新建本科院校辅导员职业倦怠及影响因素分析——以福州三所新建本科院校为例

刘祖友，刘祖军

（1.福建江夏学院经济贸易学院，福建福州，350108；2.闽江学院经济与管理学院，福建福州，350108）

一、文献综述

著名心理学家Freudenberger于1974年首次提出职业倦怠这一概念，指出职业倦怠往往更容易在助人行业从业人员中发生，并表现出情绪耗竭的症状。Maslach等人在Freudenberger研究的基础上进一步指出，职业倦怠是人们工作上长期的情绪累积以及对人际应激源做出反应而产生的心理综合症状，主要包含情绪衰竭、去人性化、个人成就感降低等。

高校教师一直是职业倦怠的高发人群。相比专任教师，辅导员作为学生思想政治工作的主体，学生学业问题、情感问题、突发状况等都对辅导员产生诸多无形的压力。工作任务方面，辅导员除了常规工作外，往往还兼任党务工作、团学工作、学生团队指导等工作，几乎没有私人时间；收入回报方面，专任教师一般都有课酬、科研等方面的收入，而辅导员几乎没有；社会地位方面，一般认为高校老师地位取决于其行政地位和学术地位，而辅导员与这二者几乎都不沾边。这既不利于其自身的身心健康，也不利于青年学生的成长，一定程度上还会影响到我国高等教育事业的发展。相关研究近年来逐渐成为学术界关注的焦点，主要集中于以下3个方面:

1.职业倦怠。国内外诸多学者从不同维度和视角提出了不同理论，如Maslach等研究提出的人岗匹配理论、Hobfoil等提出的资源保存理论、Harrison等提出的社会胜任模型以及Siegrist等提出的努力-回报模型。马宵梅、赵玉芳等归纳出可能影响职业倦怠的影响因素。[1]刘晓明等认为，职业倦怠分为烦躁挫败、情绪耗竭、低成就感3个阶段，职业效能感有助于降低职业压力和职业倦怠的影响。[2]徐富明等提出职业倦怠的外控点和内控点，受个人性格气质、能力大小、行为方式以及社会支持、规章制度、社会环境等方面的共同影响。[3]虽然学术界对职业倦怠的内涵和外延认识不同，但存在一些共识。

2.高校教师职业倦怠。曹雨平等研究工作压力、角色冲突、激励机制、社会支持、工作年限、性别、职称等因素对高校教师职业倦怠的影响。[4]陈树等提出可通过控制高校教师的心理控制原特征、教师通过积极态度应对应激源等方式减轻职业倦怠。[5]焦炜等认为，高校可从完善教师的考评和晋升机制、建立教师培训和支持系统、加强大学精神和校园文化建设、提升教师的自我调整和与人相处的能力等方面入手，预防和缓解高校教师职业倦怠。[6]许渭生等建立高校教师职业倦怠量表并展开分析，发现情绪疲劳、认知衰竭和价值衰竭是影响高校教师职业倦怠的最为关键因素。[7]

3.高校辅导员职业倦怠。何峰等发现高校辅导员的职业倦怠与社会支持和自我认同存在明显的相关性。[8]王大贤认为职业特征因素是辅导员出现职业倦怠的主要诱因。[9]陈奎庆等认为，从满足辅导员需求多样化入手，推进职业化及专业化工作，注重人文关怀，是干预辅导员职业倦怠的主要手段。[10]谷雨菲等在分析辅导员职业倦怠危害性的基础上，提出构建多元支撑、优化待遇、优化环境、优化关系等自我调节降低职业倦怠的路径。[11]魏巍等建议，改善辅导员职业倦怠要从引导辅导员进行主动思考和行动入手，引导其主动改变认知和思维方式，自我解压、自我调节，锻造坚韧不拔的意识品质。[12]龚娴静等选取福建7所高校作为样本，研究发现女性辅导员的情感疲惫程度和情绪耗竭程度要略高于男性辅导员。[13]陈晶等研究发现，30岁以下的受调查辅导员去个性化倾向显著低于35岁以上的辅导员。随着工作年限的增加，情绪配备程度也明显提高。[14]潘国雄等发现，由于辅导员在入职前已对即将从事的职业有较为充分的了解，并未对该职业盲目抱有高期望，而学生不尊重、角色模糊冲突、前途担忧、激励机制缺失是其职业倦怠的主要因素。[15]166-167丁迈等运用结构方程模型分析问卷调查数据，结果显示辅导员的从业年限与情绪枯竭和低成就感都呈现出比较显著的相关关系，工作满意度则同情绪枯竭和低成就感呈现出比较显著的负相关关系。[16]

国内外学者在相关领域的研究取得了一定共识，并对影响辅导员职业倦怠的影响因素做了一些探索与研究。目前对新建本科院校辅导员职业倦怠的实证分析很少，主要涉及人口基本统计因素，如年龄、性别、收入等对辅导员职业倦怠的影响，或从规范经验性角度探讨辅导员职业倦怠影响因素，较少考虑职业特性、社会特性等其他因素。本文综合考量学生特性、职业特性、学校组织、社会特性以及人口统计学变量等因素，运用多学科整合方法实证考察新建本科高校辅导员职业倦怠问题，探索其形成机理及关键影响因素。

二、逻辑框架与实证方法

（一）逻辑框架

一般认为，人口统计学变量是分析辅导员职业倦怠行为差异性的一个有效视角，这些因素主要包括性别、工作年限、职称、月收入等。从学生特性、职业特性、学校组织、社会特性以及人口统计学变量5个方面构建新建本科院校辅导员职业倦怠行为分析框架（如图1所示），其中“职业倦怠倾向”由“情绪衰竭”“去人性化”“个人成就感”共同组成。

图1 新建本科高校辅导员职业倦怠研究框架

（二）实证方法

1.单因素方差模型。通过构建单因素方差模型，考察新建本科院校辅导员统计学变量在不同水平对其职业倦怠倾向的影响状况。模型表达式为:

其中:ijχ是控制变量在第i个水平下的第j次试验的抽样结果；µ是第i个均值的总值；iα是所对应的指标效应；iε是相应的抽样误差，是服从分布的独立随机变量；k为控制变量的水平数；r为控制变量各个水平的平均样本个数。

2.多元线性回归模型。问卷采用经典的李克特五级量表形式，变量都属于数值型，满足线性回归的基本要求。对回归方程进行拟合以及参数的估计，构建多元线性回归模型:

其中:y为被解释变量；b0为常数项，b1、b2、bk为回归系数；e为随机误差e。

三、数据来源及描述统计

（一）数据来源

调查采取随机抽样与典型抽样相结合的方式，对象为福建江夏学院、福建商学院、福州外语外贸学院三所新建本科院校的辅导员。共发放问卷130份，回收问卷126份，进行完整性与逻辑性审核后，剔除7份不合格问卷，最终形成有效问卷119份，有效问卷回收率为92%。

（二）描述性统计

1.样本特征。如表1所示，各个特征指标值各有差异，符合福州地区新建本科院校辅导员的基本情况。数据也未出现特别明显的集中趋势，可进行下一步的数据处理和分析。

表1 样本人口统计学特征

2.描述统计及分析。测量问题及选项赋值采用李克特经典五级量表法，即建立一组对事物态度或看法的陈述问题，每个陈述的回答分5个等级，分别计5、4、3、2、1分。要求调查对象根据对问题的实际感受和真实想法进行勾选，表明受调查态度的强弱或在这一量表上的不同状态。变量定义及描述统计如表2所示:

表2 变量定义及描述统计

被解释变量3个考察维度的指标中，情绪衰竭和低成就倾向平均值分别达到3.22和3.45，说明调查对象情绪衰竭和低成就倾向处于中等偏高的水平。去个性化平均值为2.2，显著低于中值，表明调查对象个性化状态较好。其中，学生特征变量中的3个变量平均值都不到3，初步说明学生的特征因素不是辅导员职业倦怠的主要成因。职业特征的3个变量中角色模糊及工作强度两个变量平均值达3.46和4.4，一定程度上说明调查对象普遍感到工作强度较大且存在多角色冲突，而对工作的期望处于中等偏低的水平。学校组织特征变量中的指标得分显示，调查对象普遍觉得未来晋升途径不明确，存在激励保障制度不健全的情况，学校对思想政治工作重视程度偏低。社会特征变量则初步表明受调查辅导认为自己所从事的工作在社会上的地位及来自社会的支持处于中等偏下的水平。

四、结果及分析

对被解释变量“低职业倦怠倾向”进行方差分析和多元线性回归分析。其中，被解释变量“低职业倦怠倾向”由“情绪衰竭倾向”“去个性化倾向”“低个人成就倾向”组成。

（一）方差分析

通过单因素方差模型进行统计分析，考察新建本科院校辅导员人口统计学各个变量的不同水平是否对“低职业倦怠倾向”产生影响作用。

如表3所示，性别变量在“情绪衰竭倾向”及“低个人成就”两个维度上F检验统计量分别为26.3、37.8，收尾概率均为0.00，小于显著性检验水平0.05，即认为女性辅导员在“情绪衰竭倾向”及“低个人成就倾向”两个维度上远比男性辅导员严重。在“去个性化倾向”维度上，F检验统计量为0.61，收尾概率均为0.44，大于显著性检验水平0.05，即认为不同性别辅导员在“去个性化倾向”上并未有显著差异。

表3 人口统计学变量中性别变量影响情况

如表4所示，工作年限变量在“情绪衰竭倾向”“去个性化倾向”“低个人成就倾向”3个维度上的F检验统计量分别为10.6、5.1、11.5，收尾概率分别为0.00、0.01、0.00，小于显著性检验水平0.05。可以明显看出，随着工作年限的增加辅导员在“职业倦怠倾向”3个方面都存在明显变强趋势。

表4 人口统计学变量中工作年限变量影响情况

如表5所示，职称变量在“情绪衰竭倾向”维度上F检验统计量为2.9，收尾概率为0.04，初级职称和中级职称的辅导员在“情绪衰竭倾向”上收尾概率均为0.02，存在显著差异，而初级与高级、中级与高职支持辅导员未存在显著差异。在“低个人成就倾向”和“去个性化倾向”维度上F检验统计量为别1.5、1.3，收尾概率均为0.22、0.28，大于显著性检验水平0.05，即认为不同职称辅导员在“低个人成就倾向”和“去个性化倾向”维度上并未有显著差异。

表5 人口统计学变量中职称变量影响情况

如表6所示，收入变量在“情绪衰竭倾向”“去个性化倾向”“低个人成就倾向”3个维度上F检验统计量为别2.1、2.7、2.5，收尾概率分布为0.13、0.06、0.07，大于显著性水平0.05，即认为不同收入水平在“职业倦怠倾向”3个方面都无显著差异。

表6 人口统计学变量中收入变量影响情况

从方差分析结果可知，女性辅导员在“情绪衰竭倾向”及“去个性化倾向”两个维度上远比男性辅导员严重，说明女性在教学、科研、生活中存在着更多心理和社会压力，这一结果与刘英爽的观点相同。[17]随着辅导员从事该职业年限的增加，“职业倦怠倾向”3个方面都明显变强，这一结果与刘栩的观点相同。[18]在职称方面，助教和副教授的职业倦怠水平都较低，与职称为讲师的辅导员在“情绪衰竭倾向”上存在显著差异。一个可能的原因是助教处于入职初期，尚处于适应阶段，对自身评价更为积极，而副教授可能更容易由于刚“功成名就”而成就感十足，这一结果与潘国雄的观点相同。[15]169-171收入水平则在辅导员的职业倦怠方面无显著差异。

（二）多元线性回归分析

1.模型检验。设置显著性水平为0.05，“职业倦怠倾向”与“学生特性”“职业特性”“学校组织特性”“社会特性”这4个特征变量检验结果如表7所示。其中，DW值为1.792，接近2，说明无残差序列相关，回归方程能比较好反映出被解释变量的变化规律。变量容忍度均大于0.9，且膨胀因子均处于1.1左右，说明多个变量之间的多重共线性较弱。在回归显著性检验方面，检验统计量F为13.508，收尾概率P值为0.00，明显小于显著性水平0.05，说明所建立的模型合适，效果较好。

2.回归结果分析。由表7中“学生特性”“职业特性”“学校组织”“社会特性”4个解释变量过程及回归系数的检验效果可知，“职业特性”“学校组织”“社会特性”3个解释变量与“职业倦怠倾向”这一被解释变量线性关系是显著的。因此可以保留在方程中:

其中:y为职业倦怠倾向，x1为职业特性，x2为学校组织，x3为社会特性。

在0.05的显著性水平下，“职业特性”变量对“职业倦怠倾向”的影响系数为0.494，说明辅导员在日常工作中多角色冲突程度、工作强度及对工作的期望程度等职业特性与其职业倦怠存在正向相关，反映出科学定位辅导员角色、提升辅导员对所从事职业认同感的重要性，这一点与张名艳的研究一致。[19]“学校组织特征”变量对“职业倦怠倾向”的影响系数为0.446，说明日常工作中晋升途径不确定程度、学校对思想教育的重视程度及学校针对辅导员激励保障程度的完善程度都将对辅导员职业倦怠产生正向影响，这一点与杨清刚的研究一致。[20]因此学校组织在对辅导员晋升路径设计、思想政治教育工作的重视及辅导员多层次需求的满足等方面工作越到位，辅导员职业倦怠水平就越低。“社会特征”变量对“职业倦怠倾向”的影响系数为-0.268，说明辅导员认为自己所从事的职业在社会上的地位越高、来自社会支持越多，职业倦怠的倾向越弱。这一结果与林英艳的观点相符。[21]因此，引导社会大众对辅导员职业的认可、为辅导员的发展提供有效制度及政策支撑，可一定程度缓解辅导员职业职业倦怠。

表7 回归模型结果

五、政策建议

根据研究结果，在未来帮助新建本科辅导员降低职业倦怠工作中，需要着力开展以下工作:

1.切实提高辅导员队伍、学校管理者及社会各界对辅导员职业倦怠所带来消级影响的认识。辅导员要建立积极阳光的正面情绪，培养面对工作挑战的勇气，以丰富业余活动缓解压力、调节情绪，以和谐的人际关系培养积极向上的心态，以正确的职业理想和期望降低职业倦怠感。学校要积极引导辅导员，不断帮助其加深对工作的认同感，内化于心、外化于行，不断提升其事业心和责任感。建立辅导员职业倦怠预警干预机制，畅通辅导员表达申诉渠道，及时将辅导员的职业倦怠消灭在萌发阶段，对已形成的职业倦怠进行积极有效的干预。同时，完善辅导员的保障体系，在一定范围内给予政策倾斜，为其营造舒适的工作环境。

2.新建本科院校辅导员因性别、工作年限、职称等因素在职业倦怠方面存在显著差异，因此既要抓整体又要抓住重点。根据不同层次辅导员的特点为其构建良好的成长环境，有针对性地采取措施，提升各个层次、不同类别辅导员的职业认同感，延缓和减少职业倦怠。

3.新建本科高校辅导员的职业倦怠倾向和其所从事的职业特性、所处学校及社会特征密切相关。因此，要明确辅导员的岗位职责，科学合理的确定其工作范围，细化分工，提升专业化水平，最大限度减少职责外事务的干扰。同时，畅通辅导员的职业发展途径，提供职业技能方面培训或外出进修深造的机会，解决辅导员在岗位职务晋升、工作职称评聘等方面的后顾之忧。

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