高校管理人員廉政教育滿意度及參與意愿實(shí)證研究
——基于南京農(nóng)業(yè)大學(xué)的調(diào)查

夏擁軍，尤樹(shù)林，崔瀅

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，江蘇 南京 210095)

高校管理人員廉政教育滿意度及參與意愿實(shí)證研究
——基于南京農(nóng)業(yè)大學(xué)的調(diào)查

夏擁軍，尤樹(shù)林，崔瀅

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，江蘇 南京 210095)

對(duì)高校管理人員進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，運(yùn)用SmartPLS3.0軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型建模分析，研究表明：廉政教育信念、感知有用性均顯著正向影響高校管理人員的廉政教育滿意度；廉政教育信念顯著正向影響參與意愿，感知有用性未直接顯著正向影響參與意愿；廉政教育滿意度在廉政教育信念和參與意愿之間、在廉政教育感知有用性和參與意愿之間中介作用不顯著。

PLS通徑模型；高校管理人員；廉政教育

高校管理人員是實(shí)施行政管理與服務(wù)的主體，在職責(zé)范圍內(nèi)掌握著一定的人、財(cái)、物等資源的決策權(quán)與支配權(quán)。有針對(duì)性地加強(qiáng)高校管理人員的廉政教育，筑牢其拒腐防變的思想防線，對(duì)保證高校事業(yè)持續(xù)健康發(fā)展具有重要的意義。高校針對(duì)管理人員的廉政教育形式多樣，次數(shù)頻繁，但教育的實(shí)效性有待提高。苗國(guó)厚等[1]指出高校廉潔教育沒(méi)有以人為本，沒(méi)有契合受教育主體的需求，導(dǎo)致管理人員參與熱情不高、滿意度不高。施一新[2]認(rèn)為高校關(guān)鍵崗位管理人員接受廉潔教育的自覺(jué)性不高，教育呈現(xiàn)模式化、形式化傾向。喻瑾[3]認(rèn)為開(kāi)展高校中層干部廉政教育時(shí)未體現(xiàn)差異性、針對(duì)性，導(dǎo)致少數(shù)中層干部不愿意學(xué)習(xí)、不愿意接受廉政教育。由此可見(jiàn)，高校管理人員接受廉政教育的滿意度和參與意愿成為影響廉政教育效果的重要因素。為此，本研究通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查探索影響高校管理人員廉政教育滿意度和廉政教育參與意愿的內(nèi)在機(jī)制。

一、模型概述與研究假設(shè)

研究借鑒張?jiān)鎏铩⒎快o設(shè)計(jì)的調(diào)查問(wèn)卷和模型。其問(wèn)卷和模型以理性行為理論和期望確認(rèn)模型為理論基礎(chǔ)[4-5]。理性行為理論認(rèn)為，個(gè)體的行為在某種程度上可以由行為意向合理地推斷，而個(gè)體的行為意向又是由對(duì)行為的態(tài)度和主觀準(zhǔn)則決定的。期望確認(rèn)模型認(rèn)為，消費(fèi)者的滿意度是其決定是否再次購(gòu)買的重要因素，而滿意度會(huì)受到購(gòu)前期望與購(gòu)后感知績(jī)效的雙重影響?；谝陨蟽蓚€(gè)理論，構(gòu)建廉政教育信念、廉政教育感知有用性、廉政教育滿意度和參與意愿四個(gè)潛在變量，并建立相應(yīng)假設(shè)模型(見(jiàn)圖1)。廉政教育信念是指高校管理人員對(duì)廉政教育重要性、必要性的認(rèn)知，是個(gè)體的一種固有觀念；感知有用性是指高校管理人員在經(jīng)歷了特定教育活動(dòng)之后，對(duì)廉政教育所具有的實(shí)際作用程度的主觀判斷；滿意度是指廉政教育已達(dá)到或超過(guò)受教育者預(yù)期的一種感受；參與意愿是指高校管理人員參與廉政教育的行為意向和預(yù)期參與的主觀可能性，會(huì)影響學(xué)習(xí)投入，進(jìn)而影響教育的效果。這四個(gè)變量是潛在構(gòu)念，只能通過(guò)觀測(cè)變量進(jìn)行測(cè)量。所有觀測(cè)變量均采用利克特(Likert)7級(jí)計(jì)分法，1 代表“非常不同意”，7代表“完全同意”。以廉政教育信念和廉政教育感知有用性為外因變量，以廉政教育滿意度和參與意愿為內(nèi)因變量，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型方法進(jìn)行模型驗(yàn)證和分析。

本研究基于張?jiān)鎏铩⒎快o的模型，提出以下研究假設(shè)：

圖1 模型假設(shè)

H1:廉政教育信念顯著正向影響高校管理人員的廉政教育參與意愿。

H2:廉政教育信念顯著正向影響高校管理人員的廉政教育滿意度。

H3:廉政教育感知有用性顯著正向影響高校管理人員的廉政教育參與意愿。

H4:廉政教育感知有用性顯著正向影響高校管理人員的教育滿意度。

H5:廉政教育滿意度顯著正向影響高校管理人員廉政教育的參與意愿。

H6:廉政教育滿意度在廉政教育信念和廉政教育參與意愿中起中介作用。

H7:廉政教育滿意度在廉政教育感知有用性和廉政教育參與意愿中起中介作用。

二、 問(wèn)卷調(diào)查與數(shù)據(jù)分析

(一)研究樣本與分析工具

2015年11～12月之間，課題組隨機(jī)分層選取南京農(nóng)業(yè)大學(xué)230名管理人員，發(fā)放廉政教育信念、廉政教育感知有用性、廉政教育滿意度和參與意愿測(cè)量紙質(zhì)問(wèn)卷進(jìn)行調(diào)查，收回問(wèn)卷227份，其中有效問(wèn)卷197份，有效率86.78%。樣本特征統(tǒng)計(jì)包括性別、年齡、學(xué)歷、工作年限、職級(jí)等(見(jiàn)表1)。

結(jié)構(gòu)方程模型研究中常用的估計(jì)方法有LISREL和PLS方法，其中LISREL法要求其顯變量的聯(lián)合分布服從多元正態(tài)分布的假設(shè)[6]。本研究中聯(lián)合多元正態(tài)分布檢驗(yàn)多元峰度值(Multivariate)為100.02大于10(表2)，表明聯(lián)合正態(tài)分布的條件不滿足。而PLS 法采取非參數(shù)估計(jì)的方法，對(duì)樣本數(shù)據(jù)沒(méi)有分布要求，可對(duì)小樣本進(jìn)行研究。因此，本研究運(yùn)用Smartplus3.0進(jìn)行PLS結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證和假設(shè)檢驗(yàn)。

表1 樣本特征統(tǒng)計(jì)

表2 正態(tài)性檢驗(yàn)

(二)數(shù)據(jù)分析

1.測(cè)量模型檢驗(yàn)

PLS測(cè)量模型的評(píng)價(jià)檢驗(yàn)主要是模型的信度和效度[7]。運(yùn)用SPSS20.0計(jì)算Cronbach’s α信度系數(shù)和因子載荷。

計(jì)算得到總的Cronbach’s α信度系數(shù)為0.945，各潛變量的Cronbach’s α信度系數(shù)如下：廉政教育信念0.9488、廉政教育感知有用性0.9557、廉政教育滿意度0.9258、參與意愿0.7924。各潛變量的Cronbach’s α信度系數(shù)均大于0.7，表明測(cè)量模型具有較好的內(nèi)部一致性。

計(jì)算出的各變量因子載荷(見(jiàn)表3)，最小值如下：廉政教育信念0.9115、感知有用性0.9177、滿意度0.9218、參與意愿0.7638。各變量因子載荷最小值都符合大于0.7的要求，表明觀測(cè)指標(biāo)具有較高的信度。

表3 因素負(fù)荷量

Smartplus計(jì)算得到的有關(guān)指標(biāo)見(jiàn)表4：平均差異萃取量(AVE)均大于0.5；合成信度(Composite Reliability)均大于0.6；平均共同度指數(shù)均大于(Communality)0.6，表明測(cè)量模型信度較好。測(cè)量模型的效度檢驗(yàn)一般從聚合效度和區(qū)別效度來(lái)考察[8]。聚合效度表示同一區(qū)組的顯變量代表相同的潛在構(gòu)念，一般通過(guò)單一維度檢驗(yàn)論證，計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表5；區(qū)別效度表示兩個(gè)在構(gòu)念上不同的潛變量應(yīng)當(dāng)表現(xiàn)出差異，采用AVE 平方根大于有關(guān)聯(lián)的潛變量相關(guān)系數(shù)的最大值方法進(jìn)行判斷，計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表6。每組變量都只有第一個(gè)特征根大于1，其他主成分的特征值都小于1，通過(guò)“唯一維度”檢驗(yàn)；外部載荷大于交叉載荷(見(jiàn)表7)：測(cè)量模型具有較好的聚合效度和區(qū)別效度。

表4 模型擬合評(píng)價(jià)指數(shù)

表5 單一維度計(jì)算結(jié)果

表6 AVE平方根及相關(guān)系數(shù)比較

表7 交叉載荷

2.結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn)

一般從內(nèi)生潛變量的測(cè)定系數(shù)、路徑系數(shù)的估計(jì)、路徑效果大小及預(yù)測(cè)相關(guān)性等四個(gè)方面來(lái)評(píng)價(jià)結(jié)構(gòu)模型。Chin(1998)[9]將PLS 通徑模型中的測(cè)定系數(shù)值分為較好(0.67)、中等(0.33)和較差(0.19)三種。如果在結(jié)構(gòu)模型中一個(gè)內(nèi)生潛變量?jī)H由較少的(一個(gè)或兩個(gè))外生潛變量解釋，中等程度的測(cè)定系數(shù)就可以接受。本研究中內(nèi)生潛變量教育滿意度的測(cè)定系數(shù)R2=0.794>0.67(表8)，感知有用性的解釋貢獻(xiàn)程度占90.21%；內(nèi)生潛變量參與意愿的測(cè)定系數(shù)R2=0.411>0.33(表9)，教育信念的解釋貢獻(xiàn)程度最大，占65.80%。整體模型適配度GOF= 0.702>0.36，表明模型擬合程度非常好[10]。

表8 教育滿意度R2值及其解釋潛變量貢獻(xiàn)程度

表9 教育參與意愿R2值及其解釋潛變量貢獻(xiàn)程度

3.假設(shè)驗(yàn)證

運(yùn)行PLS，結(jié)構(gòu)方程模型擬合如圖2。應(yīng)用Bootstrap算法，由5000個(gè)次級(jí)樣本估計(jì)的雙尾T值檢驗(yàn)，計(jì)算得到模型中的路徑系數(shù)(表10)、間接作用(表11)與總作用效果(表12)。n.s.表示路徑系數(shù)不顯著；*表示路徑系數(shù)在P <0. 05 情況下顯著；**表示路徑系數(shù)在P<0. 01情況下顯著；***表示路徑系數(shù)在P <0. 001 情況下顯著。

由表10、表11、表12的計(jì)算結(jié)果可知：廉政教育信念顯著正向影響高校管理人員的廉政教育參與意愿，H1得到驗(yàn)證；廉政教育信念顯著正向影響高校管理人員的廉政教育滿意度，H2得到驗(yàn)證；廉政教育感知有用性與廉政教育參與意愿的路徑系數(shù)不顯著，H3不成立；廉政教育感知有用性顯著正向影響高校管理人員的教育滿意度，H4得到驗(yàn)證；廉政教育滿意度與廉政教育的參與意愿的路徑系數(shù)不顯著，H5不成立；滿意度在廉政教育信念和廉政教育參與意愿中介效應(yīng)不顯著，H6不成立；滿意度在廉政教育感知有用性和廉政教育參與意愿中介效應(yīng)不顯著，H7不成立。

圖2 PLS-結(jié)構(gòu)方程模型擬合圖

維度OriginalSample(O)SampleMean(M)StandardDeviation(STDEV)TStatistics(|O/STDEV|)PValuesH1:廉政教育信念->參與意愿0.443***0.4440.0696.4380.000H2:廉政教育信念->滿意度0.123**0.1210.0452.7450.006H3:感知有用->參與意愿0.132n.s.0.1350.1141.1620.245H4:感知有用->滿意度0.808***0.8100.04418.4810.000H5:滿意度->參與意愿0.133n.s.0.1360.1171.1310.258

表11 間接作用

表12 總作用效果

潛變量得分情況見(jiàn)表13。高校管理人員普遍接受過(guò)高等教育，學(xué)歷水平較高，廉政教育信念得分相對(duì)較高，參與意愿得分相對(duì)偏低。

表13 潛變量的值

三、討論與建議

第一，研究表明，廉政教育信念對(duì)參與意愿有顯著直接的正向影響，路徑系數(shù)為0.459，解釋貢獻(xiàn)程度最大、占65.80%，具有預(yù)測(cè)能力。信念是人們觀念形態(tài)中較為穩(wěn)定和長(zhǎng)久的意識(shí)，影響和支配人們的行為方式。廉政教育信念是個(gè)體對(duì)廉潔教育的情感價(jià)值取向，是對(duì)廉潔修身、廉潔從政、廉潔奉公價(jià)值觀念的集中體現(xiàn)，影響廉政教育的參與意愿。人的信念形成受到諸方面因素的影響, 人們賴以建立信念的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)及諸方面的社會(huì)關(guān)系發(fā)生劇烈的變化, 信念也必然隨之發(fā)生變化[11]。習(xí)近平總書記在中紀(jì)委六次全會(huì)的講話中指出：黨中央堅(jiān)定不移反對(duì)腐敗的決心沒(méi)有變，堅(jiān)決遏制腐敗現(xiàn)象蔓延勢(shì)頭的目標(biāo)沒(méi)有變；全黨同志對(duì)黨中央在反腐敗斗爭(zhēng)上的決心要有足夠自信，對(duì)反腐敗斗爭(zhēng)取得的成績(jī)要有足夠自信，對(duì)反腐敗斗爭(zhēng)帶來(lái)的正能量要有足夠自信，對(duì)反腐敗斗爭(zhēng)的光明前景要有足夠自信。這“兩個(gè)沒(méi)有變”“四個(gè)自信”充分體現(xiàn)了黨中央深入推進(jìn)黨風(fēng)廉政建設(shè)和反腐敗斗爭(zhēng)的堅(jiān)定決心，有力提振了群眾對(duì)反腐必勝的堅(jiān)定信念。這些追求公平正義的輿論與環(huán)境氛圍、鮮明的社會(huì)主導(dǎo)價(jià)值觀念，為增強(qiáng)高校管理人員的廉政教育信念提供了機(jī)遇。當(dāng)前，高校應(yīng)抓住這一機(jī)遇，通過(guò)專家解讀、媒體宣傳、個(gè)人自學(xué)和紀(jì)檢監(jiān)察部門的工作成效，將廉潔從政的重要性、必要性凸顯出來(lái)，將“抓緊形成不想腐、不能腐、不敢腐的有效機(jī)制”的反腐敗路徑清晰勾勒出來(lái)，增強(qiáng)高校管理人員的廉政教育信念，進(jìn)而提高廉政教育的參與意愿。

第二，研究表明，感知有用性對(duì)教育滿意度的直接路徑系數(shù)為0.808，解釋貢獻(xiàn)程度占90.21%，對(duì)教育滿意度具有較高的預(yù)測(cè)能力。高校以往開(kāi)展的廉政教育主要采用集體會(huì)議形式，以單向理論灌輸、說(shuō)教為主，忽視與教育對(duì)象的直接互動(dòng)[12]，機(jī)械化、形式化傾向嚴(yán)重，重認(rèn)知輕體驗(yàn)、重共性輕個(gè)性、重理性輕情感教育[13]，并且，教育內(nèi)容脫離了高校管理人員的日常生活與工作實(shí)際，導(dǎo)致出現(xiàn)“在場(chǎng)”的“缺場(chǎng)”現(xiàn)象，教育的有用性偏低，進(jìn)而導(dǎo)致教育的滿意度和參與意愿相對(duì)偏低。針對(duì)這一問(wèn)題，應(yīng)樹(shù)立以人為本的理念，把教育人、塑造人、發(fā)展人、成就人作為廉政教育實(shí)踐活動(dòng)的根本出發(fā)點(diǎn)和最高理想[14]，增強(qiáng)教育的感知有用性。應(yīng)區(qū)分不同崗位的權(quán)力運(yùn)行特征、管理人員的實(shí)際困惑與心理特點(diǎn)，分層分類施教，增進(jìn)施教者與受教者之間的交往互動(dòng)，增強(qiáng)高校管理人員對(duì)接受廉政教育之后有用性的主觀感知，進(jìn)而產(chǎn)生較高的廉政教育滿意度和參與意愿。對(duì)高校管理人員中的領(lǐng)導(dǎo)干部，在廉政教育內(nèi)容上，應(yīng)當(dāng)更著重拒腐防變意識(shí)教育、理想信念教育、反腐倡廉形勢(shì)教育和權(quán)力制約與監(jiān)督理論教育，要求他們以身作則，積極做好廉政表率，運(yùn)用權(quán)力制約與監(jiān)督理論做好所在部門的廉政風(fēng)險(xiǎn)防控工作；在廉政教育方式上，應(yīng)采取多種形式，加強(qiáng)理論教育，尤其要強(qiáng)調(diào)自我教育。對(duì)高校一般管理人員，在廉政教育內(nèi)容上，應(yīng)突出黨紀(jì)政紀(jì)、法律法規(guī)和高校內(nèi)部管理制度教育，使他們樹(shù)立正確的價(jià)值觀和管理行為導(dǎo)向；在廉政教育方式上，應(yīng)當(dāng)以灌輸式教育和規(guī)勸為主，可運(yùn)用正反典型、主題教育，運(yùn)用專題輔導(dǎo)等方式，開(kāi)展經(jīng)常性廉政教育，營(yíng)造良好的廉政文化環(huán)境[15]。

第三，研究表明，廉政教育滿意度對(duì)廉政教育參與意愿沒(méi)有顯著正向影響。這與張?jiān)鎏?、房靜以公務(wù)員為研究對(duì)象的結(jié)論不同。另外，廉政教育滿意度也未能起到顯著的中介作用。樣本中廉政教育信念得分為6.27，分值最高，對(duì)廉政教育參與意愿的影響系數(shù)也最高，反映出樣本中高校管理人員將對(duì)廉政教育重要性的認(rèn)知程度較高，參與廉政教育成為高校管理人員的一種理性行為，是個(gè)體的內(nèi)在需求。同時(shí)，對(duì)高校管理人員而言，接受廉政教育是一項(xiàng)學(xué)習(xí)任務(wù)和工作責(zé)任，帶有一定的強(qiáng)制性，而不是一種可被替代的商品或服務(wù)。因此，對(duì)廉政教育滿意度的高低，未能直接或間接影響到高校管理人員對(duì)廉政教育的參與意愿，但參與滿意度是否影響到高校廉政教育的實(shí)際教育效果有待進(jìn)一步研究。

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(責(zé)任編輯：胡必強(qiáng))

University Administrators' Satisfaction and Participation in Anti-Corruption Education

XIA Yong-jun, YOU Shu-lin, CUI Ying

(Nanjing Agricultural University, Nanjing 210095, China)

A questionnaire survey was conducted on university administrators, and then a structural equation model was established and analyzed with SmartPLS3.0 software. The result showed that anti-corruption education belief significantly exerts positive influenceson the anti-corruption education satisfaction and the willingness of participation on the part of university administrators. Perceived usefulness does not significantly have positive influenceson the willingness of participation directly. Satisfaction does not significantly mediate the relation between anti-corruption education belief and anti-corruption education participation. At the same time, satisfaction does not significantly mediate the relation between anti-corruption education's perceived usefulness and participation. Some suggestions were put forward on improving anti-corruption education of university administrators.

PLS Structural Equation Model; University Administrators; Anti-Corruption Education

2016-11-01

中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)2016年度南京農(nóng)業(yè)大學(xué)教育紀(jì)檢監(jiān)察研究專項(xiàng)立項(xiàng)與資助項(xiàng)目“高校管理人員廉政教育滿意度及參與意愿實(shí)證研究”(SKJJ2016003)；江蘇省教育廳高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)專題研究項(xiàng)目“如何破解紀(jì)檢監(jiān)察機(jī)關(guān)履職困境的研究”(2013SJA630016)

夏擁軍，男，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)監(jiān)察處副處長(zhǎng)，副教授；研究方向：高等教育管理。

G641

B

1009-1173(2017)01-0083-00