殷紅春， 李沐青， 張躍艷

（1.天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部， 天津 300350； 2.天津市第九十中學(xué)， 天津300041）

一名基層黨政干部猶如政府管理系統(tǒng)中的一個(gè)個(gè)細(xì)胞，處在管理最前沿，直接服務(wù)社會公眾，是與群眾距離最近的國家公職人員，是政府政策、信息的最后傳遞人，對國家及政府的社會管理、國家治理均具有深刻而長遠(yuǎn)的影響，直接決定著我國基層治理狀態(tài)及國家、社會的未來發(fā)展[1]。因此，政府十分重視基層干部教育培訓(xùn)。當(dāng)前，全國各地正全面貫徹實(shí)施中組部實(shí)施的《干部教育培訓(xùn)工作條例》《中國共產(chǎn)黨黨校工作條例》《2010—2020年干部教育培訓(xùn)改革綱要》《2006—2010年全國干部教育培訓(xùn)規(guī)劃》，加緊推進(jìn)黨政干部教育培訓(xùn)工作，旨在全面提升國內(nèi)各地基層干部教育培訓(xùn)水平與質(zhì)量。

國內(nèi)既有的基層公務(wù)員教育培訓(xùn)管理體系主要由行政院校、黨校等機(jī)構(gòu)及提供非學(xué)歷教育培訓(xùn)的部分高等院校組成[2]。其中，高校發(fā)揮學(xué)科優(yōu)勢和師資優(yōu)勢，在黨政干部非學(xué)歷培訓(xùn)工作中起著越來越重要的作用。高校非學(xué)歷培訓(xùn)的相關(guān)理論研究在國內(nèi)外已經(jīng)十分成熟。從培訓(xùn)流程角度，吳磊[3]和范斌[4]統(tǒng)籌設(shè)計(jì)課程體系優(yōu)化培訓(xùn)效果；從培訓(xùn)工作實(shí)踐來看，袁淑玉等[5]提出完善的教育培訓(xùn)激勵、約束體系促進(jìn)受訓(xùn)員產(chǎn)生遷移行為；從基層公務(wù)員自身方面來看，部分干部即便有機(jī)會參與學(xué)習(xí)培訓(xùn)，參與的主動性也比較低，而且少有學(xué)者以個(gè)體特征為切入點(diǎn)研究基層黨政干部這種非學(xué)歷教育培訓(xùn)工作實(shí)效性低的問題。李麗嬌等[6]指出，系統(tǒng)分析受訓(xùn)者的培訓(xùn)需求，通過改善內(nèi)部因素來影響培訓(xùn)效果。因此，本文剖析基層黨政干部培訓(xùn)效果影響因素，基于實(shí)證分析結(jié)果，研究基層黨政干部教育培訓(xùn)工作實(shí)踐中干部的成就目標(biāo)導(dǎo)向、自我效能以及成就動機(jī)這三個(gè)預(yù)選個(gè)體特征如何影響具體培訓(xùn)效果以及影響程度[7]。

一、 理論分析與假設(shè)模型

1. 自我效能對培訓(xùn)效果的影響

“自我效能”就是指自身對順利實(shí)現(xiàn)特定工作目標(biāo)應(yīng)該具備的行為能力方面所持有的自信程度。美國著名的心理學(xué)家Bandura[8]將自我效能（self-efficacy）概念定義為一種心理判斷。

在實(shí)證研究方面，Holladay等[9]研究受訓(xùn)的飛行員，認(rèn)為參培者的培訓(xùn)效果、遷移次數(shù)都與其自我效能感呈正相關(guān)關(guān)系。Colquitt等[10]定量分析了參訓(xùn)學(xué)員的培訓(xùn)效果、工作環(huán)境與個(gè)體特征之間關(guān)系，結(jié)果表明受訓(xùn)者動機(jī)通常會受到自我效能的影響，并進(jìn)一步影響遷移效果。肖慶業(yè)[11]對我國鄉(xiāng)村小學(xué)教師參加相關(guān)教學(xué)技術(shù)培訓(xùn)后的遷移效果展開分析，他認(rèn)為遷移次數(shù)與自我效能呈正相關(guān)。崔立敏等[12]的研究證實(shí)，保險(xiǎn)銷售的培訓(xùn)效果與自我效能感之間的相關(guān)關(guān)系比較明顯。

從既有培訓(xùn)效果受自我效能影響的研究成果來看，參培人員如果有較高的自我效能感，會更加相信自己可以順利實(shí)現(xiàn)績效預(yù)期，從而在個(gè)人未來工作實(shí)踐中更有可能運(yùn)用基于培訓(xùn)所獲得的能力。

2. 成就動機(jī)對培訓(xùn)效果的影響

“成就動機(jī)”是個(gè)體為了能夠完成任務(wù)的完美程度而形成的一種力量[13]，是一種個(gè)人行為內(nèi)驅(qū)力，通過對成功的追逐、對失敗的規(guī)避二者之間的代數(shù)差來表示。

胡永遠(yuǎn)等[14]就成就動機(jī)因素對培訓(xùn)效果的影響進(jìn)行了研究，分析結(jié)果證實(shí)二者之間存在正相關(guān)關(guān)系。何正華[15]認(rèn)為成就動機(jī)能對遷移行為（基于自我效能）的次數(shù)產(chǎn)生影響。林源[16]驗(yàn)證學(xué)者Kanfer[17]的研究結(jié)果，證實(shí)成就動機(jī)基于目標(biāo)導(dǎo)向?qū)ε嘤?xùn)效果產(chǎn)生影響。Chiaburu等[18]認(rèn)為，有意圖獲得良好遷移效果的受訓(xùn)者能全面地思考系統(tǒng)性、整體性的知識轉(zhuǎn)移，這一行為有助于他們實(shí)時(shí)了解自己的狀態(tài)，并及時(shí)調(diào)整目標(biāo)和策略，所以成就動機(jī)明顯的學(xué)生可以正向預(yù)測培訓(xùn)效果。因此，筆者在此次構(gòu)思中，假設(shè)成就動機(jī)對培訓(xùn)效果的影響為正向預(yù)測作用。

3. 成就目標(biāo)導(dǎo)向?qū)ε嘤?xùn)效果的影響

“成就目標(biāo)導(dǎo)向”按照二因素理論可以分為學(xué)習(xí)和成績這兩種目標(biāo)導(dǎo)向。前者指個(gè)體更傾向于提升其個(gè)人能力；后者指個(gè)體會更在意是否可以全面體現(xiàn)出自己的個(gè)人能力、水平，他人之于自身的看法、觀點(diǎn)。

Appelbaum等[19]認(rèn)為，有明確的學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向者會擁有更多的內(nèi)在激勵，而這種內(nèi)在激勵會促進(jìn)自己獲取知識。Robinsion等[20]的研究證實(shí)，培訓(xùn)效果與成就目標(biāo)導(dǎo)向的兩個(gè)維度（成績目標(biāo)導(dǎo)向與學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向）之間均呈正相關(guān)。孫慶彬等[21]從縱向分析，深入研究了培訓(xùn)轉(zhuǎn)化的干擾元素、組織因素對培訓(xùn)效果（基于個(gè)體因素）的影響路徑，結(jié)果表明學(xué)習(xí)目標(biāo)導(dǎo)向可以正向預(yù)測培訓(xùn)效果。綜合以上研究，筆者將成就目標(biāo)導(dǎo)向分為兩個(gè)維度（掌握目標(biāo)導(dǎo)向與成績目標(biāo)導(dǎo)向），且這兩個(gè)變量都與培訓(xùn)效果呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

4. 中介變量的影響機(jī)理

Kanfer[17]的研究表明，在培訓(xùn)的過程中，學(xué)員的三個(gè)個(gè)體特征變量可以分為兩類，狀態(tài)性個(gè)體特征和特質(zhì)性個(gè)體特征。從時(shí)間方面來看，狀態(tài)性個(gè)體特征會因環(huán)境、時(shí)間的變化而波動；特質(zhì)性個(gè)體特征則相反。特質(zhì)性個(gè)體特征在培訓(xùn)中取得成效的過程是通過轉(zhuǎn)化成狀態(tài)性個(gè)體特征來實(shí)現(xiàn)的，特質(zhì)性個(gè)體特征對于個(gè)人行為的影響較為間接。從國內(nèi)外一些研究中可以看出，學(xué)者們普遍認(rèn)同自我效能屬于狀態(tài)性個(gè)體特征變量的觀點(diǎn)。袁淑玉等[5]對于公務(wù)員的培訓(xùn)效果問題進(jìn)行研究，結(jié)果表明公務(wù)員的自我效能感對培訓(xùn)效果的影響更加明顯和迅速，屬于狀態(tài)性個(gè)體特征，而成就動機(jī)和成就目標(biāo)導(dǎo)向則更傾向?qū)儆谔刭|(zhì)性個(gè)體特征。

綜合以上研究，筆者認(rèn)為自我效能屬于狀態(tài)性個(gè)體特征類變量，而成就動機(jī)和成就目標(biāo)導(dǎo)向?qū)儆谔刭|(zhì)性個(gè)體特征。

5. 假設(shè)與模型

綜上所述，筆者把狀態(tài)性特征變量自我效能作為目標(biāo)導(dǎo)向、成就動機(jī)與培訓(xùn)效果的中介變量，提出下列假設(shè)。

H1：培訓(xùn)效果、自我效能與成就動機(jī)之間呈正相關(guān)關(guān)系；

H2：培訓(xùn)效果、自我效能與成就目標(biāo)導(dǎo)向之間呈正相關(guān)關(guān)系；

H2a：培訓(xùn)效果、自我效能與掌握目標(biāo)導(dǎo)向之間呈正相關(guān)關(guān)系；

H2b：培訓(xùn)效果、自我效能與成績目標(biāo)導(dǎo)向之間呈正相關(guān)關(guān)系；

H3：成就動機(jī)對自我效能存在正向影響，同時(shí)基于自我效能對培訓(xùn)效果形成正向影響；

H4：成就目標(biāo)導(dǎo)向?qū)ψ晕倚艽嬖谡蛴绊?，同時(shí)基于自我效能對培訓(xùn)效果形成正向影響；

H4a：掌握目標(biāo)導(dǎo)向會對自我效能產(chǎn)生正向影響，同時(shí)基于自我效能對培訓(xùn)效果形成正向影響；

H4b：成績目標(biāo)導(dǎo)向會對自我效能產(chǎn)生正向影響，同時(shí)基于自我效能對培訓(xùn)效果產(chǎn)生正向影響；

據(jù)此，筆者提出如圖1所示的假設(shè)模型。

二、 問卷調(diào)查與樣本數(shù)據(jù)

1. 測量工具

筆者采用較為成熟的量表進(jìn)行測量：R. Nygard和T. Gjesme設(shè)計(jì)的成就動機(jī)量表，分為個(gè)人追求成功、避免失敗兩部分；韓小海等設(shè)計(jì)的自我效能量表包5題；朱祖祥、徐方忠修改的成就目標(biāo)導(dǎo)向量表（PALS）包含掌握目標(biāo)導(dǎo)向、成績目標(biāo)導(dǎo)向兩個(gè)維度；培訓(xùn)效果量表則是由抽取Holton擬定的學(xué)習(xí)遷移系統(tǒng)問卷題庫中的問題組成。這次測量以5等級評分法（李克特）為參考依據(jù)評價(jià)各題。

2. 研究對象

跟蹤調(diào)研某高校2019年8月開展的非學(xué)歷培訓(xùn)的基層黨政干部課程的受訓(xùn)人員，培訓(xùn)內(nèi)容主要涉及中國特色社會主義理論體系的教育、干部綜合素質(zhì)和執(zhí)政能力教育（包括經(jīng)濟(jì)、法律、科技、文化等方面的知識），在培訓(xùn)3個(gè)月后，向受訓(xùn)人員發(fā)放調(diào)查問卷。本次調(diào)查采取隨機(jī)抽樣方式，共發(fā)放573份問卷，計(jì)有547份有效問卷，調(diào)查問卷的有效率為95.46%。

3. 樣本分布特征

本文研究對象是某高校2019年基層黨政干部培訓(xùn)班學(xué)員，表1所示即為本次研究樣本分布的基本特征。年齡、性別、學(xué)歷和工齡為問卷內(nèi)與人口學(xué)有關(guān)的4個(gè)變量。年齡因素：50歲以上的有21名，41～50歲的有152名，242人是31～40歲，132人31歲以下。性別因素：266名女性，占比48.6%；281名男性，占比51.4%，男性稍多，但性別比均衡狀態(tài)整體比較理想。學(xué)歷因素：碩士及以上學(xué)歷者占比13.5%，本科學(xué)歷者占比32%，大專及以下學(xué)歷者占比54.5%，學(xué)歷狀態(tài)基本吻合基層黨政干部現(xiàn)有受教育程度概況。工齡因素：137人工作不滿2年，150人為3—5年，140人是6—10年，120人工作了10年以上。整體來看，全部有效調(diào)查樣本中基層黨政干部年齡分布相對均衡，從側(cè)面說明本次篩選研究樣本代表性比較理想。

三、 可靠性評估與模型檢驗(yàn)

1. 可靠性分析

（1）分析量表的信效度如下：信度主要指的是分析的穩(wěn)定性與準(zhǔn)確性，筆者在確定量表信度時(shí)采用的是Cronbachα。結(jié)果顯示：培訓(xùn)行為量表、自我效能量表的信度系數(shù)分別為0.869、0.853；成就動機(jī)測量中避免失敗維度、追求成功維度以及整體量表的信度系數(shù)為0.952、0.892、0.788，成就目標(biāo)導(dǎo)向量表以及成績目標(biāo)導(dǎo)向、掌握目標(biāo)導(dǎo)向兩維度Cronbachα分別為0.871、0.892、0.839，以上數(shù)值全部超過0.70，具有極為理想的信度測試效果。為了驗(yàn)證本研究所用量表的結(jié)構(gòu)效度，筆者對各個(gè)量表進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。其中只有自我效能量表沒有達(dá)到0.9以上的標(biāo)準(zhǔn)，但是處于可接受參數(shù)的范圍內(nèi)。

（2）觀察各量表間的相關(guān)系數(shù)（見表2）：培訓(xùn)效果與自我效能的相關(guān)系數(shù)為0.57，成就動機(jī)與自我效能的相關(guān)系數(shù)為0.59，掌握目標(biāo)導(dǎo)向、成績目標(biāo)導(dǎo)向與自我效能相關(guān)性系數(shù)分別為0.61、0.23，培訓(xùn)效果與掌握目標(biāo)導(dǎo)向相關(guān)系數(shù)為0.43，成就動機(jī)與掌握目標(biāo)導(dǎo)向相關(guān)系數(shù)為0.55，成績目標(biāo)導(dǎo)向與掌握目標(biāo)導(dǎo)向相關(guān)系數(shù)為0.27，相關(guān)性均比較明顯，而培訓(xùn)效果與成績目標(biāo)導(dǎo)向相關(guān)系數(shù)為0.22（弱相關(guān)），培訓(xùn)效果與成就動機(jī)之間相關(guān)系數(shù)為0.54（中度相關(guān)），成就動機(jī)與成績目標(biāo)導(dǎo)向相關(guān)系數(shù)為0.02（無相關(guān)性）。

表2 各變量間的相關(guān)系數(shù)

2. 模型修正

溫忠麟等[22]在研究結(jié)構(gòu)模型擬合對比時(shí)，提出Δχ2df（自由度差異）和Δχ2（卡方值差異）是關(guān)鍵：自由度差異和卡方值差異之間如果并無明顯區(qū)別，那么簡潔路徑模型應(yīng)該成為首選；如果自由度差異和卡方值差異之間存在明顯區(qū)別，那么應(yīng)該采用具有較好擬合度的模型。因此，筆者利用嵌套原理列出競爭模型與假設(shè)模型的對比，見表3。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)比

假設(shè)模型：成就動機(jī)和成就目標(biāo)導(dǎo)向通過中介變量自我效能影響培訓(xùn)效果；

競爭模型1：培訓(xùn)效果直接受到自我效能、成就動機(jī)和成就目標(biāo)導(dǎo)向的影響；

競爭模型2：以競爭模型1為基礎(chǔ)進(jìn)行相關(guān)路徑（掌握目標(biāo)導(dǎo)向→自我效能）添加；

競爭模型3：以競爭模型2為基礎(chǔ)進(jìn)行相關(guān)路徑（成績目標(biāo)導(dǎo)向→自我效能）添加；

競爭模型4：以競爭模型2為基礎(chǔ)進(jìn)行相關(guān)路徑（成就動機(jī)→自我效能）添加。

Step1：假設(shè)模型和競爭模型1對比，競爭模型1被拒絕。競爭模型1假設(shè)自我效能作為普通自變量作用于培訓(xùn)效果，因變量會直接受到其他自變量的影響。而假設(shè)模型則將自我效能作為完全中介變量，兩模型對比可得

P=2.339＞0.01

Δdf=2

ΔX2=42.545

從模型擬合角度，綜合考慮GFI（擬合優(yōu)度指數(shù)）、CFI（比較擬合指數(shù)）、IFI（增量擬合指數(shù)）的值，假設(shè)模型具有相對理想擬合度。

Step2：競爭模型2與假設(shè)模型對比，可以獲得

P=5.877＞0.01

Δdf=1

ΔX2=16.548

二者無顯著區(qū)別，因此選中簡單的主假設(shè)模型。

Step3：競爭模型3與主模型對比得

P=3.137＞0.01

Δdf=2

ΔX2=16.746

綜合模擬系數(shù)與路徑繁易程度，但更簡潔的假設(shè)模型應(yīng)該優(yōu)于競爭模型3而被選中。

Step 4：競爭模型4與主模型對比，可得

P=0.009＜0.01

Δdf=2

ΔX2=9.942

兩個(gè)模型之間有顯著不同，選中競爭模型4。

綜上所述，最佳擬合模型如圖2所示。以模型修正結(jié)果為依據(jù)驗(yàn)證所做各項(xiàng)假設(shè)的結(jié)論如表4所示，從中可以看出筆者所做的各種假設(shè)大部分成立，只有“成績目標(biāo)導(dǎo)向→自我效能→培訓(xùn)效果”的假設(shè)不成立。

圖2 個(gè)體特征與培訓(xùn)效果的關(guān)系

表4 假設(shè)檢驗(yàn)

從圖2中可以清晰看出下列含義。

（1）培訓(xùn)效果受掌握目標(biāo)導(dǎo)向的影響路徑有2條，即間接影響與直接影響，且間接效應(yīng)值和直接效應(yīng)值分別為0.27×0.28和0.15。

總效應(yīng)值=0.15+0.27×0.28=0.225 6

因?yàn)橹苯有?yīng)存在相對較大的P值，并不明顯，所以處于培訓(xùn)效果與掌握目標(biāo)導(dǎo)向二者之間的自我效能具有完全中介功能。

（2）培訓(xùn)效果受成績目標(biāo)導(dǎo)向的直接影響，0.142為其直接效應(yīng)值。

（3）培訓(xùn)效果受成就動機(jī)的影響通常有直接影響和間接影響這2條基本路徑，而且直接和間接效應(yīng)值分別是0.29和0.57×0.28。

總效應(yīng)值=0.29+0.57×0.28=0.449 6

四、 結(jié)論與建議

1. 結(jié) 論

（1）對于培訓(xùn)效果來說，掌握目標(biāo)導(dǎo)向、成績目標(biāo)導(dǎo)向這兩個(gè)成就目標(biāo)導(dǎo)向維度均存在正向的預(yù)測作用，因此干預(yù)管理的首要就是提高受訓(xùn)基層黨政干部的成就目標(biāo)導(dǎo)向因素。成就目標(biāo)導(dǎo)向主要有以下幾個(gè)影響因素：學(xué)員需求目標(biāo)，即學(xué)員在受訓(xùn)前希望能得到什么樣的培訓(xùn)結(jié)果；評估可信度，在培訓(xùn)結(jié)束后學(xué)員會收到培訓(xùn)證明，證明培訓(xùn)有用且可信的程度；組織支持度，受訓(xùn)者所在的組織對于受訓(xùn)者參與培訓(xùn)的支持程度。

（2）成就動機(jī)可以正向預(yù)測培訓(xùn)效果。干預(yù)措施要以增強(qiáng)基層黨政干部的成就動機(jī)為目的。從影響因素方面考慮，若能事先從受訓(xùn)者及其工作單位、相關(guān)專家了解職位需求[23]，針對受訓(xùn)者的需求，設(shè)置相應(yīng)的培訓(xùn)課程，這樣做更能滿足受訓(xùn)者需求，增強(qiáng)培訓(xùn)課的目標(biāo)吸引力，從而擴(kuò)大基層干部的成就動機(jī)。

（3）在培訓(xùn)效果與掌握目標(biāo)導(dǎo)向之間，自我效能具有完全中介功能；在培訓(xùn)效果與成就動機(jī)之間，自我效能具有部分中介功能；在培訓(xùn)效果與成績目標(biāo)導(dǎo)向之間，自我效能沒有任何中介功能。成就目標(biāo)導(dǎo)向和成就動機(jī)兩個(gè)穩(wěn)定的特質(zhì)性個(gè)體特征因素可以通過自我效能對培訓(xùn)效果產(chǎn)生影響。除此之外，周圍環(huán)境也能夠外在影響自我效能并使其產(chǎn)生波動。

2. 建 議

（1）培訓(xùn)前開展需求評估[24]，夯實(shí)按需施教的基礎(chǔ)。第一，問卷調(diào)查全覆蓋。以個(gè)體信息、培訓(xùn)方法、培訓(xùn)班次、培訓(xùn)項(xiàng)目與內(nèi)容為主導(dǎo)設(shè)計(jì)調(diào)查問卷。面向培訓(xùn)干部工作單位下發(fā)專門通知，明確要求參加問卷調(diào)查人數(shù)。第二，開展交流座談。舉辦由各級黨政干部參加的相關(guān)會議，當(dāng)面交流、溝通，廣開言路、博采眾長形成培訓(xùn)方案。第三，培訓(xùn)前收集學(xué)員的意見建議。課程設(shè)置和問卷調(diào)查均應(yīng)在參培者正式報(bào)到之前完成，只有如此才能保障培訓(xùn)內(nèi)容滿足參培者的崗位需要、履職需求及個(gè)人發(fā)展需求。

（2）培訓(xùn)中提供個(gè)性化課程，設(shè)計(jì)培訓(xùn)方案。第一，按培訓(xùn)需求確定培訓(xùn)內(nèi)容。高校培訓(xùn)單位可以制定選課制度，基于未來發(fā)展目標(biāo)及不同的培訓(xùn)需求提供必修課、選修課。第二，設(shè)計(jì)有針對性的差別培訓(xùn)方案。高校可以開設(shè)細(xì)致化小班培訓(xùn)，為基層黨政干部提供定制化培訓(xùn)方案。第三，提供多樣的培訓(xùn)方式?；鶎狱h政干部培訓(xùn)方法選擇應(yīng)注重多元化課程，像參觀紅色基地、心理角色替換[25]、模擬訓(xùn)練等，以此全面提升參培者的主動性、積極性。

（3）培訓(xùn)后進(jìn)行干預(yù)管理，保障長期連續(xù)的維系。首先，建設(shè)黨政干部培訓(xùn)管理系統(tǒng)。管理培訓(xùn)信息系統(tǒng)能在參培者及其所在單位、領(lǐng)導(dǎo)之間架設(shè)起有效的溝通渠道[26]，將參培者培訓(xùn)的內(nèi)容、種類、次數(shù)、反饋等培訓(xùn)整體情況即時(shí)傳遞給參培者所在單位，然后根據(jù)反饋意見完善黨政干部培訓(xùn)評估體系。通過這個(gè)系統(tǒng)，高校非學(xué)歷教育部門可以與受訓(xùn)者和其所屬單位建立長期合作，開展連續(xù)性培訓(xùn)活動，實(shí)時(shí)反饋培訓(xùn)進(jìn)度，當(dāng)基層黨政干部培訓(xùn)完畢回歸自屬單位之后，通過線上工具與他們保持聯(lián)絡(luò)。最后，完善基層黨政干部職業(yè)生涯管理制度?；鶎狱h政干部職業(yè)生涯管理制度的建立，要求高校非學(xué)歷教育部門關(guān)注參加培訓(xùn)的黨政干部[27]，并對其職業(yè)發(fā)展進(jìn)行有計(jì)劃的管理。