高校辅导员心理契约对工作绩效的影响研究*

张景新 罗朝新

(桂林航天工业学院 管理学院，广西 桂林 541004)

心理契约最早出现于20世纪60年代，强调组织与员工的相互关系。良好的心理契约关系可以有效提高组织凝聚力，营造团队氛围，也对工作绩效和离职率产生影响，最终影响组织战略目标的实现[1].近年来，国内学者对心理契约的研究愈发重视。高校将心理契约应用于科研团队管理、资助管理、外籍教师人才引进、高校教师的公共服务动机[2-5]等情境。高校教师的心理契约表现为高校教师在现有制度和文化形态基础上对心理期望的满足程度和反应，也是平衡高校教师对高校的贡献与高校能否满足其心理期望的一种方式。

高校辅导员是高校思想政治教育的重要群体，高校希望辅导员全身心投入到工作中，而辅导员则期待高校能够提供舒适的办公环境、合理的薪酬收入、广阔的发展空间等，最终形成了隐含的、非正式、没有公开说明的心理契约[6]。从单一以经济契约为基础的激励转换到将心理契约与经济契约相结合的激励，可以有效实现辅导员价值与院校价值在更高水平上的和谐统一。研究发现高校对承诺兑现程度与价值回报公平性的评价和反馈是构建良好心理契约的关键[7]。张名艳[8]认为构建高校与辅导员职业发展意愿和需求相适应的多重职业生涯发展阶梯，设计合理的激励制度，重视对辅导员心理契约的引导，可以有效激发辅导员的职业责任感和归属感；肖国芳[9]基于心理契约的激励功能对研究型高校辅导员展开了研究；项青[10]从心理契约视角对辅导员职业发展的内外动力进行了分析。现有文献主要探究了辅导员心理契约的内容、功能、构建辅导员心理契约的必要性以及如何有效构建和应用辅导员心理契约，研究成果具有一定的局限性。

随着知识经济的到来，员工绩效评估变得越来越重要。员工一旦意识到组织有违反心理契约的倾向，势必会影响员工的工作态度，进而产生被欺骗的感觉和失落感，对员工的工作绩效产生负面影响，甚至会使员工产生离职倾向。反之，一旦很好地维护了员工与组织彼此的利益，就会持续保持长期稳定的关系[11]。龙立荣等[12]学者发现交易契约与关系绩效呈负相关，而关系契约与任务绩效、关系绩效呈正相关；徐辉[13]认为心理契约在职业价值观和工作绩效之间起显著正向调节作用；唐卫卫等[14]发现良好的心理契约是工作绩效的促进因素，有助于降低离职倾向，当离职倾向起中介作用后,心理契约对于工作绩效的正向促进作用降低。

综合现有研究发现，心理契约的实现程度对工作绩效有正向作用，这为构建本研究的假设模型提供了良好的理论基础。本文将高校辅导员心理契约与工作绩效相结合，试图解决三个问题： 1)高校辅导员的心理契约与工作绩效之间存在怎样的关系。2)高校辅导员的心理契约如何对工作绩效产生影响。3)高校和辅导员之间如何建立良好的心理契约。

基于此，本研究从心理契约的视角出发，分别将高校辅导员的个体与群体作为研究对象，寻找与工作绩效的契合点；从高校辅导员服务供给的角色定位入手，构建符合高校辅导员的心理契约量表及工作绩效量表，探索两者之间的内在联系，挖掘影响其工作绩效的因素，得到高校辅导员工作绩效的提升路径，最终提出提升高校辅导员工作绩效的策略建议。

1 研究假设

高校辅导员承担着当今高校建设中越来越重要的责任，其心理契约对工作绩效的影响不容忽视。通过对相关文献的研读，本研究将心理契约划分为交易契约和关系契约两个维度。交易契约是指与物质交换有关的合同项目，如薪酬收入、额外奖励、晋升和发展等；关系契约是指与社会情感交换有关的契约项目，如工作稳定性、发展路径和培训方式等。工作绩效划分为任务绩效和周边绩效两个维度，其中任务绩效是指与岗位职能的工作内容有直接关联的绩效；而周边绩效则是指与组织特征紧密相关的工作内容，尽管周边绩效与工作内容没有直接关系，但从教师成长和大学发展目标的更高层次来看，它也非常重要。

本研究通过对大量国内相关文献的总结归纳并根据本次研究地区高校的特点，提出以下假设：

H1: 高校辅导员的心理契约由交易契约、关系契约两个维度构成。

H2: 高校辅导员的工作绩效由任务绩效、周边绩效两个维度构成。

H3: 高校辅导员交易契约的需要得到满足时,会显著提高辅导员的任务绩效。

H4: 高校辅导员交易契约的需要得到满足时,会显著提高辅导员的周边绩效。

H5: 高校辅导员关系契约的需要得到满足时,会显著提高辅导员的任务绩效。

H6: 高校辅导员关系契约的需要得到满足时,会显著提高辅导员的周边绩效。

图1 高校辅导员心理契约与工作绩效的关系模型图

2 问卷编制及调查过程

2.1 量表编制

本次调查运用的心理契约量表是在徐雪霞的《高校教师心理契约量表》的基础上，对已有的心理契约问卷的相关内容进行比较、分析，结合高校辅导员的心理契约特点，编制出具有两个维度，15个因子题项的量表，量表如表1所示。

表1 心理契约量表

工作绩效量表的编制，参阅了宋倩的《高校教师工作绩效量表》，史密斯、肯德尔等的“工作描述指数”及国内外学者有关高校辅导员工作绩效特性的研究成果，编制出两个维度，9个因子项目的工作绩效量表。问卷的测量采用Likert的五级量表法，用5、4、3、2、1计算得分。5表示非常一致，1表示非常不一致。量表如表2所示。

表2 工作绩效量表

2.2 数据获取

为了更好地检验和完善问卷，在2019年末预先发放了60份调查问卷作为本次数据收集的预测试，并根据预测试的结果修改了部分题项，由最初的29个缩减到最终的24个。正式调查从2020年11月1日至2020年11月15日，通过问卷星网络平台收集调查数据，最终收集到205份数据，数据不存在缺失值。调查对象为高校辅导员。

3 数据分析

3.1 信度与效度检验

信度检验主要用来反映结果的真实性和可靠性；效度检验的主要目的是提取有代表性的因素，减少变量的数量，检验变量之间的关系，表3为心理契约量表和工作绩效量表的KMO和Bartlett的测试结果,结果显示有良好的信度与效度。

表3 心理契约与工作绩效量表的Cronbach’s Alpha 信度及KMO和Bartlett 球形检验

3.2 描述性统计

调查对象的基本情况，主要包括调查者的性别、年龄、婚姻状况、带班人数、工作年限、最终学历、学科背景、职称、职级等情况。

本次调查中男性辅导员76人，占比37.07%，女生辅导员129人，占比62.93%；未婚为86人，占比41.95%，已婚为119人，占比为58.05%。在辅导员年龄段的分析中，26～30岁的人数达82人，占比为40.00%；31～40岁的人数达82人，占比40.00%，而两者相加人数达164人，占比达80.00%。

带班人数在200人以下的人数为78人，占比38.05%；带班人数在201至300人的人数为100人，占比48.78%，辅导员的带班人数在合理的范围。辅导员工作年限在0～2年的89人，占比较大，达到了43.41%；3～5年的辅导员人数占比为23.40%；6～10年的辅导员达47人，占比为22.90%；工作年限在11年以上的占比只有10.20%。说明高校辅导员队伍还是以新入职的辅导员为主，但在国家教育行政部门的政策支持下，辅导员的职业化、专业化队伍取得了长足进步。

辅导员的最终学历(学位)中，大学专科仅占比0.50%，大学本科学历占比22.00%，拥有硕士研究生学历共计158人占比77.07%，比例最高，博士学历所占比例与大专相同。在关于辅导员的学科背景调查中，有思政背景的辅导员有39人，占比19.00%；人文社科类背景的辅导员66人，占比32.20%；理工类学科背景的辅导员44人，占比21.50%；其它专业学科背景有27.30%。

在关于辅导员的职称数据中，初级职称的辅导员共计111人，占比54.15%；中级职称70人，占比为34.15%；副高级职称24人，占比11.71%；正高级职称为0。在关于辅导员职级的调查，无级别人数为159人，占比77.60%；副科级7人，占比3.40%；正科级21人，占比10.20%；副处级16人，占比7.80%；正处级2人，占比1.00%。

3.3 群体属性分析

3.3.1 不同性别、婚姻状况的比较

利用T检验考察不同性别和婚姻状况的辅导员在心理契约、工作绩效的得分差异，研究发现男女辅导员心理契约总分无显著差异(t=1.926，P=0.055)，男女辅导员工作绩效总分无显著差异(t=0.277，P=0.782)。已婚和未婚辅导员心理契约总分(t=0.019，P=0.985)及工作绩效总分(t=-1.707，P=0.089)差异均不显著。

表4 心理契约与工作绩效性别、婚姻T检验

3.3.2 不同工作年限心理契约及工作绩效的比较

表5 以工作年限为分组变量的心理契约及工作绩效方差分析表

表6 以工作年限为分组变量的心理契约及工作绩效的多组对比表

通过运用One-Way方差分析，不同工作年限辅导员在心理契约总分得分无显著差异，但是在工作绩效总分上确有一组显著不同于其他组。通过LSD事后检验发现，在工作绩效上，11年以上的工作绩效明显高于0～2年组。这强有力地证明了国家的辅导员职业化、专业化队伍建设的策略是正确的。

3.3.3 不同职称、带班人数、学科背景在心理契约及工作绩效总分上的比较

通过考察不同职称、不同带班人数、不同学科背景辅导员心理契约及工作绩效的差异，得到不同职称、不同带班人数、不同学科背景辅导员在心理契约及工作绩效上无显著差异。LSD事后检验证明了这一点。

在对影响因素的分析和调查对象的基本情况有了一定的了解后，我们接下来对这些影响因素进行因子分析、相关分析及回归分析。

3.4 因子分析

3.4.1 可行性检验

本文基于15项高校辅导员心理契约及9项工作绩效因素，利用SPSS分别对两个量表进行因子分析，根据分析结果，本文数据适合做因子分析。

3.4.2 主成分提取

采取主成分分析法提取公共因子，所提取的共同因子方差大部分能达到初始值的70% ，如图2、图3及表7、表8，说明提取的成分能够解释大部分信息。

图2 心理契约量表碎石图

图3 工作绩效量表碎石图

表7 心理契约量表公因子方差

表8 工作绩效量表公因子方差

将初始特征值大于1作为提取成分的标准，每个量表分别确定2个主成分如表9、表10所示，从图2、3可以看出第2个成分过后，坡线平缓，特征值出现转折。由此得出结论，提取两个主成分较为合适，并且两个量表前2个主成分累积解释分别为71.191%、63.618%的方差变异量，能够解释大部分信息，说明可以接受提取的这2个主成分及其建构效度，故而验证假设1、假设2成立。

表9 心理契约量表主成分累计方差贡献率

表10 工作绩效量表主成分累计方差贡献率

3.5 相关分析

相关分析是研究现象之间是否存在相关性的一种重要的统计方法。本次研究分别对交易契约，关系契约与任务绩效，周边绩效进行相关性分析，探究心理契约与工作绩效之间的相关关系。分析的结果如下表11所示。

表11 高校辅导员心理契约与工作绩效的相关矩阵

从表11可以看出，高校辅导员心理契约的交易契约、关系契约与工作绩效的任务绩效、周边绩效显著正相关，其中关系契约与周边绩效的相关系数最高。相关系数的分析结果支持基本假设，但还需要通过进一步的回归分析来验证。

3.6 回归分析

以任务绩效与周边绩效为预测变量，分别对交易、关系两个契约维度展开回归分析，如表12所示。从表12的数据可以看出，各维度之间关系显著，关系契约与周边绩效的拟合度最高。

表12 心理契约与工作绩效的回归分析结果

3.7 研究结论

通过对心理契约和工作绩效的相关分析和回归分析，我们最终验证了以下假设。

表13 研究假设验证结果

4 研究启示

在当前社会背景下，高校辅导员作为高校教师的骨干力量和大学生最亲密的伙伴，工作内容繁杂，发展前景不清晰，心理压力大是社会现实，造成这种现象是受多种因素综合影响。为了尽快构建具有中国特色的高校辅导员体系，真正实现高校、辅导员和学生的良性发展，本文依据分析结果，对提升高校辅导员工作绩效提出四点建议。

4.1 基于心理契约的交易维度，构建科学、合理、公正的薪酬体系

虽然赫兹伯格的双因素激励理论显示，经济报酬只是表面因素，但是薪酬制度的公平性直接关系到辅导员薪酬收入及工作态度。工资比例是否反映实际效果，津贴和奖金是否合理，对辅导员公平感影响很大。因此，高校必须完善科学、合理、公正的薪酬评价体系。一方面做到内部公平，科学评估辅导员岗位价值；另一方面做到外部公平，确立有吸引力的薪酬制度，更好留住人才。

4.2 基于心理契约的关系维度，给予辅导员群体更多人文关怀

高校应该定期调研辅导员工作，切实倾听并解决辅导员工作中存在的实际困难。从情感属性来看，情感是提高员工积极性的枢纽及润滑剂，对高校辅导员的管理、服务应注重情感激励，从而增进高校和辅导员之间的理解和信任。高校管理部门应在生活上做到关心照顾；在工作中，对其工作成果及时评价、奖励及宣传；在思想上，真诚坦率地交流，成为知心朋友，使他们产生工作成长动力，有效发挥善于发现问题、敢于解决问题的优势，为学校的发展做出贡献。

4.3 基于工作绩效的任务维度，需保持心理契约的连贯性

高校与辅导员心理契约的构建不同于书面文本契约，是具有长期性和动态性的。因此，保持高校与辅导员之间良好的心理契约沟通是一个必不可少的环节。高校管理部门必须对辅导员实施实时、动态的管理，与他们保持持续、有效的沟通，构建动态、平衡的心理契约，从而防止因违背心理契约而发生消极工作和情绪倦怠的现象。双方遇到问题要进行及时沟通与有效交流，改变及创新工作方式方法，互相理解和信任，确保高校与辅导员之间心理契约的健康发展。

4.4 基于工作绩效的周边维度，构建科学职业生涯管理

鼓励辅导员持续增加自身的人力资本。辅导员的工作特点决定了辅导员工作的繁杂性和全面性。辅导员缠身于日常管理事务，没有过多的时间和精力提升自身知识与技能。因此，高校管理部门可通过专家培训，定期交流，资助辅导员科学研究和攻读专业学位等方式使辅导员不断提升自己的专业水平和科研能力，并建立公正合理的晋升和流通机制，保持辅导员队伍的整体活力和流动性。