低，总体学习幸福感一般。其中三年制学生的学习幸福感较低，五年一贯制学生的学习幸福感较高；女生比男生体验到更大的学业压力，比男生感受到更多的消极学业体验。研究建议：应从设定积极合理的学业目标提高学生的学业控制感、建立积极奋进的同伴关系增强学业支持感、构建积极共创的活力课堂激发学业动力等几方面着手。

Abstract: Research Objective: Vocational college students are the main force of industrial workers, which largely determines the quality of future technical and skilled talents. Studying their sense of happiness in learning helps to gain a deeper understanding of their psychological state and needs during the learning process, enabling targeted measures to improve their learning experience and promote better learning and growth. Research Method: A questionnaire survey was conducted on 200 vocational college students in Changzhou City, followed by descriptive statistical analysis, independent sample t-test, and one-way ANOVA using SPSS 26.0. Research Conclusion: Vocational college students experience high academic support, have a clear understanding of their majors, but have a low sense of academic achievement, and overall academic happiness is average. The learning happiness of three-year students is relatively low, while that of five-year consistent students is relatively high; Girls experience greater academic pressure and more negative academic experiences than boys. Research Suggestion: We should start by setting positive and reasonable academic goals to improve students’ sense of academic control, establishing positive and enterprising peer relationships to enhance their sense of academic support, and building a positive and collaborative classroom to stimulate academic motivation.

1. 引言

学习幸福感是幸福在特定领域的具体化，是学生自定义标准影响因素及目标影响因素的综合评价，是衡量学生学习质量和生活质量的重要综合心理指标[1]。五年一贯制被称为“初中起点大专教育”，由初中毕业生参加入学考试，录取后即进入职业技术学校(简称“高职校”)学习[2]。目前，职业教育机构的学生评价体系仍然相对单一，以“分数论”为主，学习观念根深蒂固，学生学习负担过重。尽管学生的技能和文化水平很高，但他们花了很多时间学习，导致学习效率不高、学习幸福感较低。在当前的入学和毕业考试选拔制度下，基于学习成绩，学生被分流进普通高中和职业学校，前50%多的学生进入普通高中，且这一比例有逐年上升的趋势。由于中考失败，高职校学生在学校环境中面临各种挫折，导致了强烈的学习挫败感。在对学生的研究中，显示出了较少的乐观心理、更多的悲观心态，以致部分学生出现了习得性无助感[3]。崔景贵等(2015) [4]指出，职校生专业学习存在三方面的消极心态：突出的专业自卑心态、普遍的习得性无助感心态、较常见的被动应付心态。实证研究也发现，中职生存在较明显的习得性无助感；学习目的不明确；学习兴趣不高，学习动机普遍不足；学习自我效能感较差。刘玉岳等(2024) [5]指出，学业成就感与学习幸福感、学习价值观及学习态度均呈正相关，为提高学生的学业成就感水平，应着力关注并提高学生的学习幸福感，同时加强树立他们积极的学习价值观及养成良好的学习态度。陈洪岩(2007) [6]指出，学生的学习幸福感受到来自学生、家长、学校教师三方面因素的影响。其中在学生自身因素方面，学习成绩、学习价值观、学习成就感、学习自制力、学习结果归因以及同学关系对于中学生的学习幸福感具有一定的预见效度：在家庭因素方面，家长对学生学习的管教方式对学生的学习幸福感有显著影响；在学校教师因素方面，教师关注、教学学习环境等对学生的学习幸福感具有重要的影响。

虽然高职校与普通高中有着不同的教育目标，但关注学生的学习幸福感是两者要面对的共同问题。如何提升高职校学生的学业幸福感，如何更好地使其实现会学、会说、会做，是职教工作者必须要面临的问题。因此，本研究希望通过对高职校学生学习幸福感的调查，来深入了解学生在学习过程中所体验到的主观幸福感和满意度以及影响学习幸福感的因素[7]。

2. 问卷设计

2.1. 问卷的维度设计、发放与回收

本问卷是在张长英(2018) [8]等人编制的中职生学习主观幸福感问卷的基础上进行的深化。问卷分成了两部分，分别是量表部分(14道题)和人口统计学部分(5道题)，共19个项目。其中量表部分分为3个维度，分别是学业支持、学业成就和学习体验。学业支持方面包括三个项目，主要涉及学生在学习过程中感受到的来自政府、学校和家长的支持；学业成就方面包括四个项目，主要描述学生在学习过程中获得的成就感和满足感；学习体验方面包括七个项目，主要描述学生对学习的情感反应，包括积极和消极方面[9]。针对常州市高职校，共发放了242份问卷，成功回收了230份，回收率达到100%。在排除无效问卷后，最终得到了200份有效问卷，有效回收率为86.96%。整个调查数据的整理与统计采用了SPSS26.0软件。

2.2. 问卷的信度与效度

1. 问卷信度

信度(Reliability)涉及到测验结果的一致性、稳定性及可靠性，通常信度分析主要应用于量表。本研究所采用的《高职校学生学习幸福感的调查问卷》采用了结构化量表和调查问卷相结合的形式。在对量表的第6-19题进行数据分析之前，先对学业支持、学业成就和学习体验这三个子维度及总维度进行了信度分析。这些分析需要通过克隆巴赫系数信度检验来完成，具体结果见表1。

Table 1. Reliability analysis of “Survey Questionnaire on Learning Happiness of Vocational School Students”

表1. 《高职校学生学习幸福感的调查问卷》信度分析

维度	克隆巴赫系数	项数
学业支持	0.818	3
学业成就	0.885	4
学习体验	0.993	7
总维度	0.801	14

克隆巴赫系数(Cronbach’s alpha)是一种测量量表可靠性的方法，它是基于某个公式来估计测试内部一致性的可靠性指标，克服了减半方法的一些缺点，用来测量“总和”的一系列同义或平行测量的可靠性，是社会研究中最常用的可靠性指标。通常情况下，该系数越高，表示工具的信度越高。在基础研究中，信度至少应为0.80方被认可；而在探索性研究中，只要信度达到0.70就可以接受，范围在0.70到0.98之间则被视为高信度，而低于0.7则被视为低信度[10]。本问卷三个子维度和总维度的克隆巴赫系数均在高信度的范围内，说明该问卷可以使用。

2. 问卷效度

效度(Validity)是指测量工具或手段能够准确测量出所需测量的事物的程度。本研究对测试量表的14道题进行结构效度分析，包括进行巴特利特球形检验、判断KMO值和Sig值。具体结果详见表2。

Table 2. Validity analysis of “Survey Questionnaire on Learning Happiness of Vocational School Students”

表2. 《高职校学生学习幸福感的调查问卷》效度分析

KMO和巴特利特检验
KMO取样适切性量数		0.92
巴特利特球形度检验	近似卡方	2296.308
	自由度	105
	显著性(Sig)	0

由表1，表2可知KMO = 0.92，大于0.7；在巴特利特球形度检验中p值(Sig)为0.00，水平呈显著相关，说明相关变量非常适合进行因子分析，具有高度的一致性。

2.3. 问卷的描述性统计分析

1. 量表部分14道题的描述性统计结果

问卷的描述性统计分析(Descriptive Statistics Analysis)是问卷调查数据分析中的一个重要步骤，主要用于总结和描述数据的基本特征。对于量表部分三个维度的描述性统计分析见表3。

Table 3. Descriptive statistical analysis of 14 questions in the scale section of 200 questionnaires

表3. 200份问卷量表部分14道题描述性统计分析

量表部分 3个维度	量表部分14道题	最小值	最大值	均值	标准偏差
学业支持	当地政府对我日后的就业提供了一定的政策保障。	1	5	3.98	1.061
	学校硬件设施齐全，促进了我的学习。	1	5	3.97	1.051
	家长的支持让我更有学习动力。	1	5	4.1	0.946
学业成就	我对当前学习成绩感到满意。	1	5	3.57	1.092
	我认为我有能力实现自己的学习目标。	1	5	3.86	0.969
	我对本专业的认知非常清晰，对以后就业充满了希望。	1	5	3.76	1.063
	在学习过程中遇到困难，我能保持乐观开朗的心态。	1	5	3.92	0.953
学习体验	我在班级里经常得到学生学习上的帮助。	1	5	3.85	1.102
	我和学校老师的关系都很融洽。	1	5	3.96	1.022
	我非常认同学校的民主型管理方式。	1	5	3.89	1.039
	我的课堂充满了活力，师生互动很好。	1	5	3.92	1.024
	学习内容难度大，需要掌握的内容多。	1	5	3.42	0.958
	家长的严格管教让我没有时间做自己感兴趣的事情，我的压力很大。	1	5	2.93	1.148
	我家庭的经济状况不太好，有压力。	1	5	2.79	1.181

(1) 学业支持。在被调查的200名学生中，“家长的支持让我更有学习动力”的均值最大，“学校硬件设施齐全，促进我的学习”的均值最小，说明全体样本的中心趋势是家长的支持。其中政府的政策保障和学校硬件设施的完善促进学生学习的均值小于总体均值(4.02 > 3.98, 4.02 > 3.97)，它们是本研究不太被关注的内容群体；而家长的支持大于总体均值(4.1 > 4.02)，它是被调查对象群体主要关注的内容分布。标准偏差均为正数，说明数据分布比较分散。

(2) 学业成就。“我对当前学习成绩感到满意”和“我对本专业的认知非常清晰，对以后就业充满了希望”的均值都小于总体均值(3.78 > 3.57, 3.78 > 3.76)，它们是本研究不太被关注的内容群体；“我认为我有能力实现自己的学习目标”和“在学习过程中遇到困难，我能保持乐观开朗的心态”的均值都大于总体均值(3.86 > 3.78, 3.92 > 3.78)，它们是被调查对象群体主要关注的内容分布。

(3) 学习体验。“我和学校老师的关系都很融洽”的均值最大，“家庭经济状况”的均值最小，说明全体样本的中心趋势是师生之间的关系。其中当“在班级里得到同学的帮助”“认同学校的民主型管理方式”“课堂充满活力”的均值大于总体均值(3.85 > 3.54, 3.89 > 3.54, 3.92 > 3.54)，它们是本研究中被关注的内容群体；而另外两个，即“学习内容难度大，掌握内容多”“家长的严格管教”的均值都小于总体均值(3.42 < 3.54, 2.93 < 3.54)，它们是被调查对象群体不被关注的内容分布。

综上，对各个维度进行了具体的描述性统计分析，它提供了对数据整体特征的快速了解，可以看出大部分学生的学习幸福感，无论在外部因素还是在内部因素的影响下整体都不高，这也为在进一步探索数据或制定决策之前建立起了对高职校学生的基本认识，便于决策的制定。

2. 人口统计学部分5道题描述性统计结果

表4为本研究问卷人口统计学部分的描述性统计分析：男生为184人，占总人数的92%；女生为16人，仅占总人数的8%；男生比例非常大。本次调查对象多集中在16岁及以下，有141人，占总人数的70.5%。学生的培养类型多为五年一贯制，有155人，占总人数的77.5%；三年制中专有45人，占总人数的22.5%。共有95人是独生子女，占总人数的47.5%；而105人不是独生子女，占总人数的52.5%。其中，非独生子女的家庭，多数为两个孩子；在户籍所在地中，农业户口有149人，占74.5%；非农业户口有51人，占25.5%。均值代表集中趋势，培养类型的均值最高；标准偏差代表波动，年龄的标准偏差最大，性别的标准偏差最小。

Table 4. Descriptive statistical analysis of 5 questions in the demographic section of 200 questionnaires

表4. 200份问卷人口统计学部分5道题描述性统计分析

变量	选项	频率	百分比(%)	均值	标准偏差
性别	男	184	92	1.080	0.272
	女	16	8
年龄	16岁及以下	141	70.5	1.550	1.050
	17岁	33	16.5
	18岁	10	5
	19岁	7	3.5
	20岁及以上	9	4.5
培养类型	三年制中职	45	22.5	2.360	0.982
	五年一贯制大专	155	77.5
户籍所在地	农业户口	149	74.5	1.250	0.437
	非农业户口	51	25.5
独生子女	是	95	47.5	1.530	0.501
	否	105	52.5

3. 数据分析

3.1. 问卷因子分析——学业支持

学生的心理发展受到自身、家庭、学校、文化环境等因素的影响，是一个十分复杂的系统工程。量表部分从学业支持维度分成了社会补贴的影响、学校硬件设施的影响和家长支持与鼓励的影响；下面分别对学业支持的各个子维度进行分析说明。

首先是社会补贴对学生学习幸福感的影响，社会补贴可以减轻学生的家庭经济负担，为学生提供更好的学习条件。减少经济压力有助于学生集中精力学习，减少因为财务问题而导致的焦虑和压力，一些社会补贴可能包括参与社会活动、培训课程等，这有助于学生建立社交关系、拓展人际网络，社交互动对学生的心理健康和幸福感有积极影响。其次是学校的硬件设施完善能够为学生提供良好的学习环境，这有助于学生集中注意力，提高学习效率，而且先进的硬件设备有助于教师更好地展示和解释知识，提高教学效果。当学生理解和吸收知识更容易时，他们的学习幸福感也会相应提高。最后是家长的支持与鼓励，家长的情感支持对学生的学习幸福感至关重要。在学业压力较大的时候，家长的理解、鼓励和慰问能够缓解学生的焦虑感，使他们感到被理解和被支持。

1. 适应性分析及公因子提取

在对学业支持进行因子分析前，对变量进行巴特利特球形检验，对量表的适应性进行分析，判断KMO值与Sig值，在SPPS26.0中对数据进行处理得出了球形分析结果如表5所示。

Table 5. KMO and Bartlett tests

表5. KMO和巴特利特检验

KMO取样适切性量数		0.694
巴特利特球形度检验	近似卡方	225.158
	自由度	3
	显著性(Sig)	0

由表5可知，KMO = 0.694，在巴特利特球形度检验中的p值(Sig)为0.000，小于0.05，水平呈显著相关。数据相关变量适合进行因子分析，具有高度的一致性。

Table 6. Explanation of total variance in academic support

表6. 学业支持总方差解释

成分	初始特征值			提取载荷平方和
	总计	方差百分比	累积%	总计	方差百分比	累积%
1	2.212	73.725	73.725	2.212	73.725	73.725
2	0.499	16.637	90.362
3	0.289	9.638	100
提取方法：主成分分析法。

由表6可知，旋转后的最大特征根λ = 2.212，大于1。旋转载荷平方和累计总方差达到了73.725%，大于50%。公因子共解释了全部方差的73.725%，说明提取的公因子能够代表原来的关于学生的学习幸福感指标的73.725%，可以较好地解释初始数据，故提取了Y1公因子。

2. 因子载荷

使用凯撒正态化最大方差法进行因子旋转，具体结果见表7。

Table 7. Component matrix a of academic support rotation

表7. 学业支持旋转后的成分矩阵^a

a.仅提取了一个成分。 无法旋转此解。

3. 因子得分

计算成分得分系数矩阵，结果见表8。

Table 8. Score coefficient matrix of academic support components

表8. 学业支持成分得分系数矩阵

问题	成分
	1
当地政府对我日后的就业提供了一定的政策保障。	0.364
学校硬件设施齐全，促进了我的学习。	0.4
家长的支持让我更有学习动力。	0.399
提取方法：主成分分析法；旋转方法：凯撒正态化最大方差法。

由表8可列出该公因子的个体维度的表达式Y1 = 0.364 * X₁ + 0.4 * X₂ + 0.399 * X₃。

3.2. 问卷因子分析——学业成就

量表部分从学业成就维度分成了学生学习成绩的影响、学生对学习目标明确的影响、学生对本专业的认识和对未来展望的影响、学生对自己学习心态的影响。下面分别对学业成就各子维度进行分析说明。

首先是学生自身的学习成绩，对自我成绩满意的学生更容易获得学习幸福感，他们充满了自信，认为自己可以在学习中实现自我价值；其次是明确的学习目标可以为学生提供明确的方向感，学生知道他们正在追求什么，有清晰的目标和愿景，这有助于增强他们的学习动力和意愿，提高学习幸福感；再次是学生对本专业的认识，当学生对自己的专业有深刻的认识时，更容易找到专业中的兴趣点；最后是学生若能保持积极的学习态度，对学习充满动力，这种积极态度有助于提高学生的学习幸福感，反之学生将会很消极，学习幸福感减少。

Table 9. KMO and Bartlett tests

表9. KMO和巴特利特检验

KMO取样适切性量数		0.832
巴特利特球形度检验	近似卡方	573.310
	自由度	6
	显著性(Sig)	0

1. 适应性分析及公因子提取

由表9可知，KMO = 0.832，在巴特利特球形度检验中的p值(Sig)为0.000，小于0.05，水平呈显著相关。数据相关变量适合进行因子分析。

Table 10. Explanation of total variance in academic achievement

表10. 学业成就总方差解释

成分	初始特征值			提取载荷平方和			旋转载荷平方和
	总计	方差百分比	累积%	总计	方差百分比	累积%	总计	方差百分比	累积%
1	3.175	79.370	79.370	3.175	79.370	79.370	2.228	55.707	55.707
2	0.418	10.460	89.830	0.418	10.460	89.830	1.365	34.123	89.830
3	0.225	5.627	95.457
4	0.182	4.543	100.00
提取方法：主成分分析法。

由表10可知，旋转后的最大特征根λ = 1.365，大于1。旋转载荷平方和累计总方差达到了89.830%，大于50%。公因子共解释了全部方差的89.830%，说明提取的公因子能够代表原来的关于学生学习幸福感指标的89.830%，可以较好地解释初始数据，故提取了Y2公因子。

2. 因子载荷

使用凯撒正态化最大方差法进行因子旋转，具体结果见表11。

Table 11. Component matrix of academic achievement rotation

表11. 学业成就旋转后的成分矩阵

序号	题目	1	2
1	在学习过程中遇到困难，我能保持乐观开朗的心态	0.881	0.313
2	我对本专业的认知非常清晰，对以后就业充满了希望	0.877	0.344
3	我认为我有能力实现自己的学习目标	0.747	0.539
4	我对当前学习成绩感到满意		0.926

由表11可知，表中的1~3题代表第一个公因子上载荷较大，属于第一个公因子；表中的第4题代表第二个公因子上载荷较大，属于第二个公因子。由此使用Y2₁和Y2₂两个表达式代表的学业成就对学习幸福感影响的Y2理论模型。

3. 因子得分

计算成分得分系数矩阵，结果见表12。

Table 12. Score coefficient matrix of academic achievement components

表12. 学业成就成分得分系数矩阵

问题	成分
	1	2
在学习过程中遇到困难，我能保持乐观开朗的心态	−0.548	1.204
我对本专业的认知非常清晰，对以后就业充满了希望	0.237	0.168
我认为我有能力实现自己的学习目标	0.561	−0.286
我对当前学习成绩感到满意	0.597	−0.343
提取方法：主成分分析法；旋转方法：凯撒正态化最大方差法。

计算成分得分系数矩阵，结果见表12。由表12可列出关于两个公因子的个体维度的表达式Y2₁，Y2₂

Y2₁ = −0.548 * X₁ + 0.237 * X₂ + 0.561 * X₃ + 0.597 * X₄

Y2₂ = 1.204 * X₁ + 0.168 * X₂ − 0.286 * X₃ − 0.343 * X₄

4. 加权计算

最后一步将原始量表的数值代入公因子的表达式中，求出Y2₁和Y2₂；为了精确分析200份样本的个体值，需进行加权运算，从而得到个体的综合得分模型Y2。

$\text{Y}2=\frac{55.707\%}{89.830\%}{\text{Y}}_{2_1}+\frac{34.123\%}{89.830\%}{\text{Y}}_{2_2}$

3.3. 问卷因子分析——学习体验

量表部分从学习体验维度分成了学生同伴关系相处的影响、学校管理方式的影响、课堂学习氛围的影响、学习内容难度大的影响、父母给的压力的影响和家庭经济状况的影响，下面分别对学习体验各子维度进行分析说明。

第一是同伴关系，能够提供学术上的支持与合作机会。同学之间可以相互帮助，共同解决学习中的问题，促进学科理解，增强学习幸福感，反之则会让学生更加厌恶学习。第二是学校的管理方式，若有明确的规章制度，能够为学生提供一个有序的学习环境，清晰的规定和制度有助于明确学校期望，减少混乱和不确定性，从而提高学生的学习幸福感。第三是课堂学习氛围，如果教师能够充分调动学生的积极性，让他们参加到课堂中去，那学生肯定是非常愿意去学习的，反之如果教师一直打压学生，讲课枯燥乏味，那么学习幸福感自然会降低。第四是学习内容的难度，如果内容难度在学生可接受的范围内，适合他们的最近发展区，那么学生自然会有想去探索的意愿从而获得幸福感，反之内容很难或很容易，都会让他们懈怠。第五是父母给的压力，父母应该以鼓励为主，而不是一昧地施加压力，造成孩子厌恶学习甚至是敷衍了事。第六是家庭经济状况，直接关系到学生能否获得必要的学习资源，如书籍、学习工具、电脑等，经济困难可能导致学生在学习上面临资源匮乏，从而降低学习幸福感。下面分别对学习体验各子维度进行分析说明。

1. 适应性分析及公因子提取

由表13可知，KMO = 0.799，在巴特利特球形度检验中的p值(Sig)为0.000，小于0.05，水平呈显著相关。数据相关变量非常适合进行因子分析，具有高度的一致性。

Table 13. KMO and Bartlett tests

表13. KMO和巴特利特检验

KMO取样适切性量数		0.799
巴特利特球形度检验	近似卡方	951.096
	自由度	0.21
	显著性(Sig)	0

由表14可知，旋转后的最大特征根λ = 2.133，大于1。旋转载荷平方和累计总方差达到了79.561%，大于50%。公因子共解释了全部方差的79.561%，说明提取的公因子能够代表原来的关于学生的学习幸福感指标的79.561%，可以较好地解释初始数据，故提取了Y3₁和Y3₂两个公因子。

Table 14. Explanation of total variance in learning experience

表14. 学习体验总方差解释

成分	初始特征值			提取载荷平方和			旋转载荷平方和
	总计	方差百分比	累积%	总计	方差百分比	累积%	总计	方差百分比	累计%
1	3.746	53.511	53.511	3.746	53.511	53.511	3.437	49.095	49.095
2	1.824	26.050	79.561	1.824	26.050	79.561	2.133	30.467	79.561
3	0.462	6.603	86.164
4	0.360	5.143	91.307
5	0.310	4.428	95.734
6	0.164	2.341	98.076
7	0.135	1.924	100.000
提取方法：主成分分析法。

2. 因子载荷

使用凯撒正态化最大方差法进行因子旋转，具体结果见表15。

Table 15. Component matrix a of learning experience rotation

表15. 学习体验旋转后的成分矩阵

序号	题目	1	2
1	我和学校老师的关系都很融洽。	0.936
2	我非常认同学校的民主型管理方式。	0.913	0.119
3	的课堂充满了活力，师生互动很好。	0.905	0.107
4	我在班级里经常得到学生学习上的帮助。	0.866	0.108
5	我家庭的经济状况不太好，有压力。		0.901
6	家长的严格管教让我没有时间做自己感兴趣的事情，我的压力很大。		0.878
7	学习内容难度大，需要掌握的内容多。	0.394	0.710

由表15可知，表中的1~4题代表第一个公因子上载荷较大，属于第一个公因子；表中的5~7题代表第二个公因子上载荷较大，属于第二个公因子。由此使用Y3₁和Y3₂两个表达式代表的学习体验对学习幸福感影响的Y3理论模型。

3. 因子得分

计算成分得分系数矩阵，结果见表16。

计算成分得分系数矩阵，结果见表16。由表16可列出关于两个公因子的个体维度的表达式Y3₁，Y3₂

Y3₁ = 0.259 * X₁ + 0.282 * X₂ + 0.273 * X₃ + 0.272 * X₄ + 0.050 * X₅ − 0.081 * X₆ − 0.089 * X₇

Y3₂ = −0.035 * X₁ − 0.048 * X₂ − 0.035 * X₃ − 0.040 * X₄ + 0.316 * X₅ + 0.439 * X₆ + 0.452 * X₇

4. 加权计算

最后一步将原始量表的数值代入公因子的表达式中，求出Y3₁和Y3₂；为了精确分析200份样本的个体值，需进行加权运算，从而得到个体的综合得分模型Y3。

$\text{Y}3=\frac{46.095\%}{79.561\%}{\text{Y}}_{3_1}+\frac{30.467\%}{79.561\%}{\text{Y}}_{3_2}$

Table 16. Score coefficient matrix of learning experience components

表16. 学习体验成分得分系数矩阵

问题	成分
	1	2
我在班级里经常得到学生学习上的帮助。	0.259	−0.035
我和学校老师的关系都很融洽。	0.282	−0.048
我非常认同学校的民主型管理方式。	0.273	−0.035
的课堂充满了活力，师生互动很好。	0.272	−0.040
学习内容难度大，需要掌握的内容多。	0.050	0.316
家长的严格管教让我没有时间做自己感兴趣的事情，我的压力很大。	−0.081	0.439
我家庭的经济状况不太好，有压力。	−0.089	0.452
提取方法：主成分分析法；旋转方法：凯撒正态化最大方差法。

3.4. 问卷因子的整体分析

由表17的单一样本t检验可知，学业支持和学业认知均显著高于中值3.21 [(3.6726 + 3.2447 + 2.7246)/3]，但学习体验却低于中值3.21。这说明了高职校学生有着较高的学术支持，对自己的职业生涯有着清晰的了解，但学习经验相对较低，学习幸福感一般(3.1257 < 3.21)。

Table 17. Overall description of learning happiness and its dimensions

表17. 学习幸福感及各维度的总体描述

	个案数	平均值	标准偏差	t
学业支持	200	3.6726	1.01649	23.271
学业成就	200	3.2447	1.00789	14.659
学习体验	200	2.7246	1.04523	17.245
学习幸福感	200	3.1257	0.97612	12.568

4. 数据解读

4.1. 高职校学生学习幸福感的性别分析

本次选取的对象大多集中在计算机专业，因此男生数量居多。原因有：首先，社会文化观念认为计算机科学更适合男生，导致女生可能感到缺乏自信或不受鼓励。其次，计算机领域普遍存在的性别偏见和歧视，使得女生望而却步。再次，计算机专业的学科性质可能被认为对女生不够友好，如较强的逻辑思维和编程技能需求。还有可能是缺乏榜样，使得女生在计算机领域缺乏可信的导师或引导。最后，一些女生可能更倾向于其他领域，如艺术、社会科学或医学，而非计算机科学。本研究因为男女比例严重失调，故不进行学习幸福感的性别差异比较。

4.2. 高职校学生学习幸福感的独生子女差异比较

通过表18的独立样本t检验可知，学业支持和学习体验在独生子女方面不存在显著差异，这说明家中无论是一个孩子还是多个孩子的学习幸福感均差别不大，但学业成就在是否为独生子女方面存在显著差异(p = 0.009)，说明了学业成就从平均数上来看，具有统计学意义的差异，独生子女的学习成绩、心态与对自身专业的认识和对未来的展望等方面比非独生子女要强一些。

Table 18. Comparison of differences in learning happiness among only child status

表18. 学习幸福感在是否为独生子女上的差异比较

维度	请问您是否为独生子女	个案数	平均值	标准偏差	标准误差平均值	t
学业支持	是	95	4.7713	1.06105	0.10886	1.308
	否	105	4.5833	0.97087	0.09475
学业成就	是	95	4.0642	1.14373	0.11734	0.009
	否	105	3.9549	0.91866	0.08965
学习体验	是	95	4.3369	1.12264	0.11518	0.802
	否	105	4.2181	0.97189	0.09485

4.3. 高职校学生学习幸福感的户籍所在地差异比较

通过表19的独立样本t检验可知，学业支持、学业成就和学习体验在户籍所在地上均不存在显著差异，说明高职校学生无论是在农村还是在城市，即农业户口还是非农业户口，在学习幸福感上不存在差异，对于学习的幸福感没有太大的体现。

Table 19. Comparison of differences in learning happiness in registered residence

表19. 学习幸福感在户籍所在地上的差异比较

维度	请问您的户籍所在地	个案数	平均值	标准偏差	标准误差平均值	t
学业支持	农业户口	149	4.6936	1.02642	0.08409	0.498
	非农业户口	51	4.6114	0.99435	0.13924
学业成就	农业户口	149	4.0156	1.05475	0.08641	0.205
	非农业户口	51	3.9812	0.96574	0.13523
学习体验	农业户口	149	4.3089	1.06085	0.08691	0.794
	非农业户口	51	4.1741	1.0016	0.14025

4.4. 高职校学生学习幸福感的培养类型差异比较

单因素方差分析用于检验不同分组数据是否存在显著性差异，通过单因素方差检验可知，学生学习幸福感，在性别上不同程度地存在显著差异(p < 0.05)。

1. 三年制学生与五年一贯制学生在学业支持上的均值分别为：4.3977 ± 0.792，4.6565 ± 0.802；由于满足方差齐性，采用单样本方差检验，方差分析结果p值为0.047 < 0.05，统计结果显著，说明不同的学生培养类型在学业支持上存在着显著差异，五年一贯制的学生在日后就业的政府政策保障上比三年制中职学生更加完善，家长也更支持孩子去读毕业后拥有专科文凭的五年一贯制。

2. 三年制学生与五年一贯制学生在学业成就上的均值分别为：3.6504/3.9926；由于满足方差齐性，采用单样本方差检验，方差分析结果p值为0.041 < 0.05，统计结果显著。说明不同的学生培养类型在学业成就上存在显著差异，五年一贯制学生由于年龄的增长和对所学专业的日渐了解，为了以后的就业，他们比三年制中职的学生更加懂得学习的重要性，注重自己学习目标的制定和学习成绩的提升。

3. 三年制学生与五年一贯制学生在学习体验上的均值分别为：3.8515/4.2568；由于满足方差齐性，采用单样本方差检验，方差分析结果p值为0.026 < 0.05，因此统计结果显著，说明不同的学生培养类型在学习体验上存在显著差异，五年一贯制学生在学习体验上的学习幸福感更强烈一些。三年制中职学生的学习时间相对较短，更加注重职业技能的培养与实践，因此他们可能更专注于具体职业技能的训练，学习内容更加实际、紧凑；五年一贯制学生则需要更多的时间来学习基础理论和专业知识，并进行实践和实习，他们的学习内容更加全面且深入，这导致两者在学习过程中的体验有所不同。

4.5. 高职校学生学习幸福感的年龄差异比较

1. 16岁及以下与17岁与18岁与19岁与20岁及以上在学业支持的均值分别为：4.7489/4.6530/4.2630/ 3.9924/4.5346；由于满足方差齐性，采用单样本方差检验，方差分析结果p值为0.221 > 0.05，因此统计结果不显著，说明不同年龄的学生在学业支持上不存在显著差异。

2. 16岁及以下与17岁与18岁与19岁与20岁及以上在学业成就上的均值分别为：3.9791/4.1073/ 3.8880/4.0114/4.2000；由于满足方差齐性，采用单样本方差检验，方差分析结果p值为0.931 > 0.05，因此统计结果不显著，说明不同年龄的学生在学业成就上不存在显著差异。

3. 16岁及以下与17岁与18岁与19岁与20岁及以上在学习体验上的均值分别为：4.3270/4.2681/ 3.9405/3.6746/4.3150；由于满足方差齐性，采用单样本方差检验，方差分析结果p值为0.047 < 0.05，统计结果显著，说明不同年龄的学生在学习体验上存在显著差异。16岁及以下的学生可能对学习的兴趣和专注力不高，需要更多的互动和游戏元素来激发他们的学习兴趣；17、18、19岁的学生则更注重实际应用和自主学习，他们需要更多的挑战和自我探索；而20岁以上的学生则更重视理论知识和专业发展。

5. 结论与对策建议

5.1. 结论

1. 高职校学生学习幸福感影响因素从量表来看分为3个维度共14个指标

高职校学生学习幸福感的影响主要从学业支持、学业成就和学习体验3个维度进行分析。14个细化的指标既有社会、学校等外界因素对学生学习的影响，也有家长、学生本身的状态影响。更多地是探究高职校学生本身对学习幸福感的感受，凸显了职业教育的特性；其余相关指标可以为进一步认知高职校学生学习幸福感的影响因素并给予解决方案提供参考。

2. 高职校学生的学习幸福感水平整体不高

笔者认为主要原因可能如下：第一是教育环境，包括学校的教育质量、师生关系以及学习氛围，良好的教育环境能够提供适宜的学习资源和支持，使学生获得更好的学习体验和成就感。第二是学习动机，当学生对学习感兴趣、对学习目标有清晰的认识，并且能够获得一定的成就感时，其学习幸福感会增强。第三是学生自身的自信心和自尊心，如果高职校学生拥有良好的自我认知和自我价值感，那么就能够增强学生对学习的积极态度和乐观心态。第四是学生的学业成绩和成就感，取得好成绩和获得学习上的进步会增强学生的自豪感和满足感，从而提升学习幸福感[11]。需要注意的是，每个高职校学生的情况都不完全相同，其学习幸福感受影响的因素可能存在差异。这些因素的重要性也会因个体和环境差异而有所不同[12]。因此，教师和学校应根据实际情况，针对性地关注和支持高职校学生学习幸福感的发展。

3. 三年制中职学生与五年一贯制大专学生在学习幸福感上存在显著差异

主要原因在于：第一，学制上的差异，学制的不同导致学生面临不同的学习压力和学术挑战。三年制中职更加聚焦于职业技能培训，而五年一贯制大专则更注重全面教育。第二，学科和课程设置上，不同学制有不同的课程设置和学科要求，影响学生的学习体验和幸福感，一些学生更喜欢特定学科或课程。第三，教学方法和风格上，学制的不同可能伴随着不同的教学方法和风格。一些学生可能更适应某种教学方式，而另一些学生可能对其他教学方法更感兴趣或更适应。第四，学校环境和文化上，学校的环境、文化和氛围也可能对学生的幸福感产生影响。校园氛围、社交活动以及学校支持系统的质量都可能是关键因素。第五，学生个体差异也是一个重要因素，学生个体兴趣、动机、性格等特质可能导致对学习环境的不同反应。

5.2. 提高高职校学生学习幸福感的对策建议

调查结果发现，高职校学生的学习幸福感并不高，学业成就感偏低。但是获得快乐和幸福的能力是可以培养和学习的。同样，作为学习领域的幸福感也可以通过相关干预方法来激发和提升。现提出以下策略来提高高职校学生的学习幸福感。

1. 设定积极合理的学业目标，有助于提升高职校学生对学业的控制感

为增强高职校学生对学业的控制感，设定积极合理的学业目标至关重要。第一，目标的设定应该具有明确性，学生需要清晰了解目标期望达到的学业成果。这有助于激发学生对目标的明确追求和努力。第二，目标应该是可测量的，学生需要能够用具体的标准来评估他们的学业进展，这有助于形成清晰的学习方向。第三，设定的目标需要符合学生的兴趣和实际能力，确保目标的实现是可行的，避免给学生造成过大的压力。重要的是，学生应该参与目标的设定过程，让他们感到自己对学业方向有一定的控制权，从而增加学业控制感。第四，阶段性目标的设定也是关键，通过逐步挑战学生，让他们逐渐提升学业水平，体验到成就感。通过这样积极而合理的学业目标设定，高职校学生可以更好地理解自己的学习方向，提高对学业的掌控感。

2. 建立积极向前的同伴关系，有助于增强高职校学生在学业方面的支持感

建立积极向前的同伴关系是高职校学生提高学业方面支持感的重要途径。第一，培养团队合作精神，鼓励学生共同努力完成学业任务。通过小组学习项目，激发学生的集体智慧，增加对学业的支持感。第二，创造开放的沟通氛围，鼓励学生坦诚交流。良好的沟通能够促进相互理解，减少误解，形成更为紧密的同伴关系。第三，鼓励学生互帮互助，共同应对学业挑战。建立学习社群，让学生在共同的学业目标下形成相互支持的群体效应。定期组织团队活动，促进学生之间的感情交流，加深彼此之间的了解和信任。通过这些积极的同伴关系，高职校学生能够在集体中感受到支持和鼓励，提高学业支持感。这样的学习社群将为学生提供一个积极的学习环境，激发学习兴趣，增强学业掌控感，促使他们更加积极主动地面对学业挑战。

3. 建设充满活力的课堂环境，有助于激发高职校学生内在的学业动力

构建充满活力的课堂环境是激发高职校学生内在学习动力的关键。首先，创设开放的学习环境，鼓励学生发表自己的观点和创意。教师可以采用互动式教学方法，引导学生参与讨论，从而激发他们的学业内生力。其次，采用多元化的教学资源和教学方法，满足不同学生的学习需求。通过引入实例、案例分析等方式，激发学生的学业兴趣，提高学习的主动性。鼓励学生进行小组合作学习，促使他们在协作中共同创造新的知识。教师应充当引导者的角色，激发学生的学业好奇心和求知欲。最后，定期组织学术竞赛、展示等活动，让学生展示自己的学业成果，增强学业自信心。通过积极共创的活力课堂，高职校学生将更积极地参与学习，激发内生动力，提升对学业的投入度。这种学习氛围不仅促进了学生的知识获取，也培养了学生的创新思维和问题解决能力，为其未来职业发展奠定了坚实基础。

4. 构建积极有效的家校互动平台，有助于提升高职校学生在学业上的表现

搭建积极有效的家校互动平台是助力高职校学生在学业上表现的重要一环。首先，建立在线家长教师沟通渠道，包括即时消息、电子邮件等，以方便家长与教师之间的实时交流。通过定期家长会议，让家长了解学校的教学计划和学生的学习情况，促进更深层次的合作。其次，搭建学校网站或应用平台，提供学生的学业信息、课程表、成绩单等在线服务。这有助于家长更全面地了解孩子的学业状态，从而更有针对性地提供支持和引导。再次，推行定期的家庭作业、学科测评等活动，通过互联网平台展示学生的优秀表现，增强学生的学业自信心，同时让家长更深入地参与孩子的学业过程。最后，鼓励家长参与学校志愿者活动、家庭访谈等，促进家校之间更加紧密地合作，形成共同关心学生成长的良好氛围。通过这样的家校互动平台，高职校学生在学校和家庭之间能够得到全方位的支持，有助于提高学业成就，促使学生更积极地投入学习。

基金项目

2023年度省教育科学规划课题(高职中职重点)，职教专硕培养模式提升研究——以江苏理工学院为例(B/2023/02/94)；2024年江苏理工学院研究生教育教学改革课题，一般课题，研究生创新能力培育和创造活力激发机制研究(项目编号：YJSJG2404)；江苏省终身教育研究2024年度科研项目，新质生产力视角下的行业新工匠培养研究——以新能源行业为例(24SZJ002)。

附 录：高职校学生学习幸福感调查问卷

亲爱的同学：

您好！为了解学生在学习过程中的体验与感受，进行了这次调查，感谢您帮忙填写。由于每个人的学习状态、经历和对自己的看法不同，所以对每一个问题的回答也不同。请您仔细阅读问卷，不必用过多的时间思考，只要按照本人真实想法直接选择即可。选项无正确与错误之分，勾选与您真实情况最接近的选项。选择时请独立思考，勿与同学交流。此问卷为匿名填写，收集的数据仅用于研究使用，不做他用，请放心作答。问卷19道题均为单选题，且均为必选题。

高职校学生学习幸福感研究课题组

1. 请问您的性别。 ○男 ○女

2. 请问您的年龄。 ○16岁及以下 ○17岁 ○18岁 ○19岁 ○20岁及以上

3. 请问您的培养类型。 ○三年制中职 ○五年制大专

4. 请问您的户籍所在地。 ○农业户口 ○非农业户口

5. 请问您是否为独生子女。 ○是 ○否，家中有 个孩子

6. 当地政府对我日后的就业提供了一定的政策保障。

很不符合 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很符合

7. 学校硬件设施齐全，促进了我的学习。

很不同意 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很同意

8. 家长的支持让我更有学习动力。

很不同意 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很同意

9. 我对当前学习成绩感到满意。

○很不符合 ○不符合 ○一般 ○符合 ○很符合

10. 我认为我有能力实现自己的学习目标。

很不符合 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很符合

11. 我对本专业的认知非常清晰，对以后就业充满了希望。

很不同意 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很同意

12. 在学习过程中遇到困难，我能保持乐观开朗的心态。

很不同意 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很同意

13. 我在班级里经常得到学生学习上的帮助。

很不同意 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很同意

14. 我和学校老师的关系都很融洽。

很不同意 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很同意

15. 我非常认同学校的民主型管理方式。

○完全不符合 ○比较不符合 ○中立 ○比较符合 ○完全符合

16. 的课堂充满了活力，师生互动很好。

很不符合 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很符合

17. 学习内容难度大，需要掌握的内容多。

很不同意 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很同意

18. 家长的严格管教让我没有时间做自己感兴趣的事情，我的压力很大。

很不同意 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很同意

19. 我家庭的经济状况不太好，有压力。

很不符合 ○1 ○2 ○3 ○4 ○5 很符合