(一)参与动机分析
本书将学生的参与动机分为四类，各类参与动机的平均量表得分如表6-16所示，得分越高，则此类参与动机就越强烈。
表6-16 学生参与管理动机平均得分
从表6-16中可以看出，“维护学生团体的切身利益”这一项得分最高，即参与意愿最强;其次是锻炼自己的能力;再次是社会责任感;得分最低的是实现自己的主体地位。这说明学生参与学校管理的主要动机是处于维护自身利益的考虑，而为了实现自己的主体地位而参与管理，则相对考虑较少。
为了分析不同类型的学生参与学校管理的动机是否有差异，继续做单因素方差分析，按照性别、年龄、学校类型、学历程度、政治面貌、是否为学生干部等进行分类。首先进行方差齐性检验，检验结果为方差均无显著差异，可以进行方差分析。
方差分析的结果表明，政治面貌、学校类别、专业类别和学历层次对学生参与学校管理的动机均无显著影响(方差分析表未列出)，而性别、是否为学生干部对于学生参与高校管理动机的某些方面有显著的影响(仅列出有显著群体差异的方差分析表)。表6-17列出了按性别分组的方差分析的结果。
表6-17 按性别分组的方差分析表
从表6-17中可以看出，在10%的显著性水平下，对于“强烈的社会责任感”和“从中得到锻炼，提高自己的能力”这两个参与动机上，男女存在显著差异。对于“强烈的社会责任感”这一动机，男性平均量表得分为3.50分，而女性为3.73分;而“从中得到锻炼，提高自己的能力”这一动机，男性平均量表得分为3.64分，女性为3.83分。女性在社会责任感和锻炼自己能力这两方面的参与动机均比男性更强烈。
表6-18列出了按是否为学生干部分组的方差分析结果。
表6-18 按是否为学生干部分组的方差分析表
从表6-18中可以看出，“实现自己的主体地位”这一动机，在学生干部和非学生干部之间有着显著的区别(10%显著性)。学生干部群体在此项上的量表得分为3.43分，而非学生干部群体得分仅为3.18分，学生干部群体对自己的主体地位更有认同感。
以上分析表明，学生群体参与管理，主要是为了维护自身群体的权益，这是出于一种非常现实的考虑。而更高层次的参与动机，则随着与自身关系的减弱而逐渐下降。最弱的参与动机为实现自己的主体地位，但是学生干部群体比非学生干部群体更倾向于为了实现自己的主体地位而参与学校管理。而从性别来看，女性比男性参与学校管理更为积极，在任一参与动机上都有更高的量表得分，其中社会责任感和提高自己的能力这两项，女性得分显著高于男性。
(二)学生主体意识分析
根据表6-13的分类，本书按照管理意识、管理意愿和管理能力认识三方面来测量学生的主体意识，同一方面下细分的问卷题目，使用主成分法做合并处理，合并之后的量表得分作为该细分项目的测量值。各项目的均值如表6-19所示。
表6-19 学生主体意识平均得分
从表6-19可以看出，相对于管理意识3.248 5的量表得分，管理意愿和管理能力认识上的量表得分很高，分别达到了3.702 4和3.618 9。这说明学生群体对于自己的管理能力有一个较高的自我评价，且具有较高的管理意愿，但是对于学生参与学校管理的权利的认识程度，则自我评价较低。表6-20显示了管理意识下各个测量指标的平均得分。
从表6-20可以看出，管理意识得分较低的主要原因是由于学生群体对法律赋予自己的权利认识不足，且对于参与管理状况缺乏必要的关注。
为了分析不同的群体对主体意识的认识差异，继续做方差分析。方差齐性检验的结果保证了方差分析结果的稳健性。方差分析结果表明，学校类型、专业类型、学历层次、年级和是否学生干部都对主体意识的认识没有显著影响。而年龄、政治面貌则对主体意识的至少一个方面产生了显著的影响。表6-21显示了年龄分组的方差分析表。
表6-20 管理意识测量指标得分
表6-21 年龄分组的方差分析表
从表中可以看出，年龄对学生的管理意愿和管理能力认识都有显著的影响(10%显著性水平)。对于管理意愿，19岁以下年龄组的学生，平均得分为3.71分，20～24岁为3.72分，而25～29岁为3.20分，30～34岁为2.07分，可见随着年龄的增长，学生群体的管理意愿在逐步降低。但是对于管理能力认识上，量表得分也随着年龄增长而下降，19岁以下组为3.79分，20～24岁组为3.58分，25～29岁组为3.50分，30～34岁组为2.33分。一般而言，管理能力应该随年龄而增长，但是量表却显示下降，这可能是因为青年学生对自己的管理能力存在高估的现象，而随着年龄的增长，对自己的认识更加理性。按政治面貌分组的方差分析表，如表6-22所示。
表6-22 按政治面貌分组的方差分析表
表6-22数据表明，10%显著性水平下，管理意愿水平在不同政治面貌人群中存在显著差异，其中共产党员平均量表得分为3.69分，共青团员为3.75分，民主党派为3.61分而无党派人士得分较低，为3.23分。这说明共产党员、共青团员有着较强的管理意愿，起到了先锋表率作用。
从以上分析表明，在主体意识方面，学生的管理意愿较为强烈，学生对自己的管理能力也有较强的自信心;但是管理意识较为淡薄，不太明确自己所拥有的法律所赋予的管理权利，以及对自己是学校管理者的这一身份还没有较强的认同感。分群体来看，年龄越小，则参与管理的意愿越强;年龄越大，则对自己管理能力的看法更趋于理性，体现在量表上，就是高年龄群体对自己管理能力的打分趋于下降。
(三)满意度分析
本书从渠道满意度、效率满意度和效果满意度三个方面对总体满意度进行测度，其中三个可测变量包含的问卷问题如表6-12所示。同样对于包含多个问卷问题的可测变量，使用主成分法做合并处理。各可测变量的均值如表6-23所示。
从表6-23中可以看出，渠道满意度得分最高，为3.1771分;其次是效率满意度，为3.091 2分;最低的是效果满意度，为3.071 3分。这说明相对于学生参与管理的渠道建设，学生参与管理的实效性差，还有待改进。继续使用方差分析的方法对不同群体满意度进行分析，分析结果表明，年龄、专业类别、学历、年级、政治面貌以及是否担任学生干部对满意度并无显著影响，而性别和学校类别则对满意度中的至少一项产生了显著影响。表6-24显示了按性别分组的方差分析结果。
表6-23 学生满意度平均得分
表6-24 按性别分组的方差分析表
从表6-24可以看出，在10%的显著性水平下，性别对渠道满意度有显著的影响。其中男生的渠道满意度平均量表得分为3.10分，而女生为3.27分。女生对于参与管理渠道的满意度要高于男性。表6-25列出了按学校类别分组的方差分析结果。
表6-25 按学校类别分组的方差分析表
从表6-25中可以看出，不同学校类别的样本对学生参与管理渠道的满意度不尽相同。其中省属院校的渠道满意度量表得分为3.36分，而部属院校的渠道满意度得分为3.13分，部属院校的渠道满意度要显著低于省属院校，这可能是部属院校对于学生参与管理具有较高的期望，因此相对于省属院校学生，相同的参与渠道可能只能获得较低的评价。
以上分析表明，对于学生参与的满意度，满意度最高的是渠道满意度，其次是效率满意度，最低的是效果满意度。而对于渠道满意度，不同的群体又有不同的特点，相对于女生而言，男生的渠道满意度较低;而相对于省属院校而言，部属院校学生的渠道满意度较低。
(四)制度设计分析
本书从制度公平、制度效率、制度宣传和渠道构建四个方面对大学生参与学校管理的制度保证进行测度，其中四个可测变量包含的问卷问题如表6-14所示。同样对于包含多个问卷问题的可测变量，使用主成分法做合并处理。各可测变量的均值如表6-26所示。
表6-26 制度设计平均得分
从表6-26中可以看出，制度设计的四个可测变量的量表得分相差不远，可以认为制度设计的各个方面的好坏程度都差不多。继续进行方差分析，结果表明，不同的群体的量表得分均无显著差异，即说明不同群体对制度保证的看法并无二致。
(五)参与内容分析[1]
本书从教学科研管理、学校政策与规定、学生管理和后勤管理四个方面对大学生参与学校管理的参与内容进行测度，其中四个可测变量包含的问卷问题如表6-15所示。同样对于包含多个问卷问题的可测变量，使用主成分法做合并处理。各可测变量的均值如表6-27所示。
表6-27 参与内容平均得分
从表6-27中可以看出，在参与内容上，学生参与较多的主要是学生管理方面的，得分水平显示其参与程度处于象征性参与和参与讨论之间;其次是后勤管理方面，参与水平为象征性参与;而教学科研管理方面和学校政策与规定方面，则相对参与较少，处于了解但不参与和象征性参与之间。继续做方差分析，发现性别、学校类别、年级对参与内容有显著的影响(10%显著性水平下)，而其他因素对参与内容无明显影响。表6-28为按性别分组的方差分析表。
表6-28 按性别分组的方差分析表
从表6-28中可以看出，不同性别对参与学校政策与规定制定和参与学生管理的程度有显著差异。对于学校政策规定，男生的平均量表得分为3.68分，女生为4.00分;而对于学生管理，男生为4.22分，女生为4.53分。女生在参与程度上均比男生要深入。表6-29为按学校类别分组的方差分析表。
表6-29 按学校类别分组的方差分析表
表6-29表明，省属院校和部属院校的学生对学生管理的参与程度有显著差异。省属院校的学生对于学生管理的参与程度得分平均为4.06分，而部属院校学生得分平均为4.41分，显著高于省属院校学生。这说明部属院校相对来说给予了学生较为深入的参与学生管理的机会。表6-30列出了按年级分组的方差分析表。
从表6-30中可以看出，学生年级对参与内容的各个方面都有显著的影响，对于参与学校的政策与规定，其参与程度在二年级时达到最高，之后下降。这是因为一年级的新生往往无法较多地参与到学校政策与规定制定等重大决策中去;而二年级之后，随着课业负担的加重，学生往往会逐渐淡出学生组织，因此其参与程度也会逐渐降低。
表6-30 按年级分组的方差分析表
而对于其他三项参与内容，参与程度的最高值都出现在一年级，而且随着年级的上升而下降。这主要是因为学校本身在这方面已经提供了大量的渠道供学生参与，如助研、助教、勤工俭学岗位等，而这些岗位往往都是由一年级学生申请的，所以一年级学生在这些参与内容上得分较高。随着年级升高后，这些学生要么退出了学生组织，要么留在学生组织内，转而能够更高层次地参与到学校政策的制定中去，因此这三项的参与得分自然就下降了。
以上分析表明，对于参与管理的内容，参与程度最高的是学生管理，很大一部分学生能够参与到有关学生管理的讨论中去;而参与程度最低的是学校政策与规定的制定上，大部分学生都只是知情，但并不参与。分群体来看，女生整体上参与程度要高于男生，特别是在学校政策与规定的制定和学生管理方面;部属院校由于给学生提供了更多的参与管理的机会，所以在学生管理的参与程度上要高于省属院校;而由于各项管理工作本身特点不同，不同年级的学生参与程度也不尽相同，学校政策与规定的制定，二年级的学生参与较多，而其他管理活动都是一年级新生参与最多，此后依次递减。
(六)结构方程建模
以上分析了学生参与管理的整体满意度、学生的主体意识、学生参与的制度保证以及学生参与管理的内容。下面考虑这些因素之间的相互关系，建立结构方程模型进行分析。
考虑到学生的主体意识、制度保证、参与内容都对学生参与管理的满意度有影响，而制度保证又影响着主体意识和参与内容，且参与内容还受主体意识的影响，这些隐变量之间的结构模型如图6-2所示。
图6-2 隐变量之间的结构模型
而这些隐变量又分别可以被问卷上的一个或者多个问题测度到，具体的测量变量及对应的问卷问题已经在表6-12～表6-15中详述。因此，加入测量模型，并考虑到由于非系统因素的随机影响，完整的结构方程模型如图6-3所示。
图6-3 结构方程模型及参数估计
图6-3中各个箭头的方向表示箭头引出的变量对箭头指向的变量的直接影响，这是由图6-2定义的结构模型和之前定义的测量模型所确定的;圆圈代表残差项，即随机扰动对变量的影响;两个圆圈之间的箭头代表变量之间的协方差关系;各条路径上的系数为路径系数，代表一个变量对另外一个变量直接影响的强度。模型中有些路径系数被设定成了1.00，这是为了参数估计的方便，否则参数无法估计。各个路径系数的值如表6-31所示。
表6-31 结构方程模型路径系数的估计
表6-31显示了结构方程模型路径系数估计的各个结果，均大于0，说明影响效果均为正。另外，p值均小于0.05，都通过了显著性检验，表明模型路径设置正确。表中某个路径系数的值越高，则表示变量之间的影响越强烈。我们主要是关心各个隐变量对总满意度的影响。
从影响总满意度的因素来看，主体意识和制度设计对总满意度的影响要明显高于参与内容。这说明学生参与管理的满意度更多地取决于学生自身是否意识到自己拥有管理的权利，是否愿意进行管理以及学校是否提供充分的渠道，让学生广泛、公平地参与到管理中来。相比较而言，参与管理的具体内容则处在相对次要的地位。
考虑各个隐变量对各测量变量的影响，从参与内容上看，影响参与内容得分最重要的指标是教学科研管理方面的管理，而影响制度设计得分最重要的指标是制度公平性的设计，影响学生主体意识得分最主要的是学生对自身管理能力的认识，而影响满意度得分的最主要的指标是参与管理效果的满意度。继续计算各个因素的总效应如表6-32所示。
表6-32 各因素的总效应
从表6-32中可以看出，影响学生参与管理总满意度的，主要是制度设计与主体意识方面，而参与内容则处于相对次要的地位，这和之前分析的结果一致。
以上通过建立结构方程模型，分析了各个影响满意度的指标的影响大小。分析表明，制度设计和主体意识对总满意度影响较大，参与内容影响较小。而制度设计方面，影响最大的是制度的公平性;主体意识方面，影响最大的是学生对自身管理能力的认识;参与内容方面，影响最大的是对教学科研管理方面的参与。
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