高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突對工作倦怠的影響研究

邵春妍

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，江蘇 南京210095)

一、 研究背景

2017 年，基于全國高校思想政治工作會議精神的貫徹落實需要，中共中央國務(wù)院下發(fā)了《關(guān)于加強和改進新形勢下高校思想政治工作的意見》。 為了強化高等學(xué)校輔導(dǎo)員隊伍專業(yè)化、職業(yè)化建設(shè)，教育部又簽發(fā)了43 號教育部令，并于2017 年8 月31 日公布了修訂后的《普通高等學(xué)校輔導(dǎo)員隊伍建設(shè)規(guī)定》。 因此可以看出，中共中央對于高校輔導(dǎo)隊伍越來越重視。 文件指出，高校輔導(dǎo)員隊伍是大學(xué)生思想政治教育的中堅力量，既是思想政治教育活動的組織者，同時又是實施者和指導(dǎo)者。 因此，輔導(dǎo)員要成為大學(xué)生學(xué)習(xí)生活中的導(dǎo)師，要和學(xué)生成為相互溝通交流的知心朋友。 輔導(dǎo)員隊伍的工作態(tài)度、工作質(zhì)量直接影響思想政治教育的效果，是大學(xué)生成人成才的關(guān)鍵所在。

不同學(xué)者對于工作家庭沖突的定義不盡相同。 Kahn 等最早對工作家庭沖突進行定義:指一個人分別在家庭、工作領(lǐng)域的需求客觀不相容，兩種角色無法平衡導(dǎo)致的沖突。 后續(xù)學(xué)者們不斷對這一概念進行完善，Greenhaus 和Beutell 認為沖突源自所承擔角色帶來的壓力，當不能同時承擔時即會產(chǎn)生角色沖突，同時認為工作家庭沖突具有雙向性特征，可分為工作-家庭沖突(WCF，指因工作的需要對家庭的影響)和家庭-工作沖突(FCW，指因家庭的需求對工作的影響)。Stephens 和Sommer 提出工作家庭沖突是包含時間、沖突和行為這三種類型的沖突。 Carlson 等根據(jù)工作家庭沖突的維度提出了兩者相互影響的作用維度，包括六個方面，編制如下問卷，如表1 所示。 基于國內(nèi)外研究可以發(fā)現(xiàn)，工作影響家庭沖突和家庭影響工作沖突兩個維度間持有相互沖突的影響。 也有相關(guān)文獻認為工作影響家庭維度比家庭影響工作維度對工作壓力有更大的影響。

表1 工作家庭沖突維度劃分表

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對于工作倦怠的研究，有些學(xué)者認為工作倦怠是對結(jié)果的感覺，這種結(jié)果往往是負面的影響；有些學(xué)者認為工作倦怠是一種過程，會產(chǎn)生不好的狀況。 從一定意義上說，兩者是互補的，因為對工作倦怠所描述的狀態(tài)就是發(fā)展過程的最后結(jié)果。 不同學(xué)者對于工作倦怠的劃分存在不同的觀點，Maslach 在1998 年提出的關(guān)于工作倦怠三維度劃分的觀點受到大多數(shù)人認同，他將工作倦怠分為三個部分:情感耗竭、去人性化和效能低下。 Schaufeli 和Bakker 通過對現(xiàn)有相關(guān)文獻的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，超過90%是文獻都采用MBI 作為測量工作倦怠的工具。 國內(nèi)學(xué)者對于工作倦怠的研究角度不同。例如，季巖硯選取自我效能、工作倦怠、工作績效三個變量，研究得出工作倦怠維度下情感耗竭的程度最為突出，最先體現(xiàn)。 實際上，高校輔導(dǎo)員工作倦怠中最先感受到的是情感衰竭。 劉小紅和臧小林研究高校輔導(dǎo)員工作壓力與工作倦怠兩者之間的關(guān)系時得出，超過50%以上的輔導(dǎo)員認為工作倦怠大多數(shù)是由情感衰竭導(dǎo)致的，工作怠慢和自我效能兩個因素影響程度不明顯。 30 歲以上的輔導(dǎo)員情緒衰竭、工作怠慢狀況較30 歲以下的輔導(dǎo)員嚴重。

基于此，論文選取高校輔導(dǎo)員為研究對象，對工作家庭沖突研究向外擴展，從而豐富工作家庭沖突的研究。 此外，論文研究的工作家庭沖突和工作倦怠變量，能夠明確高校輔導(dǎo)員目前存在的問題，平衡工作與家庭之間的關(guān)系，旨在為提高高校輔導(dǎo)員的工作生活質(zhì)量提供指導(dǎo)性的建議。

二、 研究假設(shè)

研究主要采用問卷調(diào)研的形式獲得研究樣本數(shù)據(jù)，因此需要構(gòu)建變量的測量量表。 結(jié)合高校輔導(dǎo)員的職業(yè)特點有針對性地構(gòu)建測量量表，即受訪者個人基本資料、工作家庭沖突變量、家庭工作沖突變量、工作倦怠變量四個部分。

(一)人口背景資料

高校輔導(dǎo)員人口統(tǒng)計學(xué)特征變量的不同會影響到輔導(dǎo)員的行為，涵蓋年齡、性別、婚姻狀況、學(xué)歷、職稱、雇傭狀態(tài)和從事輔導(dǎo)員的工作年限等指標。 隨著國家對于輔導(dǎo)員隊伍的重視，以及輔導(dǎo)員服務(wù)對象的特殊性，輔導(dǎo)隊伍較為年輕化，因此論文把年齡劃分為30 歲以下、31 ～40 歲、41 ～50歲、50 歲及以上四個選項。 性別包括男和女兩個選項。 婚姻狀況包括未婚、已婚兩個選項。 由于輔導(dǎo)員的招聘要求越來越高，要求其學(xué)歷水平一般比較高，因此本研究把學(xué)歷劃分為大專、本科、碩士研究生和博士研究生四個選項。 職稱包含初級、中級、副高、正高及無五個選項。 由于高校控制人力成本，所以對于人員的招聘呈現(xiàn)多種形式，雇傭狀態(tài)分為在編、雇員、臨聘人員、其他用工形式四個選項。 工作年限分為5 年以下、6～10 年、11～20 年、20 年及以上四個選項。

(二)測量量表

1. 工作家庭沖突量表

目前，工作家庭沖突的測量量表有兩種測量維度，一種是將工作家庭沖突分為時間沖突、壓力沖突、行為沖突三個部分，Carlson 和Williams 等人都通過上述維度劃分方式來測量工作家庭沖突。 另一種是將工作家庭沖突分為工作影響家庭和家庭影響工作兩個測量維度，文章依據(jù)研究特點主要采用第二種方式進行工作家庭沖突測量，此量表主要參考Netemeyer 等人的研究結(jié)果，即將工作家庭沖突量表分為工作影響家庭和家庭影響工作兩個維度，每個部分五道題，總共十道題。

2. 工作倦怠量表

工作倦怠的測量量表最早由Schaufeli 與Maslach 進行編制，為了適應(yīng)國內(nèi)的實際需求，李超平和時勘將此量表進行修改，形成適合中國的測量量表。 修訂后的量表依舊適用大多數(shù)情境下的測量，此量表具有較高的信度和效度，因此也被國內(nèi)學(xué)者們廣泛運用。 文章沿用此量表來完成對工作倦怠的測量。 此量表下，共分為三個維度，設(shè)置15 道題目，其中情緒衰竭分量表5 題，去人格化分量表4 題，個人成就感低落分量表6 題。

(三)研究假設(shè)關(guān)系

根據(jù)大量的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，工作家庭沖突與工作倦怠的關(guān)系較為密切，工作倦怠的前因變量包括角色過載、角色模糊以及角色沖突，而工作家庭沖突正是角色沖突的體現(xiàn)，因此工作家庭沖突與工作倦怠之間存在影響關(guān)系。 Frone 提出工作家庭沖突會產(chǎn)生負面的影響，與同事、領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系維護不佳，因此產(chǎn)生工作倦怠。

國內(nèi)學(xué)者對于工作家庭沖突與工作倦怠之間關(guān)系的研究也十分豐富。 林錫棟實證得出工作影響家庭與工作倦怠維度下的情緒衰竭和去個性化有顯著的正相關(guān)關(guān)系；家庭影響工作卻只與工作倦怠維度下的去個性化呈正相關(guān)。 張偉娟研究得出通信行業(yè)職員工作影響家庭沖突與情緒衰竭和去個性化維度呈顯著的正相關(guān)，與個人成就感低落維度關(guān)系不顯著。 林曉鵬提出醫(yī)生的工作家庭沖突與低效能感關(guān)系不顯著，而家庭影響工作沖突維度與情感耗竭關(guān)系不顯著。

根據(jù)上述文獻得出，高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突與工作倦怠呈顯著的正相關(guān)。

H1:高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突與工作倦怠呈顯著正相關(guān)。

H1a:高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突與情緒衰竭正相關(guān)。

H1b:高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突與去人格化正相關(guān)。

H1c:高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突與個人成就感低落正相關(guān)。

H1d:高校輔導(dǎo)員家庭工作沖突與情緒衰竭正相關(guān)。

H1e:高校輔導(dǎo)員家庭工作沖突與去人格化正相關(guān)。

H1f:高校輔導(dǎo)員家庭工作沖突與個人成就感低落正相關(guān)。

三、 研究結(jié)果

(一)信效度分析

研究通過在線的方式邀請高校輔導(dǎo)員進行問卷填寫，共獲取180 份問卷。 篩選后得到171 份有效問卷，有效回收率達到95%。 工作家庭沖突和工作倦怠的α 系數(shù)檢測結(jié)果如表2 所示。 從表可以看出，工作家庭沖突和工作倦怠各測量條款的α 系數(shù)均大于0.8，說明其內(nèi)部一致性較高，總體量表信度較高。 由此可見，這兩個量表可以用于論文的研究。

表2 工作家庭沖突、工作倦怠的信度分析

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工作家庭沖突和工作倦怠的KMO 樣本測度和Bartlett 球體檢驗結(jié)果見表3。 從表中可以看出，工作家庭沖突的KMO值為0.860，工作倦怠的KMO 值為0.918，均大于0.6，且統(tǒng)計值的顯著性概率Sig.均為0.000，說明量表數(shù)據(jù)是相關(guān)矩陣，具有相關(guān)性。 因此可以認為這兩個測量量表有較好的效度。

表3 工作家庭沖突、工作倦怠的KMO 和Bartlett 的檢驗結(jié)果

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(二)相關(guān)性分析

論文通過SPSS 軟件對工作家庭沖突與工作倦怠兩個變量進行相關(guān)性分析，分析中采用Person 矩陣，選取系數(shù)和

P

值作為衡量的指標。 相關(guān)系數(shù)

r

大于0 為正相關(guān)，小于0 為負相關(guān)，等于0 為零相關(guān)。 相關(guān)性分析結(jié)果如表4 所示。

表4 高校輔導(dǎo)員各變量間的相關(guān)性系數(shù)矩陣

注:表示顯著性小于0.05。

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表中變量之間的相關(guān)性系數(shù)檢驗的

P

值均具有顯著性，表明工作家庭沖突與工作倦怠這二者之間存在著顯著的相關(guān)關(guān)系。 工作影響家庭測量維度與情緒衰竭、去人格化和個人成就感低落顯著相關(guān)；家庭影響工作測量維度也與情緒衰竭、去人格化和個人成就感低落顯著相關(guān)。 初步驗證了假設(shè)H1:高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突各維度與工作倦怠各維度呈顯著正相關(guān)。

(三)多元回歸分析

根據(jù)前部分的相關(guān)性分析結(jié)果，論文把工作家庭沖突作為預(yù)測變量，把工作倦怠作為因變量，采用多元回歸分析的方法，其分析的結(jié)果如表5 所示。

表5 高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突對工作倦怠的回歸

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將情緒衰竭作為因變量分別對工作影響家庭和家庭影響工作進行回歸分析，

F

值為46.569，在0.01 水平上顯著，說明回歸效應(yīng)顯著。 方程調(diào)整后的

R

為0.163，解釋了工作家庭沖突變量在情緒衰竭中16.3%的變異。 Durbin-Watson 值為1.952，離2 較近，說明回歸模型最終顯示的結(jié)果可靠性較強。 同時標準回歸系數(shù)在0.01 的水平上都顯著且為正值，證明工作家庭沖突的兩個維度與情緒衰竭顯著正相關(guān)，假設(shè)H1a、H1d 成立。 根據(jù)表中的相關(guān)數(shù)值，得到標準化后的回歸方程:

情緒衰竭=0.352×工作影響家庭+0.096×家庭影響工作

將去人格化作為因變量對分別對工作影響家庭和家庭影響工作進行回歸分析，

F

值為70.339，在0.01 水平上顯著，說明回歸效應(yīng)顯著。 方程調(diào)整后的

R

為0.229，表明了工作家庭沖突的兩個測量維度能夠解釋去人格化中22.9%的變異。 Durbin-Watson 值為1.977，離2 較近，說明回歸模型最終顯示的結(jié)果可靠性較強。 同時工作家庭沖突的兩個測量維度即工作影響家庭和家庭影響工作對去人格化的標準回歸系數(shù)在0.01 的水平上都顯著，且標準回歸系數(shù)的值分別為0.274和0.282，為正值，證明工作家庭沖突兩個維度與去人格化具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1b、H1e 成立。 根據(jù)表中的相關(guān)數(shù)值，得到標準化后的回歸方程:

去人格化=0.274×工作影響家庭+0.282×家庭影響工作。

將個人成就感低落作為因變量對分別對工作影響家庭和家庭影響工作進行回歸分析，

F

值為27.335，在0.01 水平上顯著，說明回歸效應(yīng)顯著。 方程調(diào)整后的

R

為0.101，解釋了工作家庭沖突變量在個人成就感低落中10.1%的變異。Durbin-Watson 值為2.026，離2 較近，說明回歸模型最終顯示的結(jié)果可靠性較強。 同時工作影響家庭測量維度對個人成就感低落的標準回歸系數(shù)為正值，且在0.01 的水平上顯著，說明工作影響家庭測量維度與個人成就感低落存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1c 成立；但家庭影響工作測量維度對個人成就感低落的標準回歸系數(shù)為0.039，顯著性水平小于0.05，因此回歸系數(shù)不顯著，從而認為家庭影響工作與個人成就感低落具有正相關(guān)性但不顯著，假設(shè)H1f 不成立。

四、 討論與建議

(一)結(jié)果討論

如表6 所示，根據(jù)多元回歸分析得出，工作家庭沖突與工作倦怠之間呈密切相關(guān)。 具體如下:工作家庭沖突與工作倦怠之間有顯著的相關(guān)性。 其中工作影響家庭與情緒衰竭、去人格化和個人成就感低落顯著正相關(guān)；家庭影響工作與情緒衰竭、去人格化顯著正相關(guān)，但與個人成就感低落關(guān)系不顯著。

表6 假設(shè)檢驗結(jié)果

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(二)對策建議

論文通過實證分析得出，工作家庭沖突是產(chǎn)生工作倦怠的主要因素，因此勢必要解決輔導(dǎo)員的工作家庭沖突問題，從而緩解工作倦怠。 根據(jù)上述分析，從高校層面和輔導(dǎo)員自身層面提出以下建議:

1. 高校層面

(1)廣泛開展人文關(guān)懷，提高輔導(dǎo)員的歸屬感

高校輔導(dǎo)員工作家庭沖突問題與工作倦怠有著密不可分的關(guān)系，工作影響家庭和家庭影響工作水平都比較高，當輔導(dǎo)員處于工作家庭失衡的狀況下，就會產(chǎn)生工作倦怠，影響工作績效。 學(xué)校的工會可以不定期組織具體活動去對高校輔導(dǎo)員進行人文關(guān)懷，一方面能夠深入了解到輔導(dǎo)員的切實需求，另一方面可以使得輔導(dǎo)員獲得組織支持感。 此外，高校可以采用工作時間彈性化的方式來緩解輔導(dǎo)員工作家庭沖突的問題。

(2)完善對工作倦怠問題的診斷和預(yù)防機制，提升輔導(dǎo)員的滿意度

根據(jù)先前的差異性分析結(jié)果得出，年齡、學(xué)歷和工作年限因素在工作家庭沖突影響工作倦怠的關(guān)系上發(fā)揮不同的作用。 輔導(dǎo)員工作家庭沖突與年齡、工作年限等密切相關(guān)，因此工作倦怠問題更加突出。 輔導(dǎo)員長期從事單一的事務(wù)性工作，工作理想難以實現(xiàn)，年長的輔導(dǎo)員，需要同時承擔家庭和工作兩方角色，易產(chǎn)生工作家庭沖突和工作倦怠。 針對這部分人，高校需要及時發(fā)現(xiàn)問題，解決問題。 高校需要建立對工作倦怠問題的診斷和預(yù)防機制，定期組織輔導(dǎo)員進行心理測試和談心談話。 一方面可以開展輔導(dǎo)員心理咨詢和指導(dǎo)，可以結(jié)合輔導(dǎo)員沙龍的平臺定期邀請心理專家舉辦心理健康講座和壓力管理技能培訓(xùn)講座，提高輔導(dǎo)員的抗壓水平；另一方面可以設(shè)立教職工咨詢服務(wù)中心，輔導(dǎo)員有問題可以通過此平臺積極進行溝通交流，從而緩解輔導(dǎo)員的精神壓力，為輔導(dǎo)員的工作家庭沖突問題提供解決方案。

2. 輔導(dǎo)員自身層面

(1)積極提升身心素質(zhì)，注重自我調(diào)節(jié)

面對新形勢下的高校環(huán)境，面對“上面千根線，下面一根針”的輔導(dǎo)員工作的煩瑣性特點，輔導(dǎo)員如何懂得正確認識工作家庭沖突和緩解工作壓力，對于工作的順利開展十分重要。

首先，對工作家庭沖突不要有畏懼心理，要敢于正面解決，通過一系列的措施去盡可能地緩解沖突。 作為高校輔導(dǎo)員來說，需要做好情緒管理，保持積極的心態(tài)，從而使自身變得更強大，更有能力去抵抗沖突。 同時，需要擴大自己的交流圈，通過交流去主動抒發(fā)自己的情緒，減輕壓力。 其次是通過體育鍛煉、放松訓(xùn)練、參加社會活動等方式放松身心，應(yīng)對沖突造成的心理壓力，進行身心調(diào)適。

(2)主動加強學(xué)習(xí)，做好職業(yè)規(guī)劃

輔導(dǎo)員作為高校教師的重要組成部分，需要不斷學(xué)習(xí)新知識新技術(shù)，努力適應(yīng)青年學(xué)生的變化和發(fā)展，不斷提高自身政治素養(yǎng)、思想品質(zhì)、心理素質(zhì)以及業(yè)務(wù)能力。 此外，高校輔導(dǎo)員需要根據(jù)自身的職業(yè)特點和發(fā)展路徑，做好職業(yè)規(guī)劃，提高自身的專業(yè)化和職業(yè)化水平。 要有愛心、耐心、細心和責任意識，踐行腳踏實地的精神，深入學(xué)生群體，努力在崗位上做好服務(wù)工作。 同時，樹立職業(yè)認同感，增強在職業(yè)內(nèi)成長發(fā)展的信念。 合理定位職業(yè)期望值，將個人的職業(yè)目標與工作目標相統(tǒng)一。