高校輔導員參與勞動教育工作意愿和行為的經驗研究

紀雯雯 劉向兵

“強教必先強師”，加強新時期勞動教育發展離不開規模充足、配置合理的師資隊伍。2020年3月，中共中央、國務院印發的《關于全面加強新時代大中小學勞動教育的意見》明確要求：“強化每位教師的勞動意識、勞動觀念，提升實施勞動教育的自覺性”。在勞動教育條件建設方面，2020年7月，教育部印發的《大中小學勞動教育指導綱要（試行）》（簡稱《綱要》）中提出“充分發揮教職員工特別是班主任、輔導員、導師的作用”。隨著勞動教育被正式納入人才培養體系，“誰來教”既是高校開展勞動教育必須厘清的核心命題，也是困擾高校勞動教育的難點問題[1]。2022年中國高等教育學會勞動教育專業委員會開展的勞動教育師資隊伍建設調查結果顯示，大約70%的高校將輔導員作為勞動教育師資力量。輔導員作為高校教育工作者，育人工作固然是其職責所在，但是參與勞動教育無疑增加了他們的工作量。需要解決的問題在于輔導員們是否愿意參與勞動教育工作，或者進一步說，是什么激勵他們努力工作最終完成高校賦予他們的職責[2]。相關研究主要從兩個方面開展。一是關注勞動力市場從事教師工作的相對工資回報[3][4]。二是非貨幣回報的影響。已有文獻研究了激勵教師工作的因素，也討論了輔導員開展勞動教育的價值意蘊和實踐探索[5][6]，但缺乏關于提升輔導員參與勞動教育自覺性的經驗研究。因此，本文以高校輔導員作為研究對象，考察其參與勞動教育育人工作的意愿及影響因素，以滿足當前高校人才培養中勞動教育發展的現實需求。

一、研究設計

本研究調查了當前高校輔導員參與勞動教育工作的基本情況，通過有序概率回歸分析了影響高校輔導員參與勞動教育工作的因素，以及普通本科院校和高職高專院校之間的差異、不同地區高校間的差異。為了解高校輔導員參與勞動教育工作的情況及影響因素，問卷設計遵循兩條邏輯路徑。一是勞動參與問題的一般性。根據勞動經濟學理論和各國的經驗，勞動參與率反映了潛在勞動者個人對于工作收入與閑暇的選擇偏好，受到個人保留工資、家庭收入規模，以及性別、年齡等個人人口學特征的影響[7]。為此，調查問卷設計了個人特征方面的問題，如年齡、性別等。二是我國輔導員工作的特殊性。根據教師勞動力市場和我國輔導員工作制度的相關文獻，問卷設計了一系列非經濟影響因素，包括工作能力、學校管理以及輔導員主觀評價等方面的問題。其中，工作能力包括學歷、職稱、工作經驗、教學能力和實踐能力等；學校管理包括教學管理、工作量計算、業績考核、評價與管理等；主觀評價包括輔導員對影響勞動教育工作的一些主觀評價。課題組調查問卷初稿進行認知訪談，以確保調查對象可以正確理解問卷中的選項并做出回答。根據認知訪談的結果，對問卷題目設置和選項優化調整，形成調查問卷終稿。

調查問卷通過中國高等教育學會勞動教育專委會、輔導員工作分會向會員高校進行了非定向投放，收回有效問卷357份。為了保證樣本的代表性和全面性，調查以教育部2022年5月公布的31個省普通高等學校名單為基礎抽樣框，通過問卷星公司，采取分層、按規模大小成比例的概率抽樣，在全國31個省對輔導員參與勞動教育的工作情況開展調查，最終收回有效樣本共計1120份，其中東部地區調查樣本487份，占比43.48%；中部地區385份，占比34.38%；西部地區248份，占比22.14%①全國31個省份不包括香港、澳門、臺灣。中部地區、東部地區、西部地區劃分的依據和結果見國家統計局于2011年發布的《東西中部和東北地區劃分方法》。。雖然樣本量較少，但樣本分布與全國高校分布較為一致，數據具有一定代表性。

二、數據說明與模型構建

（一）數據說明

調查問卷已對題目設置的有效性進行了充分考慮，然而為了保證調查數據的一致性和穩定性，本文對數據進行了信度和效度檢驗。結果顯示，樣本整體的Cronbach’s α值達到0.8，表明信度非常高，樣本數據具有較高的內部一致性，測量結果穩定可靠。具體從各個潛變量的信度檢驗結果來看，所有因素的Cronbach’s α值都大于0.7，表明這些潛變量的測量結果都具有較好的信度。效度檢驗結果顯示，整體以及三個方面潛變量的KMO值都在0.6以上，反映出調查問卷具有較好的結構效度，各指標均達到可接受的水平，所得數據可以用于計量分析。樣本描述性統計如表1所示。

表1 描述性統計

第一，在人口特征方面。輔導員平均年齡為34歲，女性占比41.42%，中共黨員占比83.83%。

第二，在工作能力方面。輔導員碩士學歷占比59.02%，學士占比33.66%，專科占比4.2%，博士占比3.13%。輔導員平均工作經驗為8年，職稱以初級和中級為主，占比分別為35.54%和44.11%，高級職稱占比僅為7.68%。工作序列結構較為均衡，專業技術序列、職務序列和“雙肩挑”序列分別占比31.79%、30.36%和37.86%。輔導員參與勞動教育的工作動力較為多元，根據歸因理論對行為結果進行因果解釋和推論分析[8][9]，本研究將育人使命和個人興趣歸為偏好性工作動力，將工作安排和工作考核歸為任務性工作動力，將經濟激勵和晉升激勵歸為激勵性工作動力。超過50%的輔導員認為自己具備部分參與勞動教育的教學能力和實踐能力，40%左右的輔導員認為完全具備，極少輔導員認為不具備。按照能力等級進行李克特（Likert）3點評分，教學能力平均分為2.36，實踐能力平均分為2.41。

第三，在學校管理方面。64.91%的樣本所在高校明確要求輔導員承擔教學任務，75.71%的輔導員實際承擔了教學任務。高校對輔導員任課工作考核管理方式并不統一，42.41%的輔導員選擇了“個體自主選擇”，60.36%選擇了“工作崗位職責”，44.73%選擇了“學校將其納入工作晉升條件”，15.36%選擇了“納入轉崗條件”。按照考核管理對個人職業發展的激勵程度進行李克特4級評分，均值為2.06分。92.5%的樣本所在高校已經開設勞動教育必修課，33.66%的輔導員所在高校要求輔導員全體承擔勞動教育必修課，39.73%將其作為個體自愿行為，20.71%要求部分參與，3.75%未做任何要求。按照學校對輔導員參與工作管理的必要性程度進行李克特5級評分，均值為3.8分。以上結果說明高校輔導員是參與勞動教育工作的重要力量，但在職稱評定及相關待遇方面并未體現相應的激勵。

第四，在主觀評價方面。54.82%的輔導員認為參與勞動教育工作具有一定優勢，28.39%認為比較有優勢，14.64%認為非常有優勢，僅有2.14%的認為沒有優勢。按照優勢等級進行李克特4級評分，均值為2.55，自評優勢較高。輔導員希望獲得與勞動教育工作相關的各項培訓，培訓預期由高到低依次為實踐活動組織類（75%）、理論知識類（70.71%）、課程教學教法類（70.63%）、學術研究類（53.57%）和政策解讀類（47.71%）。輔導員認為影響勞動教育教學實踐活動的因素主要來自兩類。一類是頂層設計方面的因素，56.79%的輔導員認為勞動教育發展歸屬不明確，主要體現在勞動教育缺乏學科專業歸屬；53.93%認為是政策實施不到位，體現為勞動教育不受學校重視；26.79%認為勞動教育工作不在輔導員工作職責范圍，政策規范較為空白。另一類是支持條件因素，49.73%的輔導員認為是勞動教育實踐場所不足，45.36%認為是工作機制不明確，42.41%認為工作激勵不足，39.11%認為專業知識儲備不足，38.3%認為績效考核不明確。

（二）模型構建

由于個人參與工作的意愿有愿意、不愿意和無所謂三類選擇，顯然，作為一個選擇樣本問題，參與意愿在這里作為被決定的因變量，是一個具有序列等級含義的選擇變量。因此，本文采用了有序Logit模型進行估計，具體方法如下：

假設輔導員參與勞動教育意愿Y為3個等級的定序變量，分別用j=1，2，3表示，其中1表示愿意、2表示不愿意、3表示無所謂。X表示解釋變量，β表示參數。記意愿等級j（j=1，2，3）的概率為P（Y=j|X），則等級小于或等于j（j=1，2，3）的概率為

P（Y≤j|X）稱為等級小于或等于j的累積概率。等級大于j的累積概率可表示為P（Y＞j|X）。作logit變換：

定序因變量的回歸模型定義為（注意α的符號）

等價于

模型（3）意味著將3個等級分為兩組：{1，2}和{2，3}，logit（Pj）表示因變量屬于后一組的累積概率與前一組的累積概率之比的對數，所以稱為累積比率模型。對于任意j，logit（Pj）是解釋變量的線性函數，αj和β是參數。回歸系數β與j無關，αj是解釋變量均為0時，對于給定j下的兩組不同概率之比的對數值，因此有

也就是說，當某個解釋變量有一個變化ΔXi后，機會比率的變化率為eβiΔXi-1[10]。

根據勞動經濟和教師管理相關理論，輔導員參與勞動教育工作的意愿和行為受到個體特征（I）、能力（A）、學校管理特征（M）、主觀評價（E）等非貨幣因素的影響。另外，考慮到教育發展的相關影響，本文在估計模型中進一步加入地區教育發展（D）的相關變量，采用生均教育經費指數表示，該指標可監測和評價相對于國家經濟發展水平投入于高等教育的經費情況①計算公式：普通高校一般公共預算教育經費/在學規模/人均GDP＊100%。。最終估計方程如式（8）所示：

三、研究結果分析

（一）經驗分析

1.輔導員參與勞動教育工作意愿的影響因素

本研究重點關注選擇愿意參與勞動教育工作的影響因素是什么，主要匯報P（Y=2│X）的回歸結果，如表2所示。工作能力和偏好性動力越高的輔導員愿意從事勞動教育工作的概率越高，而學歷和任務動力越高的輔導員實際從事勞動教育工作的概率越高。由于概率回歸系數不具有實際解釋意義，為此本文進一步估計了邊際效應，結果如表2（3）-（5）列所示。在控制了個人特征、工作能力、學校管理、主觀評價及教育發展后，輔導員中愿意參與勞動教育工作的概率上升為88.94%，而實際參與勞動教育任課工作的概率下降至23.09%，獨立承擔勞動教育實踐活動的概率下降至18.06%，“意強行弱”差距進一步擴大。

表2 基本回歸結果

其中，愿意參與勞動教育工作的男性比女性多4.68%。這源于教師職業選擇的性別差異，女性更可能選擇“按部就班”、缺乏挑戰性的風險規避行為[11]，更看重教師職業的穩定性和長假期，而男性更看重職業中更好的發展空間[12]。學歷每提高一級，愿意參與勞動教育工作的概率反而降低4.38%，這是由兩方面的原因造成的：一是勞動教育工作尚未建立明確的職業發展前景，致使高學歷輔導員嚴重缺乏對承擔勞動教育工作的認同感；二是勞動教育具有綜合育人的特征，對專業學歷較高的輔導員吸引力不足。職稱每提升一級，輔導員愿意參與勞動教育工作的概率提高1.75%。工作經驗每增加一年，工作意愿概率提升5%左右。專業技術職稱序列的輔導員參與勞動教育工作意愿最高，“雙肩挑”序列次之，職務序列輔導員參與意愿最低，三個序列的平均差距為1.57%。愿意參與勞動教育工作的概率隨著教學能力提高增加4.25%，隨著實踐能力提高增加5.24%。具有偏好性工作動力的輔導員，比其他類型工作動力個體愿意參與勞動教育工作的概率增加9.70%，激勵性工作動力則降低4.03%，按照動力構成，說明經濟激勵和晉升激勵對教師育人工作具有負效應，與大量國內外相關研究結論較為一致。更熟悉勞動教育相關政策的輔導員，參與意愿提升4.75%；認為工作具有優勢的輔導員，參與意愿提升5.14%。培訓意愿可以顯著提高參與意愿，其中理論培訓的提升效應高達5.819%，實踐培訓達4.27%。影響勞動教育實踐活動的多元因素中，認為“專業場所不足”的輔導員，參與愿意顯著提高3.45%，其他因素則產生不同程度的抑制效應。說明支持性條件改善對輔導員參與勞動教育工作非常重要。

在學校管理方面，開設勞動教育必修課可以顯著提高6.43%的輔導員愿意參與勞動教育工作的概率。學校對輔導員的教學管理和必須參與勞動教育的管理對參與勞動教育工作沒有顯著影響。但任課考核管理卻產生顯著的抑制效應，分項回歸結果顯示，學校將輔導員承擔教學工作作為崗位職責、晉升條件或轉崗條件，均會產生不同程度的抑制效應。雖然與普通高校相比，“雙一流”高校輔導員愿意參與勞動教育工作概率更高，但結果并不顯著。在教育發展方面，省級教師平均工資的抑制作用不顯著，地區生均教育經費指數降低了0.18%的輔導員實際參與勞動教育工作的概率。我國普通高等教育生均經費明顯低于發達國家，甚至低于部分發展中國家和新興國家。按照購買力平價計算，2019年OECD國家高等教育生均經費為1.15萬美元，中國為0.89萬美元，與大部分OECD國家平均1.15萬美元的生均經費支持差距較大。經費總量不足和育人任務不斷增加的矛盾難以激發輔導員的育人意愿。

2.輔導員參與勞動教育工作行為的影響因素

雖然學歷不利于參與意愿，但卻顯著提高了3.42%的輔導員開展勞動教育活動的概率。這符合人力資本理論中教育的生產力功能論，即個體受教育水平越高，知識和技能越高，完成工作的可能越大。工作年限越長，輔導員任課概率越低，這在一定程度上是由于工作年限較長的輔導員學歷相對較低，難以滿足高校教學工作要求，6至10年的輔導員參與勞動教育工作的概率降低6%。職稱每提高一級，輔導員承擔勞動教育必修課下降2.7%。現實中，職稱越高的高校教師，教學課時量相對越低。與“雙肩挑”序列的教師相比，專業技術序列的輔導員承擔勞動教育必修課的概率高出4.45%，實踐活動概率低3.58%。職業階梯對可以量化的勞動教育任課工作有激勵作用，但對難以量化的實踐活動則無效。學術研究類培訓需求可以提高輔導員任課概率4.26%，經驗培訓需求可以提高輔導員任課概率6.1%，但不利于輔導員開展實踐活動。高校教學管理和考核管理均顯著促進輔導員承擔勞動教育必修課，而高校對輔導員參與勞動教育的管理反而起到抑制作用。“雙一流”高校輔導員任課行為比普通高校低8.38%，對實踐活動的抑制效應不顯著，這可能與“雙一流”高校較為嚴格的教學資格限制有關。影響實踐活動的評價主要集中在工作條件方面，認為“績效考核不明確”的輔導員，實踐活動概率降低5.09%；認為“專業知識不足”的輔導員，實踐活動概率降低4.45%；認為“實踐場所不足”的輔導員，實踐活動概率降低3.84%。

（二）異質性分析

根據《綱要》中各學段勞動教育的實施途徑，職業院校要將勞動教育全面融入公共基礎課，普通高等學校要將勞動教育有機納入專業教育。并且“結合當地實際情況，對勞動教育進行整體設計、系統規劃，形成勞動教育總體實施方案”。為此，本研究分別進行普通本科高校和高職高專院校之間以及各地區之間異質性分析，以此考察輔導員參與勞動教育工作的差異。

1.本專科異質性分析

根據教育部規定本專科輔導員的生師比，通過控制在校學生數，剔除規模效應對輔導員參與勞動教育工作的影響后，結果如表3所示。本科高校90.08%的輔導員愿意參與勞動教育工作，而實際工作中有30.25%的輔導員承擔勞動教育必修課，16.06%的輔導員獨立開展實踐活動。專科院校89.32%的輔導員愿意參與勞動教育工作，實際工作中35.36%的輔導員承擔勞動教育必修課，18.76%的輔導員獨立開展實踐活動。對比而言，本科高校輔導員參與意愿高于專科院校，而實際工作行為低于專科院校。

表3 本專科影響高校輔導員參與勞動教育育人意愿和實際工作因素的邊際效應

第一，專業工作能力和工作條件對本科輔導員參與勞動教育工作有重要影響。熟悉相關政策、具有崗位優勢、教學和實踐能力越高的輔導員，勞動教育工作參與率越高。其中，教學能力對輔導員參與意愿的提升率為4.43%，實踐能力的提升率為6.35%，顯著高于相同因素對專科輔導員的影響。期待獲得理論類和案例類培訓的輔導員，參與勞動教育意愿提升約5%。而“政策空白”和“專業知識不足”是降低輔導員參與勞動教育意愿的主要因素。雖然，學校開設勞動教育必修課對本科輔導員勞動教育工作意愿提升了10.19%，對專科輔導員承擔勞動教育課程意愿提升了25.41%，均高于全國平均水平。但是，高校其他管理均不利于輔導員參與勞動教育工作。本科在校生規模促進輔導員參與勞動教育工作意愿提升0.1%。從生師比的角度預測，如果可以按照1∶200的比例配足輔導員數量，那么意味著當前本科輔導員規模有利于激發其參與勞動教育工作的意愿。

第二，個人特征、一般性工作能力，以及實踐工作條件對專科輔導員參與勞動教育工作有重要影響。專科輔導員參與勞動教育的性別差異僅為3.9%，低于本科階段2.6%。黨員比非黨員參與勞動教育意愿高6.10%，職稱的提升效應為3.03%，經驗的提升效應為6.67%～9.48%，均高于平均水平。實踐工作條件方面支持對專科輔導員參與勞動教育工作的影響顯著高于本科階段。期待獲得實踐類培訓的輔導，參與意愿提升7.24%，實際任課行為提升8.18%；期待獲得學術培訓的輔導員，參與意愿提升12.97%；期待活動案例培訓的輔導員，實際任課行為提升10.22%。而“發展歸屬不明”“工作機制不明”“實踐場所不足”不同程度抑制了專科輔導員參與勞動教育的工作行為。專科在校生規模不利于輔導員獨立開展勞動教育實踐活動，本文認為這與專科階段的實踐活動任務相對更多，現有輔導員規模難以滿足需求有一定關系。以上對比分析為差異化推進勞動教育工作，建設各級各類勞動教育師資隊伍提供了一定依據。

2.地區異質性分析

按照國家統計局對東中西部的地區劃分，對這些地區的異質性回歸結果如表4所示，東部地區愿意參與勞動教育工作的輔導員為90.20%，中部為90.45%，西部為95.89%。東部地區輔導員實際承擔勞動教育必修課的概率為22.63%，中部為39.35%，西部為40.86%；開展實踐活動的比例，東部為17.58%，中部為14.31%，西部為11.7%。相比而言，中西部地區輔導員參與勞動教育工作意愿和任課比例高于東部地區，而開展勞動實踐活動比例低于東部地區。

表4 地區間影響高校輔導員參與勞動教育育人意愿和實際工作因素的邊際效應

第一，高學歷和“雙一流”稱號的抑制效應僅出現在東部地區，這與區域間“雙一流”建設非均衡有關。東部集聚高學歷人才，輔導員的平均專業性也較高，因此不愿意從事勞動教育工作。生均教育經費指數抑制東部地區輔導員參與勞動教育工作的意愿和實踐活動行為。教育部數據顯示，2021年東部地區普通高校生均一般公共預算教育經費為2.83萬元，生均教育經費指數為27.08%；中部地區分別為1.72萬元和27.45%，西部地區分別為2.57萬元和43.57%。數據顯示，雖然東部地區教育經費總量高，然而相對于更高的經濟發展水平，投入強度反而最低，“教育經費激勵悖論”產生了顯著的抑制效應。東部地區高校教學管理和參與勞動教育工作的管理在不同程度上顯著抑制了輔導員參與勞動教育工作。

第二，中部地區輔導員工作年限與任課概率呈反向關系，這與工作年限較長的輔導員學歷相對較低，難以滿足高校教學工作要求有關。數據顯示，中部地區教學類培訓有利于輔導員參與勞動教育工作。勞動教育“政策實施不到位”“專業知識不足”和“實踐場所不足”的輔導員，實踐活動比例較低，說明中部地區需要加大勞動教育發展的支持條件以激發輔導員參與勞動教育。中部地區學校將輔導員承擔教學任務作為晉升或轉崗條件不利于輔導員參與勞動教育工作，而作為崗位職責對其承擔勞動教育必修課有8.32%的提升作用，自主承擔教學任務反而有利于提升勞動實踐活動意愿，體現出中部地區勞動教育工作的理論教學和實踐活動區分并不明顯。尤其當工作內容缺乏明確區分時，晉升激勵的有效性會下降，而精神激勵的作用依然有效。

第三，西部地區黨員身份顯著提高了輔導員參與勞動教育的工作意愿和任課行為，“雙一流”高校輔導員參與勞動教育的工作意愿更高，這一結果符合榮譽稱號在西部地區教育發展中所起的積極作用。西部地區高校要求輔導員承擔教學任務降低了其開展實踐活動的比例，教學工作與實踐工作之間呈現替代關系。教學管理中，將承擔教學任務作為崗位職責或自主選擇，輔導員任課比例分別下降7.75%和4.12%。理論培訓、實踐培訓以及學術培訓對輔導員參與勞動教育工作的促進作用較為一致，而案例培訓提高了輔導員17.2%的任課率，卻降低了輔導員13.19%的開展實踐活動比例，反映出西部地區勞動教育培訓需要更精準地評估。

四、結論與建議

教育強國建設需要“支持和吸引優秀人才熱心從教、精心從教、長期從教、終身從教”。全國性調研數據顯示，高校輔導員參與勞動教育工作呈現“意強行弱”的特征，并且在控制了個人特征、工作能力、學校管理等因素后，意愿和行為差距進一步擴大。有序概率回歸結果表明：輔導員的工作能力和職責有利于提高其參與勞動教育的工作意愿，且學歷和工作任務安排有利于提高實際參與行為；師資培訓和實踐場所支持對輔導員參與勞動教育工作非常重要；高校傳統的教學管理不利于輔導員參與勞動教育工作；各學段、各地區輔導員參與意愿和行為具有差異化特征。基于上述研究結果，從四個方面提出激發輔導員參與勞動教育工作意愿的建議。

一是明確勞動教育長遠的工作機制，豐富輔導員的相關角色定位。明確承擔勞動教育課程的工作方式、考核機制，以及職業晉升、發展路徑，豐富輔導員的相關角色定位，激發現有輔導員參與勞動教育工作的動力。明確勞動實踐地位，加強政府、學校、企業、社會對勞動資源的使用融合機制，創造勞動教育實踐活動教學條件，以相對明確的工作方式和穩定的工作條件，提高輔導員參與勞動教育意愿轉化為行動的概率。

二是建立科學的勞動教育培訓體系，提高輔導員勞動教育工作的水平和職業發展能力。高校輔導員參與勞動教育工作不能僅滿足數量要求，更要滿足工作職責專業要求。合理評估勞動教育培訓的內容，科學制定勞動教育體系，充分發揮高學歷輔導員擁有的較高的通識人力資本優勢，擴大輔導員學歷優勢的倍增效應，提高輔導員參與勞動教育工作的能力和成效。

三是改進高校傳統的教學管理模式，釋放輔導員角色活力。根據德智體美勞全面發展的人才培養體系和育人目標，進一步推進勞動教育在高等教育階段的全覆蓋。推動勞模工匠等社會力量擔任兼職輔導員，加大輔導員承擔勞動教育工作的精神激勵。充分發揮輔導員的育人經驗和實踐活動優勢，科學量化勞動課程教學和育人實踐的工作量，補充傳統教學科研考核關于對勞動教育工作評價的空白。

四是制定分級分類工作實施路徑，精準激發輔導員的工作優勢。本科院校提高輔導員勞動教育理論能力，改進輔導員參與勞動教育工作的管理方式。專科院校增強輔導員勞動教育工作的職業榮譽感和責任感，提高職業勞動技能水平，培育積極向上的勞動精神和認真負責的勞動態度。東部地區發揮社會力量，增加勞動教育經費投入；中部地區加強師資培訓、條件建設和精神激勵，激發內生發展活力；西部地區制定專項政策，吸引高學歷人才參與勞動教育。