普通高校文科專業大學生參加職業技能培訓的意愿及影響因素

■吳香回

（湖南省委黨校，湖南 長沙 410006）

自第十一屆三中全會既定改革目標之后，從1996年開始，于1998年后大規模推行，到2000年全面終止大學生畢業包分配制度。大學生畢業漸漸從國家分配到自主擇業，就業自由度雖然提高，但由于逐年上升的大學生畢業率，就業市場日趨嚴峻，也加劇了大學生群體的就業焦慮。作為未來國家發展的人才基石，高校畢業生起著十分重要的作用，他們的就業問題需要黨、國家以及全體社會的重視。本研究并選用多分類有序Logistic模型對數據進行科學分析評估，得到文科專業大學生參加職業技能培訓的意愿評價，通過仔細剖析找出影響意愿的因素。同時，本研究通過科學選定指標，根據實證研究得到數據，針對其提出相應的解決措施，促進大學生就業。

一、研究設計

（一）模型設定

高校文科專業大學生參加職業技能培訓的意愿受到多種因素的影響，本次調查先以卡方分析篩選影響參與意愿的主要因素，然后多分類有序Logistic模型對數據進行科學分析評估，得到文科專業大學生參加職業技能培訓的意愿評價，通過仔細剖析找出影響意愿的因素。

（二）變量選擇

本文將大學生參與職業技能培訓意愿作為被解釋變量，賦值情況為:十分愿意=1，比較愿意=2，無所謂=3，不是很愿意=4，不愿意=5。

解釋變量:在綜合前人研究成果的基礎上，選取以下變量作為解釋變量:“目前家庭經濟狀況”“是不是擔任過學生干部”“就業壓力較之前的程度”“對國家就業政策是不是有了解”“目前對自己的專業的滿意度”（本文為了文中書寫簡潔將解釋變量的幾個變量簡寫，以方便閱讀）。具體變量賦值如表1所示。

表1 變量賦值表

（三）數據來源

本次調查于2019年2月開始對湖南農業大學及長沙附近高校文科專業大學生進行問卷調查，問卷有效回收率為100%。參照已有的相關實證研究的分析維度，本研究在對樣本的特征進行描述時，主要從被調查者的性別、年齡、生源地、家庭經濟狀況、大學期間是否擔任學生干部、學習成績、對國家頒布大學生就業政策的了解程度、就業壓力、專業滿意度、參與培訓的動機、對未來就業方向的傾向及個人的其他經歷等方面開展描述。

樣本的性別比例為男43.8%，女56.2%，男、女樣本量分別為226和290，男女比例較為均衡，有一定的代表性；調查生源地情況為農村67.64%，樣本量349，城市32.36%，樣本量167；樣本的原生家庭經濟狀況為準中產和低收入階層樣本量226，新興中產階層樣本量148，中產階層樣本量35，上層中產階層樣本量70，富裕人群樣本量37（本文判斷樣本經濟狀況是以中國產業信息網發布的標準為參考，家庭均可支配收入5200元以下為準中產及低收入階層；5200—8300元為新興中產階層；8300—12500元為中產階層；12500—24000元為上層中產階層；24000元以上為富裕人群）；樣本大學期間是否有做過學生干部情況為做過學生干部的樣本量272，沒有做過學生干部的樣本量244；樣本的班級成績情況為屬于優秀的樣本量109，良好的樣本量164，一般的樣本量158，及格的樣本量85。

二、實證分析

（一）卡方分析

根據P值是否大于0.05判斷影響因素是否有顯著差異，得出以下因素對于參與職業技能培訓的意愿有顯著差異，即“家庭經濟狀況”“是否擔任學生干部”“就業壓力”“對國家就業政策是否了解”“專業滿意度”等因素與大學生參與職業技能培訓的意愿之間呈現出顯著性差異（見附表1）。

附表1 卡方檢驗與大學生參與職業技能培訓的意愿之間是否有顯著性差異的因素

（二）模型結果分析

對大學生參與職業技能培訓意愿選擇影響因素的多分類Logistic回歸分析結果（McFadden R方:0.039）如附表2到附表5所示。

附表2 “比較愿意”條件下的回歸分析

附表3 “無所謂”條件下的回歸分析

附表4 “不是很愿意”條件下的回歸分析

附表5 “不愿意”條件下的回歸分析

將“家庭目前經濟狀況”“您是否曾經擔任過學生干部”“目前您的就業壓力較之前”“對于國家頒布的大學生就業政策您是否有了解？”“對于自己目前的專業滿意度”共5項作為自變量，而將“您是否有意愿參加本專業以外的職業技能培訓?”作為因變量進行多分類Logistic回歸分析，得知:考察自變量X對因變量Y即“您是否有意愿參加本專業以外的職業技能培訓?”的影響，Y一共有5項，并以“十分愿意”作為參照對比項，由此可以得到4個公式。

其中:a1=比較愿意，a2=十分愿意，a3=無所謂，a4=不是很愿意，a5=不愿意

“家庭目前經濟狀況”=b1，“是否做過學生干部”=b2，“目前您的就業壓力較之前”=b3,“對于大學生就業政策是不是有了解”=b4,“對于自己目前的專業滿意度”=b5。

公式一指的是相對于a2十分愿意來講，在a1比較愿意的前提之下，“家庭目前經濟狀況”即b1的回歸系數值為0.181，根據P是否大于0.05判斷b1是否會對因變量Y產生影響關系，從附表可知，對因變量Y影響顯著的自變量為b5，b5的回歸系數值為-0.275，并且呈現出0.01水平的顯著性（z=-2.615，P=0.009＜0.01），意味著 b5“目前的專業滿意度”會對因變量Y“您是否有意愿參加本專業以外的職業技能培訓?”產生顯著的負向影響關系。以及優勢比（OR值）為0.759，意味著b5“目前的專業滿意度”增加一個單位時，變化（減少）幅度為0.759倍。

同理可知，公式二相對于a2十分愿意來講，在a3無所謂的前提之下，會對因變量Y影響顯著的是b1，并且呈現出0.01水平的顯著性 （z=3.380，P=0.001＜0.01），意味著b1會對因變量Y產生明顯的正向影響關系。以及優勢比（OR值）為1.500，意味著b1“請問您家庭目前經濟狀況”每增加一個單位時，變化（增加）幅度為1.500倍。

公式三在a2十分愿意，a4不是很愿意的前提下，沒有有因素對因變量Y影響顯著。公式四在a2十分愿意，a5不愿意的前提下，對因變量Y影響顯著的是b1和b2，并且b1和b2均對因變量Y產生明顯的正向影響關系。其中，b1的優勢比（OR值）為1.543，意味著b1“家庭目前經濟狀況”增加一個單位時，變化（增加）幅度為1.543倍；而b2的優勢比（OR值）為3.039，意味著b2增加一個單位時，變化（增加）幅度為3.039倍。

三、研究結論和政策建議

（一）研究結論

由以上樣本參與職業技能培訓的意愿現狀可以得知:是否擔任學生干部、大學生的原生家庭經濟狀況、對于自身專業的滿意程度等對于大學生參與職業技能培訓的意愿有十分顯著的影響。擔任學生干部的學生會更愿意參與培訓，沒有擔任過學生干部的學生參與培訓的意愿相較來說不是很強，這可能是因為擔任學生干部能接觸更多人和事物，增長了學生的閱歷，使得大學生對自身的未來規劃更加清楚，因此這部分大學生會更愿意參與職業技能培訓。大學生的原生家庭經濟狀況對大學生參與職業技能培訓的意愿有顯著的正向影響關系，即有良好家庭出身的大學生對比出身不好的大學生會更愿意參加職業技能培訓，這是因為良好的家庭會給予一定的經濟支持，以及相應的培養環境，因此這部分大學生會更愿意參與職業技能培訓。而沒有良好家庭支撐的大學生由于缺乏經濟支持，在生活壓力下會不太樂意選擇參與需要一定金錢和時間精力的職業技能培訓。自身專業的滿意度對大學生參與職業技能培訓的意愿有顯著的負向影響關系，即對自身專業不滿意的學生會更傾向于參與職業技能培訓，而對自身專業越滿意，學生越不太愿意參與職業技能培訓。

（二）政策建議

1.鼓勵大學生通過各種方式增加自己的見識

原生家庭經濟狀況會很大地影響大學生參與職業技能培訓的意愿。原生家庭無法改變，但是大學生可以通過自身的努力比如閱讀、實習兼職、旅游等各種方式增加自己的閱歷，增長自己的見識。同時，積極投身班級管理活動以及學校社團、學生會等管理活動，擔任學生干部，鍛煉自己的能力，接觸更多的事物，漸漸明晰自身未來的職業規劃，以提高未來就業中自身的就業競爭優勢。

2.政府出臺相關政策，給予參與職業技能培訓相應補貼

我們了解到，出身不好的大學生在生活壓力下會更傾向于不參與職業技能培訓。針對這個問題，國家、政府以及整個社會都需要保持相應的重視。政府可以出臺相應的補貼政策，如參與職業技能培訓給予一定的經濟補貼或鼓勵高校開展相應免費的職業技能培訓，政府給予一定的政策支持。通過這種方式可以適當減少出身不是很好的大學生參與職業技能培訓經濟上的擔憂，促進大學生職業技能培訓意愿的提高。

3.高校改革專業課程，增加學生對專業的理解

高校大學生對于自身專業的滿意程度很大地影響其參與職業技能培訓的意愿，要提高大學生對自身專業的滿意度，這不僅僅是大學生自己的問題，還是高校、社會、國家的責任。目前我國有些專業開設不合理，課程設置于分枯燥，“重理論、輕實踐”與就業市場脫節已成為社會的共識。高校應調整專業課程的設置，不光要重視理論的教學更應該教授學生實踐的操作，加強學生對于自身專業的理解；深化大學專業與職業技能培訓的聯系，促進大學專業更有操作性；專業設置要與就業市場相適應，避免盲目跟風開設課程，造成某些專業的虛假火熱，但就業時結果卻不盡人意。

在對比國內外專家學者的相關文獻研究的基礎上，本文一方面對高校文科專業大學生目前參與職業技能培訓的現狀進行了描述性統計分析；另一方面對影響高校文科專業大學生參與職業技能培訓意愿的選擇情況的影響因素進行了定量分析，得出是否擔任學生干部、大學生的原生家庭經濟狀況、對于自身專業的滿意程度等對于大學生參與職業技能培訓的意愿有十分顯著的影響，并根據這些因素發現問題從而給出適應的政策建議。