高校辅导员幸福感的调查与分析*

徐海波 罗 君

高校辅导员是学校教书育人的重要组成部分，是大学生思想政治教育的骨干力量。辅导员是大学生日程教育和管理工作的组织者、实施者和指导者，他们往往与大学生朝夕相伴，接触最多，交流最广，他们的幸福状态会影响他们的工作热情和工作态度，从而对学生性格和思想的成长产生长远影响。幸福是“人们对现实生活的主观反映，它既同人们生活的客观条件密切相关，又体现了人们的需求和价值。”［1］如何去描述和测度幸福可以帮助我们更好揭示幸福的实质，追求幸福。近些年，国内学者也在借鉴国外幸福感研究成果的基础上，发展了一些适合中国人幸福感测量的方法。邢占军从体验论主观幸福感的研究思路编制了《中国城市居民主观幸福感量表》(SWBS－CS)，他认为幸福包括健康体验，满足体验和发展体验3个成分;知足充裕体验、心理健康体验、社会信心体验、成长进步体验、目标价值体验、自我接受体验、身体健康体验、心态平衡体验、人际适应体验、家庭氛围体验10个维度［1］。苗元江从整合心理幸福感以及主观幸福感的理论模式、测评指标角度出发，编制了《综合幸福问卷》(MHQ－50)，问卷包括1个指数(幸福感)、2个模块(主观幸福感、心理幸福感)、9个维度(生活满意、正性情感、负性情感、生命活力、健康关注、利他行为、自我价值、友好关系、人格成长)［2］。本研究结合高校辅导员的职业特点借鉴以往幸福感的研究成果，分析高校辅导员幸福感的内涵，探索有效评价高校辅导员幸福感的维度和项目，从而为有效提升高校辅导员的幸福感，进一步推动高校学生思想政治教育工作提供建议。

1 对象与方法

1.1 对象 随机抽取江苏省7所高校的辅导员，共发放问卷400份，收回有效问卷371份(92.8%)，其中在编人员140人，占总样本的37.7%，编制外辅导员231人，占总样本的62.3%;男性 165 人(44.3%)，女性 206 人(55.5%);科员238 人(64.2%)，副科 80 人(21.6%)，正科 53 人(14.2%);本科及以下学历 170人(45.9%)，硕士学历 199人(53.6%)，博士学历2 人(0.5%)。

1.2 方法 对幸福感的内涵与结构进行分析，通过文献查阅、访谈法、问卷法等方法收集有关幸福感的项目。预测问卷，共包含40个项目，采用李克特5点等级计分法。预测选取南京高校辅导员120名进行问卷调查。对试测收集的数据使用SPSS 17.0对问卷进行项目分析，根据项目的题总相关度和区分度指标对原始问卷进行修订，删除区分度未达到显著水平和题总相关低于0.3的项目共8个，形成正式问卷，共32个项目。

1.3 统计处理 问卷数据通过SPSS 17.0进行录入，使用SPSS17.0对高校辅导员的幸福感结构进行探索性因素分析，使用 AMOS17.0对幸福感的结构模型进行验证，使用SPSS17.0对高校辅导员的幸福感现状进行描述统计和影响因素分析。

2 结果

表1 幸福感问卷探索因素性分析的因素负荷

2.1 高校辅导员幸福感结构

2.1.1 探索性因素分析 为了对高校辅导员的幸福感结构进行研究，首先对调查数据进行探索性因素分析，数据的取样适当性检验结果显示:Kaiser－Meyer－Olkin值为0.855，Bartlett球度检验值为2765，df=351，P＜0.001，这说明项目适合做因素分析。对32个项目进行探索性因素分析，采用主成分和斜交旋转法抽取因素。因素分析以特征值大于1为因素抽取的基本原则，同时结合总解释率和陡阶检验来确定因素数目。题目删除标准定为:①共同度小于0.3;②最高载荷小于0.4;③交叉载荷大于0.15。经过几次探索，最终获得8个显著的因素，29个项目，一共能够解释69.84%的变异，如表1所示。

8个因素之间结构清晰，每个项目均在相应因素上具有相当大的载荷，处于0.40～0.85之间。问卷的各题目描述如表1所示，根据每个因子的题目描述，参考以往的幸福感量表，将8个因子依次命名为生活满意、健康体验、自主感、自我价值、成长发展、人际和谐、家庭氛围和社会信心。

2.1.2 问卷的信效度检验 对最终高校辅导员幸福感问卷的29个项目总体的内部一致性进行分析，问卷总的α=0.911，分半信度为0.859。幸福感的各因子所包含题项的信度系数如表2所示，各分因子的α在0.7～0.85之间，说明该问卷具有良好的信度。

表2 幸福感各因子的Cronbach α系数(n=371)

根据探索性因素分析的结果，对幸福感问卷的8维度模型进行验证性因素分析，验证模型包含8个因素，每个因素由对应的题目测量。采用AMOS17.0软件对模型进行验证分析，结果如表3所示，幸福感的8因素模型对数据具有良好的拟合度，其中绝对拟合指数:χ2/df小于3，RMSEA和SRMR均小于 0.08;GFI大于 0.8，相对拟合指标 IFI、CFI、NNFI均大于0.85，表明模型拟合度较好，说明8个因素的高校辅导员幸福感模型是可以接受的。因此，该问卷具有良好的结构效度，能够较好的反应所要测量的内容［3-4］。

2.2 高校辅导员的幸福感现状及影响因素

表3 模型的拟合度检验

2.2.1 高校辅导员幸福感的描述统计 高校辅导员幸福感问卷共包含29个题目，为了更直观的对高校辅导员的幸福感进行描述，对幸福感的得分进行百分制转换，幸福感的原始总分为29个题目的得分相加，最大极值为145，最低极值为29，全距为116，因此，对幸福感进行百分制转换。幸福感=(原始总分－29)×100/116，高校辅导员的幸福感平均分为62.68，总体幸福感中等偏上。其中超过一半的辅导员幸福感得分在60分以上，只有9.2%的辅导员为非常幸福，见表4。

表4 高校辅导员幸福感不同分数段的频次与百分比

高校辅导员在幸福感各因子上的得分(因子分为被试在各因子所含题目上的平均分)从高到底依次是家庭气氛(3.96)、人际和谐(3.90)、健康体验(3.68)、自我价值(3.64)、社会信心(3.43)、成长发展(3.20)、生活满意(3.04)、自主感(2.97)。将各因子的得分作为自变量，幸福感总分作为因变量采用全部纳入法进行回归分析，各因子对幸福感总分的贡献率依次为:成长发展、家庭氛围、健康体验、社会信心、生活满意、自主感、人际和谐、自我价值。

2.2.2 高校辅导员幸福感在各分类变量水平上的差异分析通过单因素方差分析分别将性别、年龄、婚姻状况、学历、职务、职称、编制和收入等因素对幸福感的影响进行方差分析，具体如表5所示。不同婚姻状况、职称和职务的辅导员的幸福感差异显著性水平为0.05，而不同年龄辅导员的幸福感差异非常显著(P＜0.01)。

表5 各分析变量水平上的幸福感差异比较

不同编制和性别的辅导员在总体幸福感上差异不显著，但在生活满意上，编制外辅导员显著低于在编辅导员(在编:3.34，编外:2.85;P＜0.001);女性辅导员在成长发展得分上显著低于男性辅导员(男:3.33，女:3.10;P＜0.01)。已婚辅导员与未婚辅导员在总体幸福感上的得分差异显著，进一步分析发现，已婚辅导员的健康体验显著低于未婚辅导员(已婚:3.59，未婚:3.82;P＜0.01)，同时，成长发展得分也显著低于未婚辅导员(已婚:3.07，未婚:3.42;P＜0.001)。不同职务辅导员的幸福感差异显著，使用SPSS17.0进行两两比较(LSD)，结果显示，正科辅导员的幸福感显著低于科员和副科(P＜0.05)，从具体的因子来看，在成长发展和家庭氛围上的得分显著低于科员和副科(P＜0.05)。职称水平两两比较的分析结果发现，中级职称辅导员的幸福感显著低于初级职称的辅导员(P＜0.05)，而在具体因子得分上的差异分析发现，中级职称辅导员在健康体验、自我价值、成长发展和家庭氛围上的幸福感都显著低于初级职称辅导员(P＜0.05)。月收入对总体幸福感的影响不显著，但是不同月收入水平的辅导员在生活满意、健康体验和成长发展上具有显著性差异(P＜0.05)，两两比较的结果发现，月收入在3000元以下的辅导员在生活满意上得分显著低于其他各收入水平的辅导员，但是他们在健康体验和成长发展上的得分显著高于3000～5000月收入的辅导员。不同年龄水平的辅导员幸福感差异显著，通过两两比较发现，31～40岁的辅导员幸福感显著低于其他年龄的幸福感(P＜0.001)，具体到各因子得分来看，31～40岁的辅导员在自主感得分上显著低于26～30岁的辅导员(P＜0.05)，在成长发展得分上显著低于其他年龄段的辅导员得分(P＜0.05)，而20～25岁的辅导员在成长发展上的得分显著高于其他各年龄段的辅导员(P＜0.05)。

3 讨论

3.1 高校辅导员幸福感的内涵分析 研究结果显示，高校教育辅导员的幸福感问卷具有良好的信效度，问卷能够很好的测量和反映高校辅导员的幸福状态。辅导员的幸福感包括生活满意、健康体验、自主感、自我价值、成长发展、人际和谐、家庭氛围、社会信心等8个因子。高校辅导员的幸福内涵与以往的幸福感研究具有一定的一致性，生活满意和健康体验反映高校辅导员对生活和健康状态的满意程度是一种主观幸福感，而自主感、自我价值和成长发展体现的是高校辅导员对生命意义、自我实现，对完美实现个体真实潜能的追求是一种心理幸福感;而人际和谐、家庭氛围和社会信心主要反映了高校辅导员与他人和社会的一种和谐状态。因此，高校应该贯彻“以人为本”的管理理念，重视辅导员的心理需要，为他们提供更多成长发展和自我实现的途径来，开展丰富的教职工活动促进辅导员之间的交流与沟通，营造和谐的工作氛围。从而全面提高辅导员的幸福体验，激发他们的工作热情。

3.2 高校辅导员幸福感的现状分析 高校辅导员的幸福感总体处于中等偏上水平，其中，生活满意和自主感的得分最低，这也反映了当前高校辅导员的工作和生活特点。高校辅导员的生活满意度较低，原因主要有两方面，首先，辅导员工作强度大、工作内容繁杂、工作对象复杂、工作责任不明确、社会认可度不高、工作效果不易体现，这些往往使辅导员职业认同较低，容易产生工作倦怠从而影响到他们对整体工作生活质量的评价［5-6］，另一方面高校辅导员的职称和职务相对偏低，职业发展渠道不畅，影响了他们的幸福体验。同时，他们的收入也相对较低，年轻辅导员的收入往往使他们生活满意度不高，从而影响他们的幸福体验［7］。辅导员的自主感得分偏低主要是因为辅导员工作负荷较重，很多学生工作都要课后、晚上以及周末开展，辅导员经常要加班加点，还要24小时开机，这些都限制了他们的自主需要，从而影响他们的幸福指数。

3.3 高校辅导员幸福感的影响因素分析 从高校辅导员幸福感的影响因素来看，不同年龄、职务、职称辅导员的幸福感差异显著，从这些因素对辅导员幸福感的影响来看，中级职称、科级干部、已婚和31～40岁辅导员的幸福感偏低，而进一步分析发现这种差异主要体现在成长发展的得分上，回归分析结果表明，成长发展因子对整体幸福感贡献率最大。这一现象主要反映了当前高校辅导员职业发展的困境，目前各高校辅导员的职业前景主要体现在职称以及职务变化两个方面。在职称评定方面，多数辅导员由于工作任务较重无暇专业研究，同时，辅导员的工作实绩在职称标准上无法体现，这些都限制了他们在职称晋升上的空间。同时，从职务晋升来看，高校辅导员的晋升空间狭窄，尤其是从科级到处级岗位的晋升机会更是十分有限。辅导员晋升正科后的发展缺少相应的激励机制，而出现一些辅导员晋升“前快后滞”现象，不利于辅导员队伍的合理流动和形成有序的梯队［8-9］。因此，高校应该为高校教育管理人员建立更合理、更宽广、更公平的职业发展路径，分类分级晋升，优化辅导员的发展路径。管理者应重视高校辅导员的职业特点，实行职业化考核，专业化激励的辅导员工作机制，优化辅导员职称评定体系，使辅导员的职称评定能够更好的体现其工作实绩，培养出一批既有丰富的学生思想政治教育工作实践经验又有较高专业素养的辅导员专家、教授、学者，使他们专心从事学生日常教育管理工作。在辅导员的职务变化方面，要将辅导员作为学校发展后备干部的“蓄水池”，积极探索辅导员副处级甚至处级领导岗位的设立，进一步拓宽辅导员成长进步渠道，为其营造一个良性的发展环境。

［1］邢占军.测量幸福－主观幸福感测量研究［M］.北京:人民出版社，2005:40-45

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［7］王晓彦，郑涌.收入与主观幸福感的研究述评［J］.中国健康心理学杂志，2006，14(6):700-702

［8］张莹瑞，陈涛，李涛.雇佣身份对辅导员工作满意度和离职倾向的影响［J］.中国健康心理学杂志，2013，21(12):1811-1812

［9］钟慧珍，周生江.高校辅导员工作倦怠的研究［J］.中国健康心理学杂志，2012，20(5):693-694