1、一、问题提出从宏观层面看，伴随社会经济的快速发展，我国内地（祖国大陆）吸引了越来越多的港澳台侨青年回来求学，但在全球化教育扩张的背景下，境外生源正面临不断被分流的挑战。在此情况下，着力构建符合境外学生期许的立德树人（大德育）环境，既可扩大境外招生，提升生源质量，又可提升我们进行文化传播与价值引领的效能。在微观层面，与内地（祖国大陆）学生相比，港澳台侨大学生因成长于多样地域和多元背景而普遍表现出较强的纪律抵抗性，且易形成相近生源地的“小圈子”，故为他们创设一种具开放包容、欣赏个性、尊重多元等特质的学习成长环境甚为必要。与此同时，基于港澳台侨大学生的自身期许和体验来构建具如上特质的欣赏型德育环境，
2、也可能会更符合道德教育的主体构建性原则。基于此，本研究将聚焦于该环境建构的前置性问题：港澳台侨大学生对欣赏型德育环境结构与因素的认知，及其个性特质等的影响。（一）欣赏型德育环境对港澳台侨大学生成长具积极意义面对“没有哪个国家或社会认为德育不重要，但也没有哪个社会认为自己的德育 实效高”的普摘要：运用港澳台侨大学生欣赏型德育环境问卷和心理类型量表进行调查，并通过描述统计、方差分析和结构方程模型路径分析等方法发现：在各个欣赏型德育环境因素中，港澳台侨大学生最为看重的是关怀性因素，其次为价值性和成长性因素；港澳台侨女大学生更看重德育环境中的关怀性因素，就读于文史类专业的女生较不重视实践与成长类因素；
3、经管类和理工类学生比文史类学生更看重开放性因素，高年级学生在开放性因素和归属性因素方面的重视程度均要高于一年级新生；偏向于感觉型的学生更看重关怀性和归属性因素，偏向于情感型的学生更看重价值性和关怀性因素。关键词：港澳台侨大学生；欣赏型德育环境；环境认知；个性特质基金项目：广东省哲学社会科学规划2021年度一般项目“基于国家认同的港澳台籍大学生德育创新研究”（编号：GD21CJY15）。中图分类号：G40-012.9文献标志码：A文章编号：1674-2311（2023）01-0028-08作者简介：张宇明，男，暨南大学珠海校区马克思主义学院副研究员（广东珠海 519070）；郑兰，女，深圳市教育
4、科学研究院教研员，西南大学美育研究院研究员（广东深圳 518101）。教育学术月刊2023年第1期EDUCATION RESEARCH MONTHLY港澳台侨大学生欣赏型德育环境认知及其影响因素张宇明郑兰28DOI:10.16477/ki.issn1674-2311.2023.01.008遍性难题1，我国教育学者檀传宝教授提出了“欣赏型德育模式”。该模式较好地解决了道德教育的价值引导与道德主体的自主建构之间的矛盾2。“欣赏 即审美。但欣赏是一个较 审美 更广泛、更朴实的概念”；“欣赏型德育模式符合主体性德育要求，其基本构想为：教师是参谋或伙伴，德育情景审美化，在 欣赏 中完成价值选择能力和创造
5、力的培养”3。欣赏型德育理论的提出，可在灌输与放任之间达成较好的平衡，形成适恰的张力。该理论在中小学阶段已有一定的应用45，但更为深入和系统、针对大学特定群体的实践应用与实证检验，尚待进一步拓展。随着越来越多的港澳台侨大学生就读内地（祖国大陆）高校，面向这部分群体的德育工作已变得日益重要。他们大都成长于境外，顾及他们的多元文化背景6，可尝试开展德育环境的“审美化”构建，而其前提是首先要厘清他们对德育环境结构与因素的认知。通常认为，不同文化背景的学生在大学中所重视的具体要素等情境化信息，将使院校能够不断地改进学生学习成长的环境7。然而，尽管与影响学生的背景性因素和环境性因素相关的研究越来越多，但
6、这些研究似乎是笼统的，并没有强调最有利于学生取得积极成果的具体特点。在不同的学生和机构中识别这些环境特征的测量也不多。缺乏此类测量的原因之一是研究人员没有采用适恰的方法来探究大学生的体验8。因此，从大学生的欣赏和发展体验视角来探究德育环境的结构及个性特质等对其的影响，是提升他们的积极体验和德育实效的重要课题和基本前提；这也将有助于来自不同地区和国家的港澳台侨大学生“增进合作、尊重多元、欣赏差异”9。（二）学生的个性特质等可能影响其对德育环境的认知学生既是环境的受体，也是环境的主体。“学校教育事业应该是一种道德事业，学校日常生活应该是一种美善生活”10。有研究表明，在大学环境中，不同性别、社会经
7、济地位和文化背景等的学生有着不同的体验和评价11。考虑到性别和社会经济地位等个体因素，均可能会引发教育伦理方面的争议，也无涉本研究主旨，故本研究聚焦于非评价性和低争议性的个性特质和一般人口学变量。实现“立德树人”目标的重要前提是要认真探究学生的学习风格现代教育的真正基础12。而个性特质又是学习风格中的重要组成，可影响个体的人际交往、学习工作和身心健康13，故而也会影响大学生对育人环境的体验与期许。当然，学生对于环境也有其能动性，“用学生自己创造的周围环境，用丰富集体生产的一切东西进行教育，这是教育过程中最微妙的领域之一”14。与此同时，不同个体的心理图式和生理特质会影响其对艺术形式和意蕴两方面
8、的期待15。一个在个性特质上偏向于“思考”型的学生，可能会较为欣赏那种较体现公平公正的情境美；而一个“情感”型的学生，可能会更乐于体验那种充满关怀和温情的育人美。综上，本研究将运用港澳台侨大学生欣赏型德育环境问卷，通过描述统计、方差分析和路径分析等方法，调查分析港澳台侨大学生对欣赏型德育环境的总体认知情况，以及港澳台侨大学生的个性特质（MBTI）等因素对德育环境认知的影响路径。二、研究方法（一）研究对象采用便利抽样法，以J大学港澳台侨本科生为调查对象。发放问卷600份，共收回536份，其中有效问卷479份（超过5道题没有作答，或规律性选答的均视为无效），有效回收率为79.8%。调查对象的基本分
9、布情况为：男生233人（48.6%），女生246人（51.4%）；来自香港 221 人（46.2%），澳门 164 人（34.2%），台湾50人（10.4%），其他44人（9.2%）；文史类283人（59.1%），经管类151人（31.5%），理工类45人（9.4%）；一年级新生271人（56.6%），其他年级208人（43.4%）。（二）研究工具1.港澳台侨大学生欣赏型德育环境问卷。该问卷为基于德育美学观和欣赏型德育模式的自编问卷。它包括28个题项，归属于6个一阶因素（成港澳台侨大学生欣赏型德育环境认知及其影响因素29教育学术月刊 2023年第1期长性因素、关怀性因素、归属性因素、价值性因素
10、、探究性因素和开放性因素）和2个二阶因素（社会性因素包括成长性、关怀性、归属性等3个一阶因素，精神性因素包括价值性、探究性、开放性等3个一阶因素）。在本研究中，该问卷的内部一致性系数为0.976。2.简式中文版心理类型量表（MBTI-CS）。该量表由黄勇涛在MBTI-M中文版的基础上编制而成16，包括40个测量项目和4个测量维度（E-I、S-N、T-F、J-P）。相比其他版本的MBTI量表，该量表在题量上有较大的缩减，有利于降低施测难度（尤其是面向港澳台侨学生）。本研究根据设计需要选取了较为核心的功能性维度（S-N和T-F），共21题。在本研究中，S-N维度的内部一致性系数为0.846，T-F
11、维度的内部一致性系数为0.795，量表总体的内部一致性系数为0.861。（三）研究程序考虑到在网络施测中被试答题时可能会更随意应付，导致所收集的数据在源头上就存在更大的问题，本研究采用传统的纸质版问卷，在通过学校就业指导中心和各校区就业办公室的审查后，经由他们委托各校区的职业发展协会，在港澳台侨大学生的集中住宿楼展开调查。为尽可能地提升调查质量，向所有施测对象均赠送一份小礼品表示感谢。（四）数据处理采用EXCEL进行数据录入和初步处理，并运用SPSS24.0和AMOS20.0进行共同方法偏差检验、描述统计、方差分析、结构方程模型检验与路径分析等。在欣赏型德育环境量表中，采用单一指标法17，将各
12、因素构面下的指标值进行加总后，形成相应的因素分值（F1至F6）。在MBTI量表部分，对在数据录入时与A、B选项相对应的代表值1和2，根据它们所代表的维度端点进行重新赋值（0或1），以便计算某一维度中某个端点的得分在该维度总分中的比重值。对于缺失数据，采用数据取代法在SPSS软件中进行预处理。但在基于MBTI进行路径分析时，因计分方式的差异而采用配对删除法18。三、研究结果（一）共同方法偏差检验为排除因问卷调查法而可能导致的共同方法偏差问题，首先采用Harman单因素检验法进行检验19：将两部分问卷的所有项目进行未经旋转的主成分因素分析，共提取出13个特征根大于1的因子，其中第一个因子解释了总变
13、异量的24.977%（小于40%）,可以认为本研究没有明显的共同方法偏差。在此基础上，将两部分问卷的所有项目载荷于一个共同因素进行验证性因素分析20，显示该结构方程模型适配不佳（模型拟合指数X2/df=2.973，RMSEA=0.064，NFI=0.643，TLI=0.704，CFI=0.728），这进一步表明本研究不存在明显的共同方法偏差问题。（二）欣赏型德育环境认知的人口学特点1.欣赏型德育环境认知的总体状况。为了更为深入地探究港澳台侨大学生对欣赏型德育环境的认知状况，本研究将直接在该模型的一阶因素构面上对其进行相关分析。直观地看（如表1所示），在6个德育环境因素中，港澳台侨大学生对各个因
14、素的看重程度，由高到低分别是关怀性因素、价值性因素、成长性因素、归属性因素、开放性因素和探究性因素。其中，关怀性、成长性和归属性因素归属于二阶构面上的社会性因素，价值性、开放性和探究性因素归属于二阶构面上的精神性因素。从总体上看，相较于精神性因素，港澳台侨大学生更加注重欣赏型德育环境的社会性因素。表1欣赏型德育环境认知描述统计（N=479）环境因素F3（关怀性因素）F2（价值性因素）F1（成长性因素）F6（归属性因素）F5（开放性因素）F4（探究性因素）最小值1.751.171.201.001.501.00最大值5.005.005.005.005.005.00平均值3.9573.9313.87
15、33.8183.7873.676标准差0.74430.75760.71650.71840.72510.7274方差0.5540.5740.5130.5160.5260.5292.欣赏型德育环境各因素方差分析。（1）成长性因素（F1）。将F1设为因变量，并将性别、年级和专业等设为固定因子进行多因素方差分析。结果显示各个组样本总体方差是齐性的，满足方差检验30的前提条件（F=1.313，p=0.1190.05）；同时，方差分析的模型（校正模型）检验为F=1.591，p=0.022，表明所用模型有统计学意义。在此基础上的主体间效应检验显示，专业类别的主效应显著（F=2.730，p=0.003，2=0
16、.024），且性别和专业类别（F=3.150，p=0.044，2=0.021）之间的交互作用达到显著水平。经多重比较发现，文史类的均值（M1=3.801）和经管类的均值（M2=4.059）无统计意义上的差异（p=0.085），但均显著低于理工类专业的均值（M3=4.274，p13=0.001，p23=0.027）。进一步作交互作用的两两比较（简单效应分析）发现，专业类别对不同性别在因素F1上的认知差异有影响，具体为：男生对F1的认知不受专业类别的影响（文史类的均值M11=3.970，经管类的均值M12=3.976，理工类的均值 M13=4.367，p 值均大于0.05）；但女生受专业类别影响，文史类的均值（M21=3.657）显著低于经管类的（M22=4.192，p21=0.006）和理工类的（M23=4.204，p31=0.036）。（2）价值性因素（F2）。方差齐性检验结果为F=1.724，p=0.0090.05，说明模型没有统计学意义。如上表明，调查样本的各人口学变量对价值性环境因素F2的主效应和交互作用均不显著。（3）关怀性因素（F3）。在方差齐性检验和修正模型检验基础上，从主
