輔導員工作家庭沖突與職業認同的關系研究
——心理資本的中介作用

劉暉

（寧夏職業技術學院，寧夏銀川 750001）

輔導員是高校開展學生思想政治教育工作和管理工作的骨干力量，他們既是組織者，同時也是實施者和指導者，學生的成長、成才與他們的工作密不可分。隨著輔導員隊伍建設的專業化、職業化、專家化發展，輔導員群體對自身職業的認同水平也逐漸進入研究者的視野，備受關注。現有研究普遍認為，輔導員的職業認同水平與工作壓力顯著相關[1]，而被美國國家職業安全與健康機構(NIOSH)認定為是工作場所十大壓力源之一的工作家庭沖突，其與輔導員職業認同之間的關系卻鮮有研究者關注。劉世勇[2]認為，改善工作家庭沖突有助于提升輔導員的職業認同，但該研究并未對輔導員工作家庭沖突與職業認同的關系進行實證探索。

Bakker 和Demerouti 提出的工作要求——資源模型將工作特征分成了兩大類，即工作要求和工作資源，該模型假設，持續不斷的工作要求可能會使個體的身心資源消耗殆盡,由此引發精力衰竭、焦慮以及健康受損等問題，進而產生績效降低、離職率增高等消極的組織結果，而工作資源則具有激勵的功能，能夠產生較高的工作投入，帶來較高的工作績效和較低的離職率等組織結果[3]。因此，工作家庭沖突作為工作要求中的角色沖突很有可能會消耗高校輔導員的身心資源，從而對職業認同產生一定程度的消極影響，而心理資本作為工作資源中的個體心理資源，可能在被工作要求消耗的同時也具備激勵作用，從而對輔導員的職業認同帶來一定程度的積極影響。接下來，該研究將以工作要求——資源模型為基礎，探討工作家庭沖突和心理資本對高校輔導員職業認同的影響。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

該研究以寧夏回族自治區的高校輔導員為研究對象，開展問卷調查，發放問卷200 份，剔除規律作答或空白問卷等共計15 份，有效回收問卷185 份，有效回收率為92.5%。

1.2 測量工具

1.2.1 工作家庭沖突量表

采用Carlson 編制國內翻譯的工作家庭沖突量表，本量表共計18 個項目，分為工作對家庭的沖突（WFC，α=0.905） 和家庭對工作的沖突 （FWC,α=0.904）兩個方向，每個方向又可按時間（α=0.767）、壓力（α=0.844）、行為（α=0.926）細分為3 個維度。該量表的內部一致性系數為0.924，采用里克特五級評分，得分越高，表明沖突程度越強烈[4]。

1.2.2 心理資本量表

采用侯瑞敏在Luthan 編制、李超平翻譯的基礎上修訂的《心理資本問卷》，該量表共有24 個項目，分為自信（α=0.863）、 希望（α=0.897）、 韌性（α=0.895）和樂觀（α=0.883）4 個維度，每個維度6 個項目，里克特六級評分，正向計分，得分越高，表明個體的心理資本水平越高, 該次測量的內部一致性系數為0.955[5]。

1.2.3 職業認同量表

采用中國地質大學劉世勇教授編制的高校輔導員職業認同量表[2]，該量表共有20 個項目，分為職業認知（8 個項目，α=0.846）、職業意志（6 個項目，α=0.820）、職業行為（6 個項目，α=0.902）3 個維度,里克特五級評分，正向計分，得分越高，表明職業認同的水平越高，該次測量的內部一致性系數為0.914。

1.3 統計分析

采用SPSS 22.0 軟件對數據進行錄入和分析。

2 結果

2.1 寧夏高校輔導員工作家庭沖突、心理資本、職業認同的相關分析

對寧夏高校輔導員在工作家庭沖突、心理資本、職業認同3 個變量上的得分進行相關分析，結果表明（見表1），工作家庭沖突及其兩個維度（工作對家庭的沖突、家庭對工作的沖突）與職業認同及其3 個維度（職業認知、職業意志、職業行為）呈顯著負相關；心理資本及其4 個維度（自信、希望、韌性、樂觀）與職業認同及其3 個維度（職業認知、職業意志、職業行為）呈正相關，除了職業認知與樂觀的相關不顯著外，其他變量均在統計學上達到顯著水平。

表1 工作家庭沖突、心理資本與職業認同的相關矩陣（n=185）

2.2 寧夏高校輔導員工作家庭沖突、心理資本對職業認同的回歸分析

為了進一步考察工作家庭沖突、 心理資本與職業認同之間的關系，該研究分別以工作家庭沖突和心理資本為預測變量，以職業認同為因變量，進行回歸分析，結果如表2 所示。結果表明，工作家庭沖突負向預測職業認同，能夠獨立解釋職業認同11.1%的變異；心理資本正向預測職業認同，能夠獨立解釋職業認同24.3%的變異。

表2 工作家庭沖突、心理資本對職業認同的回歸分析

2.3 心理資本的中介作用檢驗

先前的研究結果表明，工作家庭沖突（β=-0.332，P＜0.001）和心理資本（β=0.493，P＜0.001）能夠顯著預測職業認同，因此，要檢驗心理資本對工作家庭沖突和職業認同的中介效應，首先需要以工作家庭沖突為預測變量，以心理資本為因變量進行回歸分析，然后以職業認同為因變量，以工作家庭沖突和心理資本為預測變量進行層級回歸，結果如表3 所示。

表3 心理資本對工作家庭沖突與職業認同的中介效應檢驗

結果表明，工作家庭沖突對心理資本的預測作用是顯著的（β=-0.279，P＜0.001）；工作家庭沖突（β=-0.212，P＜0.01）和心理資本（β=0.434，P＜0.001）共同預測職業認同時，結果也都是顯著的。但與工作家庭沖突單獨預測職業認同的回歸方程相比（β=-0.332，P＜0.001），當工作家庭沖突與心理資本同時預測職業認同時，工作家庭沖突的顯著性降低了（β=-0.212，P＜0.01），因此，心理資本在工作家庭沖突對職業認同的影響中發揮了部分中介作用。

3 討論

3.1 工作家庭沖突與職業認同的關系

該研究的結果表明，工作家庭沖突及其2 個維度與職業認同及其3 個維度之間均存在顯著的負相關，且工作家庭沖突能夠負向預測職業認同，這意味著，輔導員感受到的工作家庭沖突水平越高，他們對自身職業的認同水平越低。這一結果與華亮等人[6]以臨床醫生為研究對象和王從興[7]以幼兒教師為研究對象的結果一致。工作家庭沖突是指工作、家庭角色轉換時在某些方面不可協調，進而產生的一種角色間的沖突形式，而輔導員的工作性質使其更易體驗工作家庭沖突。工作要求——資源模型假設，持續不斷的工作要求可能會消耗個體的身心資源, 使個體產生精力衰竭、焦慮以及健康問題,進而產生績效降低、離職率升高等消極結果。該研究也驗證了這一假設，工作家庭沖突作為工作要求中的角色沖突，會降低輔導員對自己職業的認同水平。

3.2 心理資本與職業認同的關系

該研究結果表明，心理資本與職業認同及其3個維度之間存在顯著的正相關，且心理資本能夠正向預測職業認同。這也就是說，輔導員的心理資本水平越高，其對自身職業的認同水平也就越高，這與現有的研究結果一致[8-9]。從性質上來說，心理資本是一種積極取向的結構，是以目標實現和成功為導向的，它能夠鼓勵個體實施有利于成功的行為。工作要求——資源模型也認為，工作資源具有激勵的功能，能夠產生積極的組織結果，而心理資本作為一種資源，對個體的職業認同也應具有正向的激勵作用，因此，心理資本水平高的輔導員對自身職業的認同度較高。

3.3 心理資本對工作家庭沖突與職業認同的中介作用

研究發現，心理資本在工作家庭沖突與職業認同之間存在部分中介作用，這意味著，輔導員的工作家庭沖突在直接影響職業認同的同時，還存在著間接影響，工作家庭沖突對職業認同的影響有一部分是通過心理資本進行的。當個體面臨工作和家庭的雙重壓力而無法兼顧兩個領域的職責時，工作家庭沖突就產生了，輔導員的工作性質使其經常需要在非工作時間處理工作，更容易產生工作家庭沖突，而這種角色沖突則會消耗輔導員的樂觀、自信、希望和堅韌性等身心資源，造成心理損耗，進而對他們的工作動機和職業認同產生消極影響，這也驗證了工作要求——資源模型的假設。

4 啟示

該研究結果表明，工作家庭沖突負向預測職業認同，心理資本正向預測職業認同，心理資本在工作家庭沖突與職業認同的關系中發揮著部分中介作用，因此，提升輔導員的職業認同，可以從以下兩方面著手。

第一，重視工作家庭沖突對職業認同的影響，降低輔導員的工作家庭沖突有助于提升職業認同感。學校應鼓勵并幫助輔導員建立工作和家庭的邊界，明確工作職責和內容，制定清晰的職業生涯規劃并給予適當的政策傾斜，幫助輔導員提升工作能力、提高工作效率，與此同時，為有需要的輔導員提供婚姻家庭咨詢等心理援助，以期減少工作家庭沖突，提升職業認同。

第二，重視心理資本對職業認同的影響，提高輔導員的心理資本有助于提升職業認同感。一方面，學校在招聘和選拔輔導員時，可以適當的結合心理測評工具，選擇那些更加自信、樂觀、心理資本水平高的應聘者來承擔這項工作。另一方面，個體的心理資本水平并不是固定不變的，學校可以對輔導員開展培訓，提升輔導員的自信、希望、韌性和樂觀水平，通過提升輔導員的心理資本水平進而提升其對自身職業的認同度。