基于學生感知價值的高職院校競爭力研究

石麗 甘雨石

[摘 要]從學生導向視角，構建了高職院校競爭力理論模型，通過使用結構方程模型對云南省4所高職院校的1127位高職學生的調(diào)查問卷數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)：第一，學生感知價值、教學活動感知服務質量和學生管理活動感知服務質量是高職院校感知競爭力的前因變量;第二，教學活動感知服務質量和學生滿意程度對學生感知價值有正向顯著影響;第三，學生管理活動感知服務質量是教學活動感知服務質量的一個重要前因變量。

[關鍵詞]學生感知價值;學生感知服務質量;學生滿意程度;高職院校競爭力

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2021.10.115

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，社會對技能人才需求的增加以及國家對職業(yè)教育日益重視，高職教育服務規(guī)模擴大，種類空前豐富，市場經(jīng)濟原則已滲入高職教育領域，因而將服務營銷理論引入高職教育領域，研究高職教育感知服務質量，提升學生感知價值，促進學生滿意度不斷提高，挖掘基于學生行為的高職院校感知競爭力影響因素，促使高職院校產(chǎn)生持久競爭優(yōu)勢，是高職院校管理的重要課題之一。

1 文獻綜述

競爭戰(zhàn)略之父邁克爾·波特認為“競爭優(yōu)勢歸根結底產(chǎn)生于企業(yè)能為顧客創(chuàng)造的價值”[1]，在競爭優(yōu)勢研究領域較有權威的國內(nèi)學者金碚認為“企業(yè)競爭力是指，在競爭性市場中，一個企業(yè)所具有的能夠持續(xù)地比其他企業(yè)更有效地向市場（消費者，包括生產(chǎn)性消費者）提供產(chǎn)品或服務，并獲得贏利和自身發(fā)展的綜合素質”[2]，并將 “更有效地”解釋為以更低的價格或者消費者更滿意的質量持續(xù)地生產(chǎn)和銷售[3]，因此不難發(fā)現(xiàn)競爭力和顧客價值、產(chǎn)品或服務質量這兩個變量存在密切聯(lián)系。追根溯源，在顧客滿意度指數(shù)模型中顧客期望、感知質量、感知價值和顧客滿意之間存在內(nèi)在邏輯關系。

繼1989年瑞典統(tǒng)計局首次應用弗奈爾博士的模型和計算方法，建立第一個全國性滿意度指數(shù)模型之后，1994年美國啟動了顧客滿意度指數(shù)模型（ACSI）[4]，1999年歐盟完成了歐洲顧客滿意度指數(shù)的首次測評，另外，加拿大、新西蘭、中國臺灣等地區(qū)也在幾個重要行業(yè)建立了顧客滿意度指數(shù)[5]。中國顧客滿意度指數(shù)（CCSI）于1997年開始著手研究，是中國首個全品類的顧客滿意度評價體系，表征中國消費者對使用或擁有過的產(chǎn)品或服務的整體滿意程度。隨后，各國學者將顧客滿意度理論應用于不同地域、不同行業(yè)、不同企業(yè)的顧客滿意度的研究中，也將顧客滿意度理論運用于高等教育領域。

Anne M D（2001）運用顧客滿意度理論對大學教育進行了評估[6]，朱國鋒等（2003）根據(jù)美國顧客滿意度指數(shù)理論，對我國高等教育顧客滿意度指數(shù)研究體系作了初步的建構[7]，F(xiàn)irdaus（2004）提出了高等教育測量模式HEdPERF[8]，劉武等（2005）提出了在我國高等教育評估中應用顧客滿意度指數(shù)模型的建議[9]，馬萬民等（2006）提出了高等教育服務過程的顧客滿意度模型[10]，自此，國內(nèi)外專家學者紛紛將顧客滿意度理論應用于高等教育服務領域理論與實證的研究中。

邁克爾·波特認為“企業(yè)如果想獲得更多的回報，不但要為顧客創(chuàng)造價值，還要使顧客察覺到價值”，Zeithaml于1988年從權衡的視角首次提出了顧客感知價值的概念[11]，此后，Woodruff（1997）也提出顧客價值是競爭優(yōu)勢的下一個源泉[12]，而企業(yè)競爭力大小的最終裁判是消費者[13]，國內(nèi)學者將顧客感知價值理論應用于手機細分市場（年輕群體）競爭優(yōu)勢[14] 研究、商場購物環(huán)境對企業(yè)競爭優(yōu)勢[15] 研究、民航與高鐵競爭優(yōu)勢的比較[16] 實證研究，發(fā)現(xiàn)顧客感知價值是企業(yè)競爭優(yōu)勢的前因變量，而錢曉群（2009）通過對網(wǎng)絡教育學院學生進行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)感知價值是滿意度和競爭力的前因變量[17]。

在梳理文獻時發(fā)現(xiàn)：①大多數(shù)研究將顧客期望、顧客感知質量、顧客感知價值和顧客滿意度幾個變量結合起來，建立滿意度指數(shù)模型，卻很少將這些變量與競爭力變量置于一個完整的體系中進行實證研究;②顧客滿意度和顧客感知價值理論可以應用于教育領域，并且發(fā)現(xiàn)不同教育層次的學生對教育服務質量的期望與感知存在顯著差異[18]，導致不同層次的學生對教育服務價值的感知和滿意度存在差異，進而使感知競爭力存在差異;③顧客滿意綜合模型中沒有體現(xiàn)顧客感知質量各個要素之間的關系。因此，文章選取云南省高職院校學生為調(diào)查對象，將學生期望符合程度、高職教育學生感知服務質量、高職教育服務學生感知價值、高職教育服務學生滿意程度嵌入高職院校競爭力的研究中。

2 概念模型及研究假設

2.1 學生期望符合程度與高職教育學生感知服務質量的關系

根據(jù)Gronroos1982年提出感知服務質量的定義，可以將高職教育學生感知服務質量定義為學生期望的高職教育服務質量與學生實際接受的高職教育服務質量之間的差異。根據(jù)這個定義，本研究中的學生感知服務質量是高職學生在接受高職教育服務的過程中對所接受教育服務質量進行感知而得到的主觀判斷，包括學校硬件設施感知質量、學生管理活動感知服務質量、校園文化活動感知服務質量和教學活動感知服務質量。我們知道一個學校的硬件設施會影響學生管理活動、校園文化活動以及教學活動的開展情況，而提高學生管理活動質量也促進了校園文化活動以及教學活動質量的提高，進而對學生感知價值、學生滿意程度以及高職院校競爭力產(chǎn)生影響。因此，文章提出如下假設：

H1-1：學生期望符合程度（E）正向影響學校硬件設施感知質量（I）。

H1-2：學生期望符合程度（E）正向影響學生管理活動感知服務質量（M）。

H1-3：學生期望符合程度（E）正向影響校園文化活動感知服務質量（C）。

H1-4：學生期望符合程度（E）正向影響教學活動感知服務質量（T）。

H2-1：學校硬件設施感知質量（I）正向影響學生管理活動感知服務質量（M）。

H2-2：學校硬件設施感知質量（I）正向影響校園文化活動感知服務質量（C）。

H2-3：學校硬件設施感知質量（I）正向影響教學活動感知服務質量（T）。

H2-4：學生管理活動感知服務質量（M）正向影響校園文化活動感知服務質量（C）。

H2-5：學生管理活動感知服務質量（M）正向影響教學活動感知服務質量（T）。

H2-6：校園文化活動感知服務質量（C）正向影響教學活動感知服務質量（T）。

2.2 高職教育服務學生滿意程度的影響因素

高職教育服務學生滿意程度指學生在接受學校提供的高職教育服務后對其滿意程度做出的判斷。根據(jù)美國顧客滿意度指數(shù)模型ACSI、歐洲顧客滿意度指數(shù)模型ECSI、中國顧客滿意度指數(shù)模型CCSI和基于CCSI的我國服務型企業(yè)顧客滿意度測評模型，梳理教育領域學生滿意程度相關文獻，可以發(fā)現(xiàn)學生期望和學生感知質量是高職教育服務學生滿意程度的重要驅動因素。因此，文章提出如下假設：

H3：學生期望符合程度（E）正向影響高職教育服務學生滿意程度（S）。

H4-1：學校硬件設施感知質量（I）正向影響高職教育服務學生滿意程度（S）。

H4-2：學生管理活動感知服務質量（M）正向影響高職教育服務學生滿意程度（S）。

H4-3：校園文化活動感知服務質量（C）正向影響高職教育服務學生滿意程度（S）。

H4-4：教學活動感知服務質量（T）正向影響高職教育服務學生滿意程度（S）。

3 高職教育服務學生感知價值、高職教育服務學生滿意程度和高職院校感知競爭力的關系

1988年Zeithaml從權衡的視角提出顧客感知價值是顧客對產(chǎn)品或服務的感知利得與感知付出之間的權衡，隨后各國學者又從多因素和綜合價值視角進行了研究[11]，使顧客感知價值理論日益豐富。大部分學生接受高職教育服務的學費由父母負擔，據(jù)此本研究從綜合價值的視角對高職學生感知價值進行測量，即學生對所接受高職教育服務獲得的各種利益的總體評價。

目前學者對顧客感知價值和顧客滿意度以及顧客行為傾向的關系的研究，主要有顧客價值主導論、顧客滿意主導論和價值滿意綜合模型三類[14]，本研究采用綜合模型的研究范式，將高職教育服務學生感知價值和高職教育服務學生滿意程度置于一個綜合模型中，認為高職教育學生感知服務質量影響高職教育服務學生感知價值，并進一步影響學生行為傾向，而高職教育服務學生滿意度對學生行為產(chǎn)生影響，同樣影響了學生行為傾向。高職院校感知競爭力采用學校的評判者是學生的觀點，根據(jù)學生行為傾向設計高職院校感知競爭力評價指標。因此，文章提出如下假設：

H5-1：學校硬件設施感知質量（I）正向影響高職教育服務學生感知價值（V）。

H5-2：學生管理活動感知服務質量（M）正向影響高職教育服務學生感知價值（V）。

H5-3：教學活動感知服務質量（T）正向影響高職教育服務學生感知價值（V）。

H5-4：高職教育服務學生滿意程度（S）正向影響高職教育服務學生感知價值（V）。

H6-1：教學活動感知服務質量（T）正向影響學生的高職院校感知競爭力（B）。

H6-2：學生管理活動感知服務質量（M）正向影響學生的高職院校感知競爭力（B）。

H6-3：高職教育服務學生滿意程度（S）正向影響學生的高職院校感知競爭力（B）。

H6-4：高職教育服務學生感知價值（V）正向影響學生的高職院校感知競爭力（B）。

綜上所述，文章構建的理論模型見圖1。

3 研究設計

3.1 數(shù)據(jù)收集

為驗證本研究的理論模型與假設，對高等職業(yè)技術院校的高職學生進行問卷調(diào)查。數(shù)據(jù)收集分為三個階段：第一階段，對云南交通職業(yè)技術學院的學生、輔導員、教師和學校管理人員進行訪談，對預測試問卷進行修改，設計了包括49個觀測變量的調(diào)查問卷;第二階段，2020年2月20日至2月23日，通過問卷星對云南交通職業(yè)技術學院經(jīng)濟管理學院部分班級學生進行調(diào)查，根據(jù)預測試問卷結果對調(diào)查問卷進行修訂，形成了包含被調(diào)查者背景資料在內(nèi)的28個觀測變量的調(diào)查問卷;第三階段，2020年3月3日至3月20日，對云南交通職業(yè)技術學院、云南工商管理學院、云南國土資源職業(yè)學院和云南外事外語職業(yè)學院四所高職院校的學生進行調(diào)查，收集有效問卷1127份，樣本特征見表1。

3.2 量表確定

修訂后的問卷包括學生期望滿足程度、高職教育學生感知服務質量、高職教育服務學生滿意程度、高職教育服務學生感知價值和基于學生行為的感知競爭力五個潛變量的25個觀測變量，其中高職教育學生感知服務質量又分為學校硬件設施感知質量、學生管理活動感知服務質量、校園文化活動感知服務質量和教學活動感知服務質量四個潛變量。對于潛變量學生期望滿足程度的測量變量的賦值均從低到高排列，1為“遠低于期望值”，2為“低于期望值”，3為“與期望值相符”，4為“高于期望值”，5為“遠高于期望值”;對于潛變量高職教育學生感知服務質量、高職教育服務學生感知價值和基于學生行為的感知競爭力的測量變量的賦值均從低到高排列，1為“非常不同意”，2為“不同意”，3為“一般”，4為“同意”，5為“非常同意”;對于潛變量高職教育服務學生滿意程度的測量變量的賦值均從低到高排列，1為“非常不滿意”，2為“不滿意”，3為“一般”，4為“滿意”，5為“非常滿意”。觀測變量見表2。

4 實證分析

4.1 信度和效度分析

采用R語言對來自4所云南省高職院校的1127位學生的調(diào)查問卷進行分析，計算出本問卷的KMO系數(shù)、Bartletts球形檢驗的顯著性概率分別為0.9761和0，達到KMO系數(shù)大于0.7且Bartletts小于0.001的標準，說明該問卷收集的數(shù)據(jù)非常適合作因子分析，因此本研究采用驗證性因子分析對變量進行檢驗。

信度考慮的是測量結果的可靠性或一致性程度，效度考慮的則是測量值偏離真實值的程度?？死拾凸禂?shù)（Cronbach α）常用來測度模型中各因子的信度，組合信度（CR）用于衡量各測量變量的內(nèi)部一致性，平均抽取方差AVE則用于測度問卷的收斂效度，即各測量變量是否反映同一潛變量。經(jīng)計算本問卷調(diào)查總的Cronbach α為0.9765，各潛變量的克朗巴哈系數(shù)、組合信度CR和平均抽取方差AVE均大于0.7，見表2，說明調(diào)查表具有較高的內(nèi)在一致性，各測量變量有很好的信度和收斂效度。

對于區(qū)別效度的檢驗，可以比較因子的平均抽取方差的平方根是否大于該因子與其他因子的相關系數(shù)[19]，區(qū)別效度分析見表3，從表3可發(fā)現(xiàn)：各潛變量的平均抽取方差AVE的平方根均大于該潛變量與其他因子的相關系數(shù)，表明各因子之間有較好的區(qū)別效度。

4.2 整體理論適配度分析

文章使用R語言對整體理論模型，從基本的適配標準和整體模型適配度進行檢驗。分析結果如下：

（1）基本的適配標準檢驗?；具m配標準檢驗結果見圖2，可觀測到反映各觀測變量的標準載荷在0.822～0.939，誤差值大于0，且達到顯著水平。由此可見，理論模型符合基本擬合標準。

（2）整體模型適配度。整體模型適配度檢驗整個理論模型與觀察數(shù)據(jù)的契合程度，本模型擬合度指標x2、df分別為1476.185和252;GFI、TLI、IFI和CFI分別為0.902、0.950、0.958和0.958，均大于0.90的理想標準值;AGFI為0.874，雖低于0.90，但也達到了最低可接受標準值[20];RMR（理想標準≤0.05）和RMSEA（理想標準≤0.08）分別為0.017和0.066;PNFI和PGFI分別為0.714和0.687，大于0.50的理想標準。由此可見，本研究的理論模型具有良好的整體模型適配度。

4.3 假設檢驗

本研究選用顯著性水平P為0.05。通過R語言對觀察數(shù)據(jù)進行分析，根據(jù)數(shù)據(jù)分析結果中各潛變量之間路徑系數(shù)和顯著性（P值），判斷假設是否通過檢驗，分析結果見表4。

由表4可看出，假設H5-1、H5-2和H6-3檢驗未通過，而假設H2-6顯著性水平正好處于臨界值且路徑系數(shù)較小，因此在修訂的模型中將這四個假設去除。修訂后模型擬合度指標GFI、TLI、IFI、CFI和AGFI分別為0.902、0.950、0.958、0.957和0.876;RMR、RMSEA分別為0.017、0.065;PNFI、PGFI分別為0.810、0.711。擬合度指標較好。由此可見，修訂后的整體模型適配度良好。修訂后的各變量關系和模型擬合結果見圖3。

5 主要研究結論與建議

文章通過對云南4所高職院校的1127位學生進行調(diào)查，運用結構方程技術對理論模型進行檢驗，除H2-6、H5-1 H5-2和H6-3外，其他假設均得到了支持，較好地解釋了高職院校感知競爭力的形成機理。

第一，學生感知價值、教學活動感知服務質量和學生管理活動感知服務質量對基于學生行為的感知競爭力有正向的顯著影響，路徑系數(shù)依次為0.347、0.341和0.155。由此可知，學生在接受高職教育服務的過程中，高職院校感知競爭力的行為主要影響因素有：一是基于學生感知價值形成的高職教育服務價值判斷;二是學生在接受高職教學服務時對教學活動和學生管理活動的質量判斷。

第二，教學活動感知服務質量和學生滿意程度對學生感知價值有正向的顯著影響，路徑系數(shù)依次為0.659和0.308。由此可知，學生對創(chuàng)新能力的培養(yǎng)、教學活動內(nèi)容實用性、教師專業(yè)知識和教學手段等質量的感知對學生感知價值影響最大。

第三，學生管理活動感知服務質量、硬件設施感知質量和學生期望符合程度對教學活動感知服務質量有正向的顯著影響，路徑系數(shù)依次為0.59、0.2和0.183，由此可知，學生管理活動感知質量對教學活動感知質量的影響最大。

第四，學生期望符合程度、教學活動感知服務質量、學生管理活動感知服務質量、校園文化活動感知服務質量和硬件設施感知質量對學生滿意程度有正向的顯著影響，路徑系數(shù)分別為0.282、0.297、0.186、0.164和0.147，這一結論再一次驗證了其他學者對學生滿意程度研究的結論。

基于以上研究結論，文章提出以下管理建議：第一，高職院校應培植辦學特色，重點發(fā)展特色專業(yè)，通過新聞媒體、學校官方網(wǎng)站等與學生、家長進行交流，提升品牌效應，使學生和家長對學校提供的高職教育服務形成合理預期;第二，提高學生管理活動質量，完善完備教學活動所需硬件，積極開展校園文化活動，為學生提供身心愉悅的學習和生活環(huán)境，促進教學活動感知服務質量的提高，從而提高學生滿意程度和高職教育服務學生感知價值，使學生具有提升高職院校競爭力的行為傾向，提升高職院校感知競爭力。

高職教育服務競爭表現(xiàn)為高職院校為滿足學生需要、提高學生對高職教育服務滿意程度而進行的市場競爭，高職院校競爭力是高職院校在與對手競爭過程中表現(xiàn)出的絕對能力，而競爭力的評判者是學生。文章實證分析了高職院校感知競爭力的前因變量，為高職院校提升競爭優(yōu)勢提供了理論依據(jù)和決策參考。

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[基金項目]云南省高教學會高職高專教育分會2018年高職教育科研課題“基于學生感知價值的高職院校競爭力研究”（項目編號：2018YGZ78）研究成果，主持人：石麗;云南交通職業(yè)技術學院2018年科研課題“基于學生感知價值的高職院校競爭力研究——以云南交通職業(yè)技術學院為例”（項目編號：2018GLY01）研究成果，主持人：石麗。

[作者簡介]石麗（1970—），女，云南麻栗坡人，副教授，碩士學位，研究方向：交通規(guī)劃與管理、市場調(diào)研、職業(yè)教育;甘雨石（1998—），男，云南昆明人，韋士敦大學計算機科學專業(yè)。