1. 引言
就业一头牵着千家万户，一头连着国计民生，就业也是职业院校立校之本。当前，我国已经进入高质量发展的新时期，就业质量提升是时代发展之需，更是千家万户所求。“岗课赛证”于2021年提出，是立足我国职教现状，综合职教育人新要求而提出的具有科学性与发展性的综合育人模式。新时代背景下，职业院校电子商务专业理应抓住“岗课赛证”融通趋势，进一步明确“岗课赛证”融通与电子商务专业学生就业质量之间的作用机制。努力扫清“岗课赛证”融通与电子商务专业学生就业质量提升工作过程中存在的障碍，对提升电子商务专业大学生就业质量，具有一定的现实意义。
2. 文献梳理与回顾
“岗课赛证”是指工作岗位、课程体系、技能比赛、职业技能等级证书相互融通的一种职业教育综合育人模式。“岗课赛证”是基于“跨界、整合、协同”等有关理论，汇聚企业、学校、社会三方力量共同打造高素质技能型人才[1]。“岗课赛证”综合育人模式以点建课、以线联接、以面拓展，点、线、面相互融合培养学生创新精神与应用能力[2]。“岗课赛证”综合育人模式融合产业界、教育界、竞赛界、证书界四大系统育人要求，有效提升职业教育与职校学生职业适应能力[3]。当前职业教育存在“职业性”不足、供需错配现象，“岗课赛证”融通背景下将以学生就业为导向，以发展学生职业能力为重点[4]。“岗课赛证”融通契合职业教育当前发展实际，在城市轨道交通管理专业融通实践中“岗课赛证”相互脱节的问题客观存在[5]。“岗课赛证”融通机制在软件技术专业群内的应用，在提高教学质量和人才培养质量的同时对专业群的社会认可度提升亦有推动作用[6]。“岗课赛证”融通实践中，借助渐进式项目加以驱动，逐步提高学生的基础知识、专业技能、综合素养与创新实力[7]。
“岗课融通”对就业质量的影响，陈琴珍在“岗课赛证创”高质量人才培养模式中，提出以具体岗位为起点，将教学方案岗位化，为学校理清人才培养方向，为学生提升岗位意识，从而促进学生的就业质量[8]。“课程融通”对就业质量的影响，李琳以“岗课赛证”融通为导向，进行课程改革，改变《软件测试技术》等课程当前重理论知识、案例陈旧过时与实际岗位需求脱节等问题，结合自动化测试工程师、功能测试工程师等具体岗位，提高学生实操能力，提升了学生的就业质量[9]。“课赛融通”对就业质量的影响，“岗课赛证”融通具有增进高技能人才培养作用，其中比赛具有竞技性，借助竞赛可以构建新的学习激励机制，该机制赋能学生提高学生主动性，对学生就业质量起到了促进作用[10]。“课证融通”对就业质量的影响，“岗课赛证”融通模式下，执行“赛领证评”多主体多维度评价方式，1 + X证书实质是借助市场机制建立起来的外部考评机制，为行业相关企业人才聘用决策制定提供依据，于证书参与主体而言，是一种获得外部认可路径[11]。以2022年高职毕业生就业数据为样本，探讨技能竞赛对高职学生初入职的就业质量影响[12]。就业质量作为评价性指标，是就业者主观感知与客观表现的结合[13]。就业质量与教学质量同属职业院校质量评估体系，两者之间存在相互促进作用[14]。
综上所述，前人对“岗课赛证”的研究，主要集中在“岗课融通”、“课赛融通”、“课证融通”之间的运作模式和课程改革上，以及主要集中在竞赛提高就业质量方面。“岗课赛证”虽然在内涵方面有深入的研究，但在外延方面的研究较少，以及“岗课赛证”融通如何影响就业质量的研究较少。本文研究“岗课赛证”中“岗”培养的“岗位意识”、“课”培养的“岗位能力”、“赛”培养的“内生动力”、“证”获得的“外部认可”对就业质量的影响机制，提升人才培养质量。因此本文探讨了“岗课赛证”如何影响电子商务专业就业质量问题，丰富了“岗课赛证”对电子商务专业就业质量的理论研究，具有一定的理论和现实意义。
3. 理论假设与模型构建
3.1. 理论假设
“岗课赛证”融通是岗、课、赛、证四位一体的综合育人模式，该模式统筹企业、学校、社会多方办学资源，以岗位为逻辑起点，以课程为落脚点，以竞赛为学习标杆，以证书为检验方式，注重“课随岗变、以赛促学、课证共生”，在日常教学活动中实现学生岗位意识培养、岗位能力打造、内生动力激发、学习成果检验，切实提高职业院校电子商务专业学生首岗适应与多岗迁移能力。立足国内外学者对于“岗课赛证”的理论研究与实践探索，本研究将电子商务专业“岗课赛证”进一步细分为岗位意识、岗位能力、内生动力、外部认可四个维度。
杨钋以技能竞赛为自变量，以就业质量为因变量的研究中，将就业质量细分为毕业落实、就业岗位与就业满意度三个维度[12]。赵恒春在研究人机协同对就业质量影响机制中，得出人机协同正向影响就业者对就业质量的主观认识，同时会通过自我效能感与职业适应力两个中介变量间接影响就业质[15]。就业质量是一个多维度、主客观结合的指标，学生所在学校“层次”会对就业质量内含工资收入、就业满意度两个指标产生显著正向影响[13]。以人力资本为中介，研究教学质量与就业质量相互作用关系；其中就业质量可以划分为求职难易、工作条件、人职匹配、企业评价、薪资待遇、职业发展性与职业稳定性七个维度[14]。就业质量具有相对性与系统性，国内外学者研究领域不同，研究中对其维度划分上也存在差异，统合国内外学者对就业质量维度划分结合职业院校学生群体特征与就业特征，本研究将电子商务专业就业质量分为工资收入、职业发展、工作保障、工作满意四个维度。
“岗”培养“岗位意识”，是“岗课赛证”四元融通的逻辑起点。从企业具体岗位需求出发推动课程设计与日常教学方案岗位化，在培养学生岗位意识同时为形成岗位知识与岗位技能奠定基础，从而助益于学生岗位胜任力的提升。董淳伟以工业设计专业为例进行研究，以为“岗课融通”能培养良好的岗位意识和认知，提高就业能力，从而提高就业的工资收入[16]。黄功利在产教融合的背景研究“岗课赛证”，发现“岗课融通”能激发学生的岗位意识，提高就业能力，对于职业发展具有正向促进作用[17]。基于此，提出如下假设：
H1：岗位意识对电子商务专业就业质量有显著正向影响。
“课”培养“岗位能力”，是“岗课赛证”四元融通的落脚点。岗位能力包括知识应用能力、实践操作能力、沟通协作能力、创新能力、和责任敏感度。通过岗、课、赛、证四位一体的课程体系构建与具体教学活动，向学生传递特定岗位所需理论知识与实践知识，切实提高学生岗位能力。龙丹借助汽车技术服务与营销专业研究“岗课赛证”，认为“课”是培养学生岗位能力的根本。通过丰富课程内容提高就业能力，进一步提高就业质量[18]。张洋依托“岗课赛证”重构课程体系，并以智能产品开发专业进行实证，认为校企共建课程是校企合作的重要抓手。校企共建课程的引入，学生通过学习，具备岗位能力，从而提高就业质量[19]。基于此，提出如下假设：
H2：岗位能力对电子商务专业就业质量有显著正向影响。
“赛”培养“内生动力”，是学生专业技能学习的标杆。通过与专业相关的“国、省、市、校、班”五级技能竞赛参与，在“比、学、赶、超”的良好氛围中激发学生“见贤思齐”努力学习并提升专业技能的内生动力。赵丽在企业调研的基础上实证得出，依托企业真实岗位和技能大赛的赛项内容相结合，能提升学生技能，能激发学生的内生动力[20]。柴方艳通过“课赛融通”进行教学改革，对于激发学生的内生动力颇有成效。同时认为内生动力包含认知内驱力、附属内驱力和自我提高内驱力，这些内生动力能激发学生潜能，提高就业能力，从而提升就业质量[21]。基于此，提出如下假设：
H3：内生动力对电子商务专业就业质量有显著正向影响。
“证”获得“外部认可”，是从外部对学生学习情况进行的检验。职业技能证书考核内容源自于企业典型工作任务和特定岗位核心素养，用人单位也将基于对证书的认可，建立对学生专业能力的认知。贾睿以华为的ICT学院为研究对象，研究“课证融通”对就业质量的影响，认为学生获得证书能得到学校的认可、企业的认可以及社会的认可，从而有利于就业[22]。胡益宁则以1 + X证书为例，研究职业资格证书对就业的影响，也同样认为学生获得证书能得到外部认可，能提高就业质量[23]。基于此，提出以下假设：
H4：外部认可对电子商务专业就业质量有显著正向影响。
3.2. 模型建构
通过对“岗课赛证”、就业质量相关国内外研究的梳理，结合本研究分析研究对象，对“岗课赛证”与就业质量之间做出假设，并构建研究模型，如图1所示。其中，“岗课赛证”与就业质量可分为4个维度，“岗课赛证”在4个二级变量基础上进一步细分为13个观测变量。其中，将各级各类竞赛产生的内生动力借助认知内驱力、附属内驱力、自我提高内驱力3个观测变量展开具体研究，该分类是借鉴心理学家奥苏贝尔对学习动机分类，认知内驱力是对知识本身渴求而产生学习动机，附属内驱力来自他人赞许，自我提高内驱力是关于身份、地位与尊重的需要，三者均会对学业成就产生影响。
Figure 1. The model of the impact of the integration of “post-course-competition-certificate” on employment quality
图1. “岗课赛证”融通对就业质量影响模型
4. 样本特征及信效度
4.1. 数据来源
本研究借助问卷星网站制作问卷以获取“岗课赛证”与职业院校大学生就业质量作用关系的一手数据。对于学历，调研中职电子商务专业学生和高职电子商务专业学生，同时将从高职深造到本科或研究生也纳入调查对象。由于调研对象包括在校生，因此问卷中的“工作单位性质”、“工作地点”、“月薪”、“就业质量”等变量都包括在校生的期望就业状况。如“月薪”包含“在校生的期望月薪”。问卷制作完成后发放50份问卷进行预调研。预调研的结果符合研究目标，进一步进行实际调研。历时一个月，共回收问卷547份，剔除无效问卷，获得有效问卷540份。
4.2. 样本特征
对本次问卷调查结果统计发现：受访对象性别比为278：262，性别差异较小。从受教育程度来看，职业院校学生升学趋势较为明显，中专及以下学历占比为15.56%，高职学历占比60.19%。就年龄阶段来看，超过三分之一的受访对象集中在22~25岁这一年龄段，25~30岁、18~21岁这两个年龄段以31.48%、27.78%的占比分列第二、第三位。从工作单位性质来看，民营企业以65.56%的占比居于首位，事业单位、国有企业占比均不足4%。受访者月薪主要集中在2001~3500元、3501~5000元这两个区间内，占比分别为37.22%、34.26%。工作地点分布上，北上广深一线城市占比20%，中部地区大城市占比22.96%，中部地区其他城市占比33.33%。详见表1。
Table 1. Sample characteristics
表1. 样本特征
变量 |
类别 |
样本量 |
百分比 |
变量 |
类别 |
样本量 |
百分比 |
受教育程度 |
中专及以下 |
84 |
15.56% |
性别 |
男 |
278 |
51.48% |
高职专科 |
325 |
60.19% |
女 |
262 |
48.52% |
本科(第一学历为专科) |
123 |
22.78% |
月薪
(含在校生期望月薪) |
2000元以下 |
37 |
6.85% |
研究生(第一学历为专科) |
8 |
1.48% |
2001~3500元 |
201 |
37.22% |
年龄 |
18岁以下 |
7 |
1.30% |
3501~5000元 |
185 |
34.26% |
18~21岁 |
150 |
27.78% |
5001~8000元 |
46 |
8.52% |
22~25岁 |
208 |
38.52% |
8001~12000元 |
40 |
7.41% |
25~30岁 |
170 |
31.48% |
12000元以上 |
31 |
5.74% |
30岁以上 |
5 |
0.93% |
工作地点(含在校生期望工作地点) |
北上广深一线城市 |
108 |
20.00% |
工作单位性质 |
事业单位 |
21 |
3.89% |
东南沿海 |
20 |
3.70% |
国有企业 |
18 |
3.33% |
中部地区大中城市 |
124 |
22.96% |
民营企业 |
354 |
65.56% |
中部地区其他城市 |
180 |
33.33% |
外资企业 |
76 |
14.07% |
西部地区大中城市 |
11 |
2.04% |
合资企业 |
20 |
3.70% |
西部地区其他城市 |
50 |
9.26% |
其他 |
51 |
9.44% |
边远农村地区 |
47 |
8.70% |
4.3 信效度检验
4.3.1 信度分析
信度是指测验结果的一致性、稳定性及可靠性，信度系数愈高即表示该测验的结果愈一致、稳定与可靠。运用SPSS24.0计量分析软件进行信度分析，在SPSS24.0中，导入数据后，分别逐一选择“分析”–“度量”–“可靠性分析”即可系统得出克隆巴赫Alpha系数。本次调查中所涉及岗位意识、岗位能力、内生动力、外部认可、就业质量五个变量进行信度分析，分析发现五个变量科隆巴赫系数分别为：0.981、0.973、0.977、0.965、0.973，其中最小值0.965 > 0.8，可见五个变量内部一致性较强，均具有较高信度。详见表2。
4.3.2. 效度分析
效度是指所测量到的结果反映所想要考察内容的程度，测量结果与要考察的内容越吻合，则效度越高；反之，则效度越低。一般用KMO值来反馈变量间相关系数与偏相关系数。运用SPSS24.0计量分析软件进行效度分析。在SPSS24.0中，导入数据后，依次逐一选择“分析”–“降维”–“因子”–“KMO和巴特利特检验”得出KMO值。本次调查数据，运用SPSS24.0分析发现KMO值为0.876 > 0.8，可见变量间存在较强的相关性。加之，巴特利特球形度检验结果显示，研究变量显著性为0.000 < 0.001，适合展开因子分析，详见表3。
Table 2. Cronbach correlation coefficient
表2. 克隆巴赫相关系数
变量 |
观测变量 |
符号 |
标准因子载荷 |
克隆巴赫Alpha |
“岗”——岗位意识(X1) |
专有技能学习 |
X11 |
0.941 |
0.981 |
岗位敏感 |
X12 |
0.936 |
岗位素养 |
X13 |
0.927 |
“课”——岗位能力(X2) |
知识应用 |
X21 |
0.867 |
0.973 |
实践操作 |
X22 |
0.859 |
沟通协作 |
X23 |
0.816 |
创新能力 |
X24 |
0.772 |
责任敏感度 |
X25 |
0.860 |
“赛”——内生动力(X3) |
认知内驱力 |
X31 |
0.863 |
0.977 |
附属内驱力 |
X32 |
0.867 |
自我提高内驱力 |
X33 |
0.871 |
“证”——外部认可(X4) |
学校认可 |
X41 |
0.865 |
0.965 |
企业认可 |
X42 |
0.836 |
社会认可 |
X43 |
0.825 |
就业质量(Y1) |
工资收入 |
X44 |
0.923 |
0.973 |
职业发展 |
Y11 |
0.875 |
工作保障 |
Y12 |
0.934 |
工作满意度 |
Y13 |
0.929 |
Table 3. KMO and Bartlett test
表3. KMO和巴特利特检验
KMO取样适切性量数 |
0.876 |
巴特利特球形度检验 |
近似卡方 |
2843.981 |
|
自由度 |
153 |
|
显著性 |
0.000 |
5. “岗课赛证”对就业质量影响的实证分析
5.1. 因子载荷分析
将研究所涉及五个变量分别进行因子划分，并逐一分析其与公因子之间相关系数，如，将变量岗位意识进一步划分为专有技能学习、岗位敏感、岗位素养3个因子，显著性为0.000***，小于0.01，可见基于岗位敏感、岗位素养水平上呈现显著性，拒绝原假设；标准化载荷系数分别为0.977、0.986、0.951，其中最小值0.951 > 0.8，所选因子方差解释率较高因子对变量有较高的解释能力。此外，岗位能力、内生动力、外部认可、就业质量四个变量所对应各因子显著性P值均小于0.01，标准化载荷系数落在0.895~0.983这一区间内，区间最小值0.895 > 0.8，详见表4。综合来看本研究中所选因子对变量解释程度较高，足以表现各变量能在同一因子上展现，可以开展后续分析。
Table 4. Table of factor load factors
表4. 因子载荷系数表
变量 |
观测变量 |
非标准载荷系数 |
标准化载荷系数 |
z |
S.E. |
P |
“岗”——岗位意识(X1) |
专有技能学习 |
1 |
0.977 |
- |
- |
- |
岗位敏感 |
1.022 |
0.986 |
32.275 |
0.032 |
0.000*** |
岗位素养 |
0.981 |
0.951 |
23.516 |
0.042 |
0.000*** |
“课”——岗位能力(X2) |
知识应用 |
1 |
0.934 |
- |
- |
- |
实践操作 |
1.038 |
0.970 |
20.01 |
0.052 |
0.000*** |
沟通协作 |
1.078 |
0.929 |
16.685 |
0.065 |
0.000*** |
创新精神 |
1.099 |
0.895 |
14.647 |
0.075 |
0.000*** |
责任敏感度 |
1.03 |
0.967 |
19.756 |
0.052 |
0.000*** |
“赛”——内生动力(X3) |
认知内驱力 |
1 |
0.968 |
- |
- |
- |
附属内驱力 |
1.042 |
0.952 |
22.217 |
0.047 |
0.000*** |
自我提高内驱力 |
1.027 |
0.983 |
28.221 |
0.036 |
0.000*** |
“证”——外部认可(X4) |
学校认可 |
1 |
0.979 |
- |
- |
- |
企业认可 |
0.963 |
0.903 |
17.633 |
0.055 |
0.000*** |
社会认可 |
1.013 |
0.969 |
27.127 |
0.037 |
0.000*** |
就业质量(Y1) |
工资收入 |
1 |
0.970 |
- |
- |
- |
职业发展 |
0.913 |
0.907 |
17.344 |
0.053 |
0.000*** |
工作保障 |
0.935 |
0.955 |
22.776 |
0.041 |
0.000*** |
工作满意度 |
0.998 |
0.961 |
23.661 |
0.042 |
0.000*** |
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。
5.2. 验证性因子分析
基于前文分析，可见各因子对研究变量具有较强解释能力。在此基础上，通过结构模型对假设展开进一步验证，检验发现：卡方自由度值2.612 < 3，拟合优度指数(GFI)、比较拟合指数(CFI)、规范拟合指数(NFI)、非规范拟合指数(NNFI)分别为0.916、0.958、0.916、0.927均大于0.9，表明拟合质量较高。同时近似误差均方根(RMSEA)，小于0.1。虽然均方根残差(RMR)为0.113，大于0.1，但是其他所有拟合指标都较好，表明整体拟合质量高，可以进行结构方程模型分析，详见表5。
Table 5. Model fitting metrics
表5. 模型拟合指标
χ2 |
卡方自由度比 |
GFI |
RMSEA |
RMR |
CFI |
NFI |
NNFI |
- |
<3 |
>0.9 |
<0.10 |
<0.1 |
>0.9 |
>0.9 |
>0.9 |
451.472 |
2.612 |
0.916 |
0.091 |
0.113 |
0.958 |
0.916 |
0.927 |
5.3. 结构方程模型验证
以研究假设为前提，在明确问卷与调查数据信度、效度基础上，综合因子载荷分析与验证性因子分析可知，可以通过结构方程模型对影响效率展开深入分析。
5.3.1. 岗位意识与就业质量
“岗”——岗位意识(X1)对就业质量(Y1)中，显著性系数为0.005*** < 0.05则回归系数显著，该路径有效；岗位意识对电子商务专业就业质量作用关系的路径系数为0.203；假设H1成立。在职场中，良好的岗位意识表现为对从事岗位所承担责任的深度思考，是岗位责任心、使命感与危机感的高度概括，可以帮助职业学校学生更好的挖掘工作中的机遇，及时规避可能存在的威胁，是新的就业形势下对于职场人的新要求，也是高质量的工作对人才的新要求。见表6和图2中的“岗位意识(X1)→就业质量(Y1)”。
Table 6. Table of model regression coefficients
表6. 模型回归系数表
Factor (潜变量) |
→ |
分析项(显变量) |
非标准化系数 |
标准化系数 |
标准误 |
Z |
P |
“岗”——岗位意识(X1) |
→ |
就业质量(Y1) |
0.195 |
0.203 |
0.069 |
2.834 |
0.005*** |
“课”——岗位能力(X2) |
→ |
就业质量(Y1) |
0.164 |
0.194 |
0.065 |
2.637 |
0.008*** |
“赛”——内生动力(X3) |
→ |
就业质量(Y1) |
0.491 |
0.621 |
0.043 |
3.471 |
0.000*** |
“证”——外部认可(X4) |
→ |
就业质量(Y1) |
0.278 |
0.231 |
0.071 |
3.947 |
0.000*** |
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。
5.3.2. 岗位能力与就业质量
“课”——岗位能力(X2)对就业质量(Y1)中，显著性系数为0.008*** < 0.05且岗位能力对电子商务专业就业质量作用关系的路径系数为0.194，假设H2成立。对于各学历层次学生而言，具体岗位能力的掌握情况与未来就业质量之间息息相关，也是完成从学生到职场人这一重要转变的前提性条件，若岗位能力与就业岗位需求之间错位，就业质量将难以保障。见表6和图2中的“岗位能力(X2)→就业质量(Y1)”。
5.3.3. 内生动力与就业质量
“赛”——内生动力(X3)对就业质量(Y1)中，P值0.000*** < 0.05，标准化系数为0.621，假设H3成立且在影响电子商务专业就业质量四个变量中作用最为剧烈，即职业院校学生内生动力越强其就业质量越高。不同于外界力量，内生动力是促进个人职业发展的源动力，该力量将促使学生不断学习，不仅作用于当前就业质量还会提升未来就业前景，为更优质的就业提供不竭动力。见表6和图2中的“内生动力(X3)→就业质量(Y1)”。
5.3.4. 外部认可与就业质量
“证”——外部认可(X4)对就业质量(Y1)中，显著性系数P值为0.000***，在标准值0.05以下，标准化系数为0.231，则假设H4成立。人具有社会属性，来自外部社会的认可具有导向性与激励性，指引职业院校电子商务专业学生朝着更能满足实际就业需求的方向发展，最终赋能于个人成长空间的提升。见表6和图2中的“外部认可(X4)→就业质量(Y1)”。
Figure 2. Structural equation model path diagram
图2. 结构方程模型路径关系图
6. 结论与建议
6.1. 研究结论
在明确研究目的基础上，客观梳理出岗位意识、岗位能力、内生动力与外部认可四个潜变量，并逐一分析各潜变量所对应的关系变量，从而构建研究模型。随后通过因子载荷分析、验证性因子分析明确变量间的作用关系，并对理论模型进行验证，最后综合结构方程模型发现：研究所涉及岗位意识、岗位能力、内生动力与外部认可四个潜变量对显变量电子商务专业就业质量均存在显著正相关关系。具体来看，职业院校电子商务专业学生岗位意识增强可以带动就业质量提升，学生通过具体课程学习获取到的岗位能力也将作用于就业质量提高，电子商务专业职业技能比赛和1 + X考证等活动既可以激发学生产生内生动力又将帮助学生获取外部认可，内生动力与外部认可均可以正向作用于职业院校学生就业质量的发展，其中，学生内生动力对于未来就业质量的影响程度最深。
6.2. 建议
6.2.1. 强化岗位意识
职业院校电子商务专业学生在校期间岗位意识的培养有利于未来就业质量提升，基于此，为有效提升职业院校电子商务专业学生就业质量，在校期间岗位意识培养工作不容忽视。立足岗位，通过校内、校外双导师协同育人机制的构建，深化学生岗位职责认识，提高思想站位从而强化岗位意识；知尽责乐趣之外，还需让学生知负责苦处，通过“以案示警”形式促进学生“身入责任之中，心在责任之上”。结合专业对应具体岗位，既让学生知责之明又培养学生守责之心。
6.2.2. 提升岗位能力
岗位能力是影响电子商务专业学生就业质量的另一重要因素，对于学生而言，徒有守岗之心，却无担岗之能难以实现高质量就业。因此，职业教育阶段学生岗位能力提升是另一重要课题。新经济、新形势下职业教育可通过“岗课赛证”深度融合来实现学生岗位知识能力与岗位实践能力双向提升。其中知识能力可通过专业理论课上的教师讲授进行传递，实践能力可通过课堂讲、企业学、比赛练、证书验四措并举加以实现；让学生有尽责之能。
6.2.3. 催生内生动力
内生动力是一种无形的内在力量，对于电子商务专业就业质量的作用最为显著，职业教育既要实现“提能”又要做到“塑性”。这种内生动力更多要借助“比、学、赶、超”良好学习氛围营造与竞赛机制构建加以实现，学生群体内榜样与朋辈激励作用较为明显，通过班内切磋、校内比拼、校外竞争，让学生看到差距并引导学生通过自我努力超越差距，互联网时代也可以充分发挥网络优势，线下面对面比拼与线上屏对屏竞赛相结合，在简化赛事组织工作的同时增加赛事频次与参与面，让学生鼓足担责之劲。
6.2.4. 增强外部认可
外部认可是电子商务专业学生就业质量提升的另一驱动力，这种来自外部社会的认可将通过转化为受尊重感的形式作用于学生就业质量提升。校园内的学生培养兼具帮助学生实现从学生到社会人转变这一职责，对于职业院校学生而言，诸如“三好学生”此类荣誉难以彰显其专业素养尤其是专业操作能力，通过积极推动专业学生参加1 + X考证等形式打通校内外认可壁垒，让学生昂扬履责之志。
6.3. 展望
当前研究偏向于对岗课赛证内涵与路径的研究，研究方法上侧重于经验总结。在后续研究中将在进一步强化“岗课赛证”理论支撑的基础上，多方协同持续推进课程改革与创新实践，不断完善职业证书制度，此外，还需对学生进行1年以上职业发展跟踪，客观分析“岗课赛证”融通模式对长期薪酬、职业稳定性等就业质量相关指标的影响情况，短期影响与长期影响相结合，量化“岗课赛证”与就业质量之间的作用关系。
基金项目
安徽省高校科研项目(社科类)“新时代大学生创业能力评价体系研究”(批准号2022AH052786)；合肥市教育科学规划项目“中等职业院校电子商务专业岗课赛证综合育人改革研究”(HJG24083)。
NOTES
*通讯作者。