为进一步了解青年公务员自律品格及影响因素，促进青年公务员廉政教育，本研究以天津行政学院培训学员(2023年5月~6月)为研究对象，采用《基层公务员自律品质问卷》《工作伦理量表》《组织氛围评估量表》《家庭功能评定量表》《公务员应激评估量表》《田纳西自我概念量表》对528名青年公务员进行调查。调查结果：1) 人口学变量对青年公务员自律品格不存在显著影响；2) 家庭功能、自我概念、组织氛围、应激水平及工作伦理与自律品格均呈显著相关；3) 回归分析显示，家庭的总的功能、情感反应、情感介入、行为控制、问题解决和组织的友好氛围、公平氛围、勤奋奉献8个因子共同解释了自律品格83.1%的变异量；4) 家庭功能、组织氛围对自律品格的直接效应分别为0.15、0.46，家庭功能→组织氛围→自律品格的间接效应为0.37 (P < 0.001)，组织氛围在家庭功能和自律品格中的中介效应显著。 In order to further understand the self-discipline character of young civil servants and its influenc-ing factors, and promote the integrity education of young civil servants, this study takes the train-ees of Tianjin Administration Institute (May-June 2023) as the research object. A total of 528 young civil servants were investigated by means of the Self-Regulation Quality Questionnaire for Grass-roots Civil Servants, Work Ethics Scale, Organizational Climate Assessment Scale, Family Function Assessment Scale, Civil Servant Stress Assessment Scale and Tennessee Self-Concept Scale. The re-sults are as follows: 1) Demographic variables have no significant effect on the self-discipline char-acter of young civil servants; 2) Family function, self-concept, organizational climate, stress level, work ethics and self-regulatory character were significantly correlated; 3) Regression analysis showed that the total family function, emotional response, emotional involvement, behavior control, problem solving, friendly atmosphere of the organization, fair atmosphere, hard work and dedica-tion of 8 factors together explained 83.1% of the variance of self-discipline character; 4) The direct effects of family function and organizational climate on self-regulatory character were 0.15 and 0.46, respectively, and the indirect effects of family function→organizational cli-mate→self-regulatory character were 0.37 (P < 0.001). The mediating effects of organizational cli-mate on family function and self-regulatory character were significant.
为进一步了解青年公务员自律品格及影响因素，促进青年公务员廉政教育，本研究以天津行政学院培训学员(2023年5月~6月)为研究对象，采用《基层公务员自律品质问卷》《工作伦理量表》《组织氛围评估量表》《家庭功能评定量表》《公务员应激评估量表》《田纳西自我概念量表》对528名青年公务员进行调查。调查结果：1) 人口学变量对青年公务员自律品格不存在显著影响；2) 家庭功能、自我概念、组织氛围、应激水平及工作伦理与自律品格均呈显著相关；3) 回归分析显示，家庭的总的功能、情感反应、情感介入、行为控制、问题解决和组织的友好氛围、公平氛围、勤奋奉献8个因子共同解释了自律品格83.1%的变异量；4) 家庭功能、组织氛围对自律品格的直接效应分别为0.15、0.46，家庭功能→组织氛围→自律品格的间接效应为0.37 (P < 0.001)，组织氛围在家庭功能和自律品格中的中介效应显著。
青年公务员，自律品格，影响因素
Shaoxing Zhang
Tianjin Administration Institute, Tianjin
Received: Jun. 17th, 2023; accepted: Aug. 8th, 2023; published: Aug. 24th, 2023
In order to further understand the self-discipline character of young civil servants and its influencing factors, and promote the integrity education of young civil servants, this study takes the trainees of Tianjin Administration Institute (May-June 2023) as the research object. A total of 528 young civil servants were investigated by means of the Self-Regulation Quality Questionnaire for Grassroots Civil Servants, Work Ethics Scale, Organizational Climate Assessment Scale, Family Function Assessment Scale, Civil Servant Stress Assessment Scale and Tennessee Self-Concept Scale. The results are as follows: 1) Demographic variables have no significant effect on the self-discipline character of young civil servants; 2) Family function, self-concept, organizational climate, stress level, work ethics and self-regulatory character were significantly correlated; 3) Regression analysis showed that the total family function, emotional response, emotional involvement, behavior control, problem solving, friendly atmosphere of the organization, fair atmosphere, hard work and dedication of 8 factors together explained 83.1% of the variance of self-discipline character; 4) The direct effects of family function and organizational climate on self-regulatory character were 0.15 and 0.46, respectively, and the indirect effects of family function→organizational climate→self-regulatory character were 0.37 (P < 0.001). The mediating effects of organizational climate on family function and self-regulatory character were significant.
Keywords:Young Civil Servants, Self-Discipline Character, Influencing Factor
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党的二十大报告明确提出“加强新时代廉洁文化建设”(邓玲，2023)。领导干部特别是高级干部要带头落实关于加强新时代廉洁文化建设的意见，从思想上固本培元，提高党性觉悟，增强拒腐防变能力(吴传毅，2022)。思想纯洁是马克思主义政党保持纯洁性的根本，道德高尚是领导干部做到清正廉洁的基础(魏文泰，2019)。古有“清介自守”之训，今有“廉洁自律”之规。为政之要在于廉洁，廉洁之本在于律己。廉洁自律是反映公务员廉洁素质水平的重要指针。一个人能否廉洁自律，最大的诱惑是自己，最难战胜的敌人也是自己(张东辉，2019)。自律本身与抵制欲望、克制冲动等所表现出的自觉、坚韧、自制等良好的行为特点有紧密的联系，因而在中国文化中常被视为一种优良的个人道德品质，“慎独”、“内省”和“克己复礼”等自我修身的思想反映的正是自律的高尚品德特征。自律品格是指个体在对廉洁行为准则及道德规范认同基础上，主动将廉洁道德准则和规范内化为指导自己行为的内部要求，并自觉按这些要求监督、约束和调控自己的心理和行为朝向有利于组织和个人积极方向发展的意志品质。自律品格是公务员素质重要的成分之一，探讨公务员的自律品格及其影响因素对于青年公务员队伍的道德素质建设有着重要的现实意义。
2023年5月~6月，以天津行政学院在校培训学员为研究对象，发放问卷536份，回收问卷533份，回收率99.44%，有效问卷528分，有效率99.06%。男性199人(占37.7%)、女性329人(占62.3%)；最小年龄24岁，最大年龄39岁，平均年龄30.46岁；普通职员323人(占61.2%)、科级职员147人(占27.8%)、处级职员58人(占11.0%)；单身状态142人(占26.9%)、恋爱状态122人(占23.1%)、已婚状态264人(占50.0%)；大专学历50人(占9.5%)、本科学历298人(占56.4%)、硕士及以上180人(占34.1%)；生活区域在市区325人(占61.6%)、城郊区域125人(占23.7%)、郊区78人(占14.8%)。
采用陈谢平编制的“基层党政干部自律品质问卷”(陈谢平，2013)，该问卷包含慎情、慎欲、慎思和慎微四个维度19个条目，采用五点李克特量表计分方式，即“非常不同意 = 1”到“非常同意 = 5”。问卷克隆巴赫系数为0.894；进一步验证性因素分析结果表明(陈谢平，2013)，c2/df、GFI、AGFI、NFI、NNFI、IFI、CFI、RMSEA值分别为3.713、0.916、0.900、0.886、0.900、0.913、0.913、0.051。各项拟合指标数均达到或接近统计学要求，具有良好的效度。
采用王明辉等编制的“工作伦理量表”(李超平，王桢，毛凯贤，2016)，该量表包括职业操守、工作意义、勤奋奉献、积极进取和人际和谐5个维度20个条目，采用李克特5点计分方式，从“完全不同意= 1”到“完全同意 = 5”，该量表的内部一致性系数为0.85。问卷经探索性因素分析、验证性因素分析以及复核效化检验(李超平，王桢，毛凯贤，2016)，结果表明因素结构清楚，验证性因素分析的结果与研究的理论构想相吻合，复核效化检验的结果表明因素结构具有夸样本的稳定性与有效性。
采用张绍兴等编制的“组织氛围”评估量表(张绍兴，2021b)，该量表包括友好关系氛围、上级支持氛围、同事协助氛围、激励创新氛围、组织公平氛围5个维度的14个条目组成。该量表的克隆巴赫系数为0.836，重测信度为0.814，具有较好的信度；验证性因素分析结果表明(张绍兴，2021b)，c2/df = 2.836、RMSEA = 0.056、SRMR = 0.038、NNFI = 0.985、GFI = 0.912、CFI = 0.987，各项拟合指标数均达到统计学要求，具有良好的效度。
采用刘培义、荷慕陶修订的家庭功能评定量表(汪向东，王希林等，1999)，该量表由问题解决、沟通、角色、情感反应、情感介入、行为控制和总的功能7个维度的60个条目构成，采用李克特4点计分方式，“非常同意 = 1”“同意 = 2”“同意 = 3”“不同意 = 4”。该问卷包括正向积分和反向计分，反向计分采用5 − 实际得分。这样，对所有的条目来说，1分代表健康，4分代表不健康，每个量表的各条目得分的平均数即为该量表的得分，评分范围为1~4分。该量表的克隆巴赫系数为0.736，该量表达到统计学要求，具有较好的信度。
采用张绍兴编制的“公务员应激评估量表”(张绍兴，2013)，该量表包括生活压力、工作压力、人际压力(人情压力、脸面压力等)、生理压力(成瘾物质导致的压力、激素水平导致的压力、克服诱惑导致的压力) 4个维度32个条目，采用李克特5点计分方式，该量表既可以分别计算各维度分值，作为单因子评估使用，各维度相加分值为应激总分值，分值越高，应激水平越强。各分量表克隆巴赫系数为0.762、0.823、0.758、0.973，该量表的克隆巴赫系数为0.815，具有较高的信度。
《田纳西自我概念量表》是美国田纳西州心理学家Fitts 1965年编制(张绍兴，2021a)，包括自我概念的结构维度、内容维度和综合状况共10个因子共70个题目，量表采用李克特5级记分法，前9个因子得分越高，自我概念越积极，自我批评得分越高，自我概念约消极。国内相关研究报告显示，该量表信效度符合测量学要求。
数据采用SPSS22.0、AMOS23.0软件对收集到的数据进行处理。采用独立样本T检验分析不同性别之间的自律品格差异；采用单因素方差分析比较不同婚姻状态、学历水平、职级、生活区域的青年公务员自律品格的差异；采用相关分析、回归方程分析和结构方程模型探讨影响青年公务员自律品格的因素。
不同性别的青年公务员在慎情、慎微两个维度上存在显著差异(P < 0.05)，女性得分高于男性，在慎欲、慎思及自律品格上两性不存在显著差异；不同年龄组的青年公务员在慎情、慎欲、慎微、慎思和自律品格上得分差异不具有统计学意义；不同职级的青年公务员在慎情、慎思两个维度上存在显著差异，慎欲、慎微及自律品格上不存在显著差异；不同婚姻状态的青年公务员除慎微存在显著差异外，其余均不存在显著差异，未达到显著水平；在学历水平上，自律品格及其四个维度不存在显著差异；青年公务员所生活区域与青年公务员的慎欲、慎思得分存在显著差异，其他均不存在显著差异(见表1)。
| 变量 | 数量 | 慎情 | 慎欲 | 慎微 | 慎思 | 自律品格 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 性别 | ||||||
| 男 女 T P | 199 329 | 20.97 ± 2.71 21.74 ± 3.10 −2.878 0.004 | 14.47 ± 1.81 14.27 ± 2.06 1.128 0.260 | 14.78 ± 1.79 15.11 ± 1.66 −2.116 0.035 | 13.49 ± 1.38 13.57 ± 1.52 −0.576 0.565 | 63.71 ± 5.40 64.68 ± 5.99 −1.864 0.063 |
| 年龄 | ||||||
| ≤29岁 30~35岁 ≥36岁 F P | 269 157 102 | 21.38 ± 3.21 21.85 ± 3.06 21.01 ± 2.06 2.594 0.076 | 14.20 ± 2.04 14.53 ± 1.78 14.43 ± 2.08 1.498 0.224 | 15.04 ± 1.91 15.07 ± 1.55 14.71 ± 1.40 1.703 0.183 | 13.47 ± 1.51 13.72 ± 1.39 13.45 ± 1.46 1.693 0.185 | 64.09 ± 6.05 65.17 ± 6.03 63.60 ± 4.48 2.688 0.069 |
| 职级 | ||||||
| 普通公务员 科级公务员 处级公务员 F P | 323 147 58 | 21.30 ± 3.24 21.96 ± 2.46 20.95 ± 2.53 3.383 0.035 | 14.26 ± 2.05 14.44 ± 1.89 14.55 ± 1.75 0.749 0.473 | 14.94 ± 1.87 15.20 ± 1.48 14.71 ± 1.30 2.082 0.126 | 13.66 ± 1.46 13.48 ± 1.46 13.03 ± 1.41 4.723 0.009 | 64.16 ± 6.30 65.07 ± 4.90 63.24 ± 4.65 2.382 0.093 |
| 婚姻状态 | ||||||
| 单身 恋爱 已婚 F P | 142 122 264 | 21.09 ± 3.37 21.84 ± 2.27 21.46 ± 3.04 2.056 0.129 | 14.37 ± 1.94 14.25 ± 1.93 14.37 ± 2.01 0.160 0.852 | 14.87 ± 1.64 15.35 ± 1.54 14.88 ± 1.82 3.632 0.027 | 13.48 ± 1.50 13.70 ± 1.15 13.50 ± 1.57 1.013 0.364 | 63.81 ± 6.50 65.15 ± 4.46 64.20 ± 5.91 1.854 0.158 |
| 学历水平 | ||||||
| 大专 本科 硕士及以上 F P | 50 298 180 | 20.98 ± 2.46 21.30 ± 3.24 21.82 ± 2.63 2.419 0.090 | 14.14 ± 2.42 14.40 ± 1.93 14.31 ± 1.92 0.394 0.674 | 14.98 ± 1.44 14.93 ± 1.72 15.08 ± 1.79 0.449 0.639 | 13.76 ± 1.35 13.53 ± 1.57 13.49 ± 1.31 0.655 0.520 | 63.86 ± 5.26 64.15 ± 6.21 64.71 ± 5.19 0.689 0.503 |
| 生活区域 | ||||||
| 市区 环城四域 郊区(原郊县) F P | 325 125 78 | 21.43 ± 3.23 21.51 ± 2.25 21.40 ± 2.96 0.043 0.957 | 14.50 ± 1.91 13.94 ± 2.12 14.33 ± 1.91 3.746 0.024 | 14.88 ± 1.75 15.18 ± 1.40 15.10 ± 2.02 1.595 0.204 | 13.70 ± 1.39 13.22 ± 1.29 13.40 ± 1.90 5.177 0.006 | 64.51 ± 6.27 63.86 ± 4.23 64.23 ± 5.93 0.591 0.554 |
表1. 人口学因素与青年公务员自律品格统计分析
家庭功能与青年公务员的自律品格呈中高程度的显著相关，而自我概念、组织氛围、应激水平及工作伦理与自律品格呈低相关，但均达到了P < 0.001的显著水平(见表2)。
| 自我概念 | 组织氛围 | 应激水平 | 家庭功能 | 工作伦理 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 组织氛围 | 0.136** | ||||
| 应激水平 | −0.328** | −0.090* | |||
| 家庭功能 | 0.285** | 0.652** | −0.189** | ||
| 工作伦理 | 0.134** | 0.328** | −0.111* | 0.786** | |
| 自律品格 | 0.229** | 0.368** | 0.152** | 0.668** | 0.282** |
表2. 自我概念、组织氛围、应激水平、家庭功能、工作伦理与自律品格的相关分析
*P < 0.05, **P < 0.001.
以自律品格得分为因变量，以自我概念、组织氛围、应激水平、家庭功能和工作伦理为自变量进行回归分析，家庭功能、工作伦理、组织氛围、自我概念纳入回归方程，对青年公务员的自律品格的解释达到67.4% (见表3)。
| 因变量 | 自变量 | 偏回归系数 | 标准差 | 标准回归系数 | t值 | P值 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 自律品格 | (常数) | −0.386 | 2.199 | −0.176 | 0.861 | |
| 家庭功能 | 0.702 | 0.025 | 1.607 | 27.978 | 0.000 | |
| 工作伦理 | −0.788 | 0.042 | −0.844 | −18.880 | 0.000 | |
| 组织氛围 | −0.456 | 0.042 | −0.394 | −10.929 | 0.000 | |
| 自我概念 | −0.008 | 0.003 | −0.062 | −2.338 | 0.020 | |
| R2 = 0.676 调整后R2 = 0.674 F = 273.322 P < 0.001 | ||||||
表3. 自我概念、组织氛围、应激水平、家庭功能、工作伦理与自律品格的回归分析
以青年公务员自律品格为因变量，分别以自我概念的10个因子、家庭功能的7个因子、工作伦理的5个因子维度、组织氛围的5个因子为自变量进行回归分析：1) 自我概念的道德自我、自我满足、家庭自我和心理自我4个因子纳入回归方程，是影响青年公务员自律品格的自我概念因素；2) 组织氛围的友好氛围、公平氛围纳入回归方程，是影响青年公务员自律品格的组织因素；3) 家庭功能的家庭总的功能、情感反应、情感介入、行为调控、问题解决、角色纳入回归方程，对青年公务员的自律品格的解释达到57%；4) 工作伦理的积极进取、勤奋奉献纳入回归方程，对青年公务员自律品格具有正向促进作用(见表4)。
| 因变量 | 自变量 | 偏回归系数 | 标准差 | 标准回归系数 | t值 | P值 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 自律品格 | (常数) 道德自我 自我满意 家庭自我 心理自我 | 86.152 1.141 −0.691 −0.157 −0.106 | 5.911 0.206 0.174 0.052 0.037 | 2.313 −1.665 −0.263 −0.227 | 14.574 5.530 −3.979 −3.037 −2.886 | 0.000 0.000 0.000 0.003 0.004 |
| R2 = 0.132 调整后R2 = 0.125 F = 19.855 P < 0.001 | ||||||
| 自律品格 | (常数) 友好氛围 公平氛围 | 40.567 1.179 0.889 | 2.267 0.128 0.219 | 0.367 0.162 | 17.892 9.178 4.053 | 0.000 0.000 0.000 |
| R2 = 0.176 调整后R2 = 0.173 F = 56.099 P < 0.001 | ||||||
| 自律品格 | (常数) 总的功能 情感反应 情感介入 行为控制 问题解决 角色 | 0.281 0.592 1.139 0.293 0.352 0.241 −0.187 | 2.723 0.046 0.100 0.041 0.062 0.075 0.059 | 0.426 0.367 0.216 0.193 0.106 −0.109 | 0.103 12.937 11.394 7.089 5.697 3.225 −3.165 | 0.918 0.000 0.000 0.000 0.000 0.001 0.002 |
| R2 = 0.575调整后R2 = 0.570 F = 117.520 P < 0.001 | ||||||
| 自律品格 | (常数) 积极进取 勤奋奉献 | 41.154 1.216 0.328 | 2.224 0.134 0.097 | 0.368 0.136 | 18.504 9.107 3.375 | 0.000 0.000 0.001 |
| R2 = 0.173 调整后R2 = 0.170 F = 54.840 P < 0.001 | ||||||
表4. 自我概念、家庭功能、工作伦理、组织氛围与青年公务员自律品格的回归分析
以青年公务员自律品格为因变量，以道德自我、自我满足、家庭自我、心理自我、友好氛围、公平氛围、积极进取、勤奋奉献、家庭总的功能、情感反应、情感介入、行为调控、问题解决、角色等14个因子为自变量进行回归分析，最后家庭功能的家庭总功能、情感反应、情感介入、行为控制、问题解决和组织的友好氛围、公平氛围、勤奋奉献(工作伦理)的8个因子共同解释了青年公务员自律品格83.1%的变异量(见表5)。
| 因变量 | 自变量 | 偏回归系数 | 标准差 | 标准回归系数 | t值 | P值 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 自律品格 | (常数) 总的功能 情感反应 情感介入 行为控制 勤奋奉献 公平氛围 问题解决 友好氛围 | −7.735 0.604 1.420 0.299 0.384 −0.506 −0.858 0.404 0.286 | 2.557 0.048 0.110 0.038 0.055 0.081 0.121 0.075 0.099 | 0.434 0.457 0.220 0.210 −0.210 −0.251 0.177 0.089 | −3.025 12.672 12.854 7.883 6.936 −6.274 −7.113 5.377 2.900 | 0.003 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.004 |
| R2 = 0.894 调整后R2 = 0.831 F = 110.972 P < 0.001 | ||||||
表5. 青年公务员自律品格的回归分析
为了进一步探讨家庭功能、组织氛围与青年公务员的自律品格之间的关系，以自律品格为因变量，以家庭功能为自变量、组织氛围为中介变量。对数据采用AMOS软件进行结构方程模型分析。该结构方程模型拟合指数：χ2/df = 2.735、RMSEA = 0.077、SRMR = 0.047、NNFI = 0.975、GFI = 0.932、CFI = 0.957符合模型适配度要求。由模型可知，家庭功能对青年公务员的自律品格的直接效应为0.15 (P < 0.001)；组织氛围对青年公务员的自律品格的直接效应为0.46 (P < 0.001，达到显著水平)；家庭功能→组织氛围→自律品格的间接效应为0.81 × 0.46 = 0.37 (P < 0.001)；家庭功能→组织氛围→自律品格的间接效应大于家庭功能→自律品格的直接效应，即组织氛围在家庭功能和自律品格中的中介效应显著(见如图1)。
图1. 家庭功能、组织氛围及公务员自律品格中介效应分析
青年公务员的人口学变量对青年公务员自律品格的影响未达到显著水平，即性别、年龄、职级、学历水平、婚姻状态和生活区域对自律品格的影响未达到统计学意义；家庭功能的家庭总的功能、情感反应、情感介入、行为控制、问题解决和组织的友好氛围、公平氛围、勤奋奉献8因素是影响青年公务员自律品格的主要因素；家庭功能、组织氛围对青年公务员自律品格具有直接效应，同时组织氛围在家庭功能与自律品格之间具有中介效应。
第一，加强理想信念教育，提升青年公务员的自律品格。原中组部副部长张柏林曾指出，艰苦奋斗是廉洁自律的保证，要做到廉洁自律，一是要有坚定而正确的理想和信念，二是要约束克制自己的欲望，三是要改进自己的工作作风，四是要自觉遵守廉洁从政的各项规定。公务员的廉洁自律应该由表及里、标本兼治，从表层的打击公务员的贪腐行为到中层的用制度和法律对领导行为进行约束再到里层的培养领导干部正确的人生观、世界观和价值观，最终从思想上建立起防范各种腐朽思想的有效屏障。
第二，加强组织文化建设，为青年公务员提升自身自律品格提供组织氛围保障。组织的公平、友好、勤奋奉献对青年公务员的自律品格有显著的作用效果。组织气氛对自律品格的预测相对贡献要大于家庭功能对自律品格的预测贡献。组织文化气氛对青年公务员自律品格的影响更多地涉及青年公务员工作相关的自律行为。根据社会学习理论，如果组织内部是一种公平、友好、勤奋奉献导向的伦理气氛，并且该气氛为组织内大多数成员所共识，那么组织成员在组织内的行为就很可能会不自觉地遵循公平、友好、勤奋奉献导向的标准，进而在潜移默化中培养青年公务员自身的廉洁品格。
第三，加强家庭文化建设，发挥家庭功能，夯实青年公务员自律品格培养之基础。本研究显示，家庭气氛对青年公务员的自律品格有显著的作用效果。例如，就夫妻关系而言，亲密和谐的夫妻关系不仅是公务员工作的坚实“后方”基础，同时也能够增强公务员的幸福感和满足感，在一定程度上可以减少干部不正当欲望的产生；就家庭人际氛围来讲，开明、诚信、平等、和睦的家庭成员氛围不仅能够促进家庭的和谐，也有利于公务员自身修养的提高，从而为干部的廉洁自律打下良好的思想基础。
第四，弘扬中华优秀传统文化，涵养青年公务员自律品格。中华优秀传统文化中的廉洁思想是经过长期的文化积淀而形成的，具有丰富内涵和鲜明特征，为新时代廉洁文化建设提供了深厚的思想文化基础，发挥着文化涵养和精神激励的作用。中华优秀廉洁文化体现在崇德尚廉、廉为政本、持廉守正、德法并举、褒惩并重的文化思想，并塑造着明大德、守公德、严私德的廉洁自律道德品格。继承中华传统廉洁文化有益成果，用传统廉洁文化中勤俭自律、清廉不贪、廉洁奉公等廉洁价值理念教育引导青年公务员坚定理想信念、提高党性觉悟，自觉抵制腐败思想侵蚀，构筑思想道德防线，对持续推进不敢腐、不能腐、不想腐一体战略目标的实现具有重要意义。
天津市社会科学规划项目：中国传统文化与党政干部“和谐”心态塑造研究(TJJX18-030)；中共天津市委党校“学习贯彻习近平新时代中国特色社会主义思想主题教育”专项课题：领导干部廉洁品德建设研究。
张绍兴. 天津市青年公务员自律品格及影响因素调查研究A Survey on the Self-Discipline Character and Its Influencing Factors of Young Civil Servants in Tianjin[J]. 心理学进展, 2023, 13(08): 3446-3454. https://doi.org/10.12677/AP.2023.138432
https://doi.org/10.12677/ass.2021.1012447