我國西部學前師范生協同培養質量與路徑分析

李歡歡, 黃 瑾

(華東師范大學教育學部，上海 200062)

校企合作，始于19世紀末的德國，盛行于歐美。為更好的應對新知識增長、資源負擔[1]、技術變革、全球競爭[2]所帶來的生存壓力，美國、日本、新加坡、歐盟等國均加強了校企合作力度。繼20世紀初美國“協同培養”(也譯為“校企合作教育”)一詞被提出，諸多發達國家將校企合作的關注點轉向了對人才的協同培養。而美國“合作教育”、英國“三明治教育”、日本產學研合作、新加坡“教學工廠”、瑞士“三元制”澳大利亞CBET、德國“雙元制教育”等國的協同培養模式最為典型。它們的均表現出如下特點：通過校企資源的優勢互補與融合，共同協商、制定高校人才培養目標和計劃。在充分發揮各自優勢的基礎上，培養既符合高校人才培養標準，又適應企業職業發展需求，同時還滿足社會行業發展要求的高質量人才。[3]換句話說，校企協同培養是產出高質量人才的重要途徑。高質量的校企協同，不但有利于培養社會、高校、企業所需的專業人才，還有助于提升學校和企業各自的工作效能。低質量的校企協同，則可能誘發高失業率、理論與實踐課程脫節、資源廢置與盲目競爭等系列社會問題。

校企協同培養質量因子，是衡量和判斷校企協同培養質量高低的有效指標。相關研究發現，校企協同培養質量與高校層面師資、協同部門設置、課程內容[4]、協同平臺支持[5][6][7]因素有關。協同平臺環境、投入[8]、激勵機制[9]的對協同平臺的支持產生影響。而學生層面對協同單位信息的了解、實習就業意愿、合作研究[10]、知識與技術轉化[11][12]以及企業層面的實踐制度計劃、課程內容、學習過程指導[13]、校企關系維護[14][15]等因子均與校企協同培養質量有關，且諸因子間影響效果各不相同。

鑒于我國西部地區協同創新率低于東部、中部地區和全國平均水平[16]，且增長程度最慢[17]，本研究從企業、高校、學生三個維度制定研究問卷，對我國西部地區473名學前師范生進行調查，探索學前師范生協同培養質量因子并針對協同培養有效路徑進行探討。本研究旨在提升我國西部地區學前師范生協同培養質量，為我國學前師范生協同培養質量的研究與實踐提供相應的實證參考。

一、研究設計與實施

(一) 學前師范生協同培養的質量問卷編制

1.確定問卷結構與題項

對相關院校教師、學生的問卷調查與訪談結果進行逐級編碼與頻數分析后，初步確定學前師范生協同培養質量問卷結構。調查問卷包含二部分：第一部分基本情況，包括性別、就讀學校、來源、院校性質。第二部分學前師范生協同培養質量，涉及學校層面協同培養的課程設置、培養方式、學校師資、協同支持、協同活動、協同部門設置；企業層面協同實踐計劃、實踐前培訓、導師指導、實踐考核、實踐時間與就業；學生層面理論與實踐知識獲得、課程理解、知識轉化、師生互助、課題論文，共三大維度，25個題項。除基本信息，其余題項均采用Likert5點量表計分法，5個等級依次為：“1表示非常符合”、“2表示符合”、“3表示不確定”、“4表示不符合”、“5表示完全不符合”。問卷分數為反向計分，分值越低越好。

2.問卷試測與分析

隨機選取我國西部地區高職院校150名學前師范生進行試測，回收134份問卷。采用SPSS 22.0對回收有效數據進行處理。取得分前30%作為低分組，后30%作為高分組，得出兩組在各項目的分數上呈現顯著差異。各題項與總分的相關均呈現顯著，因此未刪除任何題項。從與少數民族(藏族、維吾爾族、哈薩克族)學前教育學生的訪談中，得知他們在個別題目的語言理解上存有偏差，因此對個別題項進行語言修飾，以達成一致理解。

(二) 正式試測與數據分析

1.試測對象

研究選取我國西部地區甘肅、青海、新疆、廣西地區九所設立學前教育專業的高職專院校，隨機抽取學生，發放500份問卷，回收473份。有效回收率94.6%。調查被試情況為：男學生5.5%，女學生94.5%；年齡在18-23歲間，城市學生占22.2%，農村學生占77.8%；?？祁悓W生占60.68%，本科院校學生占39.42%。具體樣本人數如下所示(見表1)。

表1 調查樣本基本情況

2.數據分析策略

將正式施測的有效數據分成兩半，隨機抽取236份數據用于探索性因素分析，剩余的237份數據用于驗證性因素分析。采用SPSS 22.0對學前師范生協同培養的質量因素結構進行探索，再用AMOS 21.0對探索出的因素結構與實際數據進行模型擬合，進行驗證性因素分析。最后以最終確定的有效質量因子對西部學前師范生協同培養的質量現狀進行分析探討。

二、學前師范生協同培養的質量因子探究

(一) 學前師范生協同培養質量因子的探索

1.對學前師范生協同培養因子預測的初次探索

對隨機抽取的236份問卷數據進行KMO和Bartlett球形檢驗得到，KMO值為0.86，大于0.8，且Bartlett球形檢驗對應P值為0.000(P<0.05)，表明顯著，適合進行因子分析。數據分析一共提取出5個因子，特征根值均大于1，此5個因子旋轉后的方差解釋率分別是20.075%、15.101%、14.643%、11.197%、6.040%，旋轉后累積方差解釋率為67.056%。

探索過程中，刪除5個題項。刪除條件為：(1)題項A13、A23對應的共同度值均低于0.5，關聯性不強，無法提取有效信息，因此刪除；(2)題項A15、A19同時對應兩個因子的負荷值超過0.5，區分度不高，因此刪除；(3)題項A4與因子F1對應關系與預期不符，因此刪除。

2.對學前師范生協同培養因子確認的二次探索與命名

刪除A4、A13、A15、A19 、A23后，檢驗Cronbach’s AlpH1值由89.6%提高到93.5%。將236份剩余20個題項的問卷再次進行探索分析后顯示，KMO值提高到0.93，大于0.8，且Bartlett球形檢驗對應P值為0.000(P<0.05)，表明顯著，表明適合進行因子分析。接下來，數據提取特征根值均大于1的5個因子，旋轉后5因子方差解釋率為18.723%、13.783%、13.361%、13.249%、11.45%，旋轉后累積方差解釋率為70.567%。各因子之間方差解釋率較之前更為均衡，且累積方差解釋率有所提升。

為更好地找出因子和研究項的對應關系，解釋因子分析結果，明確因子與題項間的特定關系，研究采用最大方差旋轉方法(varimax)進行旋轉。通過表2旋轉后成分得分系數矩陣可見，所有題項共同度均高于0.5。根據因子載荷系數值來看，各因子與題項的對應關系情況如下：因子1由A2、A3、A6、A7、A8構成，各變量在因子1的載荷系數在0.677-0.795，這些變量主要反映高校學前教育課程、師資、培養方式等情況，命名為F1:高校的學前專業準備；因子2由A1、A9、A14、A25構成，各變量在因子2的載荷系數在0.563-0.804之間，這些變量主要反映高校學前專業協同活動開展、協同部門設置、協同導師配備、協同項目支持等情況，命名為F2:高校的學前協同環境支持；因子3由A12、A21、A22、A24構成，各變量在因子3的載荷系數在0.563-0.837之間，這些變量主要反映學生在企業(幼兒園、幼教機構等)實習計劃、就業意向、與實踐導師互助、課題論文合作等情況，命名為F3:學生的企業實踐情況；因子4由A16、A17、A18、A20構成，各變量在因子3的載荷系數在0.641-0.796之間，這些變量主要反映企業(幼兒園、幼教機構等)合作模式、對學生實踐培訓、指導、考核等情況，命名為F4:企業的協同實踐行為；因子5由A5、A10、A11構成，各變量在因子5的載荷系數在0.541-0.732之間，這些變量主要反映學生在高校學習學前教育專業的知識與技能、課程理解、能力轉化等情況，命名為F5: 學生的高校學習儲備。

表2 旋轉后成分得分系數矩陣

(二) 學前師范生協同培養質量因子的確定

為進一步考察學前師范生協同培養質量因子的結構效度，研究采用AMOS 21.0對剩余的237份數據用于驗證性因素分析，得到學前師范生協同培養的質量因子結構模型擬合數據(見表3)。表3顯示，X2/df=3.16<5，RMSEA=0.068<0.1，NFI、IFI、CFI三者均超過參考值0.9，GFI也接近0.9，基本符合參考值標準。因此，學前師范生協同培養質量因子模型具有較好的結構效度。

表3 學前師范生協同培養質量驗證性因子分析指標

由圖1和AMOS統計報告可知，模型中F1對應測量指標的標準化因子載荷在0.74-0.86之間，組合信度為86.8%，五個指標的平均方差抽取量為0.79；F2對應測量指標的標準化因子載荷在0.77-0.81之間，組合信度為85.3%，四個指標的平均方差抽取量為0.79；F3對應測量指標的標準化因子載荷在0.66-0.77之間，組合信度為79.1%，四個指標的平均方差抽取量為0.71；F4對應測量指標的標準化因子載荷在0.73-0.85之間，組合信度為85.7%，四個指標的平均方差抽取量為0.79；F5對應測量指標的標準化因子載荷在0.70-0.75之間，組合信度為75.2%，三個指標的平均方差抽取量為0.72。

綜上，每個觀測變量在相應潛變量上的符合在0.66-0.86之間，負荷值均超過0.5，說明每個題項在其相對應的因子解釋率較大，具有良好的建構效度。所有題項組合信度為93.5%，各維度與總分的組合信度均超過0.6的標準，表明模型具有良好的結構效度。五個因子的平均方差抽取量均大于0.5，表明模型具有良好的收斂效度。

三、學前師范生協同培養質量因子的問題剖析與路徑探索

1. 對學前師范生協同培養質量的問題剖析

以最終確定的五因子(20個指標)為評估標準，對473份學前師范生協同培養的質量評估問卷再次進行統計。對F1、F2、F3、F4、F5五因子各題項和“協同培養質量”總量表進行反向計分后，將“非常不符合”與“不符合”的得分歸類到“低水平”，“不確定”的得分歸類到“中等水平”，“非常符合”與“符合”的得分歸類到“高水平”，最后得到學前師范生協同培養質量因子三階段水平。

圖1 學前師范生協同培養質量因子模型

由表4可知，“學前師范生協同培養質量”得分為3.65±0.52分，處于中等水平。學前師范生協同培養質量中的五因子得分也均處于中等水平。從各維度得分均值來看，從高到低排序依次為F2(3.77±0.59)、F1(3.76±0.64)、F5(3.74±0.56)、F3(3.70±0.67)、F4(3.29±0.71)。F4得分最低。

進一步觀察發現，在F1、F2、F3、F5四個因子在高水平階段得分均趨于或超過50%，而F4(23.9%)和整體“學前師范生協同培養質量”(24.7%)因子在高水平階段的比例均不高，且F4(23.9%)在高水平階段的比例最低。此外，F4(23.3%)因子在低水平階段比例最大。有學者在2017年對某高校300份學前師范生的實習日志中也發現，他們大多以感想的方式完成對幼兒的觀察記錄，缺乏企業實踐中相應指導。[18]因此，F4在高水平階段的最低比例(23.9%)和在低水平階段的最高比例(23.3%)是影響整體“學前師范生協同培養質量”不高的關鍵原因。

表4 學前師范生協同培養質量因子三階段水平得分[n=473，均值，比例(百分率)]

2. 提升學前師范生協同培養質量的路徑探索與分析

由上述可知，F4是影響整體“學前師范生協同培養質量”不高的關鍵原因。接下來，從高校學前專業準備和協同環境支持視角出發，探索提升學前師范生協同培養質量的有效路徑，需要考慮以下三個問題。問題1：“高校學前專業準備”和“高校學前協同環境支持”是否直接影響“企業協同實踐行為”？問題2：“高校學前專業準備”和“高校學前協同環境支持”是否會通過“學生的高校學習儲備”和“學生的企業實踐情況”間接影響“企業協同實踐行為”？問題3：“學生的高校學習儲備”和“學生的企業實踐情況”是否直接影響“企業協同實踐行為”？(見圖 2)

圖2 學前師范生協同培養質量因子路徑圖

從對F3的影響關系來看(見表 5)，F1和F2都能顯著積極促進F3，達到顯著水平(P<0.001)；

同時，F2對F3的路徑系數為0.516，影響最大。從對F5的影響關系來看(見表5)，F1和F2都能顯著積極促進F5，達到顯著水平(P<0.001)；同時，F1對F5的路徑系數為0.516，影響較大。由此可知，“高校學前專業準備”和“高校學前協同環境支持”存在對“學生的高校學習儲備”和“學生的企業實踐情況”的直接影響，且這種影響是顯著的。實踐中，有學者對陜西省高職院校學前人才培養中由于實踐型師資的匱乏和高校傳統課程設置問題，致使學生學無所獲、實踐能力差的現象也提出了質疑。[19]

從對F4的影響關系來看(見表5)，F1、F2、F3都能直接促進F4，達到顯著水平(P<0.001)，且路徑影響系數分別達到了0.227、0.255、0.231。而F5對F4的影響作用不顯著(P=.553>0.05)，沒有足夠證據支持F5對F4的積極影響。由此推斷，“高校學前專業準備”和“高校學前協同環境支持”會通過“學生的企業實踐情況”間接影響“企業協同實踐行為”。在我國，仍有部分高校學前專業辦學定位模糊、實訓教師不足，使得學生的實踐表現不佳；校企合作形式單一、浮于表面又致使高校與幼兒園之間難以實現深度合作。[20]

表5 學前師范生協同培養質量因子三階段水平得分

由圖 2和表 5可見，八條路徑系數均為正數，表示它們對F4提升的影響效果均為正向。其中，七條路徑系數的顯著性檢驗達到了0.001的顯著水平。具體來看，提升F4的直接影響路徑有三條：(1)F1對F4的直接效果值為0.23；(2)F2對F4的直接效果值為0.25；(3)F3對F4的直接效果值為0.23。

提升F4的間接影響路徑有兩條：(1)F1通過F3對F4產生影響，其間接效果值為：0.28×0.23=0.064；(2)F2通過F3對F4產生影響，其間接效果值為：0.52×0.23=0.12。

最后，F1對F4影響的總效果值為0.064+0.23=0.294；F2對F4影響的總效果值為0.25+0.12=0.37。由此可見，對提升F4的影響路徑(由高至低)分別為：F2的總效果> F1的總效果> F2的直接影響>F1的直接影響> F3的直接影響> F2的間接影響> F1的間接影響。而F5對F4沒有直接或間接影響，它僅受到F1和F2的直接影響。因此，刪除不顯著的路徑，得到提升學前師范生協同培養質量因子的有效路徑。(見圖3)

圖3 提升學前師范生協同培養質量因子的有效路徑

四、建議

由圖3可見，促進、加強和深化“企業的協同實踐行為”，提升我國西部地區學前師范生協同培養質量的實效，有多種途徑，且各路徑作用效果不一。依據上述結果，研究提出以下建議。

(一) 創設“高校的學前協同環境支持”平臺，促進學生實踐和企業協同

高校的協同環境支持，有助于優化學生的高校知識結構[21]，增強學生的企業實踐和就業能力，激發企業的協同實踐行為。[13]相反，薄弱的高校協同環境支持會制約校企協同績效的提升。[9]不同與Rauner，Grollmann和Smith的研究結論[8]，本研究得出 “高校的學前協同環境支持”正向促進“學生的高校學習儲備”的結論?？赡苁怯捎趯W前專業本身實踐性強，在高校協同部門和協同導師指導支持下，學生有更多機會參與學前協同實踐活動，促進了學生更好的理解、掌握和運用學前教育知識、技能。

對“高校的學前協同環境支持”因子內容的相關訪談得知，部分高職專院校與協同單位的師資配備不夠、協同部門設置不足。對此，可嘗試以下方式：(1)協同單位幼兒教師對實習學生指導示范的個人結對協作；(2)高校教師、實習學生、幼兒教師學習共同體的教師專業發展學校(PDS)協作；[15](3)集中專門學科領域內容知識的高校教師、實習學生、幼兒教師協作；(4)基于教師實踐問題的高校教師、實習學生、幼兒教師在研究領域的協作；(5)投資或基金資助下的高校教師、實習學生、幼兒教師在學前教育產品技術(產學研成果)的市場轉化協作。這些策略對高校的學前協同平臺搭建，協同師資的改善，校企協作的加強有積極的促進作用。

(二) 牢固“高校的學前專業準備”基礎，強化學生實踐和企業協同

“高校的學前專業準備”，為學生提供了專業的學前知識、技能，同時又促進了學生點企業實踐，對企業技術創新、人才儲備和企業協同實踐行為均有著積極影響。而對于“學生的高校學習儲備”沒有顯著促進“學生的企業實踐情況”和“企業的協同實踐行為”的原因可能有兩點：(1)學生在高校所學習的知識、技能無法滿足或不符合學生實踐和企業實踐所需，致使高校學前專業所學理論與實踐差距較大；(2)高校的知識生產和學生企業實踐中的知識轉移過程發生了相互排擠的現象。一般來看，知識轉移能力呈現先增長后回歸的趨勢，知識生產能力表現為先降低后回歸的趨勢。[9]由此，“高校的學前專業準備”在促進“學生高校學習儲備”過程中可能表現為先降低后回歸的趨勢；而“高校的學前專業準備”所助力的“學生企業實踐情況”過程中可能表現為先增長后回歸的趨勢，它們之間可能存在某種程度上的相互排擠作用。

對“高校的學前專業準備”因子內容的相關訪談得知，高校學前師資專注于高校教學與研究工作，較少的參與幼兒園實踐或社會市場中專業領域的競爭項目，缺乏問題意識以及解決幼兒園實踐問題的經驗。對此，美國賓夕法尼亞大學主張建立“教學俱樂部”和創建教師共同體?！敖虒W俱樂部”是以幼兒園、小學和大學教師組成的聯合體，教師共同體則體現以教師學科背景、專業興趣和教育水平為共性特征。[14]這對改善和解決幼兒協同師資數量不足的問題有明顯效果。其次，教師專業發展工作坊、課程的現場指導或在線輔導、與專家聯手的“認知學徒”培訓或行動研究、協同師資的現場或在線繼續教育，有助于提升幼兒師資問題解決、實踐性等能力。第三，基于實踐、研究、技術等問題的高校教師、幼兒教師專業領域的協作及其機制的創建，有助于校企協同師資的管理和深度合作。

(三) 重視“學生的企業實踐情況”指導，提升協同培養質量

學生企業實踐的過程，是將其所學知識、技能轉化為企業和社會所需新技術、產品的過程。對“學生的企業實踐情況”的積極指導，為其提供所需協同單位的職位信息等，不僅可以提高學生參與企業實踐質量和實效，[22]也有利于調動“企業協同實踐行為”的積極性。高質量的“企業協同實踐行為”，正是提升我國西部地區學前師范生協同培養質量的關鍵。

對“學生的企業實踐情況”因子內容的相關訪談得知，高校針對學生企業實踐引導與準備工作不足，學生渴望在實踐前得到協同單位信息的介紹、明確實習實踐目的、進入實踐單位的注意事項、以及如何與實踐單位深度合作等信息。

對此，積極引導學生的企業實踐準備，可以從三方面入手。首先，組織專門的實習說明會、就業招聘會、擇業指導沙龍或協同單位介紹會等，讓學生充分了解協同單位基本情況和實踐要求，為更好的進入協同單位實踐以及深度合作做好準備。其次，創建諸如德克薩斯大學等高校開發的校園自助招聘的網站，讓學生了解不同的協同單位信息、職位空缺情況等，并且還能結合自己的興趣、需要進行選擇和申請。最后，結合上述方式，邀請協同單位人員與學生會面、交流和互動，不僅可以調動“企業協同實踐行為”的主動性和積極性，也為學生和企業之間的深度合作奠定良好的基礎。