高校辅导员职业倦怠在组织支持和离职倾向间的中介作用

陶建刚，何凯，赵岩

1.燕山大学马克思主义学院 燕山大学心理健康教育服务中心，河北 秦皇岛 066004

2.华南农业大学经济管理学院，广东 广州 510642

3.河北中医学院心理学教研室，河北 石家庄 050200

高校辅导员（以下简称辅导员）作为高校思想政治教育核心力量，其日趋严重的离职问题对大学生的连续培养造成不利影响［1］。组织支持是指组织认同与重视员工的价值、贡献，关心与关怀员工的利益、幸福［2］。根据组织支持理论，高水平的组织支持使员工的情感需求得到满足，增强员工的组织感情承诺，从而减弱离职意愿［3］。对公司职员、大学教工等不同人群的研究也表明，组织支持可以负向影响离职倾向［4-5］。职业倦怠是个体因不能有效地应对工作上延续不断的各种压力而产生的长期反应，包含情感衰竭、人格解体和个人成就感降低［6］。大量研究发现，组织支持和职业倦怠呈负相关，高度的组织支持有助于缓解员工的职业倦怠［7-9］。而职业倦怠又是预测员工离职倾向的重要因素，职业倦怠水平越高，离职意愿越强烈［10-12］。目前对辅导员组织支持、职业倦怠和离职倾向三者关系的综合实证研究较少，因此本研究拟探讨职业倦怠在组织支持和辅导员离职倾向之间的中介作用，为减少辅导员的离职提供干预依据。

1 对象与方法

1.1 研究对象

2020年9月—2021年2月，获取广东、河北、陕西、湖南四省9 所院校（其中广东3 所、河北2 所、陕西2 所、湖南2 所）学生工作处辅导员管理者对问卷调查的帮助和支持，将辅导员按照所带年级（大一、大二、大三、大四和研究生）分成5 个群，采用随机抽签的方式，每所高校随机抽取2 个群进行调查。最终从882 名辅导员中抽取310 人为研究对象，剔除7 名答题时间较短或未答题目超过5%的对象，最终获得有效研究对象303 人，有效率为97.74%。调查对象均知情同意，本研究项目已通过河北省中医学院伦理委员会审查批准（伦理审查批准号：YXLL2020050）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料问卷采用自行设计的辅导员基本情况调查问卷收集研究对象的基本情况，包括职称等级、学校层次、从业年限、年龄、性别、婚姻状况等。

1.2.2 组织支持问卷采用Benson 团队编制的组织支持问卷调查研究对象感知到的组织支持情况［13］。该问卷先由心理学和管理学研究生各1 名将英文版直译成中文版，再由2 名英语翻译专业研究生将中文版回译成英文版，在此基础上形成最终正式问卷。经过项目分析和探索性因子分析，问卷删除1 个条目，最终保留7 个条目，分为正向支持和负向支持两个维度，分别包含4 个条目和3 个条目。验证性因子分析显示，所有条目的因子负荷均在0.67～0.88 之间，模型的各项拟合指数均达到相应标准要求，问卷具有较好的结构效度。问卷采用1（非常不同意）～5（非常同意）的5级评分法。总分为各条目得分之和，总分范围为7～35 分；得分越高，个体感知到的组织支持水平越高。本研究中该问卷正向支持、负向支持及总体的Cronbach’sα系数依次为0.89、0.83、0.86。

1.2.3 职业倦怠问卷采用经李超平等［14］翻译修订的中文版职业倦怠问卷调查研究对象的职业倦怠情况。问卷共15个条目，包括情绪衰竭、去人性化和个人成就感三个维度。问卷条目采用0（从来没有）～6（每天都有）的7级评分法，各维度得分为对应条目得分的均值。个人成就感维度得分越低，情绪衰竭和去人性化维度得分越高，职业倦怠程度越高。本研究中各维度的Cronbach’sα系数依次为0.95、0.94、0.91。职业倦怠综合得分的计算方法为IOB=0.4×IEE+0.3×IDP+0.3×（6-IPA），得分范围为0～6 分，其中IOB为职业倦怠综合得分，IEE、IDP、IPA依次代表情绪衰竭维度得分、去人性化维度得分和个人成就感维度得分。轻中度、重度职业倦怠的标准依次为职业倦怠综合得分≥1.5 分且＜3.5分、≥3.5分。

1.2.3 离职意向问卷采用由翁清雄等［15］编制的离职倾向问卷调查研究对象的离职倾向状况。问卷共4个条目，采用1（完全不同意）～5（完全同意）的5级评分法。总分为各条目得分之和，总分范围为4～20分。得分越高，离职倾向越强烈。本研究中该问卷的Cronbach’sα系数为0.88。

1.3 质量控制

问卷调查采用网络形式进行，研究对象正式作答前，施测者通过微信，先取得其知情同意，然后向其介绍本次调查的内容、目的及如何作答，并强调问卷为匿名填写、自愿参加、严格保密，问题的答案无好坏对错之分，按照自己的实际感受作答即可，中途可随时选择退出。

1.4 统计学分析

本研究采用横断面调查研究。使用SPSS 24.0 对数据进行统计分析，采用中位数和第25、75 百分位数［M（P25，P75）］描述经正态性检验不服从正态分布的计量资料；采用Harman 单因素检验法检验共同方法偏差，最大公因子的解释率小于40%，则认为研究数据之间不存在严重的共同方法偏差［16］；采用独立样本Wilcoxon 秩和检验和Kruskal-WallisH检验分析不同人口学特征辅导员的组织支持、职业倦怠及离职倾向评分差异；采用Spearman 秩相关分析变量间的相关性；采用逐步回归法和有偏差校正的bootstrap方法对中介效应进行检验，有放回的抽取5 000 个bootstrap 样本，获取中介效应值95%的置信区间，如果该区间的上下限不包括0，则说明中介效应有统计学意义［17］。采用Amos 23.0 对组织支持问卷的结构效度进行验证分析，卡方自由度比（χ2/ν）=1.77＜5.00，渐进残差均方和平方根（root mean square error of approximation，RMSEA）=0.06＜0.08，比较适配指数（comparative fit index，CFI）=0.99、Tucker-Lewis 指 数（Tucker-Lewis index，TLI）=0.98，均＞0.90，说明理论模型拟合程度良好［18］。所有分析检验水准α=0.05（双侧）。

2 结果

2.1 共同方法偏差的检验

采用Harman 单因素检验法检验共同方法偏差，将组织支持、职业倦怠和离职倾向3 个问卷的全部条目进行未旋转的探索性因子分析。结果发现，有5 个特征值大于1 的公因子从因子分析中析出，最大公因子的解释率为31.25%，小于40%的临界值。由此可推断，本研究中变量间的关系受到共同方法偏差的影响较小。

2.2 研究对象的人口学特征及问卷得分

本次研究对象的年龄为24～40 岁，平均（30.82±4.15）岁；从事辅导员工作的年限为0.5～17年，平均4.93年。职业倦怠者共238 人，检出率为78.54%。其中，轻中度职业倦怠者195人，重度职业倦怠者43人，阳性检出率分别为64.36%、14.19%。其他人口学特征详见表1。

将组织支持、离职倾向、职业倦怠三个维度和职业倦怠综合得分在性别、婚姻状态、受教育程度、工作学校层级、职称等级等人口特征变量上进行比较，发现男女在情绪衰竭维度上得分的差异具有统计学意义（Z=-2.22，P=0.026）。本科、硕士和博士辅导员在个人成就感维度上得分的差异有统计学意义（H=7.97，P=0.019），多重比较发现，本科与硕士辅导员的个人成就感得分有统计学异（P=0.010）。一、二本院校辅导员在组织支持、去人性化维度和职业倦怠综合得分上的差异有统计学意义（Z=-2.25、-3.09、2.17，P=0.025、0.002、0.030）。不同人口学特征的辅导员之间离职倾向得分差异无统计学意义。详见表1。

表1 2020年9月—2021年2月辅导员人口学特征及问卷评分［M（P25，P75）］Table 1 Demographic characteristics and questionnaire scores of university counselors from September 2020 to February 2021 [M (P25,P75)]

2.3 组织支持、职业倦怠和离职倾向的相关分析

相关分析结果显示，辅导员的组织支持与个人成就感呈正相关（rs=0.315 2，P＜0.01），与情绪衰竭、去人性化、职业倦怠和离职倾向呈负相关（rs=-0.276 3、-0.299 4、-0.389 4、-0.338 3，P＜0.01）。辅导员的离职倾向与情绪衰竭、去人性化和职业倦怠呈正相关（rs=0.466 3、0.488 8、0.555 8，P＜0.01），与个人成就感呈负相关（rs=-0.283 3，P＜0.01）。如表2所示。

表2 辅导员组织支持、职业倦怠、离职倾向的相关性（n=303，rs）Table 2 Correlation between organizational support,job burnout,and turnover intention of university counselors (n=303,rs)

2.4 职业倦怠在组织支持和离职倾向间的中介作用分析

以组织支持为自变量，离职倾向为应变量，职业倦怠综合得分作为中介变量，按照逐步回归法对中介效应进行检验。由表3可知，组织支持影响离职倾向（标准化回归系数c=-0.338 3，P＜0.001），加入职业倦怠这一中介变量后，组织支持仍然影响离职倾向（c'=-0.143 6，P=0.006）。因此，职业倦怠在组织支持和辅导员离职倾向之间起不完全中介作用。

表3 辅导员职业倦怠在组织支持和离职倾向间的中介效应检验Table 3 The mediating effect of job burnout on organizational support and turnover intention of university counselors

有偏差校正的bootstrap方法检验结果显示，职业倦怠的中介效应95%置信区间为-0.265 1～-0.129 2，不包含0，因此，职业倦怠在组织支持和辅导员离职倾向之间所起中介作用有统计学意义。由表3可得，组织支持对离职倾向标准化直接效应为-0.143 6（c'）；职业倦怠在组织支持和辅导员离职倾向间的标准化中介效应为ab=（-0.389 4）×0.499 8=-0.194 6 ；组织支持对离职倾向的标准化总效应为-0.338 3（c），中介效应占总效应的比例为ab/c=（-0.194 6 ）/（-0.338 3）57.53%。

3 讨论

本研究发现，高等学校辅导员的职业倦怠检出率为78.54%。相关分析结果显示，高校辅导员的组织支持与职业倦怠和离职倾向呈负相关（rs=-0.389 4、-0.338 3，P＜0.01），离职倾向与职业倦怠呈正相关（rs=0.555 8，P＜0.01）。职业倦怠在组织支持和辅导员的离职倾向之间起不完全中介作用，中介效应占比57.53%。

本研究中高校辅导员的职业倦怠检出率高于西部地区神经内科医生和空勤人员［19-20］，是职业倦怠较为严重的群体之一。究其原因，首先，辅导员所带学生人数多，随着高校招生人数的扩大，许多高校辅导员所带人数远超国家规定的1：200 师生比；其次，辅导员工作内容繁杂，既担负着对学生进行思想引领、学习督促、生活关怀、职业指导、人际协调的重任，又承担着学生工作处、财务处、教务处等高校职能部门布置的各项任务；最后，辅导员职业的特殊性使其不仅暴露于高强度、高负荷、长时间的工作状态和由此造成的工作-家庭冲突情境中［1］，还长期处于24 小时待命，随时处理学生危机事件的高心理压力状态下［1］，因而比一般人群更容易发生职业倦怠。各高校一方面要完善辅导员的组织支持体系，提高辅导员的薪资待遇和在学校的地位，充分肯定与支持其劳动成果，增强辅导员的组织支持感，从而减弱职业倦怠；另一方面，要创新教育管理模式，在保证学生工作效果的前提下，从根本上减少辅导员的工作量，进而解决辅导员的职业倦怠问题。

本研究发现高校辅导员的组织支持与职业倦怠和离职倾向呈负相关，离职倾向与职业倦怠呈正相关。这与以往的研究结果一致［5，7，9-10］，为进一步考察职业倦怠在组织支持和离职倾向之间的中介作用提供了依据。中介效应检验结果发现，职业倦怠在组织支持和辅导员的离职倾向之间起不完全中介作用。一方面，组织支持作为离职倾向的保护性因素，可以直接负向预测辅导员的离职倾向，当辅导员感受到所在组织的支持和关怀时，会有更高的工作参与度和组织承诺感，离职意愿降低［3-5］。另一方面，组织支持通过职业倦怠间接影响辅导员的离职倾向。从资源保存的角度来看，工作时间长，工作内容烦琐复杂等都决定辅导员工作是一个高耗竭内在资源的工作，如果组织对辅导员提供实时的工作帮扶和生活关怀，则辅导员从组织中得到重要、有价值的资源能够补偿内在资源的损失且帮助其应对工作要求，减缓辅导员的职业倦怠；而职业倦怠是个体离职的重要诱因［21-22］，当辅导员从组织获得支持，职业倦怠减弱，离职倾向也随之减弱。

工作压力和心理压力导致辅导员的离职问题日趋严重［1］。本研究为组织支持和离职倾向的关系以及职业倦怠在两者关系中的中介作用提供了数据支持，并为提高辅导员组织支持、减弱职业倦怠，进而预防离职提供了有效的实证依据。此外，国内以辅导员为研究对象，探讨职业倦怠在组织支持和职业倦怠之间的中介作用尚属首次。但本研究还存在一定的局限性：首先，研究样本量较小，且研究对象主要来自一本、二本院校，未包括三本和大专院校，一定程度上影响了研究结果的稳定性和外推的有效性；其次，本研究采取横断面设计，无法得出各研究变量之间真正的因果关系；最后，考虑到后工业时代职业的多样性特征，后续的研究还应进一步探讨个人发展规划、职业兴趣等因素与离职倾向的关系。

综上所述，辅导员的职业倦怠较为严重，职业倦怠在组织支持和离职倾向之间起部分中介作用，即组织支持可以通过职业倦怠间接影响辅导员的离职倾向。本研究进一步证实了组织支持对职业倦怠和离职倾向的影响，启示各高校应加大对辅导员的组织支持和关怀，在职称晋升、工资待遇等方面给予政策性倾斜，明确工作的职责边界，减轻工作压力，增强队伍的专业化建设水平和职业归属感，进而减弱辅导员的职业倦怠，最终降低离职率，保证学校的思想政治育人效果。