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摘 要：[目的/意义]以高校学生为研究对象，对校企合作与高校品牌影响力之间的关系进行挖掘，以及认同校企合作与高校品牌影响力关系的调节作用，以期为后续研究提供理论基础。[方法/过程]本研究以高校学生526份有效问卷为抽样对象，以社会认同理论基础，构建出高校品牌影响力的驱动机制模型，采用结构方程模型探讨校企合作目标、水平、关联与时间对品牌影响力的驱动作用。[结果/结论]结构方程模型的研究结果表明，校企合作目标、水平、关联与时间对品牌影响力具有显著影响，认同的调节效较强。基于此，本研究针对校企合作等因素，提出驱动高校品牌影响力的实践建议。
关键词：校企合作 品牌影响力 认同
一、问题的提出
长期以来，作为一种促使高校或企业差异化的高回报战略，校企业合作一直是理论界和企业界关注的热点话题，在高校与企业之间已成为富有意义、具有较多讨论、评论及理论建构的研究主题。校企合作热潮的背后存在两大驱动力量，一方面是来自企业界的实践需求，另一方面是来自学术界的理论需求，两者的最终目的都是帮助校企合作寻找的经营和发展方式，获取并保持竞争优势。
二、文献综述与研究假设
（一）校企合作特征对高校品牌影响力的影响
已有研究表明，企业对校企合作的时间承诺或校企合作行为的经常性会正向影响大学生对企业的评价，有关企业的非一致性校企合作信息能诱发大学生的企业伪善认知并降低对企业校企合作的信任和对企业的态度。大学生对具有制度型校企合作计划的企业的态度要比具有 促销型校企合作计划的企业更积极。而大学生对企业的校企合作联想以及校企合作特性会正向影响大学生对高的认同，另一方面大学生更愿意为具有道德行为的企业支付溢价，并对具有非道德行为的企业进行惩罚，积极的校企合作信息会显著影响大学生的选择意愿及推荐意愿，并且随着大学生对校企合作知晓度的增加，大学生对企业的态度有显著改善，选择意愿显著增加。
（二）“学生—高校认同”的调节作用
学生—高校认同被认为是自我归类、学生与高校关系及亲近的认知状态，由在校大学生拥有的特性与组织特性之间对比的主观过程引起，是满足自我定义需要的一种方式。多数研究将学生—高校认同界定为认知变量，以将其与情感和评价成分相区分。大学生对企业的校企合作努力的反应依赖于大学生自身在多大程度上相信企业的这种付出是在损耗而不是强化企业能力的发展。具体来看，如果大学生认为两者是交换关系而不是双赢关系，则对从事校企合作的企业反应要比持相反信念的大学生要弱，给予更低的品牌评价及参与意愿。由此，结合上文文献，提出如下假设：
H5： 校企合作的特性与高校品牌影响力关系受到学生—高校认同的正向调节作用。
三、研究设计
（一）研究对象与程序
本研究以普通本科高等院校大学生为为探讨范围，以纸质问卷调查来进行数据收集。调查时间从2018年7月18日至 2018年8月18日，历时1个月，共发放问卷600份，获取有效样本数为520份。其中：女性比例达74.6%。
（二）量表设计
为确保测量量表的信度和效度，本研究的测量题项均采用现有成熟量表，通过文献分析根据研究目的整理而成。本研究的测量量表共包括校企合作特征、高校品牌影响力和学生-高校认同，并根据中国校企合作的情境，修改成为合适的测量题项，所有题项均采用李克特七点尺度（Likert Scale）量表对问项进行测量。
四、数据分析
（一）验证式因素分析
对所有构面进行CFA 分析，所有构面的因素负荷量均在0.689～ 0.832之间，其合成信度（C.R.）在0.847～ 0.899 之间，平均方差提取值（AVE）在0.581～ 0.610 （见下表），均符合Hair， Anderson， Tatham，Black （1998），Fornell，Larcker（1981）的标准，即：因素负荷量大于0.50;组成信度大于0.6;多元相关平方（SMC）为标准化因素负荷量的平方，因此多元相关平方与平均方差提取值（AVE）为0.36以上为可接受，0.5以上则为理想。因此，所有构面均具有收敛效度。
（二）区别效度检验
AMOS bootstrap提供两种信赖区间的估计方式，Bias-corrected Percentile Method估计和Percentile Method估计，这两种方法估计结果采用bootstrap计算构面之间相关系数的95%置信区间。这两种方法估计结果，所有的标准化相关系数信赖区间均未包含1，因此表示所有构面与构面之间具有区別效度（Torkzadeh， Koufteros & pflughoeft， 2003）。本研究Bootstrap相关系数95%信赖区间均不包含1，表明所有构面变量之间具有区别效度。
五、结论与启示
（一）校企合作特征对高校品牌影响力的影响
校企合作特征对高校品牌影响力呈显著影响。研究结果与已有研究结论相一致。推论原因可能是大学生在参与校企合作的过程之后，其与高校品之间建立的纽带关系，跨越了不同关系情境下的稳定性，进而促使在校企合作特征上表现出高校品牌影响力。研究结果表明，校企合作目标、校企合作水平、校企合作关联以及校企合作时间对高校品牌影响力具有正向影响。
（二）学生-高校认同的调节作用
学生-高校认同对校企合作目标与与高校品牌影响力之间具有正向调节作用;对校企合作水平与高校品牌影响力之间没有显著的调节作用;对校企合作关联与高校品牌影响力之间具有正向调节作用;对校企合作时间与高校品牌影响力之间负向调节作用显著。这表明，学生对校企合作特征的解读有赖于学生-认同的认知水平，学生-认同越强，越容易感知校企合作的特征、识别校企合作的潜在收益和市场机会，也越利于校企合作配置内部资源，将校企合作纳入战略高度，进而实现校企合作特征资源的有机结合，促进校企合作转化高校品牌影响斩的生成和落地。
参考文献：
Keller K L Conc， eptualizing Measuring，Managing Custourer Based Brand Equity [J] . Journal of Marketing，1993，57（1）：1-22.
Dobni D，M Zinkhan. In Search of Brand Image：AFoundation Analysis [J]. Advances in Consumer Research， 1990， 17（1）：110-119.
盧泰宏.品牌资产评估的模型与方法[J]. 中山大学学报（社会科学版），2002 （3）：88-96.
基金项目：
江西省教育科学“十三五”规划2018年度课题（项目编号：18YB274）
关键词：校企合作 品牌影响力 认同
一、问题的提出
长期以来，作为一种促使高校或企业差异化的高回报战略，校企业合作一直是理论界和企业界关注的热点话题，在高校与企业之间已成为富有意义、具有较多讨论、评论及理论建构的研究主题。校企合作热潮的背后存在两大驱动力量，一方面是来自企业界的实践需求，另一方面是来自学术界的理论需求，两者的最终目的都是帮助校企合作寻找的经营和发展方式，获取并保持竞争优势。
二、文献综述与研究假设
（一）校企合作特征对高校品牌影响力的影响
已有研究表明，企业对校企合作的时间承诺或校企合作行为的经常性会正向影响大学生对企业的评价，有关企业的非一致性校企合作信息能诱发大学生的企业伪善认知并降低对企业校企合作的信任和对企业的态度。大学生对具有制度型校企合作计划的企业的态度要比具有 促销型校企合作计划的企业更积极。而大学生对企业的校企合作联想以及校企合作特性会正向影响大学生对高的认同，另一方面大学生更愿意为具有道德行为的企业支付溢价，并对具有非道德行为的企业进行惩罚，积极的校企合作信息会显著影响大学生的选择意愿及推荐意愿，并且随着大学生对校企合作知晓度的增加，大学生对企业的态度有显著改善，选择意愿显著增加。
（二）“学生—高校认同”的调节作用
学生—高校认同被认为是自我归类、学生与高校关系及亲近的认知状态，由在校大学生拥有的特性与组织特性之间对比的主观过程引起，是满足自我定义需要的一种方式。多数研究将学生—高校认同界定为认知变量，以将其与情感和评价成分相区分。大学生对企业的校企合作努力的反应依赖于大学生自身在多大程度上相信企业的这种付出是在损耗而不是强化企业能力的发展。具体来看，如果大学生认为两者是交换关系而不是双赢关系，则对从事校企合作的企业反应要比持相反信念的大学生要弱，给予更低的品牌评价及参与意愿。由此，结合上文文献，提出如下假设：
H5： 校企合作的特性与高校品牌影响力关系受到学生—高校认同的正向调节作用。
三、研究设计
（一）研究对象与程序
本研究以普通本科高等院校大学生为为探讨范围，以纸质问卷调查来进行数据收集。调查时间从2018年7月18日至 2018年8月18日，历时1个月，共发放问卷600份，获取有效样本数为520份。其中：女性比例达74.6%。
（二）量表设计
为确保测量量表的信度和效度，本研究的测量题项均采用现有成熟量表，通过文献分析根据研究目的整理而成。本研究的测量量表共包括校企合作特征、高校品牌影响力和学生-高校认同，并根据中国校企合作的情境，修改成为合适的测量题项，所有题项均采用李克特七点尺度（Likert Scale）量表对问项进行测量。
四、数据分析
（一）验证式因素分析
对所有构面进行CFA 分析，所有构面的因素负荷量均在0.689～ 0.832之间，其合成信度（C.R.）在0.847～ 0.899 之间，平均方差提取值（AVE）在0.581～ 0.610 （见下表），均符合Hair， Anderson， Tatham，Black （1998），Fornell，Larcker（1981）的标准，即：因素负荷量大于0.50;组成信度大于0.6;多元相关平方（SMC）为标准化因素负荷量的平方，因此多元相关平方与平均方差提取值（AVE）为0.36以上为可接受，0.5以上则为理想。因此，所有构面均具有收敛效度。
（二）区别效度检验
AMOS bootstrap提供两种信赖区间的估计方式，Bias-corrected Percentile Method估计和Percentile Method估计，这两种方法估计结果采用bootstrap计算构面之间相关系数的95%置信区间。这两种方法估计结果，所有的标准化相关系数信赖区间均未包含1，因此表示所有构面与构面之间具有区別效度（Torkzadeh， Koufteros & pflughoeft， 2003）。本研究Bootstrap相关系数95%信赖区间均不包含1，表明所有构面变量之间具有区别效度。
五、结论与启示
（一）校企合作特征对高校品牌影响力的影响
校企合作特征对高校品牌影响力呈显著影响。研究结果与已有研究结论相一致。推论原因可能是大学生在参与校企合作的过程之后，其与高校品之间建立的纽带关系，跨越了不同关系情境下的稳定性，进而促使在校企合作特征上表现出高校品牌影响力。研究结果表明，校企合作目标、校企合作水平、校企合作关联以及校企合作时间对高校品牌影响力具有正向影响。
（二）学生-高校认同的调节作用
学生-高校认同对校企合作目标与与高校品牌影响力之间具有正向调节作用;对校企合作水平与高校品牌影响力之间没有显著的调节作用;对校企合作关联与高校品牌影响力之间具有正向调节作用;对校企合作时间与高校品牌影响力之间负向调节作用显著。这表明，学生对校企合作特征的解读有赖于学生-认同的认知水平，学生-认同越强，越容易感知校企合作的特征、识别校企合作的潜在收益和市场机会，也越利于校企合作配置内部资源，将校企合作纳入战略高度，进而实现校企合作特征资源的有机结合，促进校企合作转化高校品牌影响斩的生成和落地。
参考文献：
Keller K L Conc， eptualizing Measuring，Managing Custourer Based Brand Equity [J] . Journal of Marketing，1993，57（1）：1-22.
Dobni D，M Zinkhan. In Search of Brand Image：AFoundation Analysis [J]. Advances in Consumer Research， 1990， 17（1）：110-119.
盧泰宏.品牌资产评估的模型与方法[J]. 中山大学学报（社会科学版），2002 （3）：88-96.
基金项目：
江西省教育科学“十三五”规划2018年度课题（项目编号：18YB274）