高校學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量影響因素實(shí)證研究

摘? 要：研究基于計(jì)劃行為理論（TPB）的視角，引入高校黨員教育變量，提出了大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的影響因素模型。以廣州市十所高校的大學(xué)生黨員為調(diào)查對(duì)象，運(yùn)用多元回歸分析、路徑分析、中介效果分析、T檢驗(yàn)、ANOVA檢驗(yàn)等方法探討了大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的影響因素。結(jié)果表明：一、行為態(tài)度在調(diào)節(jié)入黨動(dòng)機(jī)對(duì)行為控制感知的影響中發(fā)揮中介作用;二、行為控制感知在調(diào)節(jié)行為態(tài)度和學(xué)校教育兩者對(duì)學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的影響中均發(fā)揮中介作用;三、黨員教育是對(duì)黨員發(fā)展質(zhì)量影響最大的因素;四、入黨動(dòng)機(jī)通過行為態(tài)度、行為控制感知等中介變量影響黨員發(fā)展質(zhì)量;五、黨員教育要加強(qiáng)對(duì)入黨動(dòng)機(jī)和主觀規(guī)范的重視;六、父親受教育程度顯著影響大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量;而大學(xué)生的性別、專業(yè)類型、年級(jí)、家庭住址（城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村）、家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量無顯著影響?；诖?，對(duì)高校學(xué)生黨員發(fā)展提出了相關(guān)建議。 這對(duì)于豐富高校黨建理論和彌補(bǔ)國內(nèi)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量影響因素的實(shí)證研究具有重要意義。

關(guān)鍵詞：大學(xué)生黨員;發(fā)展質(zhì)量;影響因素;模型

為提升黨員發(fā)展工作的科學(xué)化水平，2014年中共中央辦公廳專門印發(fā)《中國共產(chǎn)黨發(fā)展黨員工作細(xì)則》，明確提出發(fā)展黨員的新要求：“控制總量、優(yōu)化結(jié)構(gòu)、提高質(zhì)量、發(fā)揮作用?！边@就要求在發(fā)展黨員過程中要準(zhǔn)確地把握和處理好黨員發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量的關(guān)系，確保發(fā)展黨員工作有領(lǐng)導(dǎo)、有計(jì)劃地進(jìn)行。中共中央組織部發(fā)布的《2021年中國共產(chǎn)黨黨內(nèi)統(tǒng)計(jì)公報(bào)》數(shù)據(jù)顯示：截至2021年6月5日，學(xué)生黨員306.7萬名，占黨員總數(shù)的3.22%;其中，新發(fā)展學(xué)生黨員187.2萬名，占總體新發(fā)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(fā)展質(zhì)量，重視從青年知識(shí)分子中發(fā)展黨員，優(yōu)化黨員隊(duì)伍結(jié)構(gòu)。綜上所述，研究選取廣州十所高校的大學(xué)生黨員為研究對(duì)象，探討影響大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的構(gòu)成因素，以及在不同性別、專業(yè)類型、年級(jí)、家庭住址（城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村）、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、父親受教育程度的背景下的大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的差異及其形成原因，以期用較為系統(tǒng)的實(shí)證研究豐富現(xiàn)有高校黨建理論，彌補(bǔ)國內(nèi)實(shí)證研究的不足。

一、文獻(xiàn)綜述

2006年以來，針對(duì)“高校學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量”的討論開始升溫，到2013年文獻(xiàn)量陡然增加。這反映出高校學(xué)生黨員發(fā)展數(shù)量與質(zhì)量的關(guān)系已引發(fā)基層黨務(wù)工作者的重視。通過CNKI檢索，截至2022年1月2日，與“高校學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量”相關(guān)的主題文章共有256篇。其中，2013年以來的文獻(xiàn)占過去20年總數(shù)的83.5%。檢索到的文獻(xiàn)主要圍繞高校學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量問題、成因與對(duì)策、質(zhì)量保障機(jī)制建設(shè)等展開討論[2]?？傮w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(shù)不多的實(shí)證研究中，張光、吳進(jìn)進(jìn)認(rèn)為中國大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量主要由專業(yè)能力、人際關(guān)系與政治忠誠這三個(gè)維度構(gòu)成[3]，并通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)黨員大學(xué)生在專業(yè)能力、人際關(guān)系和政治忠誠這三個(gè)方面全面優(yōu)于非黨員大學(xué)生。馬斌、袁碩、梁雪淼以河北省某高校為例，將大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量狀況從思想品德、身心健康、能力發(fā)展、學(xué)業(yè)考試成績(jī)以及綜合素質(zhì)這五項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)來衡量，通過SPSS統(tǒng)計(jì)軟件分析發(fā)現(xiàn)學(xué)生黨員在思想品德成績(jī)、身心健康成績(jī)、能力發(fā)展成績(jī)、學(xué)業(yè)考試成績(jī)以及綜合素質(zhì)成績(jī)上分別高于非黨員，尤其在能力發(fā)展、學(xué)業(yè)考試方面更加突出[4]。但馬斌等并沒有對(duì)這五項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)之間相互影響的關(guān)系作進(jìn)一步說明。梁軍峰、馬得勇基于對(duì)天津、南京和蘭州三地大學(xué)生的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，論證了大學(xué)生黨員素質(zhì)由成績(jī)、能力和黨的忠誠度等三個(gè)因素構(gòu)成，但是，這篇文章除了存在抽樣不夠科學(xué)外，并沒有把大學(xué)生黨員的素質(zhì)與大學(xué)生黨員發(fā)展體制結(jié)合起來。綜合來看，現(xiàn)有研究從現(xiàn)象層面分析得多，理論方面思考得少，還沒有公認(rèn)的理論模型;對(duì)策措施局限于局部的技術(shù)改進(jìn)，全局性系統(tǒng)性深入性思考不多，更缺乏操作性強(qiáng)的問題解決方案。

計(jì)劃行為理論（ TPB，Theory of Planned Behavior），是社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域中論證態(tài)度與行為關(guān)系的重要理論，可用來解釋個(gè)人行為決策的過程，是社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域最具影響力的行為預(yù)測(cè)理論之一。TPB模型認(rèn)為意向是影響行為最直接的因素，而意向又是受意識(shí)（行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感知）的影響[5]。行為態(tài)度指的是個(gè)人對(duì)某種行為結(jié)果的期望價(jià)值;主觀規(guī)范表示身邊重要他人對(duì)實(shí)施某種特定行為的正向或負(fù)向的評(píng)價(jià);行為控制感知指的是個(gè)人預(yù)期在采取某一特定行為時(shí)，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(duì)執(zhí)行目標(biāo)的感知能力。具體到大學(xué)生形成黨員意識(shí)的發(fā)展過程中，教育相關(guān)因素對(duì)于其意識(shí)的形成以及黨員發(fā)展的質(zhì)量起著重要的作用。

二、樣本數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計(jì)

基于計(jì)劃行為理論（TPB），研究結(jié)合以往文獻(xiàn)和實(shí)地訪談收集問卷題項(xiàng)，自主設(shè)計(jì)出《大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量現(xiàn)狀調(diào)查問卷》。問卷包含6個(gè)反應(yīng)被調(diào)查者人口學(xué)特征的測(cè)量指標(biāo)和35個(gè)反應(yīng)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量及其影響因素的測(cè)量指標(biāo)，這35個(gè)測(cè)量指標(biāo)采用李克特（Likert）六項(xiàng)量表進(jìn)行計(jì)分。各項(xiàng)依據(jù)“完全符合”“很符合”“比較符合”“有點(diǎn)符合”“不太符合”和“完全不符合”評(píng)估，分別賦值6-1分的評(píng)價(jià)標(biāo)度。在35個(gè)測(cè)量指標(biāo)中確定自變量為五個(gè)維度，分別為入黨動(dòng)機(jī)（MFJP）、行為態(tài)度（BA）、主觀規(guī)范（SN）、行為控制感知（PBC）、黨員教育（SE）;確定因變量為學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量（DQ）[7]，共計(jì)六個(gè)維度。使用施測(cè)問卷對(duì)廣州10所高校（分別為廣東工業(yè)大學(xué)、廣東技術(shù)師范學(xué)院、廣東金融學(xué)院、廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)、廣東外語外貿(mào)大學(xué)、廣東農(nóng)工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院、華南理工大學(xué)、華南農(nóng)業(yè)大學(xué)、華南師范大學(xué)和暨南大學(xué)）520名大學(xué)生黨員（含大二、大三、大四）進(jìn)行測(cè)試，采用Z值標(biāo)準(zhǔn)法刪除極端值并剔除重復(fù)個(gè)案，之后形成452個(gè)有效樣本。被試主要基本信息見表1。使用SPSS24.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因素分析（采用主成分分析法和最大方差法）和驗(yàn)證式因素分析。使用探索性因素分析篩選出因素負(fù)荷量大于0.5、交叉負(fù)荷量小于0.4的題項(xiàng);使用驗(yàn)證式因素分析刪除因素負(fù)荷量小于0.6、交叉負(fù)荷量大于0.4的題項(xiàng)，刪除與理論因素不同的題目，最終原始問卷的35個(gè)測(cè)量指標(biāo)中剩余24個(gè)有效題項(xiàng)，見表2。

三、結(jié)果分析

基于以上調(diào)查整理得到的數(shù)據(jù)，在確定研究變量六維度的基礎(chǔ)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(duì)維度之間關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，提出維度結(jié)構(gòu)模型;同時(shí)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因子方差分析（One-way Anova）對(duì)大學(xué)生黨員各人口學(xué)變量差異對(duì)其發(fā)展質(zhì)量的影響進(jìn)行分析。

（一）維度結(jié)構(gòu)分析

1.信度與建構(gòu)效度

（1）信度

信度是檢驗(yàn)量表中同一維度下各題項(xiàng)之間是否具有較高的內(nèi)在一致性。研究使用SPSS24.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)入黨動(dòng)機(jī)、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制感知、黨員教育、學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量六個(gè)維度的24個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行信度分析（表2），統(tǒng)計(jì)得到此次研究量表的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量在0.67-0.881之間，都在0.6以上;各個(gè)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(cè)量指標(biāo)的內(nèi)部一致性較高，問卷具有較好的信度。

（2）建構(gòu)效度

建構(gòu)效度分為收斂效度和區(qū)別效度。

收斂效度指維度所包含的測(cè)量題目理論上相關(guān)程度的高低，統(tǒng)計(jì)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(jié)果顯示（見表2），每個(gè)維度的AVE均大于0.5，說明量表收斂效度理想。

區(qū)別效度用于證明研究模型探討維度之間的關(guān)系，模型的維度與維度之間的皮爾森一般不應(yīng)超過|0.7|。此次研究區(qū)別效度表格（見表3）的對(duì)角線粗體字為AVE之開根號(hào)值，下三角為皮爾森相關(guān)，均未超過|0.7|。AVE之開根號(hào)值（對(duì)角線粗體字）在0.744-0.859之間，均大于與其他因素的相關(guān)，說明模型維度與維度之間具有較高的區(qū)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(dú)自變量對(duì)因變量影響多少的統(tǒng)計(jì)方法。預(yù)測(cè)質(zhì)量由決定系數(shù)（R2）來判定。此次研究分別將入黨動(dòng)機(jī)（MFJP）、行為態(tài)度（BA）、主觀規(guī)范（SN）、行為控制感知（PBC）、黨員教育（SE）、學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量（DQ）六個(gè)維度的其中之一做因變量，其余五個(gè)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(gè)模型。由表4知，三個(gè)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(jié)果顯示，黨員教育、行為控制感知、主觀規(guī)范這三個(gè)維度對(duì)學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量有顯著影響（P值均小于0.05），而入黨動(dòng)機(jī)和行為態(tài)度這兩個(gè)維度對(duì)學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量無顯著影響（P值均大于0.05）。模型二的結(jié)果顯示，入黨動(dòng)機(jī)、主觀規(guī)范、行為控制感知、黨員教育這四個(gè)維度跟行為態(tài)度之間均有顯著相關(guān)，而行為態(tài)度與學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量之間無直接相關(guān)。模型三的結(jié)果顯示，黨員教育、黨員發(fā)展質(zhì)量、行為態(tài)度與行為控制感知均顯著相關(guān)（P值均小于0.05），而入黨動(dòng)機(jī)、主觀規(guī)范與行為控制感知之間均無直接相關(guān)。

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(gè)中介變量BA與PBC。為進(jìn)一步驗(yàn)證BA、PBC這兩個(gè)變量的中介效果存在，接下來進(jìn)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(shí)估計(jì)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(shù)揭示了它們之間的因果關(guān)系的程度。研究運(yùn)用SPSS24.0軟件計(jì)算出入黨動(dòng)機(jī)（MFJP）、行為態(tài)度（BA）、主觀規(guī)范（SN）、行為控制感知（PBC）、黨員教育（SE）、學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量（DQ）六個(gè)維度之間的具體影響效應(yīng)，見表5。第一，黨員教育（SE）、主觀規(guī)范（SN）、行為控制感知（PBC）這三者對(duì)學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量（DQ）的路徑系數(shù)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(guī)范、行為控制感知和學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)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(duì)學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)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(duì)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量更具有影響力，充分凸顯了高校教育對(duì)提升大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的重要性。第二，黨員教育（SE）、主觀規(guī)范（SN）、入黨動(dòng)機(jī)（MFJP）這三個(gè)維度對(duì)行為態(tài)度均有正向顯著影響，路徑系數(shù)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(duì)學(xué)生的入黨行為態(tài)度影響亦最大。這說明高校對(duì)學(xué)生黨員的教育比身邊重要人物的支持態(tài)度和學(xué)生本身的入黨動(dòng)機(jī)對(duì)大學(xué)生入黨行為態(tài)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(tài)度（BA）對(duì)行為控制感知（PBC）亦有正向顯著影響，路徑系數(shù)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(yàn)法分析BA、PBC的中介效果是否存在?；谝陨隙嘣貧w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(yàn)BA、PBC的中介效果是否成立。打開網(wǎng)站http：//quantpsy.org/sobel/sobel.htm，參表5，將要檢測(cè)的相應(yīng)變量之間的未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)a、b和標(biāo)準(zhǔn)誤差值Sa、Sb分別輸入到網(wǎng)頁對(duì)應(yīng)位置。點(diǎn)“calculate”算出Sobel test，同時(shí)觀察P值的大小。研究將所有相應(yīng)變量測(cè)驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)P值均小于0.05，結(jié)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(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的影響因素模型，見圖1。

（二）人口統(tǒng)計(jì)因素差異分析

為分析研究中調(diào)查得到的人口統(tǒng)計(jì)因素與高校大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量之間的相關(guān)性，探究人口學(xué)變量的影響顯著性強(qiáng)弱，并進(jìn)行社會(huì)學(xué)變量的差異檢驗(yàn)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父親受教育程度顯著影響大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量;而大學(xué)生的性別、專業(yè)類型、年級(jí)、家庭住址（城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村）、家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量無顯著影響。下面對(duì)各因素差異作具體分析。

1.大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量無性別差異

將樣本分為兩組（男、女）針對(duì)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，萊文方差等同性檢驗(yàn)符合同質(zhì)性（顯著性P值為0.964，大于0.05），見表7，t檢驗(yàn)結(jié)果不顯著。P值為0.082，大于0.05，即兩組無差異，這說明大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量無性別差異。

2.大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量不受專業(yè)類型影響

研究將樣本按專業(yè)分為兩組：人文社科類、理工類。針對(duì)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，萊文方差等同性檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，符合同質(zhì)性（顯著性P值為0.399，大于0.05），見表8，t檢驗(yàn)結(jié)果不顯著。P值為0.083，大于0.05，即兩組無差異。這說明大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量不受專業(yè)類型影響。

3.大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量不受所在年級(jí)的影響

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

4.大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量不受家庭住址的影響

研究將“家庭住址（城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村）”作為因子，將大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量作為因變量，在單因子方差分析（One-way Anova）中，方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果不顯著（顯著性P值為0.981，大于0.05），符合同質(zhì)性、ANOVA結(jié)果不顯著（P值為0.699，大于0.05），見表10。這說明大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量不受家庭住址（城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村）的影響。

5.大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量不受家庭經(jīng)濟(jì)狀況影響

研究將大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)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(jié)果顯示，方差齊性檢驗(yàn)不顯著（顯著性P值為0.951，大于0.05），符合同質(zhì)性、ANOVA結(jié)果不顯著（P值為0.372，大于0.05），見表11。這說明大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量不受家庭經(jīng)濟(jì)狀況影響。

6.父親受教育程度顯著影響大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)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(duì)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，萊文方差等同性檢驗(yàn)結(jié)果顯著（P值為0.003，小于0.05），不符合同質(zhì)性。按照“不假定等方差”，發(fā)現(xiàn)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(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量。

四、結(jié)論與討論

（一）建議

研究在計(jì)劃行為理論的基礎(chǔ)之上，引入了新變量——高校黨員教育，提出了大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量影響因素模型。以廣州市十所高校的大學(xué)生黨員為調(diào)查對(duì)象，運(yùn)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(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的構(gòu)成因素，驗(yàn)證計(jì)劃行為理論在大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量影響因素中的作用，同時(shí)運(yùn)用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因子方差分析（One-way Anova）的方法分析了具有不同人口學(xué)特征的大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的差異。本研究的主要結(jié)論如下：第一，模型的路徑分析結(jié)果驗(yàn)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(duì)行為態(tài)度、行為控制感知的影響效用以及其對(duì)提升學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的重要程度。第二，行為態(tài)度受到入黨動(dòng)機(jī)、主觀規(guī)范和黨員教育三者的影響，并且大學(xué)生的入黨行為態(tài)度不僅受到入黨動(dòng)機(jī)和身邊重要人物觀點(diǎn)的影響，更易受到所在學(xué)校開展的黨員教育的影響。第三，與計(jì)劃行為理論的三要素即行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感知相比較而言，高校開展的黨員教育對(duì)學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)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(yàn)證了引入黨員教育這一變量對(duì)TPB模型擴(kuò)展的有效性。第四，高校開展的黨員教育對(duì)入黨動(dòng)機(jī)、主觀規(guī)范不存在顯著影響，這說明目前的高校黨員教育對(duì)學(xué)生入黨動(dòng)機(jī)的重視不夠、引導(dǎo)不足，而且學(xué)校與家庭之間缺乏互通聯(lián)動(dòng)。第五，主觀規(guī)范對(duì)行為態(tài)度和黨員發(fā)展質(zhì)量均有顯著影響，即身邊的家人、朋友等重要他人對(duì)大學(xué)生入黨的態(tài)度因素至關(guān)重要，大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的提升需要家人的支持與鼓勵(lì)。第六，入黨動(dòng)機(jī)通過行為態(tài)度、行為控制感知等中介變量影響黨員發(fā)展質(zhì)量。這在前人的研究中較少見到，是此次研究的新發(fā)現(xiàn)。第七，人口統(tǒng)計(jì)因素方面，父親受教育程度顯著影響大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量，而大學(xué)生的性別、專業(yè)類型、年級(jí)、家庭住址（城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)或農(nóng)村）、家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量無顯著影響。綜上所述，研究對(duì)計(jì)劃行為理論在大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量影響因素研究中的作用進(jìn)行了一次新的有意義的實(shí)踐嘗試。

基于上述研究結(jié)論，擬提出以下建議：第一，高校大學(xué)生黨員教育需不斷加強(qiáng)對(duì)大學(xué)生入黨動(dòng)機(jī)和主觀規(guī)范的重視，因?yàn)樵诒狙芯磕Ｐ椭?，黨員教育對(duì)入黨動(dòng)機(jī)和主觀規(guī)范的影響均不顯著。這就需要高校一方面重視端正大學(xué)生入黨動(dòng)機(jī)，強(qiáng)化教育引導(dǎo)力度;另一方面，黨員教育不光要注重對(duì)學(xué)生個(gè)體的教育，還要重視家庭因素的影響，建構(gòu)家?；ネ?lián)動(dòng)機(jī)制，形成合力，共同推動(dòng)學(xué)生黨員教育管理的提質(zhì)升級(jí)。 第二，高校大學(xué)生黨員教育需重點(diǎn)加強(qiáng)學(xué)生行為控制感知能力的培養(yǎng)，提高其對(duì)入黨的堅(jiān)定信念、信心和毅力。第三，高校大學(xué)生黨員發(fā)展需要在實(shí)踐中不斷優(yōu)化黨員發(fā)展體制、改進(jìn)教育內(nèi)容、拓寬教育路徑，并不斷修正和完善大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量提升方案。

（二）不足和未來研究方向

研究力求科學(xué)與嚴(yán)謹(jǐn)，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(duì)象的有限性。研究旨在基于計(jì)劃行為理論對(duì)高校大學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量的影響因素進(jìn)行驗(yàn)證，出于調(diào)查的方便性和可行性考慮，僅對(duì)廣州十所高校的大學(xué)生黨員開展了調(diào)查與研究。研究對(duì)象選擇的有限性，使得研究結(jié)論適用范圍較窄。二是調(diào)查量表設(shè)計(jì)的嚴(yán)謹(jǐn)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(jìn)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(xù)研究來彌補(bǔ)與解決。

未來研究可以考慮針對(duì)不同省份、不同城市、不同級(jí)別的院校進(jìn)行調(diào)查，并且調(diào)查量表有待進(jìn)一步修正完善，使得設(shè)計(jì)更嚴(yán)謹(jǐn)更有效，以更好地提升計(jì)劃行為理論（TPB）的預(yù)測(cè)功能。

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作者簡(jiǎn)介：?jiǎn)虃?，廣東農(nóng)工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院計(jì)算機(jī)學(xué)院輔導(dǎo)員、講師。

基金項(xiàng)目：本文系教育部人文社會(huì)科學(xué)研究專項(xiàng)任務(wù)項(xiàng)目（高校輔導(dǎo)員研究）“高校學(xué)生黨員發(fā)展質(zhì)量研究——來自廣州10所高校的調(diào)查”（項(xiàng)目編號(hào)：20JDSZ3045）;廣東高校思想政治教育課題“高職學(xué)生黨課生態(tài)系統(tǒng)構(gòu)建研究”（課題編號(hào)：2020GXSZ137）;廣東農(nóng)工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院黨建工作2019年度研究課題“新形勢(shì)下高?；鶎狱h建工作標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)范化、信息化和品牌化建設(shè)研究”（課題編號(hào)：05）;廣東農(nóng)工商職業(yè)技術(shù)學(xué)院2019年思想政治研究和黨建工作研究專項(xiàng)課題“基于系統(tǒng)論的高職學(xué)生黨課教育質(zhì)量提升的路徑研究”（課題編號(hào)：XYZD1904）階段性成果。