左和平，李秉強，余 靜

(1.江西科技師范大學，南昌 330038； 2.江西科技師范大學 江西職業(yè)教育與產業(yè)發(fā)展研究院，南昌 330038)

一、問題的提出

自2016年李克強總理在《政府工作報告》中首次提出“工匠精神”后，大國工匠、勞模精神、工匠精神成為我國技能人才、技能短缺的代名詞。習近平總書記在致2022年4月27日召開的首屆大國工匠創(chuàng)新交流大會的賀信中強調要“大力弘揚勞模精神、勞動精神、工匠精神”，彰顯了國家領導人對弘揚工匠精神的高度重視。然而，目前我國制造業(yè)技能人才短缺明顯、工匠精神的相對缺乏已成共識，與工匠精神和制造業(yè)技能人才沒實現(xiàn)有效契合有何內在關聯(lián)？事實上，無論是“中國制造2025”發(fā)展目標的順利達成，還是我國制造業(yè)邁向高質量發(fā)展階段的穩(wěn)健推進，均需要充分挖掘技能人才工匠精神對制造業(yè)發(fā)展的重要作用(劉志江等，2020)[1]，這能在提升工匠精神的同時緩解我國技能人才的相對不足。為此，有必要解析制造業(yè)技能人才的工匠精神狀況及其影響因素。

工匠精神的形成與內涵呈現(xiàn)出動態(tài)的演化勢態(tài)。如，張迪(2016)[2]將工匠精神的歷史演變分為孕育、產生、發(fā)展、傳承等四個階段。莊西真(2017)[3]以手工業(yè)時代、工業(yè)革命時期、第三次工業(yè)革命等三個時期為分界線，闡釋了工匠精神在不同時期的內涵。孫清華(2016)[4]認為西方工匠精神的內涵發(fā)展可分為三個階段，分別是以古希臘時代為代表的產生階段、以歐洲中世紀為代表的發(fā)展階段、以中世紀末期為代表的轉型階段。張云河和王靖(2020)[5]基于不同的歷史時期區(qū)別了工匠精神的基本內涵和新時期內涵，在敬業(yè)、專注、憂樂等基本內涵上賦予其新的時代精神和團隊精神。此外，也有學者從其他視角分析了工匠精神的內涵。如，Manova和Yu(2017)[6]認為工匠精神最具價值的效用為可有效地提高產品質量；Abrassart et al.(2020)[7]指出工匠精神不僅存在于手工藝者中，而且存在運用相應技術或技能創(chuàng)新性地解決各種問題的各類人群中；劉志彪和王建國(2018)[8]從現(xiàn)代發(fā)展需求視角提出了工匠精神應包含用戶至上的觀念；唐國平和萬仁新(2019)[9]從企業(yè)管理制度視角認為現(xiàn)代的工匠精神已演變?yōu)槠髽I(yè)的資本資源。

測評工匠精神的核心在于確定指標(體系)與數(shù)據(jù)獲取。但是，對于工匠精神應該包括哪些維度，目前形成了二維(李群等，2020)[10]、三維(肖薇薇、陳文海，2016)[11]、四維(葉美蘭、陳桂香，2016)[12]、五維(李宏偉、別應龍，2015)[13]、六維(劉霞、鄧宏寶，2021)[14]、七維(石芬芳、劉晶璟，2019)[15]等六種觀點，基本認為應該包括敬業(yè)、創(chuàng)新、專注、精益求精等關鍵詞，且通常采取統(tǒng)計(李群等，2020)[10]和量表開發(fā)(方陽春、陳超穎，2018)[16]獲取評價工匠精神所需的數(shù)據(jù)。也有學者(企業(yè))從行業(yè)視角構建了測評指標，如建筑行業(yè)(陳敏等，2019)[17]、服裝行業(yè)(洪子又、朱偉明，2019)[18]。此外，對于制造業(yè)的工匠精神，彭花等(2018)[19]認為應該包括產品、工作、技術等維度，胡利利和熊璐(2019)[20]提出了工匠技藝、工匠品德、工匠心性等范疇。

學者對工匠精神的影響因素研究，經(jīng)文獻梳理后，可認為主要聚焦于政府、學校和企業(yè)等三層面。從政府層面看，李進(2016)[21]指出工匠精神培育需要完善市場經(jīng)濟制度建設，李宏昌(2016)[22]認為工匠精神培育需要加快文化引領以培育工匠文化。從學校層面看，孫宏等(2018)[23]從校園文化、課程教學、實踐操作、校企合作、培育效果、職業(yè)生涯規(guī)劃等方面解析了影響因素。從企業(yè)層面看，南瑞萍(2018)[24]發(fā)現(xiàn)企業(yè)崗前培訓、企業(yè)重視程度、企業(yè)激勵制度，對工匠精神有顯著影響。此外，許應楠(2018)[25]分析了外部社會環(huán)境、學校培育環(huán)境、內生力量、實踐行為對職業(yè)院校人才工匠精神培育的影響因素，賀正楚和彭花(2018)[26]認為個人價值、企業(yè)管理制度、內在需求、社會風尚、政治制度是影響新生代技術工人工匠精神的重要因素。也有部分學者從特定產業(yè)視角展開了解答，如建筑行業(yè)(陳敏等，2019)[17]、銅工藝行業(yè)(徐培等，2020)[27]。

制造業(yè)技能人才提質提量是我國實現(xiàn)制造強國的重要引擎，而工匠精神是重要的表現(xiàn)形式，因而需要加強對制造業(yè)技能人才工匠精神的剖析。學者從不同維度評價了工匠精神和影響因素，但還少有從制造業(yè)技能人才視角進行研究的文獻，而這應該是我國通過工匠精神提升促進制造業(yè)轉型調整的重要著力點。因此，擬在構建測度方法和計量模型的基礎上，基于調查獲取的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，實證解析我國制造業(yè)技能人才的工匠精神及其影響因素。

二、模型構建與評價方法

衡量我國制造業(yè)技能人才的工匠精神和影響因素，首先需要解析技能人才工匠精神蘊含的維度，進而形成工匠精神指數(shù)(后簡稱“工匠指數(shù)”)。然而，受制于工匠精神包括哪些內涵目前沒有統(tǒng)一的界定，且沒有現(xiàn)成的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可用于度量。為此，需要在界定制造業(yè)技能人才工匠精神內涵的基礎上進行測度?；谏鲜鑫墨I和結合制造業(yè)實際，充分考慮上述提及的關鍵詞，敬業(yè)應該體現(xiàn)為職業(yè)道德；創(chuàng)新可用創(chuàng)新能力詮釋；專注應該表征了對相關工作的熱愛，即應該與職業(yè)設想和自身的價值判斷保持了一致，即應該包括了職業(yè)理想和價值取向判斷；精益求精應該包括一定的理論知識水平和相應的實踐技能水準。為此，認為制造業(yè)技能人才的工匠精神應包括專業(yè)知識、操作技能、職業(yè)道德、創(chuàng)新能力、職業(yè)理想、價值取向等維度。隨后，擬采取主成分分析即客觀賦值法進行處理，且將得到的各系數(shù)ai歸一化以得到相應的權重ωi：

(1)

進而，制造業(yè)技能人才工匠指數(shù)可表述為：

CI=ω1·CC1+ω2·CC2+ω3·CC3+ω4·CC4+ω5·CC5+ω6·CC6

(2)

其中，CI、CC1、CC2、CC3、CC4、CC5、CC6分別表示工匠指數(shù)、專業(yè)知識、操作技能、創(chuàng)新能力、職業(yè)道德、職業(yè)理想、價值取向，ω為各維度的權重。

由前述研究可知，學者通?？紤]學校層面、個人層面、社會層面的影響，然而在剖析制造業(yè)技能人才時，企業(yè)層面是不可忽視的(朱永躍等，2019)[28]，且家庭層面也會產生直接或間接的影響(許應楠，2018)[25]，同時政府層面的影響因素應該可從上述五個層面得到相應的詮釋，因而不將政府層面作為單獨的影響維度進行考慮。為此，構建測評制造業(yè)技能人才工匠指數(shù)影響因素的基本計量模型：

CI=α+β1·SF+β2·EF+β3·OF+β4·LF+β5·FF+ε

(3)

其中，SF、EF、OF、LF、FF分別表示學校、企業(yè)、社會、自身、家庭層級的復合因素。ε是隨機誤差項，β1、β2、β3、β4、β5反映了各層級因素對工匠指數(shù)的影響。

鑒于各層級可能包括多重因素，采取與式(1)相同的方法，即進行主成分分析且歸一化處理，得到各重因素的歸一化影響系數(shù)，進而SF、EF、OF、LF、FF可分別表示為：

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

更進一步，構建相應模型解析特定層級因素的影響，其基本模型分別為：

CI=α1+δ1·SF1+.....δn·SFn+ε1

(9)

CI=α2+φ1·EF1+.....φn·EFn+ε2

(10)

CI=α3+φ1·OF1+.....φn·OFn+ε3

(11)

CI=α4+γ1·LF1+.....γn·LFn+ε4

(12)

CI=α5+η1·FF1+.....ηn·FFn+ε5

(13)

其中，n為相關層面的影響因素個數(shù)。系數(shù)δi、φi、φi、γi、ηi分別表示學校、企業(yè)、社會、自身、家庭各層級各解釋變量的系數(shù)，反映了具體子因素的影響。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性分析

鑒于沒有相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)可直接表征制造業(yè)技能人才的工匠指數(shù)，且我國在各類統(tǒng)計年鑒或資料中，也沒有明確提及用于評價工匠精神的指標。為此，擬通過量表開發(fā)并通過問卷調查獲取相關數(shù)據(jù)。

(一)問卷設計

借鑒相關量表(張宏等，2018；南瑞萍，2018；許應楠，2018；賀正楚、彭花，2018；方陽春、陳穎超，2018；喬嬌、高超，2018)[23-26，16，29]，開發(fā)了《制造業(yè)技能人才“工匠精神”現(xiàn)狀與影響因素調查問卷》。問卷主要包括三部分，分別為調查對象的基本情況、技能人才工匠精神自我評價與內涵、工匠精神影響因素。第一部分主要包括性別、所在企業(yè)行業(yè)屬性、年齡階段、學歷、地區(qū)、對所在企業(yè)工匠精神自評等問題。其中，性別分男、女兩類，制造企業(yè)所屬行業(yè)按照《中國統(tǒng)計年鑒》細分為31類，年齡分為18～23歲、24～30歲、31～40歲、41～50歲、51～60歲、60歲以上6類，學歷分學生在讀、中專及以下、大專、本科、碩士及以上等5類。第二部主要包括工匠精神的作用、測評方式、企業(yè)需求及內涵等問題，主要的內涵部分從職業(yè)道德、專業(yè)知識、操作技能、創(chuàng)新能力、職業(yè)理想、價值取向等維度展開。第三部分設計了學校、企業(yè)、社會、自身、家庭等5個維度共計39個影響因素(1)考慮到各層級的因素均為復合因素，進而在問卷調查時設計了相應的選項：學校層級的因素包含16個，用SF1、SF2、SF3、SF4、SF5、SF6、SF7、SF8、SF9、SF10、SF11、SF12、SF13、SF14、SF15、SF16分別表示校園宣傳、專題講座、文娛活動、技能大賽、德育課、專業(yè)課、文化課、網(wǎng)絡課、教學管理制度、師資狀況、學生管理制度、行政管理制度、評價機制、實習實訓、校企結合、人才培養(yǎng)模式；企業(yè)層級的因素包含7個，用EF1、EF2、EF3、EF4、EF5、EF6、EF7分別表示企業(yè)薪資福利、崗前培訓、獎懲制度、企業(yè)環(huán)境與設備、企業(yè)運營體系、企業(yè)工匠文化、企業(yè)工匠與勞模表率作用；社會層級的因素包含5個，用OF1、OF2、OF3、OF4、OF5分別表示社會宣傳、人才政策引導、社會氛圍、對職業(yè)院校學生認同感、專業(yè)價值認可度；自身層級的因素包含6個，用LF1、LF2、LF3、LF4、LF5、LF6分別表示自身精神需要、職業(yè)精神、企業(yè)文化、職業(yè)設想、自我反省、其他實踐；家庭層級的因素包含5個，用FF1、FF2、FF3、FF4、FF5分別表示家庭教育理念、家庭經(jīng)濟狀況、家庭社會關系、父母文化背景、父母職業(yè)理想。。問卷主要采取了五分法，在工匠精神內涵和影響因素部分，5、4、3、2、1分別表示影響程度或重要程度依次下降。

(二)問卷發(fā)放

采取網(wǎng)絡問卷星進行發(fā)放，要求每家制造企業(yè)僅填寫一份，調查時間為2020年10月14日-11月18日，共收集到27個省級區(qū)域的442份問卷。對問卷進行篩選，去除非企業(yè)從業(yè)人員、填寫不完整及相同個人信息問卷，且每份問卷的填寫時間為120秒以上，回收到有效問卷354份，其有效回收率達80.01%。經(jīng)對數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn)，受訪者主要在重慶、江西、浙江，為確保數(shù)據(jù)有效性且進行區(qū)域比較，僅對問卷來源地為該三地的數(shù)據(jù)進行分析，經(jīng)過篩選后得到的有效樣本數(shù)為286份。需要強調的是，在問卷中將制造業(yè)細分為31個行業(yè)，但黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)及廢棄資源綜合利用業(yè)等3個行業(yè)的填報人數(shù)為零。為研究需要，將28個行業(yè)分為勞動密集型、資源密集型、資本密集型和技術密集型，但因部分企業(yè)員工不明確所在企業(yè)的行業(yè)類別，造成40份樣本選擇了其他制造業(yè)類型。為最大限度地尊重數(shù)據(jù)樣本的真實性，故在四類制造業(yè)分類基礎上添加了其他制造業(yè)這一類。其中，四大類制造業(yè)分類參照李秉強(2017)[30]的界定方法。采用SPSS 24.0進行計量分析。

(三)描述性分析

對樣本情況進行描述性說明，詳見表1。從性別看，男性和女性分別占比67.5%和32.5%，這可能與制造企業(yè)員工以男性為主有關。從年齡看，18～50歲的比例達96.9%，顯示出受訪者以中青年為主。從學歷看，中專及以下(包含學生在讀)占比16.4%，大專占比44.4%，本科及以上占比32.2%，可知本次被調查對象的學歷層次相對較高，而存在一定比例的中專及以下(包含學生在讀)的群體，可能與校企結合、訂單班等學生在企業(yè)實習有關，但均值為3.34表明學歷介于大專與本科之間。從企業(yè)類別看，資本密集型企業(yè)占比高達37.8%，其余四種類型的企業(yè)數(shù)量相對均衡。從所在企業(yè)工匠精神水平判斷看，總體評價相對較好，如認為比較高及非常高的占比高達55.9%，均值達到了3.65，即處于一般高到比較高之間。

表1 問卷調查對象基本情況

四、工匠指數(shù)測評

(一)維度篩選

基于性別、學歷、年齡、地區(qū)、行業(yè)類別等調查對象特征變量，采取獨立樣本 T 檢驗和單因素方差對工匠指數(shù)展開差異性分析。其中，性別分為男女兩類，故運用獨立樣本 T 檢驗；年齡、學歷、地區(qū)、企業(yè)分類均屬于超過兩類的分類數(shù)據(jù)，故采用單因素方差分析，以顯著性系數(shù)為標準檢驗該變量在不同水平下對工匠指數(shù)測評的影響，若存在顯著性差異則進行多重比較，并進一步探究該分類變量的具體差異，以作為工匠指數(shù)差異性分析的判斷標準，計量結果顯示，性別、年齡、學歷、地區(qū)、行業(yè)類別的P值分別為0.856、0.820、0.732、0.000、0.045。由此可認為，性別、年齡、學歷維度沒通過顯著性檢驗，而地區(qū)和行業(yè)類別通過了5%的顯著性檢驗。隨后，僅就地區(qū)、行業(yè)的工匠指數(shù)和影響因素進行差異性分析。

(二)工匠指數(shù)評價

按照上述給出的測度方法進行主成分分析，發(fā)現(xiàn)提取的公共因子僅有一個，且該公共因子的方差累計百分比達83.702%。據(jù)此，可用式(1)進行權重賦值，計量結果顯示CC1、CC2、CC3、CC4、CC5、CC6的歸一化系數(shù)分別為0.164176385、0.165634111、0.168185131、0.166180758、0.165269679、0.170553936。需要做出說明的是，六個維度的成分系數(shù)差別較小，為更大程度顯示差異性而保留了9位小數(shù)點。

1.區(qū)域差異

工匠指數(shù)的計量結果表明，浙江比重慶、浙江比江西、江西比重慶分別高0.518、0.235、0.283，而通過多重事后比較(采取LSD比較)考查組別間的顯著性差異發(fā)現(xiàn)，其對應的P值分別為0.000、0.038、0.016，即均通過了5%的顯著性檢驗，據(jù)此可認為制造業(yè)技能人才的工匠指數(shù)在上述三個區(qū)域存在顯著差異。

從區(qū)域視角對制造業(yè)技能人才工匠指數(shù)的各具體維度做單因素方差分析，針對具體維度與工匠指數(shù)的顯著性差異通過LSD比較體現(xiàn)，詳見表2和表3。從表2可知，不同地區(qū)制造業(yè)技能人才工匠指數(shù)在六個維度上的均值差異，與地區(qū)對工匠指數(shù)的差異總體保持了一致，即各維度均表現(xiàn)為浙江大于江西、江西大于重慶，且單因素方差分析的結果均通過了1%的顯著性檢驗。從工匠指數(shù)看，專業(yè)知識維度和價值取向維度均明顯偏低，這可能與工匠精神需要更加強化專業(yè)技能有關(許應楠，2018)[25]，而我國倡導的社會主義核心價值觀也促使價值取向基本趨同(朱永躍等，2019)[28]，進而導致對價值取向維度的訴求相對不強。

表2 地區(qū)對工匠指數(shù)各維度的差異性分析

表3 地區(qū)對工匠指數(shù)各維度的多重事后比較

從LSD比較看，其結果與表2基本保持了一致，但也有部分沒通過顯著性檢驗，體現(xiàn)在浙江與江西相比較層面。如，在專業(yè)知識維度、價值取向維度的浙江與江西比較均沒有通過10%的檢驗，職業(yè)道德維度、職業(yè)理想維度的浙江與江西比較均沒有通過5%但通過了10%的檢驗，而其余均通過了5%的檢驗。特別是，浙江制造業(yè)技能人才的創(chuàng)新能力維度明顯要強于其他維度，這在一定程度上可視為浙江技能人才對創(chuàng)新驅動的預期更高有關。事實上，《2021中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》顯示，2021年浙江的創(chuàng)新能力位列全國第五，僅次于廣東、北京、江蘇、上海(2)31省份區(qū)域創(chuàng)新能力排名：廣東5連冠，第一梯隊優(yōu)勢明顯[EB/OL].(2021-12-21)[2022-02-11].https：//baijiahao.baidu.com/s？id=1719761878407250645&wfr=spider&for=pc.。

在我國處于東部轉型、中西部提速、東北調整的發(fā)展格局下，制造業(yè)技能人才工匠精神應該與區(qū)域發(fā)展水平直接相關。如從經(jīng)濟發(fā)展所屬區(qū)塊看，浙江屬于東部、江西屬于中部、重慶屬于西部，且我國經(jīng)濟發(fā)展水平總體呈現(xiàn)出東部強于中部、中部強于西部。誠然，從經(jīng)濟發(fā)展水平看，重慶應該高于江西，如重慶和江西的2021年GDP分別為8.70和6.55萬元。但制造業(yè)技能人才的工匠精神應該與相對較大區(qū)域特別是周邊區(qū)域的制造業(yè)發(fā)展水平直接相關(馬永偉，2019)[31]，而江西的周邊區(qū)域制造業(yè)水平顯著高于重慶，如毗鄰長三角、珠三角、海西經(jīng)濟區(qū)，進而可能使得工匠指數(shù)的總體水平和各維度水平均相對較高。

2.產業(yè)屬性差異

實現(xiàn)廢棄物最大利用的前提便是垃圾分類，在北京、杭州等地，垃圾分類試點已經(jīng)推行了幾年，卻未見明顯成效，“垃圾圍城”問題亟待解決。2016年6月，國家發(fā)改委、住建部聯(lián)合發(fā)布了《垃圾強制分類制度方案》，提出到2020年，重點城市生活垃圾得到有效分類，實施生活垃圾強制分類的重點城市，生活垃圾分類收集覆蓋率達到90%以上，回收利用率達35%以上。

采取LSD比較分析組別間的顯著性，詳見表4?？芍?，勞動密集型制造業(yè)技能人才的工匠指數(shù)顯著低于其他類型的制造業(yè)，特別是與資本和技術密集型制造業(yè)的差距明顯，這可能與集約型制造業(yè)或高端制造更需要工匠精神直接關聯(lián)(周民良，2017)[32]。從顯著性檢驗看，勞動密集型與資本密集型和其他制造業(yè)的LSD比較通過了5%的檢驗，而與技術密集型制造業(yè)通過了10%但沒通過5%的檢驗，且其他類型的兩兩LSD比較均沒有通過顯著性檢驗，即其他不同類型的制造業(yè)兩兩比較沒有顯著差異。

表4 產業(yè)屬性對工匠指數(shù)的多重事后比較

為探究表4中存在差異的成因，運用產業(yè)類別就具體維度做單因素方差分析，結果顯示：如以5%作為檢驗標準，職業(yè)道德、專業(yè)知識、操作技能、職業(yè)理想、價值取向維度的P值分別為0.091、0.063、0.055、0.100、0.065，則可認為上述五個維度均沒有通過檢驗；創(chuàng)新能力的P值為0.046，可認為該維度通過了檢驗。更進一步，采取LSD比較探究創(chuàng)新能力與行業(yè)類別間的顯著性水平，詳見表5?？芍?，僅有勞動密集型行業(yè)中的工匠精神的創(chuàng)新能力維度與資本密集型和其他制造業(yè)的相關值通過了5%的顯著性檢驗，而其他組別都沒有通過5%的顯著性檢驗，這與表4中的計量結果保持了一致。此外，考慮到問卷調查時，部分受訪者選擇了其他制造業(yè)，而這類制造業(yè)的成分可能較為復雜，故此在剖析制造業(yè)的行業(yè)屬性時可將之忽略。為此，在制造業(yè)行業(yè)類別的甄別中，只有勞動和資本密集型的相關維度通過了檢驗。事實上，從我國制造業(yè)發(fā)展實際看，制造業(yè)的低水平技術鎖定(胡亞男、余東華，2021)[33]，導致我國高端制造業(yè)以資本密集型為主。但就總體而言，我國勞動密集型技能人才所需的創(chuàng)新能力也最低，如比資本密集型低0.426。

表5 產業(yè)屬性對創(chuàng)新能力的多重事后比較

五、影響因素實證分析

鑒于上述五個層級提出的影響因素的相關數(shù)據(jù)均來自問卷調查，進而有必要進行信效度檢驗以解析相關因素的有效性。隨后，基于信效度的檢驗結果，得出各影響因素的歸一化系數(shù)并合成各維度的數(shù)值，并進行相應的實證研究。

(一)信效度檢驗

通常用Cronbach α值進行信度檢驗，且一般認為該值大于0.7時，數(shù)據(jù)比較穩(wěn)定且具有可靠性(許應楠，2018)[25]。對問卷得到的數(shù)據(jù)進行處理，發(fā)現(xiàn)影響因素部分總體的Cronbach α值為0.988。從各層級看，學校、企業(yè)、社會、自身、家庭的Cronbach α值分別為0.976、0.954、0.944、0.957、0.940?？芍?，各層級均通過了信度檢驗。更進一步，對各層級的各因素進行信度檢驗，發(fā)現(xiàn)所有因素刪除項后的Cronbach α值均大于0.91，且均小于各層級對應的值(3)如有需要，可向作者索要各個影響因素量表內部一致性信度的相關系數(shù)。。由此，可認為學校層級、企業(yè)層級、社會層級、自身層級、家庭層級的內部信度均相對較好，且整個問卷的信度較高，即不需要刪除任何層級的任何因素選項。

效度通?？捎糜谂袛鄦柧淼目煽啃裕铱赏ㄟ^KMO值與Bartlett的球形度檢驗值來判定變量是否適合做因子分析，該值越大問卷的可靠性越高。計量結果表明，影響因素量表部分的KMO值為0.968，表明變量之間的相關性較強，且Bartlett球形度檢驗的P值為0.000，故此認為適合做因子分析。

(二)差異性實證分析

為獲得各層級影響因素的數(shù)值，首先需要獲取各層級子因素的權重。為便于更大程度地考查子因素的影響差異性，采取小數(shù)點后九位的歸一化系數(shù)作為相應的權重(4)如有需要，可向作者索要各個影響因素歸一化后的權重。。該部分的實證從總體、分區(qū)域、分行業(yè)三方面展開。從總體看，β1、β2、β3、β4、β5分別為0.337、0.163、0.152、0.266、-0.045，對應的P值分別為0.000、0.087、0.135、0.007、0.457。如以10%作為衡量是否通過檢驗的標準，可知學校、企業(yè)、自身等層面通過了檢驗，而社會和家庭層面沒有通過檢驗。且學校層面的影響顯著強于企業(yè)和自身層面，這可能與學校為制造業(yè)技能人才的主要供給側相關(顧力平，2005)[34]。需要指出的是，隨后對五個層級的影響因素進行實證，不刪除未通過檢驗的要素，以便于進行對比分析。為更清晰地顯示制造業(yè)技能人才工匠精神影響因素的差異性，從前述提及的分區(qū)域和分行業(yè)兩方面展開分析。此時，為縮短篇幅，僅從工匠指數(shù)層面進行考查，而不解析工匠精神各個維度的影響因素。

關于影響因素的產業(yè)屬性差異的計量結果，詳見表6，可知五個方程的相關系數(shù)均高于0.6且方程的P值均為0.000。從顯著性檢驗結果看，勞動密集型工匠指數(shù)的學校、社會、自身因素，資源密集型的社會、家庭、企業(yè)因素，資本密集型的社會因素，技術密集型的自身、企業(yè)、學校、家庭因素，不確定型中的社會、企業(yè)、家庭因素，均通過了顯著性檢驗?？紤]到不確定型制造業(yè)中的行業(yè)屬性可能較為復雜，由此在對比分析時不考慮該類型。在四類產業(yè)屬性的計量結果中，各層級因素對資本密集型工匠指數(shù)的影響最不顯著，這可能與該類制造業(yè)更強調資本投入有關。在勞動和技術密集型的計量結果中，均為自身層面的影響最大，特別是勞動密集型的自身層面影響因素的系數(shù)高達1.296。此外，勞動密集型通過檢驗的三個變量的系數(shù)均接近或超過1，且資源密集型的社會層面影響因素的系數(shù)也高達1.121，同時企業(yè)層面的因素對資源密集型和技術密集型的影響更顯著。如把勞動和資源密集型視為粗放型、資本和技術密集型視為集約型，可認為各層級因素對粗放型制造業(yè)技能人才工匠精神的影響系數(shù)要顯著大于集約型，而朱永躍等(2021)[35]的研究結果也表明工匠精神具有傳統(tǒng)與現(xiàn)代交融的屬性，進而在不同類型的工匠指數(shù)的影響因素上也應體現(xiàn)出相應差異。

表6 工匠精神影響因素的產業(yè)屬性差異

關于影響因素的區(qū)域差異的計量結果，詳見表7，可知三個方程的擬合性整體較好。結果顯示，重慶僅有學校因素、江西僅有自身因素和學校因素、浙江僅有自身因素和社會因素通過了顯著性檢驗。影響制造業(yè)技能人才工匠精神的自身因素，在一定程度上應該與在校期間形成的相關品質、知識、技能存在關聯(lián)，如通常認為技能人才職業(yè)精神的形成與學校培養(yǎng)有著較強的因果關系(馬小容，2018)[36]，職業(yè)理想教育是高職院校的重要導向(葉健，2007)[37]，而這會對技能人才的職業(yè)設想產生直接或間接的影響。由此，可認為，學校層面的因素與各區(qū)域制造業(yè)技能人才工程精神的形成有著較為明顯的內在聯(lián)系。

表7 工匠精神影響因素的區(qū)域差異

對比分區(qū)域和分行業(yè)影響因素的計量結果可知，分行業(yè)的模型通常有三個變量通過了檢驗，而分區(qū)域的模型僅有一個或兩個變量通過了檢驗。特別是，學校層面和自身層面的因素對制造業(yè)技能人才工匠精神通常具有顯性的影響。

(三)分層級因素實證分析

為探究具體因素對工匠指數(shù)的影響，基于式(9)-(13)，分別從學校、企業(yè)、社會、自身、家庭等層級進行計量。為縮短篇幅，僅報告不分區(qū)域、不分行業(yè)的計量結果，詳見表8。從學校因素看，僅有專題講座、技能大賽、專業(yè)課、評價機制、人才培養(yǎng)模式等5個子因素通過了檢驗，影響系數(shù)分別為0.147、0.186、0.206、0.110、0.181。從企業(yè)因素看，崗前培訓、獎懲制度、企業(yè)環(huán)境與設備、企業(yè)工匠文化等4個子因素通過了檢驗，影響系數(shù)分別為0.217、0.123、0.237、0.207。從社會因素看，社會宣傳、人才政策引導、對職業(yè)院校學生認同感等3個子因素通過了檢驗，影響系數(shù)分別為0.216、0.318、0.142。從自身因素看，自身精神需要、職業(yè)精神、其他實踐活動等3個子因素通過了檢驗，影響系數(shù)分別為0.293、0.234、0.152。從家庭因素看，教育理論、經(jīng)濟狀況等2個子因素通過了檢驗，影響系數(shù)分別為0.602、0.127?？芍?，企業(yè)、社層、自身層面的模型效果較好，表征為通過檢驗的因素的比例較高。然而，信效度檢驗顯示上述五個維度共計39個指標均通過了檢驗，可用于合成相應的五個層級的復合指標，這與部分單一指標在計量模型中通過檢驗與否不存在因果或內在關系。

表8 各層級因素對工匠精神影響的計量結果

六、結論

在構建制造業(yè)技能人才工匠指數(shù)的基礎上，基于286份問卷調查的數(shù)據(jù)，構建模型實證解析了工匠精神影響因素及差異性。具體而言，將工匠精神分為專業(yè)知識、操作技能、創(chuàng)新能力、職業(yè)道德、職業(yè)理想、價值取向等六個維度，將影響因素分為學校、企業(yè)、社會、自身、家庭等五個層級共39個指標。研究的主要結論包括：(1)制造業(yè)技能人才工匠指數(shù)在性別、年齡、學歷等方面沒有顯著差別，而在地區(qū)、行業(yè)屬性等方面差異明顯；(2)選定的所有指標均通過了信效度檢驗，可用于主成分分析以獲取各指標在相應層級中的權重；(3)制造業(yè)技能人才工匠精神的影響因素存在顯性的區(qū)域和行業(yè)差異，且行業(yè)屬性差異模型的效果要好于區(qū)域差異。從行業(yè)屬性差異看，各層級因素對粗放型制造業(yè)技能人才工匠精神的影響總體大于集約型。從區(qū)域差異看，學校層級因素對各區(qū)域制造業(yè)技能人才工匠精神形成的影響較為明顯。

以上研究結論有望為我國如何提升制造業(yè)技能人才的工匠精神提供數(shù)據(jù)支持和相應的建議。但是，該研究尚存在如下方面有待完善。

一是指數(shù)測度的可信性。對于何謂工匠精神，國內外沒有標準的界定維度或概念。工匠精神，更多的是應該體現(xiàn)在精神層面，這是一個主觀層面的問題即隸屬于價值判斷，但不同群體、不同階層、不同個人在理解上應該會存在相應的偏差，進而致使難以形成標準化的模塊或板塊。研究設定的工匠精神六個維度的內涵，在一定程度上應該能反映出工匠精神的核心內容，但受訪者對不同維度的理解會影響打分的高低，從而影響到工匠指數(shù)測度的可信程度和有效性。

二是受訪人員的精準性。從問卷調查的內容看，側重于技能人才對工匠精神的理解或訴求，即技能人才填寫更能充分保障調查結果的有效性。然而，每個企業(yè)限填一份的無記名填報方式，會導致更多是由人力資源部門、人力總監(jiān)(經(jīng)理)或辦公室人員處理，即無法確保是由技能人才填寫的，由此可能會導致出現(xiàn)一定程度的偏差。但是，由于該問卷沒有涉及專業(yè)性較強的問題，進而獲得的調研結果應該具有較大的可信度。由此，如能確保問卷填寫者為技能人才，得出的研究結果可能更加有效。

三是因素選擇的可靠性。制造業(yè)技能人才工匠精神影響因素的復雜性，最有效的方法是采取系統(tǒng)動力學的方法來進行指標篩選，此時涉及兩方面的問題。其一是將影響因素分為哪些層級。在研究中，將影響因素分為學校、企業(yè)、社會、自身、家庭等層級的有效性有待商榷，如政府層級也應該會顯性影響工匠精神，而不僅是滲透于上述五個層級中，即沒有設定出政府層級的影響因素(如，關于鼓勵工匠精神發(fā)展的法律法規(guī)等)。其二是具體維度包含哪些特定的指標。研究中提出的39個指標，應該是各個層級的重要層面，但在分析時沒有將之納入相應的統(tǒng)一框架展開分析。然而，本研究提出的指標體系和測度方法，僅為如何剖析制造業(yè)技能人才工匠精神的影響因素提供嘗試性探索。

四是行業(yè)劃分的準確性?！吨袊y(tǒng)計年鑒》將我國的制造業(yè)界定為31個行業(yè)(不含廢棄資源綜合利用業(yè)，金屬制品、機械和設備維修業(yè))，而將我國的各類制造行業(yè)分為勞動密集型、資源密集型、資本密集型、技術密集型這四類不會存在爭議。但是，上述四類產業(yè)具體包括哪些行業(yè)沒有標準的做法，而同一個行業(yè)在發(fā)展過程中出現(xiàn)的要素密集度逆轉(王瑞榮、李平，2014)[38]，更是增加了進行有效分類的難度。