李小聪
(淮阴师范学院 法律政治与公共管理学院， 江苏 淮安 223001)
本科生导师指导是经验丰富的导师为大学生提供的学业相关或其他指导活动[1]，包括学业指导、社会心理支持和角色模范三个维度。研究证实，导师指导对大学生适应力[2]、科研自我效能感[3]等具有显著正向影响，但鲜有研究关注导师指导对大学生工匠精神的影响效应。
1.1 研究对象
以淮阴师范学院、淮阴工学院、盐城师范学院等八所普通本科高校大学生为研究对象，采用线上线下两种渠道发放调查问卷650份，回收有效问卷419份，有效问卷回收率64.5%。有效样本基本信息如下：男性、女性人数比例为58.9%(247人)、41.1%(172人)；
大一、大二、大三及大四学生比例依次为10.7%(45人)、17.7%(74人)、36.3%(152人)、35.3%(148人)；
人文类、理工类及其他专业类别人数比例依次为36.0%(151人)、45.8%(192人)、18.1%(76人)；
综合测评排名前1/3、中间1/3及后1/3人数比例依次为23.2%(97人)、43.0%(180人)、33.9%(142人)。
1.2 测量工具
导师指导量表。借鉴Hu(2011)[4]编制的量表，该量表包括学业指导、心理支持、角色模范三个维度，示例题项如“导师关心我的学习”“我会与导师分享较为私人的话题”。量表采用李克特5点评分制，得分越高表明学生感知到的导师指导程度越高。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.885。
学习意义感知量表。借鉴Spreitzer(1995)[5]等开发的单维度量表表，该量表包含3个题项，示例题项如“学习对我来说非常重要”。量表采用李克特5点评分制，分数越高表明学习意义感知越强烈。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.876。
深层次差异量表。借鉴Liao(2008)[6]编制的量表，该量表为单维度，包含6个题项，示例题项如“我感觉自己和导师有完全不同的价值观”。量表采用李克特5点评分制，得分越高表明学生感知与导师深层次差异越大。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.794。
工匠精神量表。借鉴叶龙等(2018)[7]等开发的量表，根据本研究需要，对量表题项表述进行微调，量表包含爱岗敬业、精益求精、勇于创新。示例题项如“我为自己制定很高的学习目标”“我在学习中踊跃提出新方法”。量表采用5点计分制，得分越高表明大学生工匠精神越强。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.918。
2.1 同源偏差检验
本研究采用自陈报告式收集数据，通过保护匿名性、设置反向题项等控制程序方式尽量避免同源方差问题。有效问卷回收后，采用Harman单因子分析法检验同源偏差问题，将全部研究变量题项放入因子分析，最大公因子未旋转因子载荷为29.67%，小于临界值40%。说明本研究不存在严重同源偏差问题。
2.2 验证性因子分析
运用AMOS23.0验证性因子分析结果见表1，四因子模型拟合结果达到推荐标准，拟合情况良好。四因子模型拟合效果显著优于其他比较模型，说明主要研究变量明显属于不同构念，问卷具有较好的区分效度。
表1 验证性因子分析(N=419)
2.3 相关分析
研究变量的均值、标准差和相关系数见表2。导师指导与学习意义感知显著正相关(r=0.369，p<0.001)、与感知深层次显著负相关(r=-0.348，p<0.001)、与工匠精神显著正相关(r=0.246，p<0.001)；
学习意义感知与工匠精神显著正相关(r=0.228，p<0.001)；
感知深层次差异与工匠精神显著负相关(r=-0.214，p<0.001)。
表2 均值、标准差与相关系数(N=419)
2.4 回归分析
采用Hayes[8]开发的PROCESS程序中的Model4，控制性别、年级、专业类别、综合测评的情况下检验学习意义感知在本科生导师指导与大学生工匠精神之间的中介效应。Bootstrap随机重复抽样5 000次结果显示(表3)：导师指导显著正向预测大学生工匠精神(β=0.254,t=5.143,p<0.001)，Bootstrap95%置信区间为[0.157,0.351]；
加入中介变量后，导师指导对大学生工匠精神影响效应降低(β=0.194,t=3.693,p<0.001)。导师指导显著正向影响学习意义感知(β=0.398,t=7.933,p<0.001)，学习意义感知显著正向影响大学生工匠精神(β=0.152,t=3.163,p<0.01)。导师指导对大学生工匠精神的直接效应与学习意义感知的中介效应的Bootstrap95%置信区间均不包含0，说明导师指导不仅能直接影响工匠精神，而且能够通过学习意义感知的中介作用预测大学生工匠精神。
表3 总效应、直接效应及间接效应分解表(N=419)
采用Hayes[14]开发的PROCESS程序中的Model7，控制性别、年级、专业类别、综合测评的情况下检验有调节的中介效应。Bootstrap随机重复抽样5 000次结果见表4、5。模型1显示学习意义感知为因变量时，导师指导对学习意义感知正向预测作用显著(β=0.345,t=3.611,p<0.001)，Bootstrap95%置信区间为[0.157,0.533]；
导师指导与深层次差异交互项显著负向预测学习意义感知(β=-0.230,t=-3.389,p<0.001)，Bootstrap95%置信区间为[-0.364,-0.097]，说明深层次差异显著负向调节导师指导对学习意义感知的预测作用。模型2显示工匠精神为因变量时，本科生导师指导显著正向预测大学生工匠精神(β=0.194,t=3.693,p<0.001)，Bootstrap95%置信区间为[0.091,0.297]；
学习意义感知显著正向预测大学生工匠精神(β=0.152,t=3.163,p<0.01)，Bootstrap95%置信区间为[0.057,0.246]。由表5可知在高水平深层次差异时，中介效应不显著，Bootstrap95%置信区间为[-0.015,0.064]；
在中水平深层次差异时，间接效应显著，Bootstrap95%置信区间为[0.013,0.107]，间接效应量为0.052；
在较低水平深层次差异时，学习意义感知在导师指导与工匠行为间的中介效应显著，Bootstrap95%置信区间为[0.028,0.159]，间接效应量为0.087。
表4 有调节的中介效应(N=419)
表5 调节中介效应指数(N=419)
为进一步分析深层次差异的调节作用，根据深层次差异均值分别加减一个标准差绘制调节效应图(图1)。简单斜率检验表明，在高水平深层次差异下，导师指导对学习意义感知预测作用不显著(β=0.115,95%的置信区间为[-0.093,0.323])，在低水平深层次差异时，导师指导对学习意义感知具有显著的正向预测作用(β=0.575,95%的置信区间为[0.324,0.826])。深层次差异在导师指导与学习意义感知之间存在负向调节作用，相较于高水平深层次差异，当导师与学生之间存在低水平深层次差异时，导师指导对学习意义感知的预测作用更强。
图1 深层次差异调节效应图
3.1 研究结论
以普通本科高校大学生为研究对象，探究本科生导师指导对大学生工匠精神的影响效应。研究证实：导师指导对大学生工匠精神培育具有积极预测作用；
学习意义感知在导师指导与大学生工匠精神之间起部分中介效应；
师生间的深层次差异不仅调节导师指导与学习意义感知的关系，而且能够调节“导师指导—学习意义感知—工匠精神”这一中介链条。研究结论对深化导师指导与工匠精神的关系研究、激励导师提供指导以培育具有匠魂的社会主义建设者和接班人具有重要的理论和实践意义。
3.2 管理启示
本研究对于新时代大学生工匠精神培育具有重要的管理启示。第一，建立本科生导师制，充分发挥导师指导功能，助力大学生工匠精神育。研究指出，自1998—2018年这十年间大部分高校本科生导师制处于低水平、低质量师生互动状态，运行效果较差[9]。深化本科教学改革，推进一流本科建设的最终目的是提高人才培养质量。大学生工匠精神是人才培养质量的重要标准。因此，各高校要进一步推进本科生导师制，健全本科生导师激励机制，充分发挥导师指导功能，助力大学生工匠精神培育。第二，参与线索与信息传递，影响学生意义感知构建。寒窗苦读十几载，金榜题名一朝时，很多学生缺乏对大学专业认知，丧失目标感和个人规划。此时，高校管理者或导师可以通过参与“意义发送”影响学生意义构建。例如，通过校园文化建设、社团活动、专家讲座等多渠道“发送意义”为学生指明发展方向，帮助学生建立学习意义感知，驱动学生投入学习和个人发展。第三，科学遴选，实现导师与学生的深层次相似性匹配。一方面，摒弃以往本科生导师制一刀切分配制，采用科学测量工具对师生进行测评，尽量实现导师与学生在价值观、信念、态度等内在特征方面的一致，以有利于发挥导师指导功能。另一方面，由于导师与学生之间深层次差异往往在互动中才能被识别，高校可以依据本校教师、专业设置、学生分布等实际情况，灵活调整本科生导师制方式。例如，导师制运行三个月后，针对运行情况重新对导师与学生进行分配，以实现导师与学生的最佳匹配。
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