陶肖云 徐魁峰 梁旭明 韋大川



[摘? ? ? ? ? ?要]? 為了解廣西高校高學歷輔導員職業(yè)認同現(xiàn)狀,本研究采用便利抽樣法,以廣西部分高校的高學歷輔導員為研究對象,通過一般資料調(diào)查表、高校高學歷輔導員職業(yè)認同調(diào)查問卷測量高學歷輔導員的職業(yè)認同水平。結果:①被試高學歷輔導員總體職業(yè)認同不高,價值認同、身份認同和情感認同明顯低于能力認同;從影響因素狀況來看,高學歷輔導員福利待遇和工作壓力的認同度較高。②職業(yè)認同在職稱/職務和工作年限上有顯著差異,其余人口學變量上無差異。③福利待遇與價值認同、身份認同、情感認同等維度和職業(yè)認同量表整體、體制機制不相關;職業(yè)認同及各維度與影響因素的其他維度之間都是顯著的正相關關系。④線性回歸模型的擬合度良好,體制機制和動機氛圍可以顯著影響職業(yè)認同水平。基于此,提出完善高校高學歷輔導員職業(yè)發(fā)展體系,減輕高學歷輔導員事務性工作壓力,提供科研工作條件和時間,提高輔導員的社會影響力,保障輔導員身份地位等策略,以提升高校高學歷輔導員的職業(yè)認同。
[關? ? 鍵? ?詞]? 高學歷輔導員;職業(yè)認同;實證研究
[中圖分類號]? G645? ? ? ? ? ? ? ? ? ? [文獻標志碼]? A? ? ? ? ? ? ? ? ? [文章編號]? 2096-0603(2023)13-0057-04
一、引言
近年來,隨著國家對大學生思想政治教育工作的重視和對輔導員隊伍建設的一系列政策的出臺與落實,西部民族地區(qū)高校輔導員的稀缺情況得到了緩解,輔導員的配比和福利待遇得到了保障,高校輔導員作為一種職業(yè)得到更廣泛的認可,高學歷的畢業(yè)生入職輔導員崗位越來越多,輔導員隊伍的素質(zhì)能力得到了更好的提升,但是輔導員在工作過程中還存在一些困難或問題,比如工作任務重、壓力大、職業(yè)成就感不強、高學歷的輔導員流動性大,等等,這些與輔導員的職業(yè)認同存在一定的關系。職業(yè)認同是指個體對所從事職業(yè)的肯定性評價[1]。按照Meyer(梅耶爾)等提出的情感認同、持續(xù)認同和規(guī)范認同的職業(yè)認同三維模型[2],高校輔導員的職業(yè)認同是指高校輔導員對自己所從事的輔導員這一職業(yè)從情感上、規(guī)范上和持續(xù)性上的積極感知和肯定性評價,是對輔導員職業(yè)的基本性質(zhì)、價值及主要規(guī)范的認識。高校輔導員職業(yè)認同是一種受多因素影響的復雜性心理活動,探尋職業(yè)認同與其影響因素的因果關系,有助于發(fā)現(xiàn)輔導員隊伍職業(yè)化建設中的相關問題,為輔導員隊伍的穩(wěn)定性與職業(yè)化提供參考依據(jù)。為了更好地了解西部民族地區(qū)高校高學歷輔導員的職業(yè)認同現(xiàn)狀及其影響因素,以廣西部分高校的高學歷輔導員為研究對象開展了問卷調(diào)查和統(tǒng)計分析的實證研究。
二、對象與方法
(一)研究對象
采用易實施、低成本的方便抽樣法,使用網(wǎng)絡問卷對廣西高校的高學歷輔導員進行整群抽樣調(diào)查。共發(fā)放問卷220份,回收有效問卷214份,有效率為97.3%。樣本在不同高校性質(zhì)、年齡、工作年限上均有較好的樣本代表性。從高校性質(zhì)看,省部屬高校42人,占比19.6%;地方本科院校125人,占比58.4%;高職高專院校40人,占比18.7%,獨立學院4人,占比1.9%;“211”高校3人,占比1.4%。從年齡結構來看,30歲以下79人,占比36.9%;31~35歲68人,占比31.8%;36~40歲38人,占比17.8%;41~45歲20人,占比9.3%;45歲以上9人,占比4.2%。從工作年限來看,3年以下63人,占比29.4%;4~6年60人,占比28.0%;7~10年36人,占比16.8%;10年以上55人,占比25.7%。由于是網(wǎng)絡調(diào)查,且輔導員崗位女性分布更多,共收集女性問卷150份,男性問卷64份。
(二)研究方法
1.研究工具
一般資料調(diào)查表:包括性別、年齡、來源地、職稱/職務、學歷、學科背景、年收入、工作高校性質(zhì)、工作年限等。
高學歷輔導員職業(yè)認同及影響因素量表:本研究在趙巖的高校輔導員職業(yè)認同問卷[3]的基礎上結合輔導員高學歷特征進行了部分項目的修訂,設計了高學歷輔導員職業(yè)認同量表和高學歷輔導員職業(yè)認同影響因素量表。根據(jù)探索性因子分析結果,職業(yè)認同量表25道題目,分為價值認同、身份認同、情感認同和能力認同4個維度。影響因素量表22個題目,分為體制機制、動機氛圍、知識經(jīng)歷、工作壓力和福利待遇5個維度。兩個量表均采用李克特五點計分法。
2.資料收集方法
通過問卷星平臺發(fā)放問卷進行調(diào)查,調(diào)查前先告知清楚調(diào)查對象本研究的目的、意義,取得知情同意后由調(diào)查對象自行填寫問卷,填寫完畢及時提交。
3.統(tǒng)計學處理
研究數(shù)據(jù)采用SPSS 26.0統(tǒng)計軟件進行信效度檢驗、描述性統(tǒng)計、t檢驗和單因素方差分析、相關分析和回歸分析。
三、結果
(一)信效度檢驗
對職業(yè)認同量表和影響因素量表進行信效度檢驗,職業(yè)認同量表的Alpha系數(shù)=0.944,影響因素量表的Alpha系數(shù)=0.897。結果表明問卷的職業(yè)認同和影響因素兩個量表的信度較高,能很好地反映被試者的情況。另外,對職業(yè)認同和影響因素兩個量表進行KMO和巴特利特球形檢驗,KMO值分別是0.926和0.882,P值均是0.000,旋轉(zhuǎn)載荷平方和方差累積百分比分別是67.002和62.544,可以認定該職業(yè)認同量表和影響因素量表都具有良好的結構效度。
(二)研究對象描述性統(tǒng)計
對研究所涉及的其他人口統(tǒng)計學變量(除性別、年齡、高校性質(zhì)、工作年限外)進行描述性統(tǒng)計分析,結果見表1。
(三)高學歷輔導員職業(yè)認同的現(xiàn)狀分析
對職業(yè)認同和影響因素及其各維度的均值進行描述性統(tǒng)計分析,結果如表2、表3所示。其中,均值和標準偏差是全體被試在各個維度及量表整體上的平均分數(shù)和標準偏差,最低1分,最高5分。
從表2可見,除了能力認同外,職業(yè)認同的其他三個維度的均值在3.2~3.9之間,3分=“一般”,4分=“同意”,意味著被試對自我的能力認同程度較高,對輔導員職業(yè)的價值認同、身份認同和情感認同程度不高,介于“一般”和“同意”之間。從整個量表整體的結果來看,3.58也是介于“一般”和“同意”的中間。可見,高學歷輔導員的職業(yè)認同現(xiàn)狀并不令人滿意。
從表3可以看出,影響因素方面,被試者對輔導員的工作壓力及福利待遇的認同度較高,而對于體制機制、動機氛圍、知識經(jīng)歷三個維度和量表整體的認同度都不高。說明高學歷輔導員的工作壓力確實很大,也說明近兩年高學歷輔導員的福利待遇得到了較大的提升。
(四)高學歷輔導員在性別、年齡等人口學變量上的差異性分析
1.職業(yè)認同、影響因素量表及各維度在性別、來源地、學歷變量上的獨立樣本t檢驗
為了考察高學歷輔導員的職業(yè)認同及影響因素在性別、來源地、學歷上的差異性,進行獨立樣本t檢驗。從檢驗結果看,按照P<0.05有顯著差異的標準,不同性別的高學歷輔導員的職業(yè)認同并不存在差異性,但在影響因素的福利待遇維度存在顯著差異;不同來源地的高學歷輔導員的職業(yè)認同無顯著差異,而在影響因素的體制機制和工作壓力兩個維度顯示有顯著差異;不同學歷的高學歷輔導員的職業(yè)認同無顯著差異。
2.職業(yè)認同、影響因素量表及各維度在年齡、職稱/職務、學歷、學科背景、年收入、工作單位性質(zhì)、工作年限變量上的單因素方差分析
為了考察職業(yè)認同和影響因素量表在年齡、職稱/職務、學歷、學科背景、年收入、工作單位性質(zhì)、工作年限變量上的差異,把以上變量分別作為自變量,將職業(yè)認同和影響因素量表及其各維度作為因變量進行單因素方差分析。
從單因素方差分析的結果來看,職業(yè)認同量表及其各維度在職稱/職務上均有顯著差異,不同的工作年限在身份認同和情感認同上有顯著差異,在其他變量上無差異。影響因素量表及其各維度在職稱/職務上均有顯著差異,不同的工作年限在體制機制的影響上有顯著差異,在其他變量上無差異。
為了進一步分析職稱/職務兩兩之間的差異情況,對職稱/職務的差異性分析中進行LSD的多重檢驗,結果發(fā)現(xiàn),助教及以下/科員的職業(yè)認同高于講師/科長,副教授/副處也高于講師/科長,而且助教及以下/科員在價值認同、身份認同和情感認同上都是最高的,副教授/副處在能力認同上是最高的。
(五)高學歷輔導員職業(yè)認同與影響因素的相關分析
為了考察職業(yè)認同與影響因素之間的相關關系,對職業(yè)認同及各維度與影響因素及各維度進行皮爾遜相關性分析,得到的結果如文末表4所示。
從表4可見,除了福利待遇與職業(yè)認同的價值認同、身份認同、情感認同等維度和職業(yè)認同量表整體以及與影響因素的體制機制維度不存在顯著相關性以外,職業(yè)認同及各維度與影響因素的各維度都是顯著的正相關關系。
(六)高學歷輔導員職業(yè)認同的影響因素分析
為了考察影響因素的各個維度如何影響職業(yè)認同,以影響因素的各維度作為自變量,將職業(yè)認同量表整體作為因變量進行線性回歸分析。結果如表5所示。
從上表可以看出,本次線性回歸模型的擬合度良好,R2=0.736>0.6,意味著本次的運算結果可以真實可靠地反映出影響因素各維度對職業(yè)認同的影響情況。五個自變量之間不存在多重共線性,VIF全部小于5。回歸方程顯著,F(xiàn)=115.729,P<0.001,意味著五個自變量中至少有一個可以顯著影響因變量。體制機制可以顯著影響職業(yè)認同(B=0.386>0,P<0.05),動機氛圍可以顯著影響職業(yè)認同(B=0.503>0,P<0.05)。最后,變量之間得出如下回歸方程:職業(yè)認同=0.267+0.386*體制機制+0.503*動機氛圍。
四、討論
從統(tǒng)計分析結果來看,價值認同、身份認同、情感認同和能力認同以及職業(yè)認同量表都是強正相關關系。職業(yè)認同中的價值認同、身份認同和情感認同水平低于能力認同。說明對于高學歷輔導員而言,相對于職業(yè)能力,能否認同輔導員職業(yè)的價值、身份和從情感上接受才是需要解決的問題。高學歷輔導員具有科學研究的能力,82.71%的輔導員認為科研工作對輔導員的職業(yè)發(fā)展和個人成長很重要,但是88.79%的輔導員事務性工作重,對科研有心無力,因為輔導員工作時間的外延性影響到科研工作的正常開展,自我價值在科研工作上未能很好地體現(xiàn),從而影響輔導員的價值認同。輔導員的身份認同很大程度上與輔導員工作的社會認同度及被尊重的程度相關。在高等學校中,凡是與學生相關的事情都會先問:輔導員是誰?輔導員在高校中等同于高學歷的雜活工,在很多人眼里輔導員與專任教師的地位并不等同。所有輔導員都有一個共同的希望,那就是被尊重[4]。在輔導員中調(diào)離原因的調(diào)查中,選擇輔導員崗位工作壓力大的有80.84%,選擇輔導員崗位加班加點多的有66.36%,58.88%的輔導員選擇職業(yè)發(fā)展方向不滿意。以上因素都在一定程度上影響著高學歷輔導員的情感認同。從以上分析可以發(fā)現(xiàn),提升高學歷輔導員的職業(yè)認同可以從減輕高學歷輔導員的工作壓力、提供科研條件、多宣傳優(yōu)秀輔導員的先進事跡、提高對輔導員群體的尊重著手。
職業(yè)認同在職稱/職務和工作年限上有顯著差異,助教及以下/科員的職業(yè)認同,特別是價值認同、身份認同和情感認同比較高。一般來說,助教/科員及以下都是新入職成員,處于職業(yè)適應期;而講師/科長在職時間相對更長,對輔導員職業(yè)產(chǎn)生了職業(yè)倦怠,對未來的職業(yè)發(fā)展處于迷茫期;而副教授/副處一般是資歷很高的輔導員,度過了迷茫期進入了穩(wěn)定期,在能力上已經(jīng)處于專家水平,所以能力認同更高。
福利待遇與價值認同、身份認同、情感認同等維度和職業(yè)認同量表整體、體制機制不相關,說明近年來特別是《教育部等八部門關于加快構建高校思想政治工作體系的意見》印發(fā)以來,高校為專職輔導員設置了崗位津貼,高校專職輔導員的福利待遇有了較大改善。
體制機制、動機氛圍、知識經(jīng)歷和工作壓力都與職業(yè)認同及各維度相關,體制機制、動機氛圍可以顯著影響職業(yè)認同水平。這意味著在西部民族地區(qū)的高校,一些體制機制還需要完善,比如高校專職輔導員職業(yè)發(fā)展體系。在選聘輔導員時要重點考核應聘者的入職動機,了解其是否認同并履行高校輔導員崗位的要求和規(guī)范,是否愿意作為大學生的人生導師和知心朋友助力高校實現(xiàn)立德樹人教育目標。
五、結論
高校高學歷輔導員職業(yè)認同中的價值認同、身份認同和情感認同有待提升。職稱/職務和工作年限、體制機制、動機氛圍、知識經(jīng)歷和工作壓力都是高學歷輔導員職業(yè)認同的影響因素,應完善高校高學歷輔導員職業(yè)發(fā)展體系,減輕高學歷輔導員事務性工作壓力,提供科研工作條件和時間,提高輔導員的社會影響力,保障輔導員身份地位,形成國家、高校、社會和輔導員多位一體的輔導員職業(yè)認同機制。
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