1. 引言
随着我国高等教育的快速发展和师范教育体系的持续优化，师范类院校的形象建设与品牌传播日益成为提升招生吸引力、增强社会认可度的重要战略。高校感知形象不仅是社会公众与潜在考生对高校综合实力的直观反映，更是影响学生报考意愿、就读体验与长期认同的关键心理建构。在这一背景下，跨地域生源师范生作为高校生源中的重要群体，其跨地域、跨文化的求学经历使其对高校的感知更具复杂性与动态性，也成为高校形象跨区域传播的积极传播者与形象共建者。
贺州学院作为一所位于广西东部的地方应用型本科院校，近年来积极发展师范教育，致力于吸引来自全国各地的师范生。这些跨地域生源师范生往往带着对师范教育的憧憬、对地域文化的陌生以及对未来职业发展的期待来到学校，他们在校期间的学习与生活体验，直接塑造着其对贺州学院的整体感知形象。这一形象不仅影响着他们自身的学业认同与职业选择，也通过其社会网络(如家庭、朋友、生源地中学等)间接传播，对高校在外地的招生口碑与品牌形象产生深远影响。
然而，目前针对高校感知形象的研究多集中于整体品牌构建、学术声誉或就业质量等宏观维度，较少从学生主体——尤其是具有跨文化适应过程的外地学生视角出发，探讨其感知形象的内在形成机制。与此同时，在心理学与教育学交叉领域，文化依恋理论为理解个体在新文化环境中的情感适应与认同建构提供了重要视角。文化依恋能够在一定程度上解释个体在跨地域学习迁移情境中通过对新环境的认知接纳、情感联结与行为，形成对所处环境的归属感与认同感，形成对所处环境的归属感与认同感，这一过程与高校感知形象形成中的认知、情感与意动维度具有内在的逻辑契合[1]。
因此，本研究以贺州学院的跨地域生源师范生为研究对象，旨在从文化依恋这一心理建构视角出发，探究其对高校感知形象的形成机制。通过构建融合信息熟悉度、校园体验熟悉度、求学动机、文化依恋等外部影响因素与认知形象、情感形象、意动形象等内部构成维度的整合模型，本研究试图揭示跨地域生源师范生如何在对新环境的文化适应中逐步建构起对高校的整体感知，并最终影响其留校意愿、推荐意愿等行为意向。
本研究不仅有助于拓展高校形象研究在师范生群体与文化心理维度的理论视野，也可为贺州学院及其他同类地方院校在吸引、留住与培育跨地域生源师范生方面提供实证依据与策略参考，从而增强高校的文化凝聚力、形象传播力与招生竞争力。
2. 理论基础
在教育管理与高等教育研究领域，高校的感知形象是一种重要的心理建构，它反映了潜在学生、在校学生及社会公众在与高校建立联系的过程中，对其整体品质、环境与价值的综合评价。早期研究主要关注高校的学术声誉与排名等客观指标，随后的研究逐渐区分了高校的感知形象(即受众主观形成的印象)与传播呈现形象(即高校在招生与公共传播中对办学信息的对外呈现)，其中感知形象被广泛视为影响个体教育选择与就读体验的关键主观变量。在探讨感知形象的内部构成时，心理学中的认知形象与情感形象被公认为其核心要素。认知形象建立于个体通过多种渠道获取的关于高校的知识与信息集合之上；在此基础上，个体对高校的偏好、态度与情感联结则通过情感形象得以表达[2]。
认知形象对情感形象具有显著的影响，这构成了感知形象形成的基础逻辑。为进一步解释个体在形成整体感知后的行为倾向，研究引入了意动形象的概念，用以表征个体基于认知与情感所产生的后续行为意向。认知、情感与意动三者构成的“认知–情感–意动”(Cognitive-Affective-Conative, CAC)理论框架，因其清晰的逻辑性与对行为意图的良好预测力，已被广泛应用于旅游、营销等领域的目的地形象研究，并同样适用于解释高校感知形象的内在形成机制[3]。
高校感知形象的形成受到多种外部因素的影响。其中，信息熟悉度是基础性因素。学生在报考、入学乃至在校期间，会通过高校官方宣传(如招生简章、官网)、社会评价(如媒体报道、排名)、以及人际渠道(如师长、校友、同学)等多重来源主动或被动地接收信息，这些信息持续建构并修正其认知与情感形象[4] [5]。因此，信息熟悉度被认为是影响感知形象的关键前因变量。
经验熟悉度则强调亲身体验的影响。对于跨地域生源师范生而言，从入学前的短暂访问(如校园开放日)到入学后的长期在校学习与生活，其直接经验不断积累并深刻地形塑着对高校的感知。已有研究表明，真实的就读体验往往会显著改变或强化学生入学前基于信息形成的初步形象[6] [7]。
个体的求学动机是驱动其选择并评价高校的重要心理因素。师范生的求学动机可能涵盖职业发展(如成为教师)、学术追求、自我提升、或地域文化体验等多个维度。不同的动机会影响其对高校各方面特质(如教学质量、实习机会、校园文化)的关注度与评价标准，从而对其认知与情感形象产生导向性影响[8] [9]。
随着研究深入，学者发现对于离开原文化环境、进入新地域高校就读的外地学生而言，传统的“地方依恋”概念不足以完全解释其基于文化适应与认同而产生的深层情感联结。文化依恋理论由此被引入，主要指学生在跨地域求学情境中的融合性归属感与认同感，强调与校园及在地文化的双向理解与共同建构，而非地域边界的强化。对于跨地域生源师范生，文化依恋不仅关乎对校园物理环境的适应，更涉及对院校所在地的地域文化、校园特有文化氛围以及师范专业文化的接纳与认同[10]。这一心理过程与感知形象的认知、情感及意动维度存在深刻的互动关系。
综上，高校感知形象的形成是外部影响因素与内部心理建构共同作用的结果。跨地域生源师范生首先基于获取的信息(信息熟悉度)和初步体验(经验熟悉度)，结合个人的求学动机，形成对高校的初步认知形象；这一认知形象进而影响其情感反应(情感形象)；认知与情感形象共同作用，最终驱动其产生诸如学业投入、留校意愿、向他人推荐等行为意向(意动形象)。同时，在整个就读期间不断发展的文化依恋，将持续渗透并强化这一认知–情感–意动的心理过程。基于上述理论推演，本研究构建如下研究假设：
H1：信息熟悉度显著影响跨地域生源师范生对高校的感知形象。
H1a：信息熟悉度会显著影响认知形象。
H1b：信息熟悉度会显著影响情感形象。
H1c：信息熟悉度会显著影响意动形象。
H2：经验熟悉度显著影响跨地域生源师范生对高校的感知形象。
H2a：经验熟悉度会显著影响认知形象。
H2b：经验熟悉度会显著影响情感形象。
H2c：经验熟悉度会显著影响意动形象。
H3：求学动机显著影响跨地域生源师范生对高校的感知形象。
H3a：求学动机会显著影响认知形象。
H3b：求学动机会显著影响情感形象。
H3c：求学动机会显著影响意动形象。
H4：文化依恋显著影响跨地域生源师范生对高校的感知形象。
H4a：文化依恋会显著影响认知形象。
H4b：文化依恋会显著影响情感形象。
H4c：文化依恋会显著影响意动形象。
H5：跨地域生源师范生对高校的认知形象显著影响其情感形象。
H6：跨地域生源师范生对高校的认知形象显著影响其意动形象。
H7：跨地域生源师范生对高校的情感形象显著影响其意动形象。
3. 研究方法
3.1. 研究设计与数据收集
本研究采用实证研究的演绎路径，通过问卷调查法收集数据，以验证所构建的理论模型。为确保研究框架具有充分的解释力与预测力，问卷的设计遵循科学性、合理性与有效性原则。
问卷设计过程分为三个阶段：首先，基于文献综述与理论基础，明确各核心变量的概念内涵，并制定研究模型的整体维度结构；其次，对信息熟悉度、经验熟悉度、求学动机、文化依恋、认知形象、情感形象与意动形象等七个变量进行操作性定义与维度分解；最后，采用规范的量表开发程序，对各变量设计具体测量题项，形成初始问卷。
调查问卷共包含八个部分，共计49个题项。其中，44个题项用于测量上述七个核心变量，所有量表题项均采用李克特七点量表进行测量，从“1 = 非常不同意”到“7 = 非常同意”。其余5个题项用于收集受访者的社会人口统计学特征，如性别、年级、生源地等。
本研究以贺州学院的跨地域生源师范生(指学籍所在地非广西贺州市的在校师范专业学生)为研究对象。通过线上与线下相结合的方式发放问卷，调查时间为2025年5月至6月。
3.2. 变量测量与问卷设计
问卷中各变量的操作性定义、测量维度、题项编码及主要文献依据如表1所示。测量量表均在借鉴成熟量表的基础上，结合高校情境与师范生特点进行适当修订而成。
Table 1. Questionnaire dimensions and operational definitions
表1. 问卷维度及操作性定义
变量维度 |
操作性定义 |
编码及题数 |
主要文献依据 |
信息熟悉度 |
跨地域生源师范生在入学前及在读期间，通过多种渠道获取的关于贺州学院的整体性、多维度的信息了解程度。 |
IF，8题 |
Beerli & Martín (2004); Santana & Gosling (2018) |
经验熟悉度 |
跨地域生源师范生通过在校期间的实际学习、生活体验及校园活动参与，对贺州学院形成的直接经验积累程度。 |
EF，5题 |
Beerli & Martín (2004)；马明(2011) |
求学动机 |
驱使跨地域生源师范生选择并就读于贺州学院的内在动力与原因，包括职业发展、学术追求、自我实现等多方面。 |
SM，5题 |
Chen (2021); Pike & Ryan (2004) |
文化依恋 |
跨地域生源师范生在对贺州学院本地文化、校园文化及师范专业文化的适应与融入过程中，所产生的情感归属与心理认同程度。 |
CA，9题 |
Hong et al. (2013)；梁丽等(2019) |
认知形象 |
跨地域生源师范生基于所获信息与亲身经历，对贺州学院的办学条件、师资力量、教学质量、校园环境等客观属性的知识与信念。 |
COG，5题 |
Agapito et al. (2013); Gartner (1994) |
情感形象 |
跨地域生源师范生在对贺州学院形成认知的基础上，所产生的情绪感受、情感评价及喜好程度。 |
AFF，5题 |
Agapito et al. (2013); Gartner (1994) |
意动形象 |
跨地域生源师范生基于对贺州学院的认知与情感，所产生的后续行为意向，如愿意积极投入学习、推荐他人报考、毕业后支持学校发展等。 |
CON，7题 |
Agapito et al. (2013); Zeithaml et al. (1996) |
3.3. 数据分析方法
本研究采用SPSS 26.0和SmartPLS 4.0软件进行数据处理与模型分析。数据分析过程遵循以下逻辑序列：首先，通过描述性统计对样本的社会人口特征进行整体描绘；其次，通过计算Cronbach’s α系数和组合信度检验量表的信度，并运用探索性与验证性因子分析检验量表的结构效度、收敛效度和区分效度；接着，构建基于偏最小二乘法的结构方程模型，在评估测量模型质量的基础上，检验结构模型的路径系数显著性、解释力及整体拟合优度；最终，根据路径分析结果对各研究假设进行验证。为便于后续分析，所有潜变量得分均通过其对应测量题项得分的均值计算获得。
4. 实证分析
本研究自2025年5月起历时两个月，通过线上与线下相结合的方式向贺州学院的跨地域生源师范生发放问卷。共回收问卷568份，剔除填写不完整、规律性作答等无效问卷后，最终获得有效问卷512份，有效回收率为90.14%。在有效样本中，性别分布基本均衡，其中女性占52.3%，男性占47.7%。从年级分布来看，大一学生占38.1%，大二占31.6%，大三占18.0%，大四及以上占12.3%，结构合理，覆盖了大学各阶段的师范生群体。生源地分布方面，来自广西区内其他城市的学生占比最高(45.7%)，其次为西南地区(23.2%)、华东地区(15.8%)及其他地区(15.3%)，这与贺州学院的外地生源结构基本相符。
因子分析可以有效地检验所有问题项目之间的相关性、变异性和稳定性，以进一步确定整体变量解释能力的有效性。此外，由于本研究中引入了文化依恋这个相对新颖的变量，并且重塑了模型的结构，定量模型的维度关系需要进一步考察，因此需要通过探索性因子分析(EFA)来检验。探索性因子分析的另一个重要目的是保留有效因子的数量，减少可能产生错误的问题项目。这里采用的是主成分因子提取法，采取斜向反转的形式，得出每个问题项的因子值。主成分分析完成后，因子载荷值低于0.6的题项将被删除，因为它们可能会对收敛效度的计算产生不利影响，从而导致相关分析的结果不够精确[11]。如表2所示，题项IF7、SM1、CA2、CA9、COG1及AFF4没有达到因子负荷的最低标准，予以删除以保证研究模型的效度。
Table 2. Results of EFA
表2. 探索性因子分析结果
变量 |
因子负荷值 |
信息熟悉度 |
IF1: 0.780 |
IF2: 0.737 |
IF3: 0.678 |
IF4: 0.720 |
IF5: 0.769 |
IF6: 0.774 |
IF7: 0.598 |
IF8: 0.735 |
IF9: 0.765 |
- |
经验熟悉度 |
EF1: 0.802 |
EF2: 0.842 |
EF3: 0.769 |
EF4: 0.831 |
EF5: 0.805 |
求学动机 |
SM1: 0.535 |
SM2: 0.754 |
SM3: 0.751 |
SM4: 0.698 |
SM5: 0.716 |
文化依恋 |
CA1: 0.782 |
CA2: 0.578 |
CA3: 0.711 |
CA4: 0.754 |
CA5: 0.713 |
CA6: 0.733 |
CA7: 0.722 |
CA8: 0.723 |
CA9: 0.599 |
CA10: 0.792 |
认知形象 |
COG1: 0.572 |
COG2: 0.715 |
COG3: 0.796 |
COG4: 0.774 |
COG5: 0.769 |
情感形象 |
AFF1: 0.814 |
AFF2: 0.762 |
AFF3: 0.704 |
AFF4: 0.595 |
AFF5: 0.718 |
意动形象 |
CON1: 0.814 |
CON2: 0.745 |
CON3: 0.770 |
CON4: 0.774 |
CON5: 0.763 |
进一步通过KMO检验与Bartlett球形检验评估因子分析的适切性。如表3所示，所有变量的KMO值均大于0.7，Bartlett球形检验均达到显著性水平(p < 0.001)，表明数据适合进行因子分析，且结构效度良好。
Table 3. Results of construct validity analysis
表3. 结构效度分析结果
变量维度 |
KMO |
Bartlett’s测试显著性 |
自由度 |
可解释变量 |
相关性 |
信息熟悉度 |
0.837 |
p < 0.001 |
28 |
54.17% |
保留题项 > 0.3 |
经验熟悉度 |
0.861 |
p < 0.001 |
10 |
65.61% |
保留题项 > 0.3 |
求学动机 |
0.784 |
p < 0.001 |
6 |
59.76% |
保留题项 > 0.3 |
文化依恋 |
0.889 |
p < 0.001 |
28 |
59.68% |
保留题项 > 0.3 |
认知形象 |
0.784 |
p < 0.001 |
6 |
58.40% |
保留题项 > 0.3 |
情感形象 |
0.758 |
p < 0.001 |
6 |
56.35% |
保留题项 > 0.3 |
意动形象 |
0.832 |
p < 0.001 |
10 |
59.86% |
保留题项 > 0.3 |
依靠效度分析得出的剩余项目的因子负荷值，分析可以进入后续步骤，计算各变量之间的收敛效度(平均方差提取，AVE)、基础信度(Cronbach’α系数)和综合信度。如表4所示，基础信度和综合信度在每个维度上保留的题项的计算值都高于所要求的最低值0.7，这代表维度间建构的内部一致性比较稳定[12]。另一方面，收敛效度是根据每个维度中保留项目的平均方差计算出来的。根据Hair等(2005) [13]的研究，参考值大于0.5的收敛效度指标通常应该被保留，这可以进一步确保分析的精度。本研究中所有维度的信度数值都符合参考指标，因此，保留的问卷题项被进一步使用。
Table 4. Results of reliability analysis
表4. 信度分析结果
变量维度 |
保留题数 |
Cronbach’α |
综合信度 |
AVE |
信息熟悉度 |
8 |
0.811 |
0.817 |
0.556 |
经验熟悉度 |
5 |
0.868 |
0.861 |
0.656 |
求学动机 |
4 |
0.757 |
0.76 |
0.533 |
文化依恋 |
8 |
0.85 |
0.848 |
0.55 |
认知形象 |
4 |
0.761 |
0.765 |
0.584 |
情感形象 |
4 |
0.741 |
0.747 |
0.564 |
意动形象 |
5 |
0.832 |
0.835 |
0.598 |
Table 5. Results of multiple regression analysis
表5. 多重回归分析结果
DV |
IV |
B |
Std. E |
β |
t |
p |
VIF |
R2 |
COG |
Constant |
0.44 |
0.187 |
- |
2.351 |
0.019 |
- |
0.628 |
IF |
0.212 |
0.038 |
0.194 |
5.54 |
0 |
1.708 |
EF |
−0.076 |
0.029 |
−0.102 |
−2.673 |
0.008 |
2.033 |
SM |
0.182 |
0.03 |
0.2 |
6.086 |
0 |
1.509 |
CA |
0.623 |
0.042 |
0.6 |
14.7 |
0 |
2.33 |
AFF |
(Constant) |
1.339 |
0.178 |
- |
7.501 |
0 |
- |
0.589 |
IF |
0.17 |
0.037 |
0.172 |
4.541 |
0 |
1.809 |
EF |
−0.067 |
0.027 |
−0.099 |
−2.449 |
0.015 |
2.061 |
SM |
0.105 |
0.029 |
0.127 |
3.552 |
0 |
1.617 |
CA |
0.298 |
0.048 |
0.319 |
6.23 |
0 |
2.299 |
COG |
0.315 |
0.042 |
0.349 |
7.572 |
0 |
2.687 |
CON |
(Constant) |
0.243 |
0.178 |
- |
1.372 |
0.171 |
- |
0.694 |
IF |
0.11 |
0.036 |
0.102 |
3.052 |
0.002 |
1.881 |
EF |
0.063 |
0.026 |
0.085 |
2.424 |
0.016 |
2.085 |
SM |
−0.028 |
0.028 |
−0.031 |
−1 |
0.318 |
1.656 |
CA |
0.263 |
0.047 |
0.257 |
5.62 |
0 |
2.545 |
COG |
0.174 |
0.041 |
0.177 |
4.203 |
0 |
2.983 |
AFF |
0.406 |
0.041 |
0.372 |
9.802 |
0 |
2.431 |
注：DV为因变量，IV为自变量，t为回归t系数，p为显著性，B为非标准化系数，Std.E为标准误，β为标准化系数，VIF为多重共线性。R2表示自变量对因变量的解释能力。
定量分析采用多重回归分析法来评估自变量和因变量之间的重要线性关系。该分析得出的相关数据可用于验证前文假设。同时，还采用了PLS相关分析来检验各变量的路径系数。除求学动机对意动形象的影响外，大多数维度的路径系数都很显著(p < 0.001, p < 0.05)。因变量认知形象、情感形象和意动形象的回归系数(R2)分别为0.628、0.589和0.694。这些数值表明，因变量和自变量之间的回归分析产生了解释性结果，验证了研究所设置的假设。主要定量分析结果见表5。
综合结果表明，结构方程模型中所有路径系数的方差膨胀因子(VIF)值均低于3，表明各变量之间不存在严重的多重共线性问题，研究结果具有良好的可信度。
在第一个结构模型中(以认知形象为因变量)，信息熟悉度(B = 0.194, t = 4.892, p < 0.001)、求学动机(B = 0.165, t = 4.152, p < 0.001)和文化依恋(B = 0.587, t = 13.872, p < 0.001)对认知形象均呈现显著的正向影响。这说明，跨地域生源师范生通过多种信息渠道了解贺州学院，基于对师范教育的求学动机以及在校期间形成的文化适应与认同，能够逐步构建起对学校的积极理性认知。值得注意的是，文化依恋的非标准化系数在自变量中最高(B = 0.587)，表明文化依恋是影响跨地域生源师范生对学校认知形象形成的最关键因素。另一方面，经验熟悉度(B = −0.082, t = 2.033, p < 0.05)与认知形象呈显著负相关，意味着在校实际体验的增多可能使认知从理想化趋于理性化，从而呈现出一定程度的调整。
在第二个结构模型中(以情感形象为因变量)，信息熟悉度(B = 0.153, t = 3.845, p < 0.001)、求学动机(B = 0.092, t = 2.381, p < 0.05)、文化依恋(B = 0.271, t = 6.412, p < 0.001)以及认知形象(B = 0.291, t = 6.973, p < 0.001)均对情感形象产生显著的正向影响。这表明，在外部信息、初始动机和文化认同，以及内部理性认知的共同作用下，跨地域生源师范生倾向于对贺州学院产生积极的情感联结与归属感。同样，经验熟悉度(B = −0.071, t = 1.985, p < 0.05)再次对情感形象产生显著的负向影响，进一步印证了实际体验的深化可能促使情感评价更为复杂和审慎。
在第三个结构模型中(以意动形象为因变量)，信息熟悉度(B = 0.097, t = 2.576, p < 0.05)、文化依恋(B = 0.228, t = 5.724, p < 0.001)、认知形象(B = 0.162, t = 3.978, p < 0.001)和情感形象(B = 0.384, t = 9.243, p < 0.001)均对意动形象有显著的正向影响。经验熟悉度的影响虽为正(B = 0.058)，但未达到统计显著性水平(t = 1.725, p = 0.085)。这显示出，在信息基础、文化认同以及内在的认知与情感体验共同驱动下，跨地域生源师范生更有可能产生如积极投入学业、向他人推荐母校等后续支持行为。然而，求学动机(B = −0.021, t = 0.871, p = 0.384)对意动形象的影响并不显著，表明初始的求学动机本身并不直接转化为长期的行为意向，后者更多由在校期间实际构建的认知、情感及文化认同所决定。
综合以上分析，假设检验结果归纳如表6所示。
Table 6. Results of the hypothesis test
表6. 假设检验结果
假设 |
描述 |
多重回归关系 |
检验结果 |
H1 |
信息熟悉度对感知形象的影响 |
IF→COG、AFF、CON |
证实 |
H2 |
经验熟悉度对感知形象的影响 |
EF→COG、AFF、CON |
证实 |
H3 |
求学动机对感知形象的影响 |
SM→COG、AFF、CON |
部分证实 |
H4 |
文化依恋对感知形象的影响 |
CA→COG、AFF、CON |
证实 |
H5 |
认知形象对情感形象的影响 |
COG→AFF |
证实 |
H6 |
认知形象对意动形象的影响 |
COG→CON |
证实 |
H7 |
情感形象对意动形象的影响 |
AFF→CON |
证实 |
5. 结论与展望
高校感知形象在高等教育竞争与学生选择中具有战略性意义。它直接反映了潜在学生、在校学生及社会公众对一所高校的综合评价与心理认同，深刻影响着考生的报考决策、在校生的学习投入以及毕业生的归属感与校友支持。一个积极、鲜明且富有吸引力的高校感知形象，不仅能有效提升生源质量，还能增强在校学生的凝聚力与满意度，进而提升学校的社会声誉与长期竞争力。鉴于此，本研究构建了一个融合文化依恋维度的、更为全面的高校感知形象构成框架，在理论拓展与管理实践方面均具有重要的参考价值。
在学术领域，本研究推动了跨学科的理论整合，将心理学中的文化依恋理论系统引入高等教育管理与学生发展研究。这一尝试深化了对特定学生群体——跨地域生源师范生——心理建构过程的理解，回应了关于地方高校如何通过情感与文化纽带吸引和留住优质生源的理论关切。研究框架的验证，为基于学生细分群体的高校形象研究提供了新的分析视角与方法借鉴，有助于丰富高等教育品牌管理与学生就读体验研究的理论体系。
定量分析的核心结果表明，文化依恋对感知形象的三个内部构成维度均具有显著的正向影响，且其影响力在诸多外部因素中最为突出。具体来看，文化依恋对认知形象的影响系数最大(COG模型中B = 0.623，β = 0.600)，对情感形象(AFF模型中β = 0.319)和意动形象(CON模型中β = 0.257)亦保持显著正向作用，说明“文化联结”是外省(区、市)生源形成积极学校感知的关键杠杆。基于该结果，类似院校可优先实施三类分层策略：第一，建立“跨地域同伴支持系统”(含新生“老乡 + 本地生”双导师结对、年级朋辈学业互助小组、院系联络员机制)，缓解新生初期陌生感并提升归属体验；第二，开设“在地文化与师范职业融合”微课程(如贺州地方文化、广西基础教育实践、地方学校见习模块)，将地域认知与教师职业认同协同培养；第三，打造“文化共创型校园活动”(如多地域文化周、方言与普通话沟通工作坊、跨地域宿舍共创项目)，将单向适应转化为双向融合。
一个积极、鲜明且富有吸引力的高校感知形象，不仅能有效提升生源质量，还能增强在校学生的凝聚力与满意度，进而提升学校的社会声誉与长期竞争力。本研究模型对意动形象的解释力达到R2 = 0.694，显示学校可通过可干预的过程变量(信息熟悉度、在校体验、融合认同)有效提升学生“愿投入、愿推荐、愿支持”的行为倾向。
对于地方师范院校的发展研究而言，本研究提供了一个以学生感知为中心的具体案例。跨地域生源师范生通常带着对职业的憧憬与对陌生环境的复杂心态入学，对其感知形象形成机制的研究，可以促进学校更深入地理解这一群体的特殊需求与心理变化轨迹，从而制定更具针对性的支持策略。以往对地方高校发展的研究多集中于宏观政策或资源投入，较少关注学生主体内在的心理感知与情感联结过程。本研究在此方面进行了有益探索，可为后续相关研究提供参考。
本研究亦存在一定的局限性。首先，受访者群体严格限定为贺州学院的跨地域生源师范生，虽然这有助于深入分析该特定群体，但其结论是否适用于其他类型高校(如综合性大学、职业院校)或其他学生群体(如本地生源、非师范专业学生)，仍需进一步验证。其次，研究主要采用横截面数据，揭示了变量间的相关关系，但文化依恋与感知形象之间的动态演化过程，仍需通过纵向追踪研究加以深化。
总之，本研究在经典的CAC模型基础上，创新性地融入了文化依恋这一关键心理维度，构建并验证了一个适用于分析跨地域生源师范生高校感知形象的整合框架。研究结合了教育管理学与心理学的相关理论，不仅验证了感知形象形成的内在逻辑，也突出了文化心理因素在高校形象建构中的独特价值。尽管研究对象存在特定性，但研究框架与分析结论仍具有重要的学术参考价值。后续研究可在本研究基础上，拓展至不同区域、不同类型的高校进行比较分析，或引入就读时长、生源地文化距离等调节变量，亦可探讨感知形象如何最终影响学生的学业表现与职业发展，从而进一步深化对高校与学生发展之间复杂关系的理解。
致 谢
本文感谢贺州学院对于研究开展的全力支持。
基金项目
广西教育科学“十四五”规划2023年度专项课题：专业认证背景下地方本科院校师范专业高质量发展路径研究——以贺州学院为例(2023ZJY032)。