何蓓蓓 张雪红

①中国.南京信息工程大学水文气象学院(南京) 210044 E-mail:hebeihust@yeah.net ②南京信息工程大学地理与遥感学院

高校辅导员是保证高等教育事业持续健康发展不可或缺的重要力量。1999年中组部、人事部和教育部联合颁发了《关于新时期加强高等学校人事分配制度改革的若干意见》，提出以人事制度改革和分配制度改革为突破口，优化教师队伍结构，发展高等教育事业。人事代理和人才派遣等新型的用人形式在各地高校逐渐推广开来。为与事业编制人员区别，我们简称这类新型用人形式为编外制，简称这类新型用人形式下辅导员队伍中的非在编人员为编外辅导员。

以江苏为例，江苏各大高校先后于2009年前后开始对辅导员推行这类新型的用人形式。推行至今，各高校近年来均有编外辅导员离职现象发生。江苏某一本高校，于2008年开始对新录用的辅导员实行人才派遣制度，截至2014年在职的编外辅导员人数已增至四十余人。而自2009-2013年，先后有十余名编外辅导员离职。目前已有的文献对编外辅导员离职倾向的影响因素进行研究的较为鲜见，鉴于此，本研究拟在实证调查的基础上以马斯洛需求层次理论、参照群体理论、期望理论为理论依据，分析提炼出导致编外辅导员离职倾向的关键性因素，为高校加强编外辅导员建设提供管理依据。

1 对象与方法

1.1 对象

本研究采取非概率抽样的方法，在江苏省四年制本科高校中抽取了东南大学(985高校)、南京航天航空大学(211高校)、南京信息工程大学(一本高校)、江苏技术师范学院(二本高校)和南京信息工程大学滨江学院(三本高校)等5所不同类型高校的编外辅导员进行问卷调查，共发放问卷190份，回收有效问卷164份(86%)。

1.2 方法

1.2.1 工作满意度 采用自编的《高校编外辅导员工作满意度的问卷调查》进行调查。首先对高校编外辅导员工作情况进行访谈，对访谈结果进行分析，并参照马斯洛需求层次理论、参照群体理论和期望理论，得到编外辅导员满意度的4个维度，“经济报酬”(包括工资、奖金、福利以及其他劳务性收入等)、“工作环境”(包括安全感、工作压力、人际关系、民主公平的氛围等)、“自我发展”(包括培训机会、晋升机会、发展前景等)和“自我实现”(包括工作成就、价值感等)。问卷采用里克特(Likert)5点计分法，得分越高则满意度越高。本调查问卷总表及各维度的信度系数均在0.8以上，对各维度得分进行相关分析，各维度得分呈现显著相关，相关系数在0.50～0.75之间。因此，该问卷具有良好的结构效度，能够很好地测量高校编外辅导员的工作满意度。

1.2.2 离职倾向 参考Griffeth&Hom的离职倾向量表设计了3个题项:“我打算在本校长期工作和发展”、“在未来的1～3年我很可能会离开现在的学校”、“时常会想到离开现在的学校，只是没有合适的机会和条件”[1-2]来测量高校辅导员的离职倾向，采用里克特5点计分法，分数越小表明离职倾向越大，其中第一个题项采用反向计分法。量表的信度系数α=0.849。

2 结 果

2.1 调查结果统计处理

在收集到数据后，我们以高校为单位对问卷的4个维度以及离职倾向进行了均值处理，见表1。

2.2 GM(1,N)建模处理

灰色关联分析是一种用灰色关联度顺序来描述因素间关系的强弱、大小和次序，从而分析和确定系统因素间的影响程度一种新型统计分析方法[3-4]。本文选用灰色预测理论中的GM(1,N)模型来探索编外辅导员离职倾向的关键性影响因子。首先求表1中统计数据的初值化处理[3]，见表2。

表1 调查结果均值统计

注：A、B、C、D、E分别表示东南大学、南京航天航空大学、南京信息工程大学、江苏技术师范学院和南京信息工程大学滨江学院，下同

表2 初值化生成结果

再对表2中数据序列χ1(0)(k)、χ2(0)(k)、χ3(0)(k)、χ4(0)(k)、χ5(0)(k)分别作1-AGO(即累加生成)[3],见表3。

表3 1-AGO结果

以χ1为行为变量，χi(i=2,3,…,5)为因子变量构造GM(1,N)模型，定义模型：

本文中 n-1

PN=〔a,b2,b3,b4,b5〕T=BT(BBT)-1yN

式中yN=〔χ1(0)(2),χ1(0)(3),χ1(0)(4),χ1(0)(5)〕T

根据表2和表3：

yN=〔1.114,0.625,0.713,0.921〕T

PN=〔2.4363,0.8754,0.3433,1.0638,0.0434〕T

所以GM(1,N)模型的灰微分方程为：

再进行残差检验，将χi(1)(k)(i=2,3,…,5；k=2,3,…,5)，z1(1)(k)(k=2,3,…,5)值代入GM(1,N)模型的灰微分方程，得各模拟值，将初值化值与模拟值之差除以初值化值得相对残差，各相对残差之平均值为平均相对残差。本文该模型的平均相对残差为0.23%。

根据残差检验结果，本文建立的GM(1,N)模型的精度为99.77%，建模效果很好。由模型的参数估计值得出离职倾向各影响因素的驱动系数，如表4所示。

表4 各影响因素驱动系数

3 讨 论

从模型结果看，各影响因素的驱动系数极性均为正(本文离职倾向采用反向计分，即离职倾向分值越小，离职愿望越强烈)，且自我发展(1.0638)、经济报酬(0.8754)和工作环境(0.3433)的驱动系数较大，说明这三者对编外辅导员的离职倾向的影响较大，可以作为关键性影响因素。

同时以上3个因素的影响力也是有差异的，其中经济报酬和自我发展对编外辅导员的离职倾向影响最大。

根据马斯洛需求层次理论，经济报酬满足的是人的物质需求，是人的最基本要求的体现。薪酬作为满足低层次需求的保障条件，其激励作用最具有效性和普遍性。科学合理的薪酬机制能有效地增强和提高员工的工作积极性和对组织的忠诚度。因此，具有激励性的薪酬体系是组织激励机制的核心[5]。同时根据参照群体理论的比较功能、激励理论，以及方黎等人[6]对分配公正对离职倾向具有显著负向影响的结果，建议高校改变观念，改革现有的身份管理体制，以岗薪制代替身份等级制，实现按岗定酬[7]，岗变薪变，按劳分配。只要劳动者在相同的岗位上提供相同的劳动数量和劳动质量，用人单位就应给与同等的劳动报酬，确保分配公平，切实保障辅导员队伍的稳定性[8]。

自我发展反映的是编外辅导员的前途与出路的问题，是人高层次的需求。针对这类问题，据了解，江苏大部分高校目前基本处于摸索和起步阶段，缺乏制度上的有效保障，使得编外辅导员们对个人发展前景出现担忧，对职业前景的认同度信心不足，进而使得辅导员对所从事职业的认同感降低、形成职业倦怠、降低工作的投入度甚至会引发离职现象，这与袁庆宏等人的相关研究结果一致[9-12]。因此高校要积极探寻编外辅导员发展道路，探索合理科学的编外辅导员专业化、职业化发展机制，这也是在编辅导员自我发展的一个共性问题。我们认为，首先要科学合理地解决辅导员的职务晋升问题，让辅导员在每一阶段都有奋斗的目标和前进的动力。当前越来越多的高校已认识到这一问题，辅导员职级改革已成为高校探索的热点。2004年6月上海大学率先推行辅导员五级职级制，随后武汉大学、中国传媒大学、太原理工大学、河北省相关高校等纷纷效仿，虽然辅导员职级制校际之间标准各异，缺乏统一性，但就实施效果看，该制度对拓宽辅导员发展空间，稳定辅导员队伍具有显著的推动作用，我们也期待教育部等相关部门能有标准统一的、能科学合理地解决辅导员职级提升瓶颈的制度出台，切实推动辅导员向专业化、职业化方向发展。其次要改革辅导员职称评聘办法。教育部《普通高等学校辅导员队伍建设规定》明确要求，“高等学校应根据辅导员岗位基本职责、任职条件等要求，结合各校实际，制定辅导员评聘教师职务的具体条件，突出其从事学生工作的特点”[13]。但各高校在实际执行中往往会将辅导员纳入教师职称评定系列或者参照教师职称评定标准，过多地注重学术论文等级和数量，过多地关注辅导员科研项目的情况，忽视了大部分辅导员非思想政治教育专业科班出身导致其在学术论文撰写以及科研项目申报工作上的弱势，也淡化了辅导员工作实绩等。过高的职称评定门槛导致了辅导员整体职称水平偏低的现状，导致了职业倦怠问题的频现。近年来，一些高校在辅导员职称评定上也创先改革，如2005年华中科技大学按3%、25%的比例设立教授岗、副教授岗，提高了辅导员高级职称评聘比例，也极大程度地提高了辅导员工作积极性和主动性。第三，畅通培养渠道，给辅导员创造学历、能力的提升空间，积极推荐辅导员参加学历进修、校外培训、外出学习、境外考察等，同时高校还要从财力、物力上为辅导员参加各类在职培养活动提供保障[14]。

工作环境也是影响编外辅导员离职倾向的关键性因素，包括安全感、人际关系、民主公平氛围等方面，对应的是马斯洛需求层次理论里的归属与爱的需求和尊重需求。一方面，高校应对编外辅导员工作的重要性以及他们在高校中的地位给予充分肯定，并予以适当的宣传，同时在福利待遇、职称评聘、职务评定等相关政策上予以倾斜。另一方面，高校要秉承以人为本的管理模式，加大对编外辅导员群体的关注和关怀，关心和帮助解决他们在生活上的困难，开解他们在职业发展上的困惑，疏导他们在工作中的心理压力，使其切实感受到学校的关心和集体的温暖，形成尊重编外辅导员的氛围。第三，良好的人际关系支持系统也能有效稳定编外辅导员队伍[15-16]。上级领导的肯定以及同事的支持，能让他们感受到自身工作的价值和意义，并坚定从事这一职业的决心。

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