李雨航 張春雨

(陜西師范大學心理學院, 西安 710062)

1 引言

高校輔導員是大學教育工作的主力隊伍之一，他們不僅需要負責大學生的思想政治教育工作，還需要承擔心理健康等工作任務。因此，高校輔導員具有特殊而重要的教育地位。然而，教育部教育發(fā)展研究中心2018年對6186名高校輔導員的調查顯示(陳子季, 2019)，32.6%的輔導員表示不會繼續(xù)留任輔導員崗位，僅有不到9%的人表示想長期從事輔導員工作。這表明高校輔導員的職業(yè)認同感和滿意度可能偏低。因此，深入理解高校輔導員對于自身職業(yè)的認同感和使命感對高校輔導員隊伍建設具有重要意義。

職業(yè)使命感是近年來職業(yè)心理學領域的熱點主題，學者們也取得了豐碩的研究成果。大量研究普遍證實，職業(yè)使命感對個人的生活、工作及健康等方面有積極的作用，比如促進一般幸福感，提高工作滿意度，降低工作缺勤率，獲得工作和個人的意義感等(Duffy et al., 2018)。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)職業(yè)使命感存在負面作用，比如會引起過度的工作投入, 導致工作—家庭沖突(Hirschi et al., 2019)。這一結論符合工作與家庭研究上的“稀缺假設”，即當個人參與到多重角色(如工作和家庭)中時，由于時間和資源有限，會導致角色之間的相互沖突(Greenhaus & Beutell, 1985)。然而，后續(xù)的“擴張理論”并不贊同這種假設(Barnett & Hyde, 2001)，該理論認為對一個角色的承諾并不會排擠掉對另一個角色的承諾。與該論文相類似，Greenhaus和Powell (2006)提出了工作—家庭助益理論，認為個體在一個角色上獲得積極的體驗會擴張到其他角色上。據(jù)此，即使職業(yè)使命感引起個人對工作的過度投入，但如果其在工作角色上能獲得積極的體驗，那么它非但不會引起工作—家庭沖突，反而會促進工作—家庭助益。鑒于此，本研究關注高校輔導員的職業(yè)使命感，探究其是否能促進工作—家庭助益，從而有助于提升工作滿意度和生活滿意度。之所以關注這兩個滿意度變量，是因為個人的滿意度越高，其離職傾向會越低(Tschopp et al., 2014)，因此，本研究關注高校輔導員的工作與生活滿意度，為解決輔導員隊伍建設的現(xiàn)實困境提供了啟示。

貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面，一是有助于理解高校輔導員職業(yè)使命感的積極作用；二是有助于探究職業(yè)使命感與幸福感之間關系的作用路徑?！扒l線一根針”對輔導員來說是常態(tài)，他們花費大量精力在學生工作上，心理和身體都處于超負荷的狀況，其對工作和生活的滿意度及其工作和家庭之間的關系尤其需要關注和研究。因此，本研究將從工作與家庭的角度為這一關系提供新的視角。

2 理論假設

2.1 踐行職業(yè)使命感

職業(yè)使命感是一種復雜的體驗，最早Wrzesniewski等人(1997)將它界定為一個區(qū)別于看重物質報酬和職業(yè)升遷的取向，職業(yè)使命取向的人看重職業(yè)帶來的實現(xiàn)感和社會價值。后續(xù)多個研究對職業(yè)使命感的概念進行了探索, 綜合來看, 對職業(yè)使命感的界定通常強調三個核心特征： (1)源于自身并超越自我的召喚，即個人受到某種力量的感召或推動而從事一份職業(yè)，這種力量可以是外在的(如國家的號召、社會的需求)，也可以是內在的(如熱愛已久的興趣)；(2)意義與價值，即具有職業(yè)使命感的人通過職業(yè)實現(xiàn)自己的意義與價值；(3)親社會或利他傾向，即職業(yè)使命感中帶有一種服務他人或貢獻社會的親社會動機(Dik & Duffy, 2009; Duffy et al., 2018; Thompson & Bunderson, 2019)。 與此類似, 在中國背景下, 職業(yè)使命感的內涵維度也與西方背景下的類似(王雁等, 2022; Zhang et al., 2015)，但在驅動職業(yè)使命感的力量上，中國文化更強調責任感，且缺少西方文化下的宗教驅動力(Zhang et al., 2015)。

職業(yè)使命感存在多種狀態(tài)，懷有職業(yè)使命感與踐行職業(yè)使命感是不同的狀態(tài)(Duffy et al., 2018)，如果一個人只是對某種職業(yè)懷有職業(yè)使命感，但并未踐行以及實現(xiàn)自己的追求，則可能會體驗到消極的后果(Gazica & Spector, 2015)。因此，相比懷有職業(yè)使命感，踐行職業(yè)使命感與積極結果變量的關系更緊密(Duffy et al., 2012)。針對高校輔導員群體，本研究關注的是踐行職業(yè)使命感，因為相比于他們是否對某種職業(yè)懷有使命感，更重要的是是否在踐行和實現(xiàn)。

2.2 踐行職業(yè)使命感與工作—家庭助益

工作—家庭助益是指在一個角色(工作/家庭)中的積極體驗增強另一個角色(家庭/工作)的質量，并提高該角色的表現(xiàn)(Greenhaus & Powell, 2006)。因此，它一般涉及雙向體驗，其一為工作助益家庭，指的是工作體驗提升了家庭角色的質量，其二為家庭助益工作，指的是家庭體驗提升了工作角色的質量。根據(jù)工作—家庭助益理論(Greenhaus & Powell, 2006)，個人在工作角色上具備的資源會提升其在工作角色上的積極情緒體驗，這種體驗有助于提升個人在家庭角色上的表現(xiàn)，進而提升在家庭角色上的積極體驗，形成工作與家庭相互助益的循環(huán)。這也與工作—家庭資源模型(Brummelhuis & Bakker, 2012)的理論要點一致，即個人在工作角色上的資源積累促進其在家庭角色上積極體驗和表現(xiàn)的提升。反之亦然。

根據(jù)以上理論，踐行職業(yè)使命感可能會因為提升了個人在工作上的積極體驗而促進工作—家庭助益。研究發(fā)現(xiàn)，那些正在踐行和實現(xiàn)自己職業(yè)使命感的人更敬業(yè)和投入(Ehrhardt & Ensher, 2020)，感受到更積極的情緒(Conway et al., 2015)， 體驗到在工作上更大的意義感(Bunderson & Thompson, 2009)、滿意度以及更少的壓力(Ehrhardt & Ensher, 2020)。研究發(fā)現(xiàn)，這些積極的工作體驗與工作助益家庭和家庭助益工作均存在正相關(Bakker et al., 2013; Siu et al., 2010)。因此，踐行職業(yè)使命感所帶來的積極工作體驗，可能提升個人在家庭角色上的質量，反過來，被促進的家庭角色上的積極體驗也會提升工作角色上的表現(xiàn)。也就是說，高校輔導員踐行職業(yè)使命感可能與工作助益家庭和家庭助益工作均存在正相關關系。鑒于此，提出假設1a：踐行職業(yè)使命感與工作助益家庭顯著正相關。假設2b：踐行職業(yè)使命感與家庭助益工作顯著正相關。

2.3 工作—家庭助益與工作滿意度和生活滿意度

工作滿意度是指個體通過評估自身的工作或其工作經(jīng)驗，而獲得的愉快或積極的情感(Hoppock, 1937)。而生活滿意度是個人根據(jù)自己確立的標準，主觀性質上對自己生活質量的評定(Shin & Johnson, 1978)。元分析發(fā)現(xiàn)，工作助益家庭對工作滿意度和生活滿意度均存在積極作用(Zhang et al., 2018)。同樣，家庭助益工作也對工作滿意度和生活滿意度存在積極作用(McNall et al., 2010)。然而，在兩者中，工作助益家庭對工作和生活滿意度的效應量更大。一種可能的解釋來自社會交換理論(McNall et al., 2010)，當工作領域的積極體驗對個人的家庭領域有所幫助時，個人更可能滿意并回報提供助益的一方，即工作一方。因此，工作助益家庭對工作滿意度的作用效應更大。此外，元分析的結果也發(fā)現(xiàn)，工作助益家庭對生活滿意度的作用效應也大于家庭助益工作對生活滿意度的作用效應(Zhang et al., 2018)。鑒于此，高校輔導員的工作助益家庭與家庭助益工作可能與工作滿意度和生活滿意度均存在正相關，但工作助益家庭與它們的相關會更大。據(jù)此提出假設2a：工作助益家庭與工作滿意度和生活滿意度存在顯著正相關，且大于家庭助益工作與兩者的相關。假設2b：家庭助益工作與工作滿意度和生活滿意度存在顯著正相關，且小于工作助益家庭與兩者的相關。

2.4 工作—家庭助益的中介作用

綜合以上假設，建立起工作—家庭助益在踐行職業(yè)使命感與工作及生活滿意度之間的中介作用，即高校輔導員踐行職業(yè)使命感通過促進其工作助益家庭和家庭助益工作而對其工作滿意度和生活滿意度起積極作用。其中，工作助益家庭的中介作用大于家庭助益工作的作用。因此，本研究檢驗高校輔導員踐行職業(yè)使命感對其滿意度體驗的作用機制，提出假設3a：工作助益家庭在踐行職業(yè)使命感和工作滿意度及生活滿意度之間起中介作用，該作用效應大于家庭助益工作的中介作用。假設3b：家庭助益工作在踐行職業(yè)使命感和工作滿意度及生活滿意度之間起中介作用，該作用效應小于工作助益家庭的中介效應。

3 研究方法

3.1 被試

被試為來自陜西、遼寧、天津和重慶十所大學的輔導員。問卷通過向被試所在的微信工作群組發(fā)送簡短的邀請函和在線問卷鏈接發(fā)放。累計發(fā)放十個微信群組，回收有效問卷267個，被試年齡范圍為23至58歲，平均年齡為31.33歲(SD=5.91)；男性占42%，本科占6%，碩士占90%。博士占4%。

3.2 研究工具

3.2.1 踐行職業(yè)使命感

采用Duffy等人(2012)開發(fā)的踐行職業(yè)使命感量表的六項簡短版本，該量表共六個題項，采用7點評分(1分為“完全不符合”，7分為“完全符合”)，得分越高表示其踐行職業(yè)使命感水平越高。除此以外，還設置一個附加選項“不適用—我沒有使命感”用來篩選不存在職業(yè)使命感的被試。例題如“我正在從事著自己感到有使命感的工作”，該量表在本研究中的克隆巴赫α系數(shù)為0.96。

3.2.2 工作助益家庭和家庭助益工作

采用由Carlson等人(2006)編制的六項簡短版本量表評估工作—家庭助益的兩個維度：工作對家庭的助益和家庭對工作的助益。每個維度包含三個題項，采用5點評分(1分為“完全不符合”，5分為“完全符合”)，得分越高表示工作—家庭助益水平越高，工作對家庭的助益代表題項為“我對工作的投入讓我感到開心，這有助于我去做一個更好的家人”。該維度在本研究中的克隆巴赫α系數(shù)為0.84。家庭對工作的助益代表題項為“我對家庭的投入讓我心情愉悅，這有助于我更好地去工作”。該維度在本研究中克隆巴赫α系數(shù)為0.84。

3.2.3 工作滿意度

采用由Brayfield和Rothe(1951)編制的工作滿意度量表測量個體的總體工作滿意度。該量表共五個題項，采用7點評分(1分為“完全不符合”，7分為“完全符合”)，得分越高表示工作滿意度水平越高。例題如“我在工作中找到了真正的樂趣”。Judge等人(1998)的研究驗證了該量表具有較好的信度，克隆巴赫α系數(shù)為0.88。該量表在本研究中克隆巴赫α系數(shù)為0.86。

3.2.4 生活滿意度

采用Diener等人(1985)編制的生活滿意度量表。該量表共五個題項，采用7點評分(1分為“完全不符合”，7分為“完全符合”)，得分越高表示生活滿意度水平越高。例題如“我對現(xiàn)在的生活感到滿意”，該量表在本研究中克隆巴赫α系數(shù)為0.90。

3.2.5 控制變量

為了排除無關變量對研究結果的影響，選取性別、學歷、年齡、婚姻狀況(0為未婚，1為已婚/與伴侶生活在一起)、子女人數(shù)和每日工作時間作為控制變量。

3.3 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS 23.0進行信度分析和相關分析等，并采用Mplus 7.0進行結構方程模型下的中介模型分析。

4 研究結果

4.1 共同方法偏差檢驗

采用驗證性因子分析標簽變量法(湯丹丹，溫忠麟，2020)進行共同方法偏差檢驗。首先加入一個與研究變量在理論上均不存在相關的標簽變量。然后逐步檢驗五個模型，通過模型之間的差異檢驗比較確定共同方法變異和偏差的情況(Richardson et al., 2009)。結果顯示，模型U與基線模型的擬合差異顯著，但與模型R的擬合差異不顯著(見表1和表2)。這表明雖然不可避免地存在一定的共同方法變異，但是共同方法偏差并不嚴重。

表1 標簽變量法下的各模型擬合指數(shù)

表2 標簽變量法下的模型比較

4.2 各變量間的描述性統(tǒng)計及相關分析

各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)見表3。從表3可以看出，踐行職業(yè)使命感和工作助益家庭、家庭助益工作、生活滿意度和工作滿意度顯著正相關，工作助益家庭和家庭助益工作與工作滿意度和生活滿意度顯著正相關。人口學特征上，踐行職業(yè)使命感與年齡和子女數(shù)量呈負相關，工作助益家庭與工作時間呈負相關，男性的生活滿意度大于女性。對此，在中介模型中嘗試控制人口學變量，但對結果沒有影響，為了簡化模型，并未將人口學變量列入模型。

表3 變量標準差均值和相關系數(shù)

4.3 中介模型檢驗結果

采用偏差校正的Bootstrap法進行中介效應檢驗，并構建了一個潛變量中介結構方程模型，各潛變量均由其各自的題目作為指標。模型擬合度較好(χ2=691.30,df=289, χ2/df=2.39, CFI=0.92, TLI=0.91, RMSEA=0.07, SRMR=0.06)。從模型的各路徑系數(shù)(見圖1)可以看出，踐行職業(yè)使命感對工作助益家庭的標準化路徑系數(shù)為0.54(p<0.001)，踐行職業(yè)使命感對家庭助益工作的標準化路徑系數(shù)為0.28(p<0.001)，表明踐行職業(yè)使命感與工作助益家庭和家庭助益工作顯著正相關，假設1a和假設1b成立；工作助益家庭對生活滿意度的標準化路徑系數(shù)為0.36(p<0.001)，對工作滿意度的標準化路徑系數(shù)為0.49(p<0.001)，家庭助益工作對生活滿意度的標準化路徑系數(shù)為0.09(p>0.05)，對工作滿意度的標準化路徑系數(shù)為-0.12(p>0.05)，這兩條路徑均不顯著，因此，假設2a成立，但假設2b不成立。由于家庭助益工作對因變量的路徑不顯著，因此判定該中介不存在，即假設3b不成立。由表4可知，工作助益家庭在踐行職業(yè)使命感和生活滿意度之間的中介效應為0.19，工作助益家庭在踐行職業(yè)使命感和工作滿意度之間的中介效應為0.26，且根據(jù)5000次抽樣樣本所得到的Bootstrap 95%的置信區(qū)間分別為[0.10, 0.30]和[0.19, 0.36], 均不包括0，表明這兩條路徑的中介作用顯著，因此假設3a成立。

表4 工作—家庭助益的中介效應檢驗結果

5 討論

本研究聚焦高校輔導員群體，探究其踐行職業(yè)使命感通過工作—家庭助益的中介作用，及其對其工作滿意度和生活滿意度的積極作用。結果表明：工作助益家庭在踐行職業(yè)使命感與工作滿意度、生活滿意度之間的關系上起中介作用，且對工作滿意度的促進作用大于對生活滿意度的促進作用，而家庭助益工作的中介作用則并未被證實。從以往研究來看，McNall等人(2010)發(fā)現(xiàn)，如果個體經(jīng)歷了工作助益家庭，他們將更多的回報提供利益的工作角色，而不是接受利益的家庭角色。本研究的結果很好地證實了這一點。工作助益家庭在踐行職業(yè)使命感與工作滿意度、生活滿意度之間的關系上，對工作滿意度的促進作用大于對生活滿意度的促進作用。從結果來看，高校輔導員體驗到的工作助益家庭的水平高于家庭助益工作，更多情況是工作角色提供利益，家庭角色接受利益。因此對工作滿意度和家庭滿意度的促進更多來自工作助益家庭而非家庭助益工作。Wayne等人(2004)通過研究來自美國的樣本，同樣發(fā)現(xiàn)家庭助益工作對工作滿意度的促進作用并不顯著。這在一定程度上對家庭助益工作的中介效應不顯著進行了解釋。本研究所得結論也有助于進一步理解職業(yè)使命感在輔導員職業(yè)群體中的重要性。

5.1 理論貢獻

首先，高校輔導員踐行職業(yè)使命感促進其工作助益家庭，進而促進工作滿意度和生活滿意度的提升。這擴展了目前對職業(yè)使命感與多領域滿意度關系的理解(Duffy et al., 2012, 2018)，從工作與家庭的角度為這一關系提供了新的解釋。而且，研究結果支持職業(yè)使命感對工作—家庭助益的積極作用，這與部分前人的研究結論一致。如Hirschi等人(2019)在德國群體發(fā)現(xiàn)，懷有職業(yè)使命感促進積極情緒的體驗，進而促進工作對非工作領域的助益。綜上，踐行職業(yè)使命感的助益作用不會僅局限在工作角色上，還會擴展到家庭角色上，會讓個人對工作和生活感到更滿意。這一研究發(fā)現(xiàn)支持了工作—家庭助益理論的假設(Greenhaus & Powell，2006)，即職業(yè)使命感作為一個在職業(yè)上獲得積極體驗的來源因素，促進了工作對家庭角色的助益。

其次，高校輔導員踐行職業(yè)使命感能促進其家庭助益工作，但家庭助益工作對工作滿意度和生活滿意度的促進作用卻并未被證實。該發(fā)現(xiàn)一方面支持了工作—家庭助益理論的假設(Greenhaus & Powell，2006)，即職業(yè)使命感所帶來的積極體驗促進了工作與家庭角色之間的雙向互益。另一方面也支持了以往元分析發(fā)現(xiàn)的結果，即工作助益家庭對工作滿意度和生活滿意度的作用效應更大，而家庭助益工作對這兩個滿意度的作用效應更小(Zhang et al., 2018)。在本研究中這一作用效應不顯著，這符合工作—家庭助益研究領域的角色內效應大于角色間效應的結論(McNall et al., 2010; Zhang et al., 2018)，工作助益家庭會對工作領域的作用更大，而家庭助益工作會對家庭領域的作用更大。高校輔導員工作繁重，花費大量精力在學生工作上, 身心都投入工作, 從結果也能明顯看出, 他們體驗到的工作助益家庭水平高于家庭助益工作，因此更多的是將工作中的積極體驗通過工作助益家庭傳遞到家庭角色中，從而提升其工作滿意度以及生活滿意度，而家庭角色對工作的助益不足以促進其在工作和生活上的滿意度。

最后，擴展了對高校輔導員職業(yè)使命感的作用和重要性的理解。以往研究雖然揭示了職業(yè)使命感在教師群體的重要性(張春雨等，2013)，但目前仍未見關注高校輔導員群體職業(yè)使命感的實證研究。以往針對高校輔導員的職業(yè)研究多關注職業(yè)認同方面(董秀成，吳明證，2010)，本研究聚焦高校輔導員的職業(yè)使命感，揭示了高校輔導員踐行職業(yè)使命感的重要性和積極作用，這對后續(xù)開展輔導員職業(yè)使命感的研究具有啟發(fā)意義。

5.2 研究啟示

一方面，職業(yè)使命感是促進高校輔導員工作—家庭助益及后續(xù)工作及生活滿意度的重要因素。踐行職業(yè)使命感能有效促進高校輔導員的工作助益家庭與家庭助益工作，進而有效提高其工作滿意度和生活滿意度。因此，在高校輔導員隊伍的選拔、培養(yǎng)和提拔等環(huán)節(jié)，應考慮其職業(yè)使命感，鼓勵教育管理部門發(fā)掘高校輔導員從事這份職業(yè)的驅動力、與個人意義的連結以及與自身社會意義的連結，以此提高高校輔導員的工作滿意度和職業(yè)認同感，減少輔導員流失。另一方面，由于高校輔導員工作繁重，其工作與家庭的平衡可能會受到時間和精力有限性的影響。因此教育管理部門應該更多關注高校輔導員的工作角色質量，增加高校輔導員配備數(shù)量，遵從《普通高等學校輔導員隊伍建設規(guī)定》中設置的輔導員和學生比例要求，降低高校輔導員工作強度，減輕其工作壓力，進一步促進職業(yè)使命感所提供的工作—家庭助益，降低其離職的傾向，這有助于高校輔導員隊伍的培養(yǎng)和建設。

5.3 研究局限與展望

其一，家庭對工作的助益這一中介的作用并未證實，但以往研究發(fā)現(xiàn)家庭助益工作對工作及生活滿意度的作用效應只是小于工作助益家庭，并非不存在作用效應。因此，未來有必要繼續(xù)深入檢驗這一作用關系，也可以嘗試探索這一關系路徑中存在的調節(jié)變量。其二，采用橫斷設計，所得結果無法做因果推論，也無法從心理變化角度解釋研究結果的動態(tài)性，未來可以考慮采用縱向研究設計，以更有力地檢驗變量之間的關系。其三，由于被試群體的特殊性，樣本量不夠大，雖然G*power計算顯示達到中等效應的相關系數(shù)，需要138個樣本即可達到0.05水平的統(tǒng)計顯著性，但未來研究采用更大的樣本量仍然是有必要的。

6 結論

(1)高校輔導員踐行職業(yè)使命感與工作助益家庭和家庭助益工作顯著正相關。

(2)高校輔導員的工作助益家庭與其工作滿意度和生活滿意度顯著正相關。

(3)工作助益家庭在高校輔導員踐行職業(yè)使命感與其工作滿意度和生活滿意度的關系中起顯著的中介作用。

(4)家庭助益工作在高校輔導員踐行職業(yè)使命感與其工作滿意度和生活滿意度關系中的中介作用不顯著。