高校组织公平对辅导员职业获得感的影响——职业认同的中介效应

陈丽英

（赣南师范大学马克思主义学院，江西赣州341000）

一、问题提出

辅导员是开展大学生思想政治教育的骨干力量，高等学校要不断提高辅导员队伍的专业水平和职业能力，保证辅导员工作有条件、干事有平台、待遇有保障、发展有空间。［1］获得感是一个社会群体在发展过程中对自身的收益所进行的主观评价，［2］体现为基于实际获得的主观评判而产生满足和幸福等心理感受。［3］辅导员职业获得感则是指辅导员在从事该职业过程中对自身的收益所进行的主观评价，主要体现为他们对工作条件、待遇保障等保障性需要和晋升发展、干事平台等发展性需要的满足状况。［4］社会学领域关于社会分配状况的调查分析揭示出主观感知要比客观分配状况对民众得失心理感受的影响更大，也更为直接。［5］因此，厘清辅导员基于实际获得的主观评价触发得失感知的作用机理比单纯地关切实际获得本身对于提升辅导员职业获得感更为重要。

伴随高校辅导员队伍建设和科学化发展的不断推进，辅导员实际的待遇和地位均得到了显著提高已毋庸置疑，但其职业获得感是否相应提高了呢？文献分析和调研发现，当前辅导员对工作待遇和晋升发展等不公平感凸显，将辅导员岗位当跳板，工作几年后转岗、离职等现象频繁发生，导致辅导员队伍不稳定，专业化职业化建设也陷入困境。如何提升辅导员职业获得感，稳定辅导员队伍，切实加强辅导员队伍专业化职业化建设，进一步推进高校思想政治教育管理科学化是一个重要且迫切需要解决的问题。现有关于辅导员职业获得感的研究较少且多为理论探讨，黄立清等对辅导员获得感评价指标体系［6］及其现状进行了实证研究。［3］组织公平作为组织管理研究的重要变量，可以直接影响组织成员的工作满意度等与组织效能相关的心理状态和行动，［7］对职业认同也有着显著影响。［8］职业认同作为描述个体对所从事职业心理联结程度的变量，对辅导员工作满意度有着显著的正向影响作用。［9］鉴于此，本研究试图将组织公平、职业认同和职业获得感纳入同一研究框架下，探讨组织公平对辅导员职业获得感的影响，厘清职业认同在组织公平与职业获得感关系中的作用机理，以期为进一步提升辅导员职业获得感和工作积极性，推进高校思想政治教育管理和辅导员队伍建设科学化提供必要的理论依据和量化参考。

二、文献回顾与研究假设

（一）职业获得感

获得感是对“客观获得”的“主观感觉”。［10］职业获得感的“客观获得”不仅体现在工作条件、待遇保障、晋升发展等经济物质利益和自我价值的“当下获得”，［11］还体现在拥有“当下获得”基础上的可持续且不断发展［12］的“未来获得”。作为一种“主观感觉”，职业获得感与职业幸福感和工作满意度有很多共通之处，但“幸福感”往往更强调个体心理感受、更主观，［13］“获得感”更强调“实惠”，更具体，［11］“满意度”则是基于心理和生理两方面需求直观感受的集合。［14］职业获得感不仅是对于职业发展过程中“绝对获得”的感觉，还由个体与参照体相比后的“相对获得感”所决定：发展不均衡、分配不公所导致的“失去感”“失落感”以及“相对剥夺感”会极大地降低甚至消解掉个体的“获得感”。［11］依据群体行为理论，个体与参照体横向比较的结果会产生满足感抑或剥夺感等得失感知属性截然相反的心理感受。［15］在与优势参照群体的横向比较中，容易激发行为主体对自身不利地位的主观感知。［16］当自我参照的纵向比较与社会参照的横向比较相互结合时，也容易激发个体产生自我利益被他人剥夺的内心感受。［17］由此可见，公平公正是降低辅导员相对剥夺感、提升职业获得感的重要基础。学界关于组织公平对职业获得感影响的直接研究较少，但关于组织公平与工作满意度、幸福感、组织公民行为、职业认同等的相关研究成果丰硕，为本研究提供了理论依据和实证视角。

本研究将在对辅导员职业获得感和组织公平进行因素分析的基础上，探讨组织公平各维度对辅导员获得感及其各维度的影响以及职业认同在组织公平各维度与辅导员职业获得感及其各维度关系中的作用机理。

（二）组织公平与职业获得感

组织公平是员工对组织内部公平的判断和感知。［18］学界关于组织公平的理论研究非常丰富，但在结构维度划分方面尚未形成共识，本研究采用目前国内外学者普遍认可的三因素结构，［19］即分配公平、程序公平和互动公平，探讨不同类型组织公平对辅导员职业获得感的影响和作用。分配公平侧重个体获得的分配结果，个体通过将自己所获得的分配结果与其他参照对象进行比较，来判断组织内分配结果是否公平。元分析发现分配公平对员工忠诚、离职、组织公民行为等影响显著。［20］［21］在有关获得感的既有研究中，社会分配公平性被普遍视为提升民众获得感的重要社会基础。［11］程序公平侧重分配过程中使用的手段和程序是否公平，强调机会平等和依章办事。［22］已有实证研究发现，组织资源分配决策过程中程序不公平会显著影响员工组织认同、离职倾向等，［23］而公开透明的结果可以提升弱势群体的程序公正感，进而降低其相对剥夺感，［24］提升其相对获得感。互动公平侧重分配决策过程中的人际对待，主要指在分配决策执行过程中领导者对员工表现出来的诚实、尊重和关心的程度，以及对分配过程和结果向员工进行解释说明的程度。组织内破坏性人际交往会致使员工产生消极的情绪反应，甚至离开组织，如果领导在分配决策过程中及时给予员工信息说明与解释，会缓冲结果分配不利对员工的负面影响。［25］分配公平、程序公平和互动公平与工作满意度及离职倾向显著相关，且影响效果存在明显的差异，［26］这一结论同样适用于辅导员队伍，但具体存在怎样的差异学界结论尚不一致。韩宏稳关于组织公平对新生代员工离职倾向影响的研究结果显示，三者影响效果由强到弱依次为互动公平、程序公平和分配公平。［27］

辅导员具有教师和管理人员“双重身份”。理论上，“双重身份”意味着可以享受“双重晋升通道”和“双重待遇”。但事实上，辅导员无论是专业技术职务评聘还是行政级别晋升都陷入发展的困境，多数辅导员任职几年后便会谋求转岗或离职。“既是……也是”与“既不是……也不是”在逻辑上是等值的，双重肯定必然带来双重否定。［28］辅导员工作内容也没有明确的界限和标准，辅导员被形象地比喻为“宿舍管理员”“消防员”“服务员”等等，辅导员发挥的重要作用和辛苦付出与价值认同、发展机遇并不匹配，［29］加上很多高校未能建立科学的辅导员管理考核机制，辅导员实际上仅被纳入行政管理人员进行考核管理，对辅导员的工作实效缺乏衡量标准，付出与回报的偏差以及“做多做少一个样”的消极导向，必然导致辅导员尤其是优秀辅导员产生强烈的相对剥夺感，进而降低其职业获得感。

综合上述分析，本研究提出假设H1。

H1：分配公平、程序公平和互动公平对辅导员获得感及其各维度有显著的正向影响，且不同类型组织公平的影响效果存在差异。

（三）职业认同的中介效应

职业认同是个体对某一职业的积极态度和强烈的投入感，体现为个体维持该职业的愿望和对职业的喜欢程度。［30］个体的职业认同是通过个体与所处环境的互动来建构的，辅导员的职业认同是个体经验与他们所处的社会、文化和制度环境之间相互作用的结果。因此，组织环境的改变可从不同方面影响辅导员的职业认同，有利于实现辅导员职业目标的组织环境会增加其对职业的认同度。［31］实证研究结果也显示，组织公平对职业认同有显著影响，组织公平越高，职业认同水平越高，反之亦然。［32］员工对自己职业的认同度高，就意味着对自己职业的性质、功能、意义认识深刻，在其职业活动中的情感体验是积极的。［30］良好的职业认同能够带来愉悦的职业体验、高尚的职业情操以及强烈的职业成就动机，［33］有利于职业获得感的提升。因此，组织公平将影响辅导员对辅导员这一职业的喜欢程度和投入感，进而影响其职业获得感。

据此，本研究提出假设H2。

H2a：职业认同在分配公平对辅导员职业获得感及其各维度的作用关系中起着中介效应。

H2b：职业认同在程序公平对辅导员职业获得感及其各维度的作用关系中起着中介效应。

H2c：职业认同在互动公平对辅导员职业获得感及其各维度的作用关系中起着中介效应。

三、研究设计

（一）研究程序与样本

本研究前期通过对江西省10名担任专职辅导员4年及以上者进行实地访谈，在整理访谈记录的基础上，结合现有研究设计问卷，采用分层随机抽样方式，按照各地2019年GDP排行的高、中、低，抽取了江西省5个市，即南昌、赣州、上饶、吉安、景德镇，每个市抽取3所（南昌市6所）公办高校，共计18所高校，每所公办高校抽取20-30名专职辅导员进行调查。问卷发放和回收在各高校学生工作部（处）帮助下完成，各高校根据自身实际情况将本问卷通过电子或纸质形式发放给本校辅导员匿名填写。剔除填写不完整和不认真填写（如多个选项为同一评分数值）等无效问卷后，最终回收纸质有效问卷353份（发放问卷400份）、电子有效问卷93份，共计回收有效问卷446份。在收集到的有效样本中，男性占41.9%，女性占58.1%；25岁以下者占16.4%，25-30岁者占48.4%，31-35岁者占19.1%，36-40岁者占9.9%，40岁以上者占6.3%；本科及以下学历者占34.1%，硕士研究生及以上者占65.9%；辅导员工作年限在3年以下者占60.8%，4-8年者占20.2%，8年以上者占19.1%；暂无职称者占37.2%，助教占35.0%，讲师占25.1%，副教授及以上职称者占2.7%；学校类型为高职高专者占38.1%，本科院校者占61.9%。

（二）研究工具

本研究使用的工具是一份含括辅导员职业获得感、组织公平、职业认同和人口统计学变量的问卷。

1.职业获得感

辅导员职业获得感的测量主要参考黄立清等研发的辅导员获得感评价指标体系［3］编制而成的辅导员职业获得感量表，包含工作条件、薪酬待遇、干事平台和晋升发展4个维度，共12个项目。受测者以“差”“需改进”“一般”“良好”“优秀”五点量表填答，得分越高表示职业获得感越高。

2.组织公平

组织公平的测量采用借鉴汪新艳［34］改编的中国员工组织公平量表并参考马超等［35］开发的组织公平量表编制成的辅导员组织公平量表，包含分配公平、程序公平和互动公平3个维度，共15个项目。受测者以“非常不符合”至“非常符合”五点量表填答，得分越高表示组织公平越高。

3.职业认同

职业认同的测量采用根据汤国杰［36］修订的职业情感认同分问卷改编而成的辅导员职业认同量表，共5个项目。受测者以“非常不符合”至“非常符合”五点量表填答，第2、4、5题为反向计分题，得分越高表示职业认同度越低；第1、3两题为正向计分题，得分越高表示职业认同度越高。

4.控制变量

黄立清等研究结果显示，年龄、受教育程度、学校类型、职称均对辅导员获得感产生影响。［3］本研究多元回归分析结果显示，性别、任职年限和学校类型这三个人口统计学变量共同解释2.3%的变异量，整体模型的F检定值为2.360，P＜0.05，故以此三个人口统计学变量为控制变量。

（三）数据处理

运用统计软件SPSS22.0作为样本数据处理工具，主要涉及量表的信效度检验、相关分析和分层回归分析。

四、数据分析与假设检验

（一）量表信度和效度分析

本研究问卷题项参考黄立清等（2019）、汪新艳（2009）和马超（2014）、汤国杰（2009）等问卷，并邀请5位研究管理或心理的学者与5位辅导员对量表条目、相应内容以及可读性和适应性进行了审查，以确保量表具有较好的内容效度。对回收的有效问卷，首先经由因素分析，以主成分分析法萃取因素，最大方差法进行因素转轴，删除因素负荷量小于0.5的题目，再将每一题分数与校正后量表总分的相关系数偏低的题目予以删除。项目分析后，职业获得感量表有3个因素，9个题项，总方差解释率为76.458%，各题项因素负荷量介于0.672到0.884之间，根据职业获得感内涵及已有研究成果，将3个因素分别命名为工作条件、薪酬待遇和晋升发展，其Cronbach’sα值分别为0.814、0.899和0.787；组织公平量表有3个因素，14个题项，总方差解释率为69.612%，各题项因素负荷量介于0.676到0.832之间，分配公平、程序公平和互动公平等因素Cronbach’sα值分别为0.889、0.886和0.853；职业认同量表4个题项，总方差解释率为63.028%，各题项因素负荷量介于0.671到0.859之间，Cronbach’sα值为0.802。各量表内部一致性较好，具有良好的信度。

进一步对各变量量表进行验证性因子分析，以检验其结构效度，研究结果显示（见表1），以上量表各因素AVE值均大于0.5，表明收敛效度存在（Fornell and Larcker，1981）；同时，工作条件、薪酬待遇、晋升发展、分配公平、程序公平、互动公平和职业认同等研究变量的AVE均方根都大于该变量与其他变量的相关系数绝对值，表明各研究变量间具有较好的区别效度（Fornell and Larcker，1981）。

（二）描述性统计结果

对样本数据进行描述性统计分析结果显示（见表1），辅导员职业获得感各维度均值均低于3.5分，从高到低依次为工作条件、晋升发展和薪酬待遇，其中薪酬待遇均值（2.827）低于中位数3；组织公平各维度均值最高3.523分，从高到低依次为互动公平、程序公平和分配公平，其中分配公平均值（2.911）低于中位数3；职业认同均值较高（3.915）。分配公平、程序公平、互动公平和职业认同与工作条件、薪酬待遇、晋升发展显著正相关，分配公平、程序公平、互动公平与职业认同显著正相关，这为后面假设检验奠定了基础。

表1变量的均值、标准差与皮尔森相关、收敛及区别效度（N=446）

（三）假设检验

为避免多重共线性，研究将分配公平、程序公平、互动公平、职业认同等变量进行中心化处理，再进行分层回归分析，回归结果见表2。表中模型M3结果显示，排除控制变量后，分配公平、程序公平和互动公平对职业获得感具有显著正向影响（分配β=0.340，p＜0.001；程 序β=0.142，p＜0.001；互 动β=0.127，p＜0.001），且不同类型组织公平的影响效果存在显著差异，由强到弱依次为分配公平、程序公平和互动公平；模型M5结果显示，排除控制变量后，分配公平、程序公平和互动公平对工作条件获得感具有显著正向影响（分配β=0.272，p＜0.001；程序β=0.221，p＜0.001；互动β=0.141，p＜0.01），且不同类型组织公平的影响效果存在显著差异，由强到弱依次为分配公平、程序公平和互动公平；模型M7结果显示，排除控制变量后，分配公平对薪酬待遇获得感具有显著正向影响（β=0.519，p＜0.001），程序公平和互动公平对薪酬待遇获得感不具有显著影响（程序β=0.082，p＞0.05；互动β=0.021，p＞0.05），不同类型组织公平的影响效果存在显著差异；模型M9结果显示，排除控制变量后，分配公平、程序公平和互动公平对晋升发展获得感具有显著正向影响（分配β=0.230，p＜0.001；程序β=0.122，p＜0.05；互动β=0.219，p＜0.001），且不同类型组织公平的影响效果存在显著差异，影响作用由强到弱依次为分配公平、互动公平和程序公平。除程序公平和互动公平对薪酬待遇获得感不具有显著影响外，假设H1得到支持。

模型M2结果显示，排除控制变量后，分配公平对职业认同影响不显著（β=0.031，p＞0.05），程序公平和互动公平对职业认同均具有显著的正向影响（程序β=0.117，p＜0.05；互动β=0.161，p＜0.001）。依据Baron和Kenny［37］提出的中介效应检验方法分别检验职业认同在分配公平、程序公平、互动公平对职业获得感及其工作条件、薪酬待遇、晋升发展等维度作用关系中的中介效应。

1.分配公平对职业认同不具有显著影响，说明职业认同在分配公平与职业获得感及工作条件、薪酬待遇和晋升发展等维度的关系中不具有中介效应。

表2研究假设的分层回归结果（N=446）

续表2研究假设的分层回归结果（N=446）

2.程序公平和互动公平对薪酬待遇获得感不具有显著影响，无需对其做中介分析，即不存在中介效应。

3.在模型M3基础上加入中介变量后得出模型M4，结果显示加入职业认同后，职业认同对职业获得感具有显著正向影响（β=0.133，p＜0.001），程序公平和互动公平对职业获得感的影响作用减弱，但仍有显著的正向影响（程序β=0.122，p＜0.01；互动β=0.100，p＜0.01），说明职业认同在程序公平和互动公平对职业获得感作用关系中具有部分中介效应；在模型M5基础上加入中介变量后得出模型M6，结果显示加入职业认同后，职业认同对工作条件获得感具有显著正向影响（β=0.086，p＜0.05），程序公平和互动公平对工作条件获得感的影响作用减弱，但仍有显著的正向影响（程序β=0.208，p＜0.001；互动β=0.124，p＜0.05），说明职业认同在程序公平和互动公平对工作条件获得感作用关系中具有部分中介效应；在模型M9的基础上加入中介变量后得出M10，结果显示加入职业认同后，职业认同对晋升发展获得感具有显著正向影响（β=0.313，p＜0.001），程序公平对晋升发展获得感不具有显著影响（β=0.076，p＞0.05），说明职业认同在程序公平对晋升发展获得感作用关系中具有完全中介效应，互动公平对晋升发展获得感的影响作用减弱（β=0.155，p＜0.001），但仍有显著的正向影响，说明职业认同在互动公平对晋升发展获得感作用关系中具有部分中介效应。

进一步采用Sobel Test法对中介效应的显著性进行检验，结果显示（见表3）职业认同在程序公平和互动公平对职业获得感和晋升发展作用关系中的中介效应显著，在程序公平和互动公平对工作条件作用关系中的中介效应不显著。

表3职业认同中介效应显著性的Sobel检验结果

综上可得出，职业认同在分配公平对辅导员职业获得感及工作条件、薪酬待遇和晋升发展等维度的作用关系中不具有中介效应，假设H2a没有得到支持；职业认同在程序公平对职业获得感的作用关系中具有显著部分中介效应，在程序公平对工作条件获得感的作用关系中具有部分中介效应但效应不显著，在程序公平对薪酬待遇获得感的作用关系中不具有中介效应，在程序公平对晋升发展获得感的作用关系中具有显著完全中介效应，假设H2b得到部分支持；职业认同在互动公平对职业获得感及其晋升发展获得感的作用关系中具有显著部分中介效应，在互动公平对工作条件获得感的作用关系中具有部分中介效应但不显著，在互动公平对薪酬待遇获得感的作用关系中不具有中介效应，假设H2c得到部分支持。

五、结论与讨论

本研究通过对10名专职辅导员的访谈和446名专职辅导员的问卷调查数据，发现当前辅导员职业认同水平较高，但职业获得感和组织公平总体处于中等水平；从各维度看，薪酬待遇获得感和分配公平感较低，工作条件、晋升发展获得感和程序公平、互动公平感良好，但还有很大的提升空间。随着国家一系列关于大学生思想政治教育和辅导员队伍建设政策出台，辅导员职业地位得到了显著提升，加上与学生相处时学生带给自己的价值感和成就感，多数辅导员对辅导员职业本身认同度较高，喜欢并愿意一直从事这个职业。但面对晋升发展的困境以及与其他参照体相比薪酬待遇相对较低的现实，难免产生相对剥夺感，并且随着任职年限的增长其相对剥夺感越强，他们对自己实际获得和组织分配公平的主观评价也就较低。

分配公平能够正向地显著预测辅导员职业获得感及其工作条件、薪酬待遇、晋升发展获得感；程序公平和互动公平能正向地显著预测辅导员职业获得感及其工作条件、晋升发展获得感。如果辅导员将从组织获得的回报与其他参照体进行比较，当感知到组织分配结果越不公平，他们的相对剥夺感越强；反之，当感知到组织分配越公平，他们的薪酬待遇获得感越高，工作条件、晋升发展以及整体的职业获得感也越高。如果组织资源分配的过程和方式是规范且公开的，制定相关分配制度时辅导员拥有参与的权利，他们会认为自己的价值得到了组织的肯定并产生积极的情感。如果上级领导在资源分配过程中尊重并真诚地对待辅导员，并能及时对分配程序和结果进行合理的解释，辅导员将会对领导者及其所在组织产生积极的心理回报感，对自己的发展前途更有信心。可见，程序公平和互动公平虽然对辅导员的薪酬待遇获得感，即对经济回报感影响不大，但对其心理回报感影响显著，程序公平和互动公平感越高，辅导员对工作条件和晋升发展的获得感越高，职业获得感也就越高。

此外，研究还发现不同类型组织公平对辅导员职业获得感及其各维度的影响作用存在明显的差异。分配公平对职业获得感及其工作条件、薪酬待遇、晋升发展等维度的影响效果均居首位，程序公平对职业获得感和工作条件维度的影响效果排名第二，互动公平对晋升发展获得感的影响效果排名第二。职业获得感是对实际获得的主观感受，辅导员对从组织获得的实际回报即组织分配结果的公平感知是影响其职业获得感及其各维度的首要因素，尤其是对薪酬待遇获得感的影响。程序公平会让辅导员更加认可组织关于资源分配的决策与意见，认可其所处工作环境及所获工作条件，从而具有更强的职业获得感。互动公平可使辅导员在职业发展过程中公平地获取信息，同时感知到上级的支持与帮助，从而形成较高的心理回报，对个人今后的发展前途更有信心，其职业获得感也更高。为此，高校在辅导员管理实践中，要进一步提高辅导员职业获得感，进而稳定辅导员队伍，推进其专业化职业化发展。

应当注重组织公平，首先，应根据其“双重身份”制定符合辅导员专业化发展的考核评价标准和提拔晋升制度，客观公正地评价辅导员为组织所做出的贡献，分配合理公平的工作回报；其次，应保证分配制度代表多数辅导员的意愿，尽可能让辅导员参与到分配决策的制定中，执行制度规范且公开；再次，上级领导在工作中要给予辅导员理解与尊重，并对分配过程和结果及时做出合理的解释说明，以提升互动公平。

职业认同在程序公平对辅导员职业获得感及其工作条件获得感的作用关系中具有部分中介效应，在程序公平对晋升发展获得感的作用关系中具有完全中介效应；职业认同在互动公平对辅导员职业获得感及其工作条件、晋升发展维度的作用关系中具有部分中介效应。互动公平和程序公平对职业认同有显著正向影响且前者影响效应高于后者，分配公平对职业认同不具有显著影响，说明辅导员首先重视的是感情和关系，然后才是制度公平，最后才是物质利益。［34］在中国文化背景下，领导往往代表组织，如果上级领导能与辅导员平等交流，真诚相待，并对分配决策制定与执行的信息进行及时的说明和公开分享，辅导员会认为与上级领导及其代表的组织之间有较好的感情和关系，对自己所从事的职业会产生更为积极的情感，这些积极的情感均有助于增强其职业认同。如果组织分配程序规范且公正公开，辅导员能够平等参与到组织资源分配过程中，他们会对所处组织产生信任感和归属感，增强其对所从事职业的认同感。辅导员越能感知辅导员身份给他们带来的归属、幸福、价值等积极情感，他们的心理回报感越高，对所获得的工作环境及条件评价越高，对辅导员职业发展更有信心，职业获得感也会越强。为此，高校在注重组织公平的同时，还应该进一步积极塑造辅导员的职业认同，以此提高其职业获得感和发展信心，实现辅导员的专业化和职业化发展。