會計專業(yè)頂崗實(shí)習(xí)學(xué)生滿意度模型淺析
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摘要：本文通過文獻(xiàn)收集與訪談，采用問卷調(diào)查對高職會計學(xué)生頂崗實(shí)習(xí)過程中對學(xué)校、用人單位和自我等三方進(jìn)行評價，利用SPSS軟件完成相關(guān)分析，形成滿意度回歸模型，以此觀測影響近兩年高職會計專業(yè)頂崗實(shí)習(xí)學(xué)生滿意度的顯著影響因素及其量化值。
關(guān)鍵詞：高職會計；頂崗實(shí)習(xí)；SPSS；學(xué)生滿意度；模型
前期基本完成了以過程為導(dǎo)向的高職會計專業(yè)學(xué)生頂崗實(shí)習(xí)質(zhì)量管理體系構(gòu)建思路和整體設(shè)計的研究［1］，而如何構(gòu)建出與此過程化管理的工學(xué)結(jié)合教學(xué)改革相適應(yīng)的、開放的、多元化的有效評價體系，根據(jù)用人單位、學(xué)生和學(xué)校這三方在頂崗實(shí)習(xí)過程中滿意度的測度與評價結(jié)果，有針對性地改進(jìn)工作，以助于提高頂崗實(shí)習(xí)質(zhì)量，仍是一個值得深入研究的問題，利用因子分析，找到影響高職會計專業(yè)頂崗實(shí)習(xí)中學(xué)生滿意度的顯著影響因素并量化。
一、理論基礎(chǔ)高職會計專業(yè)頂崗實(shí)習(xí)學(xué)生的滿意度
研究的理論測度基礎(chǔ)是需求層次理論和期望理論。
（一）需求層次理論
美國著名心理學(xué)家馬斯洛認(rèn)為，生理、安全、愛、尊重和自我實(shí)現(xiàn)是人的五個層次需要。在這些需要中較易發(fā)覺和滿足的是低層次需要，當(dāng)人們滿足了低層次需要的時候，高層次的需要就會發(fā)揮激勵作用，而在同一時期里，人們會存在多種不同的需要，但必定有一種需要占據(jù)著主導(dǎo)地位。
（二）期望理論
維克弗魯姆在《工作與激勵》中提出，人是因?yàn)槟承┙M織目標(biāo)和工作能夠給他們帶來達(dá)成目的的幫助，來給自身帶來某方面需求的滿足，所以才會從事這些工作。他認(rèn)為一項活動給人們帶來的激勵能量大小主要是取決于這一活動結(jié)果整體的預(yù)期價值同人們自身對這一結(jié)果保持的期望概率的乘積［2］。對于高職會計專業(yè)實(shí)習(xí)生而言更加關(guān)注的是個人的成長發(fā)展，希望以此為平臺，找到更好的企業(yè)，所以對于薪資待遇等企業(yè)實(shí)習(xí)條件等內(nèi)容的關(guān)注度不一定強(qiáng)烈。
二、研究準(zhǔn)備
（一）研究目的
旨在了解高職院校經(jīng)管類學(xué)生頂崗實(shí)習(xí)滿意度情況和影響滿意度的因素，學(xué)校以便有針對性地提出提升學(xué)生頂崗實(shí)習(xí)效果的對策，從而為高職院校頂崗實(shí)習(xí)管理提供有借鑒性的建議。
（二）研究假設(shè)
假設(shè)①學(xué)生的自我期待對其頂崗實(shí)習(xí)滿意度存在顯著差異；假設(shè)②學(xué)校的實(shí)踐教學(xué)對學(xué)生頂崗實(shí)習(xí)滿意度存在顯著差異；假設(shè)③企業(yè)的崗位實(shí)踐學(xué)習(xí)對學(xué)生頂崗實(shí)習(xí)滿意度存在顯著差異。
（三）研究對象與方法
本次選取2020和2021屆學(xué)生設(shè)計了頂崗實(shí)習(xí)滿意度指標(biāo)體系和問卷，收集數(shù)據(jù)后用SPSS軟件分析數(shù)據(jù)。計分方式均采用李克特5點(diǎn)尺度，“很少”“較少”“一般”“較多”“非常滿意”分別給予1分、2分、3分、4分、5分，分?jǐn)?shù)越高表示越滿意所測度的方面。
三、研究過程
研究通過文獻(xiàn)收集與訪談，形成調(diào)查問卷，對高職會計學(xué)生頂崗實(shí)習(xí)過程中對學(xué)校、用人單位和自我等三方進(jìn)行評價［3］，利用SPSS軟件完成信度檢測和相關(guān)性分析等，形成高職會計專業(yè)頂崗實(shí)習(xí)中學(xué)生滿意度的回歸模型［4］。
（一）確定測度問題形成問卷
借助參考文獻(xiàn)和專家訪談，留下19個相關(guān)測度問題進(jìn)行問卷發(fā)放，其中測度編號Q17、Q18和Q19是本次學(xué)生滿意度測評的最終問題指標(biāo)，定為因變量，其他16個測度問題為自變量來源，見表1。由SPSS檢測出16個自變量來源問題維度信度系數(shù)Cronbachα系數(shù)值為0．851，大于0．8，說明內(nèi)部一致性信度較好，研究數(shù)據(jù)信度質(zhì)量高。
（二）探索性因子分析降維，提取自變量主要成分
1．KMO或Bartlett球形檢驗(yàn)由表2可知，KMO統(tǒng)計量值為0．775，大于0．5，且0．8~0．9之間，可以看出變量間的相關(guān)程度無太大差異，數(shù)據(jù)很適合做因子分析；Bartlett球形檢驗(yàn)的結(jié)果小于0．05，球形假設(shè)被拒絕，變量間的相關(guān)性較強(qiáng)，即任一變量都能被其他變量解釋，變量Q1-Q16適合進(jìn)行因子分析。提取方法：主成分。旋轉(zhuǎn)法：具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法。由表3可知，累計方差為66．024%，說明因子對于變量解釋的貢獻(xiàn)率一般，但成分1-5特征值大于1，可以接受。
（三）進(jìn)行因素回歸分析，考查標(biāo)準(zhǔn)差值，形成三元回歸模型
旋轉(zhuǎn)成分矩陣（表4）顯示提取5個主要成分，Q12與其他測度問題相關(guān)性不大，刪除后計算出剩余5個成分表示的自變量值X1=（Q4+Q3+Q10+Q13）/4、X2=（Q9+Q15+Q16+Q11）/4、X3=（Q7+Q1+Q8）/3、X4=（Q5+Q2+Q14）/3和X5=（Q6）/1以及因變量平均值Y=（Q17+Q18+Q19）/3（表5）。觀測表7標(biāo)準(zhǔn)差值，Sig值小于0．01，根據(jù)旋轉(zhuǎn)成分矩陣提取出的5個成分的P值大小，去除不顯著影響因素，形成回歸模型（表8）。常量與X2，X5的P值為0．16、0．076和0．235，都大于0．05，為不顯著變化因素，故此本階段研究形成三元回歸模型：Y=0．318X1+0．307X3+0．258X4。其中X1表示更好的職業(yè)發(fā)展能力、X2表示良好的社交表達(dá)能力、X3表示有利的工作成長空間、X4表示具備良好的職業(yè)技能、X5表示實(shí)習(xí)前的社交能力（見表9）。Y=0．318更好的職業(yè)發(fā)展能力+0．307有利的工作成長空間+0．258具備良好的職業(yè)技能四、研究結(jié)論本次研究的樣本總體學(xué)生認(rèn)為在企業(yè)獲得更好的職業(yè)發(fā)展能力、有利的工作成長空間和在校具備良好的職業(yè)技能對頂崗實(shí)習(xí)的滿意度影響顯著。在此次頂崗實(shí)習(xí)滿意度的測評中（Q17），41．79%的學(xué)生認(rèn)為滿意度較好以上，20．9%的學(xué)生滿意度較差，學(xué)校的管理和校企指導(dǎo)老師對實(shí)習(xí)經(jīng)歷的滿意程度的影響不太顯著，在校的社交能力似乎與實(shí)習(xí)的滿意度關(guān)聯(lián)不大。本次研究結(jié)果表明高職會計專業(yè)學(xué)頂崗實(shí)習(xí)學(xué)生的滿意度情況有53．7%的部分能被此模型所解釋（見表6），盡管調(diào)整R方值顯示模型對變量總變異的解釋能力有限，不一定適合大規(guī)模推廣，但在參照行為學(xué)科中R方值能達(dá)到10~40%都是可被接受的范疇的標(biāo)準(zhǔn)，再利用F檢驗(yàn)進(jìn)行聯(lián)合假設(shè)檢驗(yàn)F=16．296，P（Sig）<0．001模型在整體上顯著性較好。
參考文獻(xiàn)
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作者:羅娟 單位:湖南交通職業(yè)技術(shù)學(xué)院