基于導師參與的研究生思政教育成效實證研究

王雷華 任豪 于秋漫

摘? 要：探索導師參與研究生思政教育活動的工作機制，對提升人才培養質量具有重要意義。文章從實證角度出發，將研究“黨、團、班、會”活動、導師參與、思政教育成效納入一個框架分析，研究發現，“黨、團、班、會”活動對提升研究生思政教育成效具有顯著的正向影響；“黨、團、班、會”活動引入研究生導師的參與，有利于提升思政教育成效，并且導師的參與具有中介作用。根據研究結論，文章提出導師參與研究生思政教育活動的可操作化建議。

關鍵詞：研究生導師；思政教育；中介作用

中圖分類號：G229.29? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1673-7164（2023）33-0052-04

基金項目：2021年北京航空航天大學研究生教育與發展研究專項基金項目“基于治理現代化視角的學院研究生黨建和思政工作測評指標體系研究”（項目編號：20212248）；北京航空航天大學2020年基本科研業務費項目“中國特色大學治理體系和治理能力現代化研究”。

作者簡介：王雷華（1984 —），男，博士在讀，北京航空航天大學副研究員，研究方向為高校治理研究；任豪（1990 —），男，博士，北京航空航天大學講師，研究方向為高校思政教育研究；于秋漫（1990 —），女，博士，北京航空航天大學助理研究員，研究方向為高校思政教育研究。

研究生思想政治教育是高校思政工作的重要內容。研究生導師作為研究生培養的第一責任人，不僅需要指導研究生的專業學習、學術研究、論文發表，還應在思想引導、心理疏解、生活幫扶等方面發揮作用，承擔起思政教育的重要職責［1］。研究生導師應通過何種平臺載體參與思政教育活動？如何進一步優化導師參與研究生思政教育工作的機制？成為高校思政工作者普遍關心的問題。黨支部、團支部、班集體、研究生會是高校開展研究生思想政治教育的重要載體。隨著研究生教育的深化改革，導師的工作范疇也擴展到參與研究生“黨、團、班、會”等思政教育活動中。因此，將“黨、團、班、會”活動、導師參與、思政教育成效納入一個研究框架，從導師參與視角探討高校研究生教育如何提升思政教育成效已成為題中之義。

一、理論分析與研究假設

（一）“黨、團、班、會”活動對研究生思政教育成效的影響

作為高?；鶎狱h組織，研究生黨支部既要開展“三會一課”、主題黨日等黨建活動，也要以黨支部為依托，開展思想政治教育工作。由此，提出假設“H1黨支部活動對研究生思政教育成效具有顯著正向影響”。

研究生團支部是高校發揮思想引領作用的育人組織，通過開展豐富多彩的教育活動，可以充分發揮思想引領及模范帶頭作用，對幫助研究生成長具有積極意義。據此，提出假設“H2團支部活動對研究生思政教育成效具有顯著正向影響”。

研究表明，優秀班集體可以有效凝聚研究生的向心力，增強同學之間的日常聯系，營造良好的外部環境，同時打造研究生精神家園。由此，提出假設“H3班集體活動對研究生思政教育成效具有顯著的正向影響”。

研究生會在推進素質教育、實現文化育人方面具有無可比擬的優勢，打造理論學習、科技創新、文化交流、實踐服務等領域的精品活動，推進對研究生骨干隊伍的教育和培養。據此，提出假設“H4研究生會活動對研究生思政教育成效具有顯著的正向影響”。

（二）導師參與在 “黨、團、班、會”活動提升思政教育成效中的中介作用

導師是研究生專業學習的榜樣，其思想品德、為人處世、工作方法都會對學生產生直接影響。為提升思想教育成效，黨支部可以邀請導師參與支部活動，學生容易接受，也更加信服。據此，提出假設“H5研究生導師在黨支部活動與思政教育成效的關系之間起著中介作用”。

研究生對團員身份“不以為然”。研究生導師協同，協調推進團支部建設，可以形成整體合力，發揮一定作用。因此，提出假設“H6研究生導師在團支部活動與思政教育成效的關系之間起著中介作用”。研究表明，導師參與班集體活動，可以促進研究生思政育人的效果。借助班集體這個載體，導師可以對學生心理疏導、就業指導、個性引導等方面多加關注，開展有“溫度”的教育。據此，提出假設“H7研究生導師在班集體活動與思政教育成效的關系之間起著中介作用”。

研究生會活動邀請導師參與，可以有效覆蓋學術、就業、心理健康等方面內容，引導促使導師全面了解學生科研學習之外的情況，推進不同學院、不同專業導師與學生之間交流，有利于學生的全面發展。因此，提出假設“H8研究生導師在研究生會活動與思政教育成效的關系之間起著中介作用”。

二、研究方法與設計

（一）樣本來源

本研究選取北京某“雙一流”高校的碩博研究生展開問卷調查，共發放問卷600份，剔除無效問卷后剩余問卷555份，有效率達到92.5%。在性別方面，男生315人，占比56.75%；女生240，占比43.25%。在學歷層次方面，碩士研究生占比52.18%，博士研究生占比47.82%。在讀年限方面，1年級占比32.75%，2年級占比18.51%，3年級占比29.23%，4、5年級占比15.49%，5年級以上占比4.02%。樣本數據基本符合學校研究生的整體狀況。

（二）研究工具

由研究假設可知，本研究涉及6個研究變量，統一選取李克特五點量表作為調查工具，通過設置“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”五種回答，來測量受訪者對測量條目的態度強弱。

1. “黨、團、班、會”活動變量。本研究的自變量為“黨、團、班、會”活動，該變量主要用來測量研究生參與“黨、團、班、會”活動的情況以及對活動開展的滿意度。本研究選擇滿意程度、了解程度及參與頻率作為測量維度［2］。

2. 思政教育成效變量?！八颊逃尚А笔潜狙芯康囊蜃兞?，該變量主要測量研究生對學校思政教育方面的認可度與滿意度。本研究在測量因變量時，從思政引領、情感作用及組織認同三方面出發［3］。

3. 導師參與變量?！皩焻⑴c”是本研究的中介變量，該問卷主要反映導師參與研究生活動和進行思想政治教育的情況。在對這一變量進行操作化時，選取的維度包括了解程度、關心程度及指導頻率［4］。

4. 控制變量設置。在對控制變量的選擇上，許多研究都將學生個體的特征作為控制變量，通常選用的特征包括性別、研究層次等［5］。本研究將性別、研究層次（碩士、博士）設置為研究的兩個控制變量。

三、實證結果

（一）問卷題項凈化和描述性統計

本研究對6個研究變量的18個測量題項進行凈化。結果顯示，在黨支部活動、班集體活動和思政教育成效三個研究變量中，各有三個測量題項均小于0.5，且刪除這些題項后整體的Cronbachs α系數明顯增大，予以刪除。因此，題項凈化后的量表共包含6個研究變量和15個測量題項。描述性統計主要計算測量題項的平均值和標準差，各變量的平均值分布在3.665—4.508，題項的標準差在0.686—0.942，表明整體數據較為平穩，可用于進一步的研究。

（二）信度分析和效度檢驗

所計算的6個變量的Cronbachα系數位于0.703—0.893之間，說明各變量具有良好的可靠性。6個變量的CR值位于0.719—0.896，說明各變量具有較好的內部一致性。在收斂效度方面，所有測量題項的標準化因子載荷均大于0.6，并且通過顯著性檢驗。平均方差萃取量（AVE）位于0.542—0.808，均大于0.5，總體說明量表具有較好的收斂效度。在區別效度方面，所有變量的AVE值的平方根均大于各變量之間的相關系數，且同時大于0.5，說明具有較好的區別效度。

（三）回歸分析

在進行中介作用分析之前，本研究首先采用回歸分析技術共設置5個回歸模型。模型1是僅包含常數項、控制變量與因變量的回歸模型。模型2在模型1中加入黨支部活動作為自變量，檢驗黨支部活動對思政教育成效的影響。模型3在模型1中加入團支部活動作為自變量，檢驗團支部活動對思政教育成效的影響。模型4在模型1中加入班集體活動作為自變量，檢驗班集體活動對思政教育成效的影響。模型5在模型1中加入研究生會活動作為自變量，檢驗研究生會活動對思政教育成效的影響。

在回歸分析之前，對模型中自變量的多重共線性進行檢驗，主要參考指標為容差與VIF。結果顯示，模型1-5的容差位于0.752—0.998，明顯大于0；VIF位于1.002—1.329，明顯小于10。因此，可以判斷模型1—5不存在多重共線性問題。模型1—5的回歸分析結果見表1，由此可知，假設1—4得到支持。

（四）導師參與的中介作用分析

1. 黨支部活動—導師參與的中介作用檢驗。首先，將黨支部活動作為自變量，導師參與作為中介變量，思政教育成效作為因變量，構建模型6。其次，構建黨支部活動對導師參與影響的模型7。最后，對模型2、6、7進行檢驗，檢驗前所有數據均完成標準化或中心化處理。由表2可知，導師參與對思政教育成效的回歸系數為0.704，黨支部活動對導師參與的回歸系數為0.1，且均通過顯著水平為0.05時的檢驗。因此，導師參與在黨支部活動與思政教育成效之間存在完全中介效應，假設5得到支持。導師參與的中介效應值為0.070，中介效應與總效應的比值為0.693，表明對思政教育成效的所有影響中有69.3%來自導師參與的中介作用。

2. 團支部活動—導師參與的中介效應檢驗與黨支部活動—導師參與的中介效應檢驗程序相同，將團支部活動作為自變量，導師參與作為中介變量，思政教育成效作為因變量，依次構建模型8、9。由調查可知，導師參與對思政教育成效的回歸系數為0.565，團支部活動對導師參與的回歸系數為0.461，且均通過顯著水平為0.01時的檢驗。導師參與在團支部活動與思政教育成效之間存在部分中介效應，假設6得到支持。導師參與的中介效應值為0.260，中介效應與總效應的比值為0.433，表明對思政教育成效的所有影響中有43.3%來自導師參與的中介作用。

3. 班集體活動—導師參與的中介效應檢驗將班集體活動作為自變量，導師參與作為中介變量，思政教育成效作為因變量，依次構建模型10、11。由調查可知，導師參與對思政教育成效的回歸系數為0.48，班集體活動對導師參與的回歸系數為0.46，且均通過顯著水平為0.01時的檢驗。導師參與在班集體活動與思政教育成效之間存在部分中介效應，假設7得到支持。導師參與的中介效應值為0.221，中介效應與總效應的比值為0.358，表明對思政教育成效的所有影響中有35.8%來自導師參與的中介作用。

4. 研究生會活動—導師參與的中介效應檢驗將研究生會活動作為自變量，導師參與作為中介變量，思政教育成效作為因變量，依次構建模型12、13。由調查可知，導師參與對思政教育成效的回歸系數為0.524，研究生會活動對導師參與的回歸系數為0.484，且均通過顯著水平為0.01時的檢驗。因此，導師參與在研究生會活動與思政教育成效之間存在部分中介效應，假設8得到支持。導師參與的中介效應值為0.254，中介效應與總效應的比值為0.408，表明對思政教育成效的所有影響中有40.8%來自導師參與的中介作用。

四、總結

1. 檢驗了“黨、團、班、會”活動對研究生思政教育成效的影響。模型2、3、4、5的ΔR^2分別為0.009、0.311、0.452、0.378，這表明模型在加入“黨、團、班、會”活動后對思政教育成效的解釋力度分別為0.9%、31.1%、45.2%、37.8%。其中，班集體活動對思政教育成效的解釋力度最大，研究生會和團支部活動次之，黨支部活動最小。

2. 檢驗了研究生導師在思政教育過程中發揮的中介作用。實證結果證明，在不同類型的活動中導師參與的中介作用大小也有差異。導師參與在“黨、團、班、會”活動中的中介效應值分別為0.7、0.26、0.221、0.254，對思政教育成效的影響占比分別為69.3%、43.3%、35.8%、40.8%。這說明導師參與在黨支部活動中發揮的作用最大，明顯高于在其他類型活動中的作用。這為提升黨支部活動的思政教育成效提供了一個新思路［6］。

3. 提出導師參與研究生思政教育活動的建議。在黨支部方面，導師可通過建立以專業方向為基礎的黨小組的方式參與支部活動，從而加強研究生對堅定理想信念的定力；在團支部方面，導師可通過“向黨推優”“主題團日”的形式提高參與團學活動的活躍度；在班集體方面，導師可通過“談心談話”“關心關愛”等方式加強研究生班級建設的凝聚力；在研究生會方面，導師可通過參與“沙龍”“座談會”“比賽評委”的形式加強導師與研究生之間、導師與導師之間的交流，從而提升研究生思政教育的育人合力。

參考文獻：

［1］ 侯士兵，葉定劍，呂江英，等. 研究生導師思想政治教育首要責任落實路徑探析［J］. 思想理論教育導刊，2020（03）：4.

［2］ 張華敏，易連云. “互聯網+”時代大學生思想政治教育探析［J］. 黑龍江高教研究，2020，38（01）：17-21.

［3］ 黃蓉生，潘洵，易鵬. 井岡山精神之于大學生思想政治教育的創新意義［J］. 中國高等教育，2016（19）：24-26.

［4］ 肖香龍. 研究生人才培養中導學關系滿意度分析及提升研究［J］. 中國高教研究，2020（10）：76-81.

［5］ 曹春蕾，毛銀，李亞男，等. 高?？蒲袑嶒炇覍嶒灱夹g人員“思政導育”研究生管理新思路探索——以糧食發酵與食品生物制造國家工程研究中心為例［J］. 廣東化工，2022，49（22）：243-246.

［6］ 田上，尹顏悅. 地方理工類高校研究生思想政治教育狀況調研與對策研究——以省屬理工科院校L大學為例［J］. 才智，20 22（36）：50-53.

（責任編輯：胡甜甜）