高校學生黨員發展質量影響因素實證研究

摘? 要：研究基于計劃行為理論（TPB）的視角，引入高校黨員教育變量，提出了大學生黨員發展質量的影響因素模型。以廣州市十所高校的大學生黨員為調查對象，運用多元回歸分析、路徑分析、中介效果分析、T檢驗、ANOVA檢驗等方法探討了大學生黨員發展質量的影響因素。結果表明：一、行為態度在調節入黨動機對行為控制感知的影響中發揮中介作用;二、行為控制感知在調節行為態度和學校教育兩者對學生黨員發展質量的影響中均發揮中介作用;三、黨員教育是對黨員發展質量影響最大的因素;四、入黨動機通過行為態度、行為控制感知等中介變量影響黨員發展質量;五、黨員教育要加強對入黨動機和主觀規范的重視;六、父親受教育程度顯著影響大學生黨員發展質量;而大學生的性別、專業類型、年級、家庭住址（城市、鄉鎮或農村）、家庭經濟狀況對大學生黨員發展質量無顯著影響。基于此，對高校學生黨員發展提出了相關建議。 這對于豐富高校黨建理論和彌補國內大學生黨員發展質量影響因素的實證研究具有重要意義。

關鍵詞：大學生黨員;發展質量;影響因素;模型

為提升黨員發展工作的科學化水平，2014年中共中央辦公廳專門印發《中國共產黨發展黨員工作細則》，明確提出發展黨員的新要求：“控制總量、優化結構、提高質量、發揮作用。”這就要求在發展黨員過程中要準確地把握和處理好黨員發展數量與質量的關系，確保發展黨員工作有領導、有計劃地進行。中共中央組織部發布的《2021年中國共產黨黨內統計公報》數據顯示：截至2021年6月5日，學生黨員306.7萬名，占黨員總數的3.22%;其中，新發展學生黨員187.2萬名，占總體新發展黨員的39.5%[1]。這表明黨的十八大以來，中央已著手從更高站位提高黨員發展質量，重視從青年知識分子中發展黨員，優化黨員隊伍結構。綜上所述，研究選取廣州十所高校的大學生黨員為研究對象，探討影響大學生黨員發展質量的構成因素，以及在不同性別、專業類型、年級、家庭住址（城市、鄉鎮或農村）、家庭經濟狀況、父親受教育程度的背景下的大學生黨員發展質量的差異及其形成原因，以期用較為系統的實證研究豐富現有高校黨建理論，彌補國內實證研究的不足。

一、文獻綜述

2006年以來，針對“高校學生黨員發展質量”的討論開始升溫，到2013年文獻量陡然增加。這反映出高校學生黨員發展數量與質量的關系已引發基層黨務工作者的重視。通過CNKI檢索，截至2022年1月2日，與“高校學生黨員發展質量”相關的主題文章共有256篇。其中，2013年以來的文獻占過去20年總數的83.5%。檢索到的文獻主要圍繞高校學生黨員發展質量問題、成因與對策、質量保障機制建設等展開討論[2]。總體而言，目前的研究多局限于定性分析，主觀成分較多，定量和理性分析依然不足。在為數不多的實證研究中，張光、吳進進認為中國大學生黨員發展質量主要由專業能力、人際關系與政治忠誠這三個維度構成[3]，并通過數據統計分析發現黨員大學生在專業能力、人際關系和政治忠誠這三個方面全面優于非黨員大學生。馬斌、袁碩、梁雪淼以河北省某高校為例，將大學生黨員發展質量狀況從思想品德、身心健康、能力發展、學業考試成績以及綜合素質這五項評價指標來衡量，通過SPSS統計軟件分析發現學生黨員在思想品德成績、身心健康成績、能力發展成績、學業考試成績以及綜合素質成績上分別高于非黨員，尤其在能力發展、學業考試方面更加突出[4]。但馬斌等并沒有對這五項評價指標之間相互影響的關系作進一步說明。梁軍峰、馬得勇基于對天津、南京和蘭州三地大學生的抽樣調查數據，論證了大學生黨員素質由成績、能力和黨的忠誠度等三個因素構成，但是，這篇文章除了存在抽樣不夠科學外，并沒有把大學生黨員的素質與大學生黨員發展體制結合起來。綜合來看，現有研究從現象層面分析得多，理論方面思考得少，還沒有公認的理論模型;對策措施局限于局部的技術改進，全局性系統性深入性思考不多，更缺乏操作性強的問題解決方案。

計劃行為理論（ TPB，Theory of Planned Behavior），是社會心理學領域中論證態度與行為關系的重要理論，可用來解釋個人行為決策的過程，是社會心理學領域最具影響力的行為預測理論之一。TPB模型認為意向是影響行為最直接的因素，而意向又是受意識（行為態度、主觀規范和行為控制感知）的影響[5]。行為態度指的是個人對某種行為結果的期望價值;主觀規范表示身邊重要他人對實施某種特定行為的正向或負向的評價;行為控制感知指的是個人預期在采取某一特定行為時，自己所感受到可以控制（或掌握）的程度，即Bandura[6]所說的自我效能感知，表示對執行目標的感知能力。具體到大學生形成黨員意識的發展過程中，教育相關因素對于其意識的形成以及黨員發展的質量起著重要的作用。

二、樣本數據描述統計

基于計劃行為理論（TPB），研究結合以往文獻和實地訪談收集問卷題項，自主設計出《大學生黨員發展質量現狀調查問卷》。問卷包含6個反應被調查者人口學特征的測量指標和35個反應大學生黨員發展質量及其影響因素的測量指標，這35個測量指標采用李克特（Likert）六項量表進行計分。各項依據“完全符合”“很符合”“比較符合”“有點符合”“不太符合”和“完全不符合”評估，分別賦值6-1分的評價標度。在35個測量指標中確定自變量為五個維度，分別為入黨動機（MFJP）、行為態度（BA）、主觀規范（SN）、行為控制感知（PBC）、黨員教育（SE）;確定因變量為學生黨員發展質量（DQ）[7]，共計六個維度。使用施測問卷對廣州10所高校（分別為廣東工業大學、廣東技術師范學院、廣東金融學院、廣東財經大學、廣東外語外貿大學、廣東農工商職業技術學院、華南理工大學、華南農業大學、華南師范大學和暨南大學）520名大學生黨員（含大二、大三、大四）進行測試，采用Z值標準法刪除極端值并剔除重復個案，之后形成452個有效樣本。被試主要基本信息見表1。使用SPSS24.0對樣本數據進行探索性因素分析（采用主成分分析法和最大方差法）和驗證式因素分析。使用探索性因素分析篩選出因素負荷量大于0.5、交叉負荷量小于0.4的題項;使用驗證式因素分析刪除因素負荷量小于0.6、交叉負荷量大于0.4的題項，刪除與理論因素不同的題目，最終原始問卷的35個測量指標中剩余24個有效題項，見表2。

三、結果分析

基于以上調查整理得到的數據，在確定研究變量六維度的基礎上，采用SPSS24.0軟件通過多元回歸分析、路徑分析、中介效果分析對維度之間關系進行檢驗，提出維度結構模型;同時進行獨立樣本t檢驗、單因子方差分析（One-way Anova）對大學生黨員各人口學變量差異對其發展質量的影響進行分析。

（一）維度結構分析

1.信度與建構效度

（1）信度

信度是檢驗量表中同一維度下各題項之間是否具有較高的內在一致性。研究使用SPSS24.0統計軟件對入黨動機、行為態度、主觀規范、行為控制感知、黨員教育、學生黨員發展質量六個維度的24個題項進行信度分析（表2），統計得到此次研究量表的標準化因素負荷量在0.67-0.881之間，都在0.6以上;各個維度的Cronbachs α值在0.722-0.949之間，均大于0.7。這說明問卷各測量指標的內部一致性較高，問卷具有較好的信度。

（2）建構效度

建構效度分為收斂效度和區別效度。

收斂效度指維度所包含的測量題目理論上相關程度的高低，統計上用平均方差萃取量AVE代表，AVE大于0.5表示收斂效度存在[8]。研究量表結果顯示（見表2），每個維度的AVE均大于0.5，說明量表收斂效度理想。

區別效度用于證明研究模型探討維度之間的關系，模型的維度與維度之間的皮爾森一般不應超過|0.7|。此次研究區別效度表格（見表3）的對角線粗體字為AVE之開根號值，下三角為皮爾森相關，均未超過|0.7|。AVE之開根號值（對角線粗體字）在0.744-0.859之間，均大于與其他因素的相關，說明模型維度與維度之間具有較高的區別效度[9]。

2.維度之間的多元回歸分析

多元回歸研究是在其它自變量控制不變的情形下，某一單獨自變量對因變量影響多少的統計方法。預測質量由決定系數（R2）來判定。此次研究分別將入黨動機（MFJP）、行為態度（BA）、主觀規范（SN）、行為控制感知（PBC）、黨員教育（SE）、學生黨員發展質量（DQ）六個維度的其中之一做因變量，其余五個維度做自變量。通過多元回歸分析，歸納梳理出表4中的三個模型。由表4知，三個回歸模型中的R2分別為0.439、0.389、0.285，均具有較好的解釋度。其中，模型一的結果顯示，黨員教育、行為控制感知、主觀規范這三個維度對學生黨員發展質量有顯著影響（P值均小于0.05），而入黨動機和行為態度這兩個維度對學生黨員發展質量無顯著影響（P值均大于0.05）。模型二的結果顯示，入黨動機、主觀規范、行為控制感知、黨員教育這四個維度跟行為態度之間均有顯著相關，而行為態度與學生黨員發展質量之間無直接相關。模型三的結果顯示，黨員教育、黨員發展質量、行為態度與行為控制感知均顯著相關（P值均小于0.05），而入黨動機、主觀規范與行為控制感知之間均無直接相關。

綜上分析，研究的模型多元回歸方程式如下：

（1）DQ=0.905+0.494SE+0.124PBC+0.117SN

（2）PBC=7.554+0.266BA+0.175DQ+0.144SE

（3）BA=0.187+0.263PBC+0.245SN+0.155MFJP+0.239SE

從多元回歸方程式可以看出，研究的模型中有兩個中介變量BA與PBC。為進一步驗證BA、PBC這兩個變量的中介效果存在，接下來進行路徑分析與中介效果分析。

3.模型的路徑分析與中介效果分析

（1）路徑分析

路徑分析是用一組回歸式同時估計效果的模型，主要用作中介效果模型的分析。維度之間的路徑系數揭示了它們之間的因果關系的程度。研究運用SPSS24.0軟件計算出入黨動機（MFJP）、行為態度（BA）、主觀規范（SN）、行為控制感知（PBC）、黨員教育（SE）、學生黨員發展質量（DQ）六個維度之間的具體影響效應，見表5。第一，黨員教育（SE）、主觀規范（SN）、行為控制感知（PBC）這三者對學生黨員發展質量（DQ）的路徑系數分別為0.515（t=11.455）、0.136（t=3.125）、0.144（t=3.859），且在5%的水平上顯著。這說明黨員教育、主觀規范、行為控制感知和學生黨員發展質量之間均存在積極的正向的顯著性影響。三者相較而言，黨員教育對學生黨員發展質量影響最大。這可見高校的教育比家人、朋友等身邊重要人物的意見和建議對大學生黨員發展質量更具有影響力，充分凸顯了高校教育對提升大學生黨員發展質量的重要性。第二，黨員教育（SE）、主觀規范（SN）、入黨動機（MFJP）這三個維度對行為態度均有正向顯著影響，路徑系數分別為0.387（t=7.315）、0.304（t=5.736）、0.191（t=5.603），且在5%的水平上顯著。三者相較而言，黨員教育對學生的入黨行為態度影響亦最大。這說明高校對學生黨員的教育比身邊重要人物的支持態度和學生本身的入黨動機對大學生入黨行為態度均更有影響力，又一次論證了高校教育的重要性。第三，黨員教育（SE）、行為態度（BA）對行為控制感知（PBC）亦有正向顯著影響，路徑系數分別為0.326（t=7.573）、0.257（t=5.113），且在5%的水平上顯著。

（2）中介效果分析

采用Sobel z檢驗法分析BA、PBC的中介效果是否存在。基于以上多元回歸分析和模型路徑分析，將變量分為以下五組：SE→BA→PBC、MFJP→BA→PBC、SN→BA→PBC、BA→PBC→DQ、SE→PBC→DQ，分別檢驗BA、PBC的中介效果是否成立。打開網站http：//quantpsy.org/sobel/sobel.htm，參表5，將要檢測的相應變量之間的未標準化系數a、b和標準誤差值Sa、Sb分別輸入到網頁對應位置。點“calculate”算出Sobel test，同時觀察P值的大小。研究將所有相應變量測驗后發現P值均小于0.05，結果顯著，見表6，即說明變量BA、PBC的中介效果均存在。

因此，研究提出大學生黨員發展質量的影響因素模型，見圖1。

（二）人口統計因素差異分析

為分析研究中調查得到的人口統計因素與高校大學生黨員發展質量之間的相關性，探究人口學變量的影響顯著性強弱，并進行社會學變量的差異檢驗。對數據進行相關性分析，結果發現，父親受教育程度顯著影響大學生黨員發展質量;而大學生的性別、專業類型、年級、家庭住址（城市、鄉鎮或農村）、家庭經濟狀況對大學生黨員發展質量無顯著影響。下面對各因素差異作具體分析。

1.大學生黨員發展質量無性別差異

將樣本分為兩組（男、女）針對大學生黨員發展質量進行獨立樣本t檢驗。結果顯示，萊文方差等同性檢驗符合同質性（顯著性P值為0.964，大于0.05），見表7，t檢驗結果不顯著。P值為0.082，大于0.05，即兩組無差異，這說明大學生黨員發展質量無性別差異。

2.大學生黨員發展質量不受專業類型影響

研究將樣本按專業分為兩組：人文社科類、理工類。針對大學生黨員發展質量進行獨立樣本t檢驗，結果顯示，萊文方差等同性檢驗結果不顯著，符合同質性（顯著性P值為0.399，大于0.05），見表8，t檢驗結果不顯著。P值為0.083，大于0.05，即兩組無差異。這說明大學生黨員發展質量不受專業類型影響。

3.大學生黨員發展質量不受所在年級的影響

研究將大學生黨員發展質量作為因變量，將“年級”作為因子，通過SPSS24.0作單因子方差分析（One-way Anova）。結果顯示，方差齊性檢驗結果不顯著（P值為0.207，大于0.05），符合同質性、ANOVA結果不顯著（P值為0.520，大于0.05），見表9。這說明大學生黨員發展質量不受所在年級的影響。

4.大學生黨員發展質量不受家庭住址的影響

研究將“家庭住址（城市、鄉鎮或農村）”作為因子，將大學生黨員發展質量作為因變量，在單因子方差分析（One-way Anova）中，方差齊性檢驗結果不顯著（顯著性P值為0.981，大于0.05），符合同質性、ANOVA結果不顯著（P值為0.699，大于0.05），見表10。這說明大學生黨員發展質量不受家庭住址（城市、鄉鎮或農村）的影響。

5.大學生黨員發展質量不受家庭經濟狀況影響

研究將大學生黨員發展質量作為因變量，將“家庭人均月收入”作為因子，通過SPSS24.0作單因子方差分析。結果顯示，方差齊性檢驗不顯著（顯著性P值為0.951，大于0.05），符合同質性、ANOVA結果不顯著（P值為0.372，大于0.05），見表11。這說明大學生黨員發展質量不受家庭經濟狀況影響。

6.父親受教育程度顯著影響大學生黨員發展質量

研究將父親受教育程度分為兩組：初中及初中以下、高中（含中專）及以上。針對大學生黨員發展質量進行獨立樣本t檢驗，結果顯示，萊文方差等同性檢驗結果顯著（P值為0.003，小于0.05），不符合同質性。按照“不假定等方差”，發現P值為0.005，小于0.05，即兩組有顯著差異，見表12。這說明父親受教育程度顯著影響大學生黨員發展質量。

四、結論與討論

（一）建議

研究在計劃行為理論的基礎之上，引入了新變量——高校黨員教育，提出了大學生黨員發展質量影響因素模型。以廣州市十所高校的大學生黨員為調查對象，運用SPSS24.0軟件通過多元回歸分析、路徑分析、中介效果分析探討影響大學生黨員發展質量的構成因素，驗證計劃行為理論在大學生黨員發展質量影響因素中的作用，同時運用獨立樣本t檢驗、單因子方差分析（One-way Anova）的方法分析了具有不同人口學特征的大學生黨員發展質量的差異。本研究的主要結論如下：第一，模型的路徑分析結果驗證了將黨員教育納入TPB模型是可行的，并且有效地證明了黨員教育對行為態度、行為控制感知的影響效用以及其對提升學生黨員發展質量的重要程度。第二，行為態度受到入黨動機、主觀規范和黨員教育三者的影響，并且大學生的入黨行為態度不僅受到入黨動機和身邊重要人物觀點的影響，更易受到所在學校開展的黨員教育的影響。第三，與計劃行為理論的三要素即行為態度、主觀規范和行為控制感知相比較而言，高校開展的黨員教育對學生黨員發展質量的影響最大。以上充分凸顯了高校黨員教育的重要性，并再次驗證了引入黨員教育這一變量對TPB模型擴展的有效性。第四，高校開展的黨員教育對入黨動機、主觀規范不存在顯著影響，這說明目前的高校黨員教育對學生入黨動機的重視不夠、引導不足，而且學校與家庭之間缺乏互通聯動。第五，主觀規范對行為態度和黨員發展質量均有顯著影響，即身邊的家人、朋友等重要他人對大學生入黨的態度因素至關重要，大學生黨員發展質量的提升需要家人的支持與鼓勵。第六，入黨動機通過行為態度、行為控制感知等中介變量影響黨員發展質量。這在前人的研究中較少見到，是此次研究的新發現。第七，人口統計因素方面，父親受教育程度顯著影響大學生黨員發展質量，而大學生的性別、專業類型、年級、家庭住址（城市、鄉鎮或農村）、家庭經濟狀況對大學生黨員發展質量無顯著影響。綜上所述，研究對計劃行為理論在大學生黨員發展質量影響因素研究中的作用進行了一次新的有意義的實踐嘗試。

基于上述研究結論，擬提出以下建議：第一，高校大學生黨員教育需不斷加強對大學生入黨動機和主觀規范的重視，因為在本研究模型中，黨員教育對入黨動機和主觀規范的影響均不顯著。這就需要高校一方面重視端正大學生入黨動機，強化教育引導力度;另一方面，黨員教育不光要注重對學生個體的教育，還要重視家庭因素的影響，建構家校互通聯動機制，形成合力，共同推動學生黨員教育管理的提質升級。 第二，高校大學生黨員教育需重點加強學生行為控制感知能力的培養，提高其對入黨的堅定信念、信心和毅力。第三，高校大學生黨員發展需要在實踐中不斷優化黨員發展體制、改進教育內容、拓寬教育路徑，并不斷修正和完善大學生黨員發展質量提升方案。

（二）不足和未來研究方向

研究力求科學與嚴謹，但由于一些客觀條件的限制，存在以下不足之處：一是研究對象的有限性。研究旨在基于計劃行為理論對高校大學生黨員發展質量的影響因素進行驗證，出于調查的方便性和可行性考慮，僅對廣州十所高校的大學生黨員開展了調查與研究。研究對象選擇的有限性，使得研究結論適用范圍較窄。二是調查量表設計的嚴謹性還不夠。多元回歸分析顯示部分維度之間的解釋度略微偏低，這就說明量表需要進一步修正或者需要更大的樣本量來論證。以上問題有待后續研究來彌補與解決。

未來研究可以考慮針對不同省份、不同城市、不同級別的院校進行調查，并且調查量表有待進一步修正完善，使得設計更嚴謹更有效，以更好地提升計劃行為理論（TPB）的預測功能。

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作者簡介：喬偉麗，廣東農工商職業技術學院計算機學院輔導員、講師。

基金項目：本文系教育部人文社會科學研究專項任務項目（高校輔導員研究）“高校學生黨員發展質量研究——來自廣州10所高校的調查”（項目編號：20JDSZ3045）;廣東高校思想政治教育課題“高職學生黨課生態系統構建研究”（課題編號：2020GXSZ137）;廣東農工商職業技術學院黨建工作2019年度研究課題“新形勢下高校基層黨建工作標準化、規范化、信息化和品牌化建設研究”（課題編號：05）;廣東農工商職業技術學院2019年思想政治研究和黨建工作研究專項課題“基于系統論的高職學生黨課教育質量提升的路徑研究”（課題編號：XYZD1904）階段性成果。