朱 偉，吳洪剛

(河南工程學院 管理工程學院，河南 鄭州 451191)

十九大報告指出，“要深化產(chǎn)教融合、校企合作，實現(xiàn)高等教育內(nèi)涵式發(fā)展”[1]。在當前經(jīng)濟新常態(tài)下，如何形成具有約束力和促進力的長效機制，是產(chǎn)教融合必須面對的重要問題。建立產(chǎn)教融合的長效機制，厘清相關(guān)的制約和影響因素尤為重要。

近年來，一些學者從企業(yè)角度分析產(chǎn)教融合的影響因素。如董奇等[2]認為，影響企業(yè)參與產(chǎn)教融合積極性的因素依次是企業(yè)規(guī)模、企業(yè)文化、企業(yè)培訓及企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)。陳超逸等[3]認為，企業(yè)很愿意追求高境界的產(chǎn)教融合，但政府引導不力、合作機制和保障機制缺乏及企業(yè)利益得不到實現(xiàn)等因素影響了它們參與產(chǎn)教融合的積極性。唐智彬等[4]指出，現(xiàn)有規(guī)定對企業(yè)的利益驅(qū)動不夠，阻礙了產(chǎn)教融合的發(fā)展。周丙洋[5]認為，產(chǎn)教融合無法給企業(yè)帶來凈收益，所以企業(yè)不愿參與產(chǎn)教融合。另一些學者從系統(tǒng)角度探究產(chǎn)教融合的影響因素。如張大良[6]認為，影響產(chǎn)教融合長效機制的因素包括社會經(jīng)濟、文化、科技、法律等外部環(huán)境因素，以及產(chǎn)教融合驅(qū)動機制、溝通機制、分配機制等內(nèi)部因素。柳友榮等[7]實證研究發(fā)現(xiàn)，主體內(nèi)部因素、雙方耦合因素和外部環(huán)境因素等三個變量總體上對產(chǎn)教融合具有顯著影響但影響程度存在差異性。洪曉波[8]指出，產(chǎn)教融合是應用型本科高校發(fā)展的必由之路，其成效受政府、高校和企業(yè)等參與主體內(nèi)部因素及外部環(huán)境因素的影響。崔旭等[9]認為，合作機制與體制、合作意愿、利益分配等問題是制約產(chǎn)教融合的主要因素。沈綺云等[10]認為，政府要主動介入校企合作法律法規(guī)建設(shè)、管理體制建設(shè)、校企合作督查和評價機制建設(shè)。也有研究[11-13]指出，溝通渠道不暢、合作能力不強、文化差異較大及政策支持不足是影響產(chǎn)教融合的重要因素。

李建偉[14]、劉恩允[15]、何勇斌等[16]認為，高校是一種利益相關(guān)者機構(gòu)，根據(jù)在機構(gòu)中的責權(quán)利差異，利益相關(guān)者可分為核心層、重要層、間接層和邊緣層四個層次，而利益相關(guān)者的利益訴求及利益沖突是影響產(chǎn)教融合長效機制的重要因素。根據(jù)Mitchell等[17]對利益相關(guān)者屬性的合法性、緊迫性及權(quán)力性之界定，本研究將應用型高校產(chǎn)教融合的利益相關(guān)者定義為：具備相應合法性，直接或間接投資了產(chǎn)教融合，其活動與產(chǎn)教融合的目標實現(xiàn)具有相互影響并且承擔產(chǎn)教融合運營風險的個體或組織，包括應用型高校、學生、教育研究機構(gòu)、企業(yè)、政府、社會公眾、行業(yè)協(xié)會等。通過設(shè)計和分析調(diào)查問卷，以實證研究為主要手段，探索應用型高校產(chǎn)教融合長效機制的影響因素，以期為產(chǎn)教融合長效機制的建設(shè)和發(fā)展提供借鑒。

一、數(shù)據(jù)來源與研究方法

本研究編制了包含50個項目的應用型高校產(chǎn)教融合長效機制影響因素調(diào)查問卷，測試對象主要來自學校、企業(yè)、政府、教育研究機構(gòu)、社會公眾等有關(guān)機構(gòu)或群體。問卷發(fā)放310份，回收265份，有效問卷248 份。其中，學校樣本來自河南工程學院、黃淮學院、許昌學院、周口師范學院、黃河科技學院、商丘師范學院、洛陽理工學院、平頂山學院、南陽理工學院和南陽師范學院等10所應用型本科示范校教師，共計105份，占比約42.34%；企業(yè)樣本來自與河南工程學院開展產(chǎn)教融合業(yè)務的企業(yè)人士，共計57份，占比約22.99%；政府樣本來自鄭州市政府部門的工作人員，共計40份，占比約16.13%；教育研究機構(gòu)、行業(yè)協(xié)會和社會公眾樣本各10份，占比約4.03%；其他機構(gòu)樣本16份，占比約6.45%。

采用5點計分法，問卷從“非常重要、比較重要、一般重要、不太重要、非常不重要”進行5級評價，用SPSS 16.0和Lisrel 8.70 軟件進行數(shù)據(jù)處理。

二、產(chǎn)教融合長效機制影響因素分析

(一)探索性因子分析

整理回收的問卷數(shù)據(jù)并進行KMO 檢驗和Bartlett 球形檢驗。從檢驗結(jié)果看，KMO檢驗系數(shù)為0.964，Bartlett 球形檢驗的顯著性概率p為0。因此，問卷適合做因子分析。

運用主成分法并采用Varimax正交旋轉(zhuǎn)，對施測的50個項目進行探索性因子分析。在沒有預設(shè)因子個數(shù)時，特征根大于1 的因子有5個，累積解釋總方差為83.217%?？疾?0個項目的因子負荷量大小，發(fā)現(xiàn)第8個和第26個項目的負荷量小于 0.4，不符合要求，給予刪除[18]。刪除第8個和第26個項目后，再次進行探索性因子分析，特征根大于1 的因子有5 個，累積解釋總方差為83.426%，各項目的因子負荷量均大于0.4。進一步分析5 個因子所包含的項目內(nèi)容，因子2中有2 個項目與原先設(shè)計的維度歸屬有較大差異，應予刪除。對剩余的46 個項目進行第三次探索性因子分析，特征根大于1 的因子為5 個，累積解釋總方差為84.218%，按題號排列項目后，綜合項目含義將因子命名：因子1(F1)——相關(guān)政策法規(guī)；因子2(F2)——應用型高校；因子3(F3)——融合機制；因子4(F4)——企業(yè)因素；因子5(F5)——政府作用。各項目歸屬及其負荷量見表1。

表1 項目歸屬及其負荷量

(二)驗證性因子分析

對抽取的5個因子進行KMO 檢驗和Bartlett 球形檢驗，KMO檢驗系數(shù)為0.837，Bartlett 球形檢驗的顯著性概率p為0。因此，數(shù)據(jù)適合做因子分析。使用Lisrel 8.70 軟件進行數(shù)據(jù)擬合，得到常用擬合參數(shù)如表2所示。從擬合結(jié)果看，χ2/df的值等于3.03，低于上限參考值5；RMSEA值為0.089，低于上限參考值0.1；NFI、CFI與IFI的值均大于0.9；AGFI與GFI的值均接近0.9。因此，模型有效度較好。

表2 驗證性因子分析的擬合參數(shù)

(三)相關(guān)分析

對5個因子進行Pearson 相關(guān)性分析，相關(guān)系數(shù)為0.642～0.851，見表3，說明各因子間呈顯著相關(guān)。

表3 Pearson 相關(guān)系數(shù)

(四)回歸分析

以相關(guān)政策法規(guī)、應用型高校、融合機制、企業(yè)因素和政府作用等5個因子為自變量，長效機制為因變量，采用逐步回歸方法，預測最佳回歸模型?；貧w分析結(jié)果見表4。由表4可知，在逐步回歸過程中，相關(guān)政策法規(guī)是第一個進入模型的自變量，隨后應用型高校、企業(yè)因素、融合機制、政府作用等四個自變量依次進入模型。各回歸系數(shù)及常數(shù)項的t統(tǒng)計量符合顯著性要求，由此可得長效機制的回歸模型為

表4 應用型高校產(chǎn)教融合長效機制的回歸分析

Y=0.794+1.135X1+1.271X2+2.064X3+

1.253X4+1.124X5，

(1)

其中：Y代表長效機制，X1代表相關(guān)政策法規(guī)，X2代表應用型高校，X3代表企業(yè)因素，X4代表融合機制，X5代表政府作用。

三、信效度檢驗

(一)量表信度檢驗

對因子分量表和總量表分別進行分半信度檢驗和Cronbach α 信度檢驗，結(jié)果顯示：Cronbach α系數(shù)為0.952，分半信度為0.920，各分量表信度為0.875～0.943，具體見表5，說明量表的信度較高，各個測量項目內(nèi)部一致性較高，量表性能穩(wěn)定。

表5 Cronbach α和分半信度檢驗

(二)量表效度分析

在對量表效度進行分析時，經(jīng)計算，5個因子的AVE值分布為0.62～0.75，CR值分布為 0.71～0.82，量表收斂效度較高。

四、對策與建議

(一)發(fā)揮政府強大的戰(zhàn)略引擎作用

回歸分析表明，相關(guān)政策法規(guī)是第一個進入回歸模型的自變量，相關(guān)政策法規(guī)的制定和實施都與政府的推動作用密切相關(guān)。因此，各級政府在產(chǎn)教融合中除發(fā)揮常規(guī)的倡導作用外，還應著力推動與產(chǎn)教融合相關(guān)的政策法規(guī)建設(shè)，積極行使協(xié)調(diào)、管理、監(jiān)督和評價職能，促進產(chǎn)教融合長效機制建立及良性發(fā)展。

(二)重視和強調(diào)企業(yè)的主體作用

產(chǎn)教融合是政府、應用型高校和企業(yè)等主體多元的合作形態(tài)。就企業(yè)而言，其生產(chǎn)經(jīng)營周期與學校的教學安排步調(diào)常常不一致，難以實現(xiàn)最大化的投資收益，所以參與感較弱。實證研究表明，作為第三個進入回歸模型的自變量，企業(yè)因素對產(chǎn)教融合長效機制建設(shè)有重要影響。因此，必須重視企業(yè)的主體作用，喚醒和強調(diào)企業(yè)的責任意識，激發(fā)企業(yè)參與的積極性，健全企業(yè)參與制度，深化產(chǎn)教融合機制建設(shè)。

(三)增強高校的人才培養(yǎng)和社會服務能力

作為人才培養(yǎng)的主陣地，應用型高校在產(chǎn)教融合中發(fā)揮著重要作用，但其自身的人才培養(yǎng)和社會服務能力存在一定的缺陷。比如，人才培養(yǎng)方案缺少企業(yè)和社會的參與，學校的人才培養(yǎng)質(zhì)量與企業(yè)及社會的人才需求有一定的距離，“雙師雙能型”教師的缺乏致使學生實踐能力不足，學校不能提供足夠和有效的技術(shù)服務能力及社會服務能力等。因此，應用型高校亟待增強自身的人才培養(yǎng)能力和社會服務能力，積極探索匹配本校特點及本省(市)經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)教融合長效機制。如河南工程學院的“引企入教”改革和鄭州財經(jīng)學院的“課程改革 + 校企實訓”精準培養(yǎng)模式等，都是提高人才培養(yǎng)質(zhì)量和增強社會服務能力的有效探索。

(四)構(gòu)建長效有力的產(chǎn)教融合運行機制

高校和企業(yè)等是利益相異的獨立主體，在市場經(jīng)濟環(huán)境下，利益是驅(qū)動產(chǎn)教融合的有力手段。目前，產(chǎn)教融合的各利益相關(guān)者互通性不夠，利益訴求不一，合作意愿不強，合作層次較低。因此，為保障產(chǎn)教融合順利實施，要積極促進各利益相關(guān)者特別是企業(yè)與學校深度合作，實現(xiàn)互利共贏，構(gòu)建以協(xié)調(diào)、實施、評價和激勵等方式為主的運行機制。