高职院校现代学徒制试点：影响因子分析及改进策略

陈碎雷?潘中柱

摘 要 通过调研21个浙江省高职院校，298名专业负责人、教学管理人员和专业教师，采用因子分析法分析高职院校现代学徒制关键影响因子，结果发现：明确学校、企业和学徒三方的职责与权利、人才培养模式及招工招生形式属于前三位重要关键影响因子。从高职院校视角提出明确政府、高职院校、企业三方在人才培养中的主体地位，完善教学管理与运行机制，创新现代学徒制人才培养模式，推进招生招工一体化，以岗位职业能力为导向重构课程体系，共建共用师资队伍，加快企业课堂和跨企业培训中心建设等改进措施。

关键词 高职院校;现代学徒制;因子分析法;影响因子

中图分类号 G719.2 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2019）12-0018-05

一、问题提出

《国务院关于加快发展现代职业教育的决定》明确提出我国职业教育发展现代学徒制的重要性，确定了“校企合作、联合培养”的现代学徒制人才培养模式[1]。在此背景下，高职院校担负着培养“中国制造2025，孵化大国工匠”的历史重任。在新形势下，高职院校实施人才培养模式改革势在必行。2015年8月，教育部选定了第一批现代学徒制试点单位。2017年8月，教育部确定了第二批现代学徒制试点单位。现代学徒制成为现代高职教育普遍关注的领域[2]。

当前理论界对现代学徒制的研究很多，主要集中在两个方面：一是专注于国外现代学徒制的经验。通过分析欧美等发达国家的学徒制培养模式，得出对我国现代学徒制人才培养的启示与经验。二是关注国内现代学徒制的实践，集中在理论探索、实践和思考等：如东莞技师学院与德国德累斯顿工业大学合作，形成了“技能+学历+国外证书”的高技能人才培养模式。清远职业技术学院、浙江工贸职业技术学院、浙江机电职业技术学院等高职院校在现代学徒制试点推广方面也积累了一定的经验。贾文胜借助“社会建构”理论视角，分析了高职院校现代学徒制构建的制度障碍，提出了五大机制制度[3]。周琳等通过分析影响现代学徒制构建的利益相关者及其诉求，提出采取国家干预行动、构建学徒制课程内容框架、发展行业协会等对策[4]。崔发周等从试点案例角度定性分析了影响现代学徒制试点效果的直接因素和间接因素，并提出了提高试点工作效果的建议[5]。汤霓等通过分析现代学徒制实施的校企割裂等四大或然症结，提出制定学徒制课程内容框架等四种路径[6]。

以上关于现代学徒制的研究积累了丰硕的成果，但都是以定性分析为主，缺少站在高职院校视角对影响现代学徒制关键要素进行定量分析。本文借鉴德国“双元制”等成功经验，依据国内的探索实践，结合高职院校现代学徒制试点情况的调研和访谈分析，设计了现代学徒制关键影响因子分析调研问卷，对浙江省21个高职院校298名专业负责人、教学管理人员、专业教师等进行有效问卷调研，归纳总结影响现代学徒制试点的关键影响因子，提出改进策略。

二、高职院校现代学徒制关键影响因子分析

（一）研究方法

1.研究对象

本研究以杭州市、宁波市、温州市等浙江省21个高职院校的298名专业负责人、教学管理人员、专业教师为研究对象，并针对其进行问卷调查，从高职院校的视角定量分析现代学徒制的关键影响因子。

2.研究工具

本文主要研究现代学徒制关键影响因子，涉及的评价指标较多，数据相对复杂，要找出能够代表同类型变量的公共因子，还要对各公共因子进行精确的计量、分析、排名并得出相关结论，因此采用因子分析法开展综合评价是比较有效的方法。本研究采用李克特10点量表进行测量（即用1到10的任何一个数字来表达意见，1分表示极不重要，10分表示非常重要）。问卷由两部分组成：第一部分是答题者的基本资料，包括性别、年龄、专业技术职称、工作教龄。第二部分为现代学徒制关键影响因子重要度调查的测量。研究问卷初稿拟定后，请10名浙江省高职院校现代学徒制试点专业负责人对调研问卷进行评价和修正，确立问卷的专家效度，最后修正定稿。

（二）研究结果

1.样本分析

本研究对浙江省21个高职院校298名专业负责人、教学管理人员、专业教师等进行了有效问卷调研，问卷样本结构如表1所示。

2.数据分析

本研究采用探索性因子分析检验问卷内容，在各变量中则采取广为使用的主成分分析法来提取共同因子，并以SPSS 20为分析软件。在因子分析前先进行Cronbach α信度系数及KMO与Bartlett球形检验，结果显示现代学徒制关键影响因子调查问卷的Cronbach α信度系数为0.957，表示问卷衡量一致性的情况良好;KMO值为0.935，Bartlett的球体检验亦达显著性0.000，见表2，MSA值则为0.895～0.968，代表问卷呈现的性质为极佳标准，显示非常适合进行因子分析。综合以上分析结果可知，调查问卷符合信度与效度要求。

本研究以主成分分析法提取共同因子，以最大变异数法进行正交转轴，再以Kaiser法筛选所得结果，并以特征值大于1.0或共同因子的累积方差贡献率80%以上为综合指标进行主成分提取，且以因子载荷量大于0.5为标准进行共同因子的建立。原问卷题项共有22题，经第一次因子分析以特征值大于1.0为提取条件，若再以共同因子的累积方差贡献率80%以上为判断，则须提取七个共同因子;因此第二次因子分析以提取七个共同因子为条件，发现第六个共同因子中仅有一个符合变量（Q18），且第七个共同因子中变量的因子载荷量均小于0.5，所以决定第七个共同因子不提取，且第六个共同因子中仅有一个变量不合适，也决定不提取;因此经逐步删除不合适者后剩有21题项，且决定由此法提取出五个主要因子。透过内部一致性检验，得到新量表与五个共同因子之Cronbachα系数介于0.739～0.958，见表3，通过主成分分析法得出共同因子方差，见表4，累积方差贡献率达75.696% ，见表5，因子结构具有不错的建构效度。最后再依据现代学徒制关键影响因子测评的特色及因子旋转后的成份矩阵，见表6，對共同因子加以命名，见表7，建立起现代学徒制关键影响因子构成要素表。