企業參與高職院校技能型人才培養意愿的影響機理研究
——基于企業視角的實證研究

張元寶

習近平總書記強調：“技術工人隊伍是支撐中國制造、中國創造的重要力量。激勵更多勞動者特別是青年人走技能成才、技能報國之路，培養更多高技能人才和大國工匠，為全面建設社會主義現代化國家、實現中華民族偉大復興的中國夢提供有力人才和技能支撐?！盵1]技能型人才是一類致力于將科學原理和自然規律應用于生產實踐并為社會創造財富的專門性人才[2]。技能的習得是一個主動建構過程而非被動接受過程，除了結構性知識之外，還包括大量的非結構性知識，而技能形成的關鍵在于個體經驗與學習者在真實工作環境中同化和順應原有知識結構的能力[3]，這就決定了企業是高職院校實施技能型人才培養不可或缺的合作主體。然而，在我國企業參與高職院校人才培養的動力普遍不足，由此導致的人才供需結構性矛盾，嚴重制約了技能型人才培養質量[4]。本研究以計劃行為理論為理論基礎，從微觀實證的角度系統分析企業參與高職院校技能型人才培養的意愿及其影響因素，以期為分類引導和精準激勵企業積極參與高職院校技能型人才培養提供理論借鑒。

一、理論框架與研究假設

（一）計劃行為理論

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）是由理性行為理論（Theory of Reasoned Action，TRA）發展而來，是專門用于解釋和預測人類行為的社會心理學理論[5]。計劃行為理論認為，可以通過主觀態度、主觀規范和感知行為控制來預測和解釋個體的行為意愿與行為決策[6]。企業參與高職院校人才培養作為一項組織決策行為，受多種因素影響。但作為一個理性的社會組織，企業在做出決策之前同樣會按照社會心理學的邏輯思維，對自身的收益、成本、風險、外部壓力、自我效能以及資源條件等進行綜合評估，最終得出結論并作出決策。因此，計劃行為理論適應于企業參與高職院校技能型人才培養意愿的研究。

（二）研究假設

1.感知收益、感知成本、感知風險與企業協同育人態度

態度反映的是個體對特定對象所持有的穩定的心理傾向，這種傾向蘊含著個體的主觀評價以及由此產生的行為傾向[7]。企業作為“經濟人”組織，影響其行為態度的因素主要來自對行為結果利益最大化的評估，包括成本、收益與風險等因素。例如，冉云芳對530家企業的實證研究發現，感知收益對企業參與校企合作態度具有顯著正向影響；感知成本對企業參與校企合作態度具有顯著負向影響[8]。陳麗君認為，企業參與高校辦學本質上是教育投資行為，從成本投入到利益回收，存在一定的延時性、風險性和不確定性，特別是當風險與收益不對稱時，企業更愿意選擇觀望或不參與[9]。基于此，提出如下假設：H1：感知收益對企業協同育人意愿具有正向影響；H2：感知成本對企業協同育人意愿具有負向影響；H3：感知風險對企業協同育人意愿具有負向影響。

2.指令性規范、示范性規范與企業協同育人主觀規范

主觀規范反映的是個體對是否執行某一特定行為所感受到的外部壓力，是源自社會結構之中各種社會關系所帶來的外部壓力[10]。企業作為“社會人”組織，在追求自身利益最大化的同時，還會受到社會價值觀、責任意識、道德規范以及重要他人期望所帶來的普遍壓力。Cialdini認為，在社會關系結構之中，個體基于主觀規范所感知的壓力主要來自上級的指令性規范和同類的示范性規范[11]。郭麗芳的實證研究發現，同事與重要他人的示范性規范、政府與社會組織的指令性示范對企業研發人員主動創新的主觀規范會產生顯著影響[12]。企業參與高職院校技能型人才培養的指令性規范主要來自社會公眾、地方政府以及行業協會的期望，示范性規范主要來自行業龍頭企業、同類企業以及周邊企業的示范效應?；诖?，提出如下假設：H4：指令性規范對企業協同育人主觀規范具有正向影響；H5：示范性規范對企業協同育人主觀規范具有正向影響。

3.組織效能、感知可控與企業協同育人感知行為控制

感知行為控制是指個體對執行某項行為所感知的難易程度，其是個體對促進或阻礙執行這一行為的外部因素的判斷。作為“有限理性”的社會組織，由于信息不完全或不對稱，企業在作出任何決策之前，總會對自身的資源條件進行評估。Mathieson認為，感知行為控制可以通過自我效能和資源控制能力進行測量，前者反映的是組織對完成既定行為所持有的信心，后者反映的是組織對完成既定行為所需的客觀條件的控制能力[13]?；诖耍岢鋈缦录僭O：H6：組織效能對企業協同育人感知行為控制具有正向影響；H7：感知可控對企業協同育人感知行為控制具有正向影響。

4.行為態度、主觀規范、感知行為可控與企業協同育人意愿

意愿是指一組啟動個體行為，并支持個體向著目標、沿著既定路徑持續前進的自我信念系統，表現為個體執行某項特定行為的主觀概率或愿意投入的努力程度[14]。企業作為兼具“經濟人”和“社會人”雙重屬性的社會組織，既有追求利益最大化的普遍動機，又有履行社會責任的普遍認知。Ajzen認為，行為態度、主觀規范、感知行為控制是預測個體行為意愿的直接前因變量[15]，并得到了廣泛證實。例如，李柏洲對338家中小型企業實證研究發現，企業的行為態度、主觀規范和感知行為控制不僅會對企業合作創新意愿產生顯著正向影響，還能夠通過創新意愿對合作創新行為產生一定的間接影響[16]?；诖耍岢鋈缦录僭O：H8：行為態度對企業協同育人意愿具有正向影響；H9：主觀規范對企業協同育人意愿具有正向影響；H10：感知行為控制對企業協同育人意愿具有正向影響。

二、研究對象與樣本統計

本研究以蘇州地區具有校企合作經歷的企業為研究樣本，邀請了企業方負責人或直接參與者填寫問卷。數據收集時間為2022年3月至4月，借助“問卷網”在線調研平臺，共計收到282份問卷，剔除32份無效問卷，最終得到有效問卷250份，有效率為88.65%。問卷采用李克特五級量表，從1～5分別表示“非常不贊同、基本不贊同、一般、贊同、非常贊同”。通過SPSS22.0對樣本企業的注冊年限、員工規模、所有權性質和行業類型進行了描述性統計，見表1。

表1 樣本描述性統計

三、實證結果分析

（一）信度與效度檢驗

信度檢驗采用的是克朗巴哈系數檢驗和組合信度檢驗。根據Straub和Boudreau提出的Cronbach’s α>0.7、CR>0.7的檢驗標準[17]，量表中的克朗巴哈系數檢驗值（Cronbach’s α）在0.848～0.959之間，大于建議閾值0.7，組合信度值（CR）在0.850～0.961之間，大于建議閾值0.7，表明問卷具有較高的信度。

效度檢驗采用的是標準因子載荷檢驗、聚斂效度檢驗和區分效度檢驗。根據Fornell和Larcker提出的Standard loading>0.7、AVE>0.5、AVE平方根值>皮爾森相關系數（Pearson Correlation Coefficient）的檢驗標準[18]，量表中的標準因子載荷（Standard loading）值在0.752～0.974之間（且P<0.001），大于建議閾值0.7，平均提取方差值（AVE）在0.602～0.890之間，大于建議閾值0.5，AVE平方根值大于皮爾森相關系數，表明問卷具有較高的效度，見表2、表3。

表2 信度與收斂效度檢驗結果

表3 區分效度檢驗結果

（二）模型適配度檢驗

模型適配度是指模型與觀測數據之間的擬合程度，擬合程度越高，其估計值的實際意義就越大[19]。模型適配度檢驗采用絕對適配度指數檢驗、增值適配度指數檢驗和簡約適配度指數檢驗。結果顯示：χ2/df=2.416、CFI=0.942、TLI=0.930、RMSEA=0.075、NFI=0.906、RFI=0.887、IFI=0.943、RMR=0.041、PGFI=0631、PNFI=0.755，各項擬合指標均滿足閾值要求，表明模型的適配度較好，見表4。

表4 適配度檢驗結果[20]

（三）路徑分析與假設驗證

采用AMOS22.0對概念模型中的假設進行驗證性因子分析（CFA）。結果顯示，感知收益對企業協同育人態度具有顯著正向影響，感知成本與感知風險對企業協同育人態度具有顯著負向影響，從而支持H1、H2和H3。其中，感知收益的影響最大（β=0.719，p<0.001），其次是感知風險（β=-0.263，p<0.001），最后是感知成本（β=-0.110，p<0.05）。指令性規范和示范性規范對企業協同育人主觀規范具有顯著正向影響，從而支持H4和H5。其中，指令性規范（β=0.526，p<0.001）對企業協同育人主觀態度的影響要明顯高于示范性規范的影響（β=0.395，p<0.001）。組織效能和感知可控對企業協同育人感知行為控制具有顯著正向影響，從而支持H6和H7。其中，感知可控（β=0.959，p<0.001）對企業協同育人感知行為控制的影響要明顯高于組織效能的影響（β=0.181，p<0.001）。行為態度、主觀規范和感知行為控制對企業協同育人意愿具有顯著正向影響，從而支持H8、H9和H10。其中，感知行為控制的影響最大（β=0.821，p<0.001），其次是主觀規范（β=0.200，p<0.001），最后是行為態度（β=0.175，p<0.001）。此外，研究模型對企業協同育人行為態度的解釋度為59.8%，對企業主觀規范的解釋度為44.3%，對企業感知行為控制的解釋度為95.3%，對企業協同育人意愿的解釋度為74.5%，見圖2、表5。

表5 假設檢驗結果

（四）直接效應、間接效應和總效應分析

感知收益對行為態度的直接效應是0.719（p<0.001），對參與意愿的間接效應是0.126（p<0.05），表明企業感知收益每增加1個單位值，協同育人態度會直接提升0.719個單位，協同育人意愿會間接提升0.126個單位；感知成本對行為態度的直接效應是-0.110（p<0.05），對參與意愿的間接效應不顯著，表明企業感知成本每增加1個單位，協同育人態度會直接下降0.110個單位；感知風險對行為態度的直接效應是-0.263（p<0.001），對參與意愿的間接效應是-0.046（p<0.01），表明企業感知風險每增加1個單位，協同育人態度會直接降低0.263個單位，協同育人意愿會降低0.046個單位；指令性規范對主觀規范的直接效應是0.526（p<0.001），對參與意愿的間接效應是0.105（p<0.01），表明企業指令性規范每增加1個單位，協同育人主觀規范會直接提升0.526個單位，協同育人意愿會間接提升0.105個單位；示范性規范對主觀規范的直接效應是0.395（p<0.001），對參與意愿的間接效應是0.079（p<0.01），表明企業示范性規范每增加1個單位，協同育人主觀規范會直接提升0.395個單位，協同育人意愿會間接提升0.079個單位；組織效能對感知行為控制的直接效應是0.181（p<0.001），對參與意愿的間接效應是0.148（p<0.001），表明企業的組織效能每增加1個單位，協同育人感知行為控制會直接提升0.181個單位，協同育人意愿會間接提升0.148個單位；感知可控對感知行為控制的直接效應是0.959（p<0.001），對參與意愿的間接效應是0.788（p<0.001），表明企業感知可控每增加1個單位，協同育人感知行為控制會直接提升0.959個單位，協同育人意愿會間接提升0.788個單位。

四、結論與啟示

本文基于計劃行為理論及其分析框架，構建了企業參與高職院校技能型人才培養意愿影響機理的概念模型，結合250份企業問卷數據，運用Amos22.0對概念模型進行了驗證性因子分析。得出如下結論：一是企業的協同育人意愿主要受感知行為控制、主觀規范和行為態度正向顯著影響。二是企業協同育人感知行為控制主要受組織效能和感知可控正向顯著影響。三是企業協同育人主觀規范主要受指令性規范和示范性規范正向顯著影響。四是企業協同育人態度主要受企業感知收益、感知成本和感知風險顯著影響。五是感知收益、感知風險、指令性規范、示范性規范、組織效能和感知可控對企業協同育人意愿具有顯著的間接影響?；谝陨辖Y論，本研究得出如下啟示。

（一）構建基于企業全程參與的“招生—培養—就業”一體化協同育人模式，平衡企業育人成本、風險與收益

在行為態度層面上，企業態度對協同育人意愿具有顯著正向影響，而企業態度又受到感知收益、感知成本和感知風險的顯著影響。表明企業參與高職院校技能型人才培養是基于自身預期收益并對成本與風險進行權衡的綜合結果。因此，可以探索構建基于企業全程參與的“招生—培養—就業”一體化校企協同育人模式，以平衡企業育人成本、收益與風險。具體而言，在招生上，與企業建立聯合招生機制，即聯合行業、用人單位共同制定招生方案，由行業協會依據區域企業人才需求規模與學校簽訂細分行業招生計劃；在人才培養過程中，引入行業人才培養標準，與企業共同制定人才培養方案及教學模塊；在教學模式上，采用“雙導師制”，聘請企業專家與技術骨干共同開發教程、共同授課、共同培養；在畢業設計上，畢業論文選題來源于企業生產實際問題，成果接受企業鑒定。在這樣一種雙主體、全過程模式下，企業始終站在為己育人的角度與高職院校進校聯合培養人才，且所培養出來的技能型人才“下得去、用得上、留得住”，既降低了企業育人風險，也提升了企業預期收益，進而也能夠進一步激發企業協同育人的積極性。

（二）優化隱性契約治理機制，增強企業社會責任意識

在主觀規范層面，企業的主觀規范對其協同育人意愿具有顯著正向影響，而企業主觀規范又受到指令性規范和示范性規范的顯著正向影響。表明企業參與高職院校技能型人才培養是基于普遍社會責任壓力下對“搭便車”行為與責任自律的權衡結果。斯蒂納指出，企業既是經濟的單元，又是社會的單元，既有追求利益最大化的普遍動機，又有履行社會責任的普遍認知[21]。企業社會責任既包括基于經濟與法律的必盡社會責任，也包括基于道德規范的應盡社會責任，還包括基于慈善希望的愿盡社會責任[22]。其中，參與高校人才培養屬于企業應盡與愿盡社會責任范疇。唐納森指出，企業履行社會責任的整體水平取決于隱性契約對社會倫理道德、價值規范的監督和引導，特別是對于履行應盡社會責任與愿盡社會責任，需要建立與之相適應的隱性契約治理機制[23]。就企業參與高職院校技能型人才培養而言，需要不斷強化校企協同育人的社會價值認同、責任擔當、理想信念與行為規范，并輔以激勵機制、監督機制和約束機制，最終實現由價值引領到價值傳遞、由規范約束到規范自律。

（三）重塑企業協同育人角色定位，拓展企業參與方式

在感知行為控制層面，企業的感知行為控制對協同育人意愿具有顯著正向影響，而企業感知行為控制又受到組織效能和資源控制能力的顯著正向影響。表明在意識范疇之外，企業參與高職院校技能型人才培養還會受到自身能力和資源狀況的影響。事實上，我國很多高職院校熱衷于與知名企業、大型企業、上市企業或者具有一定資歷的企業開展合作育人，而對于一些具有強烈需求的中小企業不屑一顧，這無形中將一些處于發展期或具有較大發展潛力的中小企業拒之門外。為此，高職院校應根據企業的類型與特征，重塑企業在協同育人過程中的角色定位，讓具有參與意愿的企業有機會參與到人才培養之中。具體而言，一方面，要細化不同類型企業協同育人的參與方式與參與內容，幫助他們選擇適合自身的參與方式；另一方面，要建立相應的信息服務平臺，定期推送高職院校育人需求，如實習崗位需求、實踐教學需求等，讓各類企業能夠及時了解其所能參與的內容和方式，最終實現讓不同類型的企業，能夠按照不同的參與方式和參與內容，積極參與到高職院校技能型人才培養中。