摘要：基于探究社會化背景下高校宿管服務(wù)改進(jìn)路徑的訴求，通過李克特量表測評X高校宿管服務(wù)滿意度值的基礎(chǔ)上，在實(shí)證分析路線上，利用基本統(tǒng)計(jì)量刻畫分析、方差分析與回歸分析逐步研究出改進(jìn)路徑的關(guān)鍵變量因素；在個案分析技術(shù)路線層面，利用實(shí)證分析推演出的九個回歸系數(shù)較大的解釋變量為深度研究點(diǎn)，借用制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的制度分析方法，從正式制度層面分析進(jìn)一步提升滿意度指明改進(jìn)路徑，也從非正式制度層面提出要加大意識形態(tài)資本投資，從行為發(fā)生的內(nèi)在機(jī)理上引導(dǎo)與規(guī)范服務(wù)行為。研究最后通過發(fā)揮個案研究與定量分析相結(jié)合的優(yōu)勢，提出了社會化背景下高校宿管服務(wù)的改進(jìn)路徑。

關(guān)鍵詞：滿意度；方差分析；回歸分析；制度分析

隨著高校后勤社會化改革的不斷深入，學(xué)生宿舍管理體制也發(fā)生了相應(yīng)的變化，在這種變化的過程中，新老體制的交替和不斷碰撞，產(chǎn)生了種種矛盾，也帶來了新的機(jī)遇，這就要求我們對學(xué)生宿舍管理體制變化中的一些問題，認(rèn)真加以思考，以便積極應(yīng)對體制變化后所帶來的挑戰(zhàn)。以湖北X高校宿管服務(wù)中心提供的服務(wù)為例，同時借鑒國內(nèi)顧客滿意度理論研究成果和測評方法，對X高校宿管服務(wù)進(jìn)行了一系列的實(shí)證與規(guī)范性分析研究。

一、相關(guān)概念與實(shí)證模型的界定

（一）顧客服務(wù)滿意度研究厘定

顧客滿意(Customer Satisfactory)理念最早來源于企業(yè)，西方“新公共管理”以及“政府再造”運(yùn)動的開展，在政府部門得以普遍應(yīng)用?！邦櫩蜐M意度是指顧客通過對某一產(chǎn)品或服務(wù)的全面感知結(jié)果與其期望或需求相比較后，形成的愉悅或者失望的感覺狀態(tài)。通過特定的因果關(guān)系模型對顧客滿意程度進(jìn)行測評得到的指標(biāo)結(jié)果我們通常稱之為顧客滿意指數(shù)?！雹倥c此相對應(yīng)，宿管服務(wù)滿意度就是學(xué)生對宿管服務(wù)的感知績效與自身對該服務(wù)的期望值相比較后形成的愉悅或失望的感覺狀態(tài)，是實(shí)際得到的服務(wù)與期望得到的服務(wù)之間的匹配程度。宿管服務(wù)滿意度測評的最終目的就是通過了解學(xué)生的意見，測評學(xué)生對宿管服務(wù)部門所提供服務(wù)的期望與其實(shí)際感受的差距，進(jìn)而得出學(xué)生宿管部門如何能夠更好的服務(wù)廣大的學(xué)生，在哪些方面進(jìn)行改善和調(diào)整是最有效的，是學(xué)生最需要的，從而提高校宿管服務(wù)的質(zhì)量。

(二)實(shí)證模型選擇

基于在研究方法層面上采用多元線性回歸分析，實(shí)證模型選擇多元線性回歸模型切中本文研究需要。元線性回歸模型：

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+……+βpxp+ε (1.1)

式(1.1)中是一個P元的線性回歸模型，它表明被解釋變量y的變化可由兩個部分解釋。第一，是由P個解釋變量x的變化引起y的變化部分，即y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+……βpxp+ε；第二，有其他隨機(jī)因素引起的y的變化部分，即ε，稱為隨即誤差。β0，β1，β2，β3……βp都是未知參數(shù)，被稱為回歸系數(shù)。如果對式1等式兩端進(jìn)行求期望，則有：

E（y）=β0+β1x1+β2x2+β3x3+……+βpxp （1.2）

式（1.2）稱為多元線性回歸方程，其中估計(jì)β0，β1，β2，β3……βp是核心任務(wù)之一，由于參數(shù)估計(jì)工作是基于樣本數(shù)據(jù)的，由此得到的參數(shù)只是參數(shù)真值β0，β1，β2，β3……βp的估計(jì)值，即 0， 1，

2， 3…… p則有：

（1.3）

式（1.3）被稱為多元線性經(jīng)驗(yàn)回歸方程，也是本次實(shí)證研究需要求證的回歸方程。

二、問卷設(shè)計(jì)和調(diào)查方法

（一）問卷設(shè)計(jì)

“由于顧客滿意(CS)是全面質(zhì)量管理(TQM)的首要原則，是TQM的根本目的，也是企業(yè)經(jīng)營的最高目標(biāo)?！雹谶@就要全面了解學(xué)生對宿管服務(wù)的實(shí)際感受，了解學(xué)生對宿管服務(wù)的期望，同時依據(jù)湖北X高校宿管服務(wù)中心提供的服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)建高校宿管服務(wù)滿意度指標(biāo)體系主要包括五個一級指標(biāo)，即樓管的工作（X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7分別代表垃圾桶的樓層擺放、對陌生人進(jìn)出的管理、樓內(nèi)個人物品停放管理、樓棟大門開關(guān)時間、樓管服務(wù)態(tài)度、衛(wèi)生清潔的時間安排衛(wèi)生清潔的質(zhì)量）、維修人員的工作（X8、X9、X10、X11、X12、X13分別代表維修等待時間、損壞物品的維修費(fèi)用、進(jìn)宿舍維修時段、維修人員服務(wù)態(tài)度、維修的質(zhì)量、樓內(nèi)安全巡查檢修檢工作）、衛(wèi)生檢查人員的工作（X14、X15、X16、X17分別代表衛(wèi)生檢查的公平性、衛(wèi)生檢查時的態(tài)度、衛(wèi)生檢查時段的合理性、異性檢查人員進(jìn)寢室檢查）、宿管文化活動（X18、X19、X20、X21、X23分別代表活動結(jié)果的公平性透明性、活動獲獎兌獎可信性、活動內(nèi)容的吸引力、宿管文化活動的宣傳、宿管文化活動舉辦的次數(shù)）、宿管辦公室工作（X24、X25、X26、X27、X28、X29、X30、X31、X32、X33分別代表意見申訴渠道的建設(shè)、辦事效率、宿舍安全教育工作、辦公室人員服務(wù)態(tài)度、個人物品宿舍外停放便利性、對學(xué)生違規(guī)處理的公平性、對晚歸學(xué)生歸寢的管理、大功率的檢查、斷電時間、熱水進(jìn)寢室服務(wù)），做到系統(tǒng)全面了解學(xué)生對各項(xiàng)宿管服務(wù)的滿意程度。據(jù)指標(biāo)體系，本次調(diào)查主要涉及上述的五個一級指標(biāo)，因此，問卷設(shè)計(jì)中應(yīng)該包括五部分。由于本次調(diào)查是對學(xué)生的主觀態(tài)度和觀點(diǎn)的調(diào)查，因此采用了最常用的李克特量表的方法進(jìn)行測量，對所有指標(biāo)評價均采用李克特5等級量表形式，其中1分代表非常不滿意，2分代表不滿意，3分代表一般，4分代表滿意，5分代表非常滿意。

（二）過濾信息描敘

本研究的取樣來自X高校在校大學(xué)生，實(shí)測被試900人，實(shí)得有效被試860，有效率為96%。其中性別層面上，男生實(shí)測410，占性別比例47.7%，女生實(shí)測410，占性別比例51.7%；年級層面上，大一年級學(xué)生實(shí)測人數(shù)290，占年級比例33.7%，大二年級學(xué)生實(shí)測人數(shù)289，占年級比例的23%，大三年級學(xué)生實(shí)測人數(shù)198，占年級比例的9.5%，大四年級學(xué)生實(shí)測人數(shù)82，占年級比例的9.5%；月消費(fèi)層面上，300元以下的實(shí)測學(xué)生42人，占其比例的4.9%，月消費(fèi)300-500元的學(xué)生425人，占其比率49.4%，月消費(fèi)500-800元的學(xué)生320人，占其比例37.2%，月消費(fèi)800以上的學(xué)生59人，占比例4.9%。

資料來源：對調(diào)查問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)分析。

（三）問卷信度檢驗(yàn)

對數(shù)據(jù)的信度評價來檢驗(yàn)所測數(shù)據(jù)的可靠性，信度是指測量結(jié)果的可靠程度，就是被調(diào)查者的真實(shí)分值占測量的態(tài)度分值的比例。該比例越高說明測量的信度越高，反之越低。本次研究采用的就是克朗巴哈α信度系數(shù)與折半系數(shù)法?？死拾凸哦认禂?shù)可以解釋用量表測試某一等級所得分?jǐn)?shù)的變異中，有多大比例是真分?jǐn)?shù)所決定的，從而反映出測試的可靠程度?！笆褂每死拾凸列哦认禂?shù)法來測量問卷的信度，一般認(rèn)為α在0.7以上，問卷的信度較高?！雹鄣强死拾凸列哦认禂?shù)的數(shù)值大小，與項(xiàng)數(shù)k有關(guān)，當(dāng)k較大時克朗巴哈α信度系數(shù)也會較高，因此當(dāng)研究的項(xiàng)數(shù)較大時，往往還要結(jié)合其他方法進(jìn)行分析，如折半系數(shù)。折半系數(shù)是將量表一分為二后分別計(jì)算兩部分的克朗巴哈α信度系數(shù)，進(jìn)而對兩部分量表的信度進(jìn)行比較。從表3-2可知，各方面的克朗巴哈α信度系數(shù)都比較高，總體系數(shù)達(dá)到0.894。此外，從折半系數(shù)來看第一和第二部分的系數(shù)均在0.8附近，總體折半系數(shù)大于0.8，而且兩部分量表的相關(guān)程度基本也在0.7左右，從而說明本調(diào)查的信度水平比較好，數(shù)據(jù)質(zhì)量較好，可以進(jìn)行深入的實(shí)證分析研究。

資料來源：對調(diào)查問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)分析。

三、實(shí)證分析

（一）基本描述統(tǒng)計(jì)量分析

滿意率是指在一定數(shù)量的調(diào)查對象中表示滿意的調(diào)查對象所占的百分比，也是用來測評顧客滿意度的一種工具。滿意率1是指“非常滿意”的比率，滿意率2是指“非常滿意”、“比較滿意”的比率之和。滿意度均值用來刻畫所有變量取值的集中趨勢或平均水平，其均值表達(dá)式為：

（3.1）

式（3.1）中n表示樣本數(shù)，x表示解釋變量。滿意度方差用來刻畫變量取值離散程度，其表達(dá)式為：

(3.2)

式(3.2)表明樣本方差是樣本標(biāo)準(zhǔn)差的平方。樣本方差越大，說明變量值之間的差異越大。兩個刻畫滿意度的描敘統(tǒng)計(jì)量反映X高校宿管服務(wù)滿意度的基本統(tǒng)計(jì)信息。在滿意度均為44.1875下，滿意度方差較小，這就說明整體滿意度數(shù)據(jù)比較緊湊的分布在滿意度均44.1875周圍，即數(shù)據(jù)的離散程度較小，滿意度的集中趨勢明顯。

（二）不同群體滿意度的差異分析

理論認(rèn)為“在控制變量不同水平下觀察變量總體方差無顯著性差異是方差分析的基本前提要求，如果沒有滿足這個前提要求，就不能認(rèn)為各總體分布相同。因此，有必要對方差是否齊性進(jìn)行檢驗(yàn)?！阿?/p>

*. The mean difference is significant at the 0.05 level.

表4-2 表明，如果在顯著性水平a為0.05，由于各方差齊性檢驗(yàn)值所對應(yīng)的P-值均大于0.05.可以認(rèn)為不應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不同個性特征控制變量下的滿意度觀測值方差無顯著性差異，滿足方差分析的前提。

1.年級差異對滿意度評價的影響

表4-3是年級控制變量對各滿意度觀測值的單因素方差分析結(jié)果，觀測變量樓管服務(wù)態(tài)度的離差平方總和為835.932，其中年級控制變量引起的可解釋變差為26.783，系統(tǒng)誤差引起的變差為809.150，兩者的方差分別為6.696、0.950，相除所得的F統(tǒng)計(jì)量的觀察值為7.050，對應(yīng)的P-值近似0。如果顯著性a為0.05，P-值小于顯著性a，則應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為年級控制變量對觀測變量樓管服務(wù)態(tài)度產(chǎn)生了顯著性影響。

觀測變量維修人員服務(wù)態(tài)度的離差平方總和為601.430，其中年級控制變量引起的可解釋變差為2.345，系統(tǒng)誤差引起的變差為599.085，兩者的方差分別為0.586、0.706，相除所得的F統(tǒng)計(jì)量的觀察值為0.831，對應(yīng)的P-值為0.506。如果顯著性a為0.05，P-值大于顯著性a，則應(yīng)接受原假設(shè)，認(rèn)為年級控制變量對觀測變量維修人員服務(wù)態(tài)度沒有產(chǎn)生了顯著性影響。

同理，觀測變量辦公室人員服務(wù)態(tài)度的離差平方總和為810.515，其中年級控制變量引起的可解釋變差為47.088，系統(tǒng)誤差引起的變差為763.427，兩者的方差分別為11.772、0.899，相除所得的F統(tǒng)計(jì)量的觀察值為13.092，對應(yīng)的P-值近似0。如果顯著性a為0.05，P-值小于顯著性a，則應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為年級控制變量對觀測變量辦公室人員服務(wù)態(tài)度產(chǎn)生了顯著性影響。

*. The mean difference is significant at the 0.05 level.

2.性別差異對滿意度評價的影響

由于分析思路如同年級差異對滿意度評價的影響分析，在本部分只進(jìn)行簡要分析性別差異對滿意度評價的影響?？刂谱兞總€性差異下的F統(tǒng)計(jì)量所對應(yīng)的P-值依次為0.005.0.126、0.454，如果顯著性a為0.05，P-值大于或等于顯著性a，則應(yīng)接受原假設(shè)，認(rèn)為控制變量個性差異對觀測變量樓管服務(wù)態(tài)度、維修人員服務(wù)態(tài)度、辦公室人員服務(wù)態(tài)度沒有產(chǎn)生了顯著性影響。

*. The mean difference is significant at the 0.05 level.

3.月消費(fèi)差異對滿意度評價的影響

利用控制變量月消費(fèi)差異的不同水平是否對觀測變量樓管服務(wù)態(tài)度、維修人員服務(wù)態(tài)度、辦公室人員服務(wù)態(tài)度產(chǎn)生了顯著性影響進(jìn)行單因素方差分析。本部分的分析技術(shù)路線與上述的相似，加之?dāng)?shù)據(jù)表的龐大，也僅僅進(jìn)行控制變量月消費(fèi)差異下的F統(tǒng)計(jì)量所對應(yīng)的P-值檢驗(yàn)。如果顯著性a為0.05，控制變量月消費(fèi)差異下的F統(tǒng)計(jì)量所對應(yīng)的P-值均大于顯著性a，則應(yīng)接受原假設(shè)，認(rèn)為控制變量月消費(fèi)差異對觀測變量樓管服務(wù)態(tài)度、維修人員服務(wù)態(tài)度、辦公室人員服務(wù)態(tài)度沒有產(chǎn)生了顯著性影響。

*. The mean difference is significant at the 0.05 level.

（三）回歸檢驗(yàn)分析

1.宿管服務(wù)滿意度多元線性回歸分析結(jié)果

1.1 強(qiáng)行進(jìn)入策略一

通過樣本數(shù)據(jù)建立的回歸方程一般不能立即用于對實(shí)際問題的預(yù)測分析等，通常需要進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)是否聚集在回歸線附近，從而評價回歸方程對樣本數(shù)據(jù)的代表程度。由于本次所建構(gòu)的回歸方程為多元回歸方程，需要采用調(diào)整的判定系數(shù)作為擬合優(yōu)度檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量，由于調(diào)整的判定系數(shù)0.543比較低，因此可以認(rèn)為擬合優(yōu)度一般，由此說明，被解釋變量可以被模型解釋的部分少，不能被解釋的部分多，部分解釋變量與被解釋變量之間的線性關(guān)系不顯著，不能保留在回歸方程中，需要進(jìn)行進(jìn)一步剔除。

b Dependent Variable: 滿意度

1.2 強(qiáng)行進(jìn)入策略二

進(jìn)行部分解釋變量剔除后，依舊需要進(jìn)行回歸系數(shù)檢驗(yàn)，研究保留在回歸方程每個解釋變量與被解釋變量之間的線性關(guān)系是否顯著。表5-2中各列數(shù)據(jù)項(xiàng)的含義依次為：被解釋變量的來源、離差平方和、自由度、方差、回歸方程顯著檢驗(yàn)中F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀察值和概率P值?？梢钥吹剑罕唤忉屪兞康目傠x差平方和為31.414，回歸平方和及方差分別為18.878和0.524，剩余項(xiàng)平方和及方差分別為12.536和0.051，F(xiàn)的觀測值為10.291，對應(yīng)的概率P-值近似為0。依據(jù)該表可進(jìn)行回歸方程的顯著性檢驗(yàn)，如果顯著性水平a為0.05，由于概率P值小于顯著性水平a，應(yīng)該拒絕回歸方程顯著性檢驗(yàn)的原假設(shè)，認(rèn)為各回歸系數(shù)不同時為0，被解釋變量與解釋變量全體的線性關(guān)系是顯著的，可建立線性模型。

b Dependent Variable: 滿意度

2.宿管服務(wù)滿意度多元線性逐步回歸分析結(jié)果

通過逐步回歸分析，可以看到：在顯著水平a為0.05，解釋變量的回歸系數(shù)顯著性t檢驗(yàn)的概率P-值小于0.05，它們與被解釋變量的線性關(guān)系顯著。由此可以建立多元線性回歸模型方程：

y=1.543+0.036x1+0.050x7+0.046X16+0.067x21+0.063x24+0.060x25+0.040x26+0.060x29+0.071x31

a Dependent Variable: 滿意度

計(jì)算解釋變量的貢獻(xiàn)率可以利用權(quán)重，通常的做法是根據(jù)實(shí)際問題由專家組研究決定，這里僅從回歸系數(shù)來考慮，以各個解釋變量的回歸系數(shù)為權(quán)數(shù)，那么我們就可推知在提高服務(wù)滿意度上應(yīng)著重做好哪些方面的工作。

五、實(shí)證結(jié)果討論

（一）從實(shí)證分析角度推演研究結(jié)論

通常理解的實(shí)證分析是指，用統(tǒng)計(jì)計(jì)量方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理的分析方法，實(shí)際上這只是計(jì)量分析方法，它只是實(shí)證分析方法的其中一種方式。實(shí)證分析正因依托計(jì)量方法的科學(xué)性以及實(shí)踐中的數(shù)據(jù)能體現(xiàn)出論證過程的理性與精確，提升研究結(jié)論的可信性。

第一，從高效服務(wù)滿意度程度來推演結(jié)論。在滿意度均為44.1875下，滿意度方差較小，這就說明整體滿意度數(shù)據(jù)比較緊湊的分布在滿意度均44.1875周圍，即數(shù)據(jù)的離散程度較小，滿意度的集中趨勢明顯。整體滿意度較明顯的情景下，除控制變量年級差異對觀測變量樓管服務(wù)態(tài)度、辦公室人員服務(wù)態(tài)度產(chǎn)生了顯著性影響，控制變量年級差異、性別差異、月消費(fèi)差異對滿意度觀測值顯著性并不明顯，這就表明不同個性特征的大學(xué)生對高校宿管服務(wù)認(rèn)可度較高，同時一個信號就是要求宿管工作者在為學(xué)生服務(wù)的過程中，做到按學(xué)生個性區(qū)別對待，滿足不同類型學(xué)生對宿管服務(wù)的合理要求，將學(xué)生對宿管服務(wù)實(shí)際感受服務(wù)質(zhì)量與期望質(zhì)量差距縮小。

第二，從影響高效服務(wù)滿意度原因來推演結(jié)論。一方面，通過對回歸模型的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)真正影響服務(wù)滿意度的因素（即宿管文化活動的宣傳、對違規(guī)學(xué)生處理的公平性、辦事效率、大功率的檢查、垃圾桶擺放、宿舍安全教育工作、衛(wèi)生清潔的質(zhì)量、衛(wèi)生檢查時段的合理性、意見申訴渠道建設(shè)）約占總因素的25%，這就符合二八定律⑤。毋庸置疑，這就要求宿管工作人員務(wù)必做好這25%的真正影響滿意度的工作，才能帶來整體滿意度的上升。另一方面，以各個解釋變量的回歸系數(shù)為權(quán)數(shù)，重點(diǎn)做好權(quán)重較大的解釋變量工作，例如，意見申訴渠道建設(shè)、宿管文化活動的宣傳、大功率的檢查等，這些解釋變量質(zhì)量的提高必然會帶來相應(yīng)的整體滿意度的上升。

第三，從描敘統(tǒng)計(jì)量的刻畫、方差分析以及回歸分析綜合推演結(jié)論。從宿管文化活動的宣傳、對違規(guī)學(xué)生處理的公平性、辦事效率、大功率的檢查、垃圾桶擺放、宿舍安全教育工作、衛(wèi)生清潔的質(zhì)量、衛(wèi)生檢查時段的合理性、意見申訴渠道建設(shè)這9個權(quán)重較大的解釋變量來看，影響高校宿管服務(wù)滿意度的因素并不在于外在條件，如硬件的投入等客觀因素，而在于內(nèi)在條件，如宿管的軟性服務(wù)（宿管工作人員的主觀因素等），無疑宿管工作中的重點(diǎn)應(yīng)該是著重加強(qiáng)各項(xiàng)軟性服務(wù)。

（二）從規(guī)范性分析角度推演結(jié)論

一方面，實(shí)證分析過于強(qiáng)調(diào)理性分析過程，致使研究中存在的主觀性等分析過程無法進(jìn)行，非理性的結(jié)論更得不到推演，而進(jìn)行規(guī)范性分析才能補(bǔ)充研究中的非理性不足的缺陷。另一方面，實(shí)證表述是可以通過對證據(jù)的檢驗(yàn)來肯定或是否定的，而規(guī)范表述除了事實(shí)，還包括價值，判斷一項(xiàng)政策是好是壞不僅僅看科學(xué)事實(shí)，還包含我們對倫理道德等主觀性因素的看法。當(dāng)然這兩者也是互相關(guān)聯(lián)的，實(shí)證分析會對規(guī)范分析產(chǎn)生影響，但規(guī)范分析結(jié)論不僅需要實(shí)證分析，還需要價值判斷（Value judgement）。

在進(jìn)行分析前，我們需要明曉制度是行為人的機(jī)會選擇的集合，是行為范疇的框架。從宿管文化活動的宣傳、對違規(guī)學(xué)生處理的公平性、辦事效率、大功率的檢查、垃圾桶擺放、宿舍安全教育工作、衛(wèi)生清潔的質(zhì)量、衛(wèi)生檢查時段的合理性、意見申訴渠道建設(shè)這9個權(quán)重較大的解釋變量涉及到正式制度范疇內(nèi)的工作要求，要通過正式制度嚴(yán)肅性與強(qiáng)制性進(jìn)一步規(guī)范行為從而減少工作中的隨意性因素或是機(jī)會主義行為?！罢街贫入m然是非正式制度的基礎(chǔ)，但在日?；又?，它們卻極少是形成選擇的明確而直接的來源?！雹扌袨榭茖W(xué)認(rèn)為人的行為是在一定得意識引導(dǎo)下而產(chǎn)生不同的行為方向與行為方式，由于非正式制度或約束作為正式制度的補(bǔ)充或延伸，并從人行為內(nèi)在發(fā)生機(jī)理上起作用，那么進(jìn)一步提高宿管服務(wù)滿意度工作的改進(jìn)路徑應(yīng)該是意識形態(tài)的投資，尤其要對員工進(jìn)行職業(yè)教育培訓(xùn)，從內(nèi)心認(rèn)可其職業(yè)工作帶來消弭減少工作中的隨意性因素或是機(jī)會主義行為，這當(dāng)然需要配套的機(jī)制作為保障，但這里并不作為研究的對象就不進(jìn)行分析研究。

可以看出在高校宿管服務(wù)實(shí)際的環(huán)境中，正式制度與非正式制度是以一種“膠著”狀態(tài)共同對服務(wù)滿意度起影響，宿管工作者就需要從這兩方面入手進(jìn)行滿意度改進(jìn)。同時，可以窺見隨著高校后勤社會化改革的不斷深入，利用社會力量提高服務(wù)質(zhì)量以此來提升大學(xué)生的認(rèn)同感凝聚力，從而推進(jìn)高校的自身建設(shè)。但需要注意的是，在國家教育經(jīng)費(fèi)投入還沒到達(dá)占GDP4%的前提與部分高校后勤并還沒有真正實(shí)現(xiàn)社會化下，研究的結(jié)論并不定具有普適性，這就造成研究上的缺陷與不足，這也將成為后續(xù)的實(shí)證研究的重點(diǎn)。

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