李小聰

(淮陰師范學(xué)院 法律政治與公共管理學(xué)院， 江蘇 淮安 223001)

本科生導(dǎo)師指導(dǎo)是經(jīng)驗(yàn)豐富的導(dǎo)師為大學(xué)生提供的學(xué)業(yè)相關(guān)或其他指導(dǎo)活動(dòng)[1]，包括學(xué)業(yè)指導(dǎo)、社會(huì)心理支持和角色模范三個(gè)維度。研究證實(shí)，導(dǎo)師指導(dǎo)對大學(xué)生適應(yīng)力[2]、科研自我效能感[3]等具有顯著正向影響，但鮮有研究關(guān)注導(dǎo)師指導(dǎo)對大學(xué)生工匠精神的影響效應(yīng)。

1 研究方法

1.1 研究對象

以淮陰師范學(xué)院、淮陰工學(xué)院、鹽城師范學(xué)院等八所普通本科高校大學(xué)生為研究對象，采用線上線下兩種渠道發(fā)放調(diào)查問卷650份，回收有效問卷419份，有效問卷回收率64.5%。有效樣本基本信息如下：男性、女性人數(shù)比例為58.9%(247人)、41.1%(172人)；大一、大二、大三及大四學(xué)生比例依次為10.7%(45人)、17.7%(74人)、36.3%(152人)、35.3%(148人)；人文類、理工類及其他專業(yè)類別人數(shù)比例依次為36.0%(151人)、45.8%(192人)、18.1%(76人)；綜合測評排名前1/3、中間1/3及后1/3人數(shù)比例依次為23.2%(97人)、43.0%(180人)、33.9%(142人)。

1.2 測量工具

導(dǎo)師指導(dǎo)量表。借鑒Hu(2011)[4]編制的量表，該量表包括學(xué)業(yè)指導(dǎo)、心理支持、角色模范三個(gè)維度，示例題項(xiàng)如“導(dǎo)師關(guān)心我的學(xué)習(xí)”“我會(huì)與導(dǎo)師分享較為私人的話題”。量表采用李克特5點(diǎn)評分制，得分越高表明學(xué)生感知到的導(dǎo)師指導(dǎo)程度越高。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.885。

學(xué)習(xí)意義感知量表。借鑒Spreitzer(1995)[5]等開發(fā)的單維度量表表，該量表包含3個(gè)題項(xiàng)，示例題項(xiàng)如“學(xué)習(xí)對我來說非常重要”。量表采用李克特5點(diǎn)評分制，分?jǐn)?shù)越高表明學(xué)習(xí)意義感知越強(qiáng)烈。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.876。

深層次差異量表。借鑒Liao(2008)[6]編制的量表，該量表為單維度，包含6個(gè)題項(xiàng)，示例題項(xiàng)如“我感覺自己和導(dǎo)師有完全不同的價(jià)值觀”。量表采用李克特5點(diǎn)評分制，得分越高表明學(xué)生感知與導(dǎo)師深層次差異越大。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.794。

工匠精神量表。借鑒葉龍等(2018)[7]等開發(fā)的量表，根據(jù)本研究需要，對量表題項(xiàng)表述進(jìn)行微調(diào)，量表包含愛崗敬業(yè)、精益求精、勇于創(chuàng)新。示例題項(xiàng)如“我為自己制定很高的學(xué)習(xí)目標(biāo)”“我在學(xué)習(xí)中踴躍提出新方法”。量表采用5點(diǎn)計(jì)分制，得分越高表明大學(xué)生工匠精神越強(qiáng)。本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.918。

2 研究結(jié)果

2.1 同源偏差檢驗(yàn)

本研究采用自陳報(bào)告式收集數(shù)據(jù)，通過保護(hù)匿名性、設(shè)置反向題項(xiàng)等控制程序方式盡量避免同源方差問題。有效問卷回收后，采用Harman單因子分析法檢驗(yàn)同源偏差問題，將全部研究變量題項(xiàng)放入因子分析，最大公因子未旋轉(zhuǎn)因子載荷為29.67%，小于臨界值40%。說明本研究不存在嚴(yán)重同源偏差問題。

2.2 驗(yàn)證性因子分析

運(yùn)用AMOS23.0驗(yàn)證性因子分析結(jié)果見表1，四因子模型擬合結(jié)果達(dá)到推薦標(biāo)準(zhǔn)，擬合情況良好。四因子模型擬合效果顯著優(yōu)于其他比較模型，說明主要研究變量明顯屬于不同構(gòu)念，問卷具有較好的區(qū)分效度。

表1 驗(yàn)證性因子分析(N=419)

2.3 相關(guān)分析

研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)見表2。導(dǎo)師指導(dǎo)與學(xué)習(xí)意義感知顯著正相關(guān)(r=0.369，p<0.001)、與感知深層次顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.348，p<0.001)、與工匠精神顯著正相關(guān)(r=0.246，p<0.001)；學(xué)習(xí)意義感知與工匠精神顯著正相關(guān)(r=0.228，p<0.001)；感知深層次差異與工匠精神顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.214，p<0.001)。

表2 均值、標(biāo)準(zhǔn)差與相關(guān)系數(shù)(N=419)

2.4 回歸分析

采用Hayes[8]開發(fā)的PROCESS程序中的Model4，控制性別、年級、專業(yè)類別、綜合測評的情況下檢驗(yàn)學(xué)習(xí)意義感知在本科生導(dǎo)師指導(dǎo)與大學(xué)生工匠精神之間的中介效應(yīng)。Bootstrap隨機(jī)重復(fù)抽樣5 000次結(jié)果顯示(表3)：導(dǎo)師指導(dǎo)顯著正向預(yù)測大學(xué)生工匠精神(β=0.254,t=5.143,p<0.001)，Bootstrap95%置信區(qū)間為[0.157,0.351]；加入中介變量后，導(dǎo)師指導(dǎo)對大學(xué)生工匠精神影響效應(yīng)降低(β=0.194,t=3.693,p<0.001)。導(dǎo)師指導(dǎo)顯著正向影響學(xué)習(xí)意義感知(β=0.398,t=7.933,p<0.001)，學(xué)習(xí)意義感知顯著正向影響大學(xué)生工匠精神(β=0.152,t=3.163,p<0.01)。導(dǎo)師指導(dǎo)對大學(xué)生工匠精神的直接效應(yīng)與學(xué)習(xí)意義感知的中介效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0，說明導(dǎo)師指導(dǎo)不僅能直接影響工匠精神，而且能夠通過學(xué)習(xí)意義感知的中介作用預(yù)測大學(xué)生工匠精神。

表3 總效應(yīng)、直接效應(yīng)及間接效應(yīng)分解表(N=419)

采用Hayes[14]開發(fā)的PROCESS程序中的Model7，控制性別、年級、專業(yè)類別、綜合測評的情況下檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。Bootstrap隨機(jī)重復(fù)抽樣5 000次結(jié)果見表4、5。模型1顯示學(xué)習(xí)意義感知為因變量時(shí)，導(dǎo)師指導(dǎo)對學(xué)習(xí)意義感知正向預(yù)測作用顯著(β=0.345,t=3.611,p<0.001)，Bootstrap95%置信區(qū)間為[0.157,0.533]；導(dǎo)師指導(dǎo)與深層次差異交互項(xiàng)顯著負(fù)向預(yù)測學(xué)習(xí)意義感知(β=-0.230,t=-3.389,p<0.001)，Bootstrap95%置信區(qū)間為[-0.364,-0.097]，說明深層次差異顯著負(fù)向調(diào)節(jié)導(dǎo)師指導(dǎo)對學(xué)習(xí)意義感知的預(yù)測作用。模型2顯示工匠精神為因變量時(shí)，本科生導(dǎo)師指導(dǎo)顯著正向預(yù)測大學(xué)生工匠精神(β=0.194,t=3.693,p<0.001)，Bootstrap95%置信區(qū)間為[0.091,0.297]；學(xué)習(xí)意義感知顯著正向預(yù)測大學(xué)生工匠精神(β=0.152,t=3.163,p<0.01)，Bootstrap95%置信區(qū)間為[0.057,0.246]。由表5可知在高水平深層次差異時(shí)，中介效應(yīng)不顯著，Bootstrap95%置信區(qū)間為[-0.015,0.064]；在中水平深層次差異時(shí)，間接效應(yīng)顯著，Bootstrap95%置信區(qū)間為[0.013,0.107]，間接效應(yīng)量為0.052；在較低水平深層次差異時(shí)，學(xué)習(xí)意義感知在導(dǎo)師指導(dǎo)與工匠行為間的中介效應(yīng)顯著，Bootstrap95%置信區(qū)間為[0.028,0.159]，間接效應(yīng)量為0.087。

表4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)(N=419)

表5 調(diào)節(jié)中介效應(yīng)指數(shù)(N=419)

為進(jìn)一步分析深層次差異的調(diào)節(jié)作用，根據(jù)深層次差異均值分別加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖(圖1)。簡單斜率檢驗(yàn)表明，在高水平深層次差異下，導(dǎo)師指導(dǎo)對學(xué)習(xí)意義感知預(yù)測作用不顯著(β=0.115,95%的置信區(qū)間為[-0.093,0.323])，在低水平深層次差異時(shí)，導(dǎo)師指導(dǎo)對學(xué)習(xí)意義感知具有顯著的正向預(yù)測作用(β=0.575,95%的置信區(qū)間為[0.324,0.826])。深層次差異在導(dǎo)師指導(dǎo)與學(xué)習(xí)意義感知之間存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用，相較于高水平深層次差異，當(dāng)導(dǎo)師與學(xué)生之間存在低水平深層次差異時(shí)，導(dǎo)師指導(dǎo)對學(xué)習(xí)意義感知的預(yù)測作用更強(qiáng)。

圖1 深層次差異調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

3 研究結(jié)論與啟示

3.1 研究結(jié)論

以普通本科高校大學(xué)生為研究對象，探究本科生導(dǎo)師指導(dǎo)對大學(xué)生工匠精神的影響效應(yīng)。研究證實(shí)：導(dǎo)師指導(dǎo)對大學(xué)生工匠精神培育具有積極預(yù)測作用；學(xué)習(xí)意義感知在導(dǎo)師指導(dǎo)與大學(xué)生工匠精神之間起部分中介效應(yīng)；師生間的深層次差異不僅調(diào)節(jié)導(dǎo)師指導(dǎo)與學(xué)習(xí)意義感知的關(guān)系，而且能夠調(diào)節(jié)“導(dǎo)師指導(dǎo)—學(xué)習(xí)意義感知—工匠精神”這一中介鏈條。研究結(jié)論對深化導(dǎo)師指導(dǎo)與工匠精神的關(guān)系研究、激勵(lì)導(dǎo)師提供指導(dǎo)以培育具有匠魂的社會(huì)主義建設(shè)者和接班人具有重要的理論和實(shí)踐意義。

3.2 管理啟示

本研究對于新時(shí)代大學(xué)生工匠精神培育具有重要的管理啟示。第一，建立本科生導(dǎo)師制，充分發(fā)揮導(dǎo)師指導(dǎo)功能，助力大學(xué)生工匠精神育。研究指出，自1998—2018年這十年間大部分高校本科生導(dǎo)師制處于低水平、低質(zhì)量師生互動(dòng)狀態(tài)，運(yùn)行效果較差[9]。深化本科教學(xué)改革，推進(jìn)一流本科建設(shè)的最終目的是提高人才培養(yǎng)質(zhì)量。大學(xué)生工匠精神是人才培養(yǎng)質(zhì)量的重要標(biāo)準(zhǔn)。因此，各高校要進(jìn)一步推進(jìn)本科生導(dǎo)師制，健全本科生導(dǎo)師激勵(lì)機(jī)制，充分發(fā)揮導(dǎo)師指導(dǎo)功能，助力大學(xué)生工匠精神培育。第二，參與線索與信息傳遞，影響學(xué)生意義感知構(gòu)建。寒窗苦讀十幾載，金榜題名一朝時(shí)，很多學(xué)生缺乏對大學(xué)專業(yè)認(rèn)知，喪失目標(biāo)感和個(gè)人規(guī)劃。此時(shí)，高校管理者或?qū)熆梢酝ㄟ^參與“意義發(fā)送”影響學(xué)生意義構(gòu)建。例如，通過校園文化建設(shè)、社團(tuán)活動(dòng)、專家講座等多渠道“發(fā)送意義”為學(xué)生指明發(fā)展方向，幫助學(xué)生建立學(xué)習(xí)意義感知，驅(qū)動(dòng)學(xué)生投入學(xué)習(xí)和個(gè)人發(fā)展。第三，科學(xué)遴選，實(shí)現(xiàn)導(dǎo)師與學(xué)生的深層次相似性匹配。一方面，摒棄以往本科生導(dǎo)師制一刀切分配制，采用科學(xué)測量工具對師生進(jìn)行測評，盡量實(shí)現(xiàn)導(dǎo)師與學(xué)生在價(jià)值觀、信念、態(tài)度等內(nèi)在特征方面的一致，以有利于發(fā)揮導(dǎo)師指導(dǎo)功能。另一方面，由于導(dǎo)師與學(xué)生之間深層次差異往往在互動(dòng)中才能被識(shí)別，高?？梢砸罁?jù)本校教師、專業(yè)設(shè)置、學(xué)生分布等實(shí)際情況，靈活調(diào)整本科生導(dǎo)師制方式。例如，導(dǎo)師制運(yùn)行三個(gè)月后，針對運(yùn)行情況重新對導(dǎo)師與學(xué)生進(jìn)行分配，以實(shí)現(xiàn)導(dǎo)師與學(xué)生的最佳匹配。