高校管理人员廉政教育满意度及参与意愿实证研究——基于南京农业大学的调查

夏拥军，尤树林，崔滢

(南京农业大学，江苏 南京 210095)

高校管理人员廉政教育满意度及参与意愿实证研究
——基于南京农业大学的调查

夏拥军，尤树林，崔滢

(南京农业大学，江苏 南京 210095)

对高校管理人员进行问卷调查，运用SmartPLS3.0软件进行结构方程模型建模分析，研究表明：廉政教育信念、感知有用性均显著正向影响高校管理人员的廉政教育满意度；廉政教育信念显著正向影响参与意愿，感知有用性未直接显著正向影响参与意愿；廉政教育满意度在廉政教育信念和参与意愿之间、在廉政教育感知有用性和参与意愿之间中介作用不显著。

PLS通径模型；高校管理人员；廉政教育

高校管理人员是实施行政管理与服务的主体，在职责范围内掌握着一定的人、财、物等资源的决策权与支配权。有针对性地加强高校管理人员的廉政教育，筑牢其拒腐防变的思想防线，对保证高校事业持续健康发展具有重要的意义。高校针对管理人员的廉政教育形式多样，次数频繁，但教育的实效性有待提高。苗国厚等[1]指出高校廉洁教育没有以人为本，没有契合受教育主体的需求，导致管理人员参与热情不高、满意度不高。施一新[2]认为高校关键岗位管理人员接受廉洁教育的自觉性不高，教育呈现模式化、形式化倾向。喻瑾[3]认为开展高校中层干部廉政教育时未体现差异性、针对性，导致少数中层干部不愿意学习、不愿意接受廉政教育。由此可见，高校管理人员接受廉政教育的满意度和参与意愿成为影响廉政教育效果的重要因素。为此，本研究通过问卷调查探索影响高校管理人员廉政教育满意度和廉政教育参与意愿的内在机制。

一、模型概述与研究假设

研究借鉴张增田、房静设计的调查问卷和模型。其问卷和模型以理性行为理论和期望确认模型为理论基础[4-5]。理性行为理论认为，个体的行为在某种程度上可以由行为意向合理地推断，而个体的行为意向又是由对行为的态度和主观准则决定的。期望确认模型认为，消费者的满意度是其决定是否再次购买的重要因素，而满意度会受到购前期望与购后感知绩效的双重影响。基于以上两个理论，构建廉政教育信念、廉政教育感知有用性、廉政教育满意度和参与意愿四个潜在变量，并建立相应假设模型(见图1)。廉政教育信念是指高校管理人员对廉政教育重要性、必要性的认知，是个体的一种固有观念；感知有用性是指高校管理人员在经历了特定教育活动之后，对廉政教育所具有的实际作用程度的主观判断；满意度是指廉政教育已达到或超过受教育者预期的一种感受；参与意愿是指高校管理人员参与廉政教育的行为意向和预期参与的主观可能性，会影响学习投入，进而影响教育的效果。这四个变量是潜在构念，只能通过观测变量进行测量。所有观测变量均采用利克特(Likert)7级计分法，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为外因变量，以廉政教育满意度和参与意愿为内因变量，运用结构方程模型方法进行模型验证和分析。

本研究基于张增田、房静的模型，提出以下研究假设：

图1 模型假设

H1:廉政教育信念显著正向影响高校管理人员的廉政教育参与意愿。

H2:廉政教育信念显著正向影响高校管理人员的廉政教育满意度。

H3:廉政教育感知有用性显著正向影响高校管理人员的廉政教育参与意愿。

H4:廉政教育感知有用性显著正向影响高校管理人员的教育满意度。

H5:廉政教育满意度显著正向影响高校管理人员廉政教育的参与意愿。

H6:廉政教育满意度在廉政教育信念和廉政教育参与意愿中起中介作用。

H7:廉政教育满意度在廉政教育感知有用性和廉政教育参与意愿中起中介作用。

二、 问卷调查与数据分析

(一)研究样本与分析工具

2015年11～12月之间，课题组随机分层选取南京农业大学230名管理人员，发放廉政教育信念、廉政教育感知有用性、廉政教育满意度和参与意愿测量纸质问卷进行调查，收回问卷227份，其中有效问卷197份，有效率86.78%。样本特征统计包括性别、年龄、学历、工作年限、职级等(见表1)。

结构方程模型研究中常用的估计方法有LISREL和PLS方法，其中LISREL法要求其显变量的联合分布服从多元正态分布的假设[6]。本研究中联合多元正态分布检验多元峰度值(Multivariate)为100.02大于10(表2)，表明联合正态分布的条件不满足。而PLS 法采取非参数估计的方法，对样本数据没有分布要求，可对小样本进行研究。因此，本研究运用Smartplus3.0进行PLS结构方程模型验证和假设检验。

表1 样本特征统计

表2 正态性检验

(二)数据分析

1.测量模型检验

PLS测量模型的评价检验主要是模型的信度和效度[7]。运用SPSS20.0计算Cronbach’s α信度系数和因子载荷。

计算得到总的Cronbach’s α信度系数为0.945，各潜变量的Cronbach’s α信度系数如下：廉政教育信念0.9488、廉政教育感知有用性0.9557、廉政教育满意度0.9258、参与意愿0.7924。各潜变量的Cronbach’s α信度系数均大于0.7，表明测量模型具有较好的内部一致性。

计算出的各变量因子载荷(见表3)，最小值如下：廉政教育信念0.9115、感知有用性0.9177、满意度0.9218、参与意愿0.7638。各变量因子载荷最小值都符合大于0.7的要求，表明观测指标具有较高的信度。

表3 因素负荷量

Smartplus计算得到的有关指标见表4：平均差异萃取量(AVE)均大于0.5；合成信度(Composite Reliability)均大于0.6；平均共同度指数均大于(Communality)0.6，表明测量模型信度较好。测量模型的效度检验一般从聚合效度和区别效度来考察[8]。聚合效度表示同一区组的显变量代表相同的潜在构念，一般通过单一维度检验论证，计算结果见表5；区别效度表示两个在构念上不同的潜变量应当表现出差异，采用AVE 平方根大于有关联的潜变量相关系数的最大值方法进行判断，计算结果见表6。每组变量都只有第一个特征根大于1，其他主成分的特征值都小于1，通过“唯一维度”检验；外部载荷大于交叉载荷(见表7)：测量模型具有较好的聚合效度和区别效度。

表4 模型拟合评价指数

表5 单一维度计算结果

表6 AVE平方根及相关系数比较

表7 交叉载荷

2.结构模型检验

一般从内生潜变量的测定系数、路径系数的估计、路径效果大小及预测相关性等四个方面来评价结构模型。Chin(1998)[9]将PLS 通径模型中的测定系数值分为较好(0.67)、中等(0.33)和较差(0.19)三种。如果在结构模型中一个内生潜变量仅由较少的(一个或两个)外生潜变量解释，中等程度的测定系数就可以接受。本研究中内生潜变量教育满意度的测定系数R2=0.794>0.67(表8)，感知有用性的解释贡献程度占90.21%；内生潜变量参与意愿的测定系数R2=0.411>0.33(表9)，教育信念的解释贡献程度最大，占65.80%。整体模型适配度GOF= 0.702>0.36，表明模型拟合程度非常好[10]。

表8 教育满意度R2值及其解释潜变量贡献程度

表9 教育参与意愿R2值及其解释潜变量贡献程度

3.假设验证

运行PLS，结构方程模型拟合如图2。应用Bootstrap算法，由5000个次级样本估计的双尾T值检验，计算得到模型中的路径系数(表10)、间接作用(表11)与总作用效果(表12)。n.s.表示路径系数不显著；*表示路径系数在P <0. 05 情况下显著；**表示路径系数在P<0. 01情况下显著；***表示路径系数在P <0. 001 情况下显著。

由表10、表11、表12的计算结果可知：廉政教育信念显著正向影响高校管理人员的廉政教育参与意愿，H1得到验证；廉政教育信念显著正向影响高校管理人员的廉政教育满意度，H2得到验证；廉政教育感知有用性与廉政教育参与意愿的路径系数不显著，H3不成立；廉政教育感知有用性显著正向影响高校管理人员的教育满意度，H4得到验证；廉政教育满意度与廉政教育的参与意愿的路径系数不显著，H5不成立；满意度在廉政教育信念和廉政教育参与意愿中介效应不显著，H6不成立；满意度在廉政教育感知有用性和廉政教育参与意愿中介效应不显著，H7不成立。

图2 PLS-结构方程模型拟合图

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

表11 间接作用

表12 总作用效果

潜变量得分情况见表13。高校管理人员普遍接受过高等教育，学历水平较高，廉政教育信念得分相对较高，参与意愿得分相对偏低。

表13 潜变量的值

三、讨论与建议

第一，研究表明，廉政教育信念对参与意愿有显著直接的正向影响，路径系数为0.459，解释贡献程度最大、占65.80%，具有预测能力。信念是人们观念形态中较为稳定和长久的意识，影响和支配人们的行为方式。廉政教育信念是个体对廉洁教育的情感价值取向，是对廉洁修身、廉洁从政、廉洁奉公价值观念的集中体现，影响廉政教育的参与意愿。人的信念形成受到诸方面因素的影响, 人们赖以建立信念的经验事实及诸方面的社会关系发生剧烈的变化, 信念也必然随之发生变化[11]。习近平总书记在中纪委六次全会的讲话中指出：党中央坚定不移反对腐败的决心没有变，坚决遏制腐败现象蔓延势头的目标没有变；全党同志对党中央在反腐败斗争上的决心要有足够自信，对反腐败斗争取得的成绩要有足够自信，对反腐败斗争带来的正能量要有足够自信，对反腐败斗争的光明前景要有足够自信。这“两个没有变”“四个自信”充分体现了党中央深入推进党风廉政建设和反腐败斗争的坚定决心，有力提振了群众对反腐必胜的坚定信念。这些追求公平正义的舆论与环境氛围、鲜明的社会主导价值观念，为增强高校管理人员的廉政教育信念提供了机遇。当前，高校应抓住这一机遇，通过专家解读、媒体宣传、个人自学和纪检监察部门的工作成效，将廉洁从政的重要性、必要性凸显出来，将“抓紧形成不想腐、不能腐、不敢腐的有效机制”的反腐败路径清晰勾勒出来，增强高校管理人员的廉政教育信念，进而提高廉政教育的参与意愿。

第二，研究表明，感知有用性对教育满意度的直接路径系数为0.808，解释贡献程度占90.21%，对教育满意度具有较高的预测能力。高校以往开展的廉政教育主要采用集体会议形式，以单向理论灌输、说教为主，忽视与教育对象的直接互动[12]，机械化、形式化倾向严重，重认知轻体验、重共性轻个性、重理性轻情感教育[13]，并且，教育内容脱离了高校管理人员的日常生活与工作实际，导致出现“在场”的“缺场”现象，教育的有用性偏低，进而导致教育的满意度和参与意愿相对偏低。针对这一问题，应树立以人为本的理念，把教育人、塑造人、发展人、成就人作为廉政教育实践活动的根本出发点和最高理想[14]，增强教育的感知有用性。应区分不同岗位的权力运行特征、管理人员的实际困惑与心理特点，分层分类施教，增进施教者与受教者之间的交往互动，增强高校管理人员对接受廉政教育之后有用性的主观感知，进而产生较高的廉政教育满意度和参与意愿。对高校管理人员中的领导干部，在廉政教育内容上，应当更着重拒腐防变意识教育、理想信念教育、反腐倡廉形势教育和权力制约与监督理论教育，要求他们以身作则，积极做好廉政表率，运用权力制约与监督理论做好所在部门的廉政风险防控工作；在廉政教育方式上，应采取多种形式，加强理论教育，尤其要强调自我教育。对高校一般管理人员，在廉政教育内容上，应突出党纪政纪、法律法规和高校内部管理制度教育，使他们树立正确的价值观和管理行为导向；在廉政教育方式上，应当以灌输式教育和规劝为主，可运用正反典型、主题教育，运用专题辅导等方式，开展经常性廉政教育，营造良好的廉政文化环境[15]。

第三，研究表明，廉政教育满意度对廉政教育参与意愿没有显著正向影响。这与张增田、房静以公务员为研究对象的结论不同。另外，廉政教育满意度也未能起到显著的中介作用。样本中廉政教育信念得分为6.27，分值最高，对廉政教育参与意愿的影响系数也最高，反映出样本中高校管理人员将对廉政教育重要性的认知程度较高，参与廉政教育成为高校管理人员的一种理性行为，是个体的内在需求。同时，对高校管理人员而言，接受廉政教育是一项学习任务和工作责任，带有一定的强制性，而不是一种可被替代的商品或服务。因此，对廉政教育满意度的高低，未能直接或间接影响到高校管理人员对廉政教育的参与意愿，但参与满意度是否影响到高校廉政教育的实际教育效果有待进一步研究。

[1]苗国厚，谢霄男. 人本层次视阈下高校廉洁教育实效分析[J]. 中国教育学刊， 2014(05)：45-46.

[2]施一新. 高校关键岗位管理人员廉洁教育研究[J]. 安徽工程大学学报，2015，30(3):4-7.

[3]喻瑾. 高校中层干部廉政教育的思考[J]. 开封教育学院学报，2014，34(2)：204-205.

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[5]房静.公务员廉政教育参与意愿实证研究[D].合肥：中国科学技术大学硕士论文， 2015：5.

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(责任编辑：胡必强)

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

中央高校基本科研业务费2016年度南京农业大学教育纪检监察研究专项立项与资助项目“高校管理人员廉政教育满意度及参与意愿实证研究”(SKJJ2016003)；江苏省教育厅高校哲学社会科学专题研究项目“如何破解纪检监察机关履职困境的研究”(2013SJA630016)

夏拥军，男，南京农业大学监察处副处长，副教授；研究方向：高等教育管理。

G641

B

1009-1173(2017)01-0083-00