高校专职辅导员工作压力与职业倦怠:角色认知的中介效应*

2015-04-11于文军肖永红胡纪泽刘京京

中国健康心理学杂志 2015年6期

于文军肖永红胡纪泽刘京京

①中国.井冈山大学心理健康教育与咨询中心(江西吉安) 343009 E-mail:yupsy－phd@163.com ②深圳大学师范学院心理学系(广东深圳) 518060

默顿指出角色冲突是个体所体验到的难以调和的同时来自于环境的不同期待。Kahn 等人研究发现，角色冲突与个体高紧张水平、低工作满意感、低信任感、低自信心密切相关［1］。角色模糊是指个体所体验到的角色环境的不确定性，如角色定势之间的关系、其它人对角色的期望、满足这种期望的步骤、角色的行为目标及对角色行为的评价等，角色冲突、角色模糊两者构成了个体角色认知的两个主要维度［2］。李金波等研究表明角色认知是职业倦怠的重要相关变量［3］。王平等研究发现高校专职辅导员的工作压力和职业倦怠之间相关显著，工作压力中的工作乐趣缺乏和工作负荷可能是导致职业倦怠的主要因素，工作压力是角色认知、职业倦怠的重要预测变量［4］。国外研究发现职业倦怠现象多发生在助人职业的从业人员中如教师、医护人员等，其中教师职业是助人职业的典型代表［5］。高校专职辅导员是高校教师中较为特殊的群体，工作性质的特殊性导致其角色定位困难容易出现角色冲突和角色模糊，其工作性质也决定其面临压力源较多，压力强度较大。研究发现高校专职辅导员是职业倦怠的多发群体［6］。然而，现有关于高校专职辅导员的研究，没能清楚的解释工作压力、角色认知、职业倦怠三者之间的作用机理和关系模式。因而本研究旨在探讨工作压力与职业倦怠之间关系的机理以及角色认知是如何发挥作用的。

1 对象与方法

1.1 对象

符合如下入选标准的高校专职辅导员:①一线专职从事辅导员工作满6 个月以上;②目前仍就在岗从事专职辅导员工作;③入选被试没有罹患任何精神疾病、重大躯体疾病或者有物质依赖。

本研究依据方便取样原则在广东、江西、安徽、山东、河北等地高校向符合入选标准的高校专职辅导员共发放了554 份问卷，回收530 份，其中有效问卷504 份。男 289名(57.3%)，女 215名(42.7%);年龄25～47 岁，平均(30.60±7.02)岁;初级职称236名，中级职称166名，高级职称14名，其他88名;专科学历5名，本科200名，硕士291名，博士8名。

1.2 方法

1.2.1 职业倦怠调查通用量表(Maslach Burnout Inventory General Survey，MBI－ GS)［7］MBI－ GS量表经过反复验证，具有较高的信度和效度。2002年，李超平获得该问卷开发者Maslach Leiter 教授的授权，在国内修订MBI－GS。修订后情绪衰竭、玩世不恭和成就感低落3 个维度的内部一致性系数分别为:0.88、0.83 以及0.82。量表采用李克特7 级评分，0 代表“从不”，6 代表“非常频繁”。整个量表包括3 个部分:情感衰竭、玩世不恭以及成就感低落，共计15 个项目。

1.2.2 工作压力问卷［8］采用清华大学李虹编制的《大学教师工作压力量表》，该量表分为5 个维度，包括工作保障、教学保障、人际关系、工作负荷和工作乐趣，共24 个项目。该量表具有较高的信效度，其中内部一致性信度为0.93。

1.2.3 角色认知问卷［2］采用马剑虹，张庭文编制的角色认知量表。该量表参照House 和Hracy 等人的角色认知研究，在现场测验和项目分析基础上确定。由21 个项目组成，采用5 点记分。用于测量个体对自己在工作中的角色认识情况。从“非常符合”到“非常不符合”。其中，角色模糊分量表由8个项目组成，角色冲突分量表由13 个项目组成。所有题项的分布与原问卷保持一致。该总量表的信度(α 系数)为0.89;各分量表的信度依次为0.84、0.90。

1.3 统计处理

在具体施测过程中，采用纸笔测验、在线测试的方式，由被试独立完成。采用SPSS 16.0、运用AMOS 8.0 进行数据分析。

2 结果

2.1 角色认知、工作压力与职业倦怠的相关

对角色认知、工作压力、职业倦怠进行皮尔逊积差相关分析，结果表1 所示，角色冲突、角色模糊与职业倦怠显著正相关，工作压力与职业倦怠相关显著。以角色冲突、角色模糊、工作压力为预测变量，职业倦怠为因变量建立回归模型角色冲突、角色模糊、工作压力3 个变量回归系数显著(Beta1=0.294，t = 7.472，P ＜0.001;Beta2= 0.331，t =9.546，P ＜0.001;Beta3= 0.278，t = 7.163，P ＜0.001)，3 个变量共解释职业倦怠52.3%的方差变异(Adjusted R2=0.520)。

2.2 角色认知的中介效应分析

工作压力(S)与职业倦怠(B)显著相关，依据当前较为通用的“心理应激多因素作用理论模式”即:应激源－中介机制－应激反应［9］，研究认为工作压力会影响高校专职辅导员对自己角色的认知，职业倦怠会因个体的角色模糊和角色冲突而发生变化，角色模糊(A)、角色冲突(C)为中介变量。将变量进行中心化，根据温忠麟等提出的中介效应检验程序［10-11］，对角色模糊、角色冲突的中介效应分别进行依次检验，结果如表2 所示。由表2 中介效应分析结果显示，角色模糊、角色冲突在工作压力对职业倦怠的影响中起部分中介作用，角色模糊的中介效应占总效应的0.392* 0.419/0.580 =28.32%，角色冲突的中介效应占总效应的36.81%。角色模糊、角色冲突变量的交互(AC)在实际应用中由于难以解释，一般不予考虑［10］。

表1 角色认知、工作压力与职业倦怠的相关(r)

表2 角色模糊、角色冲突的中介效应依次检验

中介效应的路径图如图1 所示，括号内表示进行中介效应检验前变量间的相关系数。

图1 角色模糊、角色冲突在工作压力、职业倦怠间的中介效应

3 讨论

研究着眼于高校专职辅导员工作性质的特殊性，从其工作压力的角度从发，重点考察角色认知作为中介变量在工作压力与职业倦怠间的效应。

研究显示，工作压力与职业倦怠呈显著正相关且具有预测作用，这一结果与现有研究结果一致［12］。研究中角色认知与工作压力、职业倦怠相关显著，角色认知对职业倦怠具有较强的预测作用，这一结果也印证了国内外研究者对于其他群体的研究［4，13-14］。研究通过系统分析显示，工作压力会影响高校专职辅导员的角色认知，从而出现角色冲突和角色模糊，而角色的冲突和模糊会导致高校专职辅导员体验到较低的成就感，对工作缺乏积极性，容易出现玩世不恭的态度甚至出现情绪的衰竭，进而产生对于目前所从事工作的倦怠。角色模糊、角色冲突在工作压力和职业倦怠间起部分中介作用，相比角色模糊，角色冲突的中介作用更大些。其原因是，工作压力作为高校专职辅导的应激源其本身具有客观性，并不受对自身角色概念和认识影响，角色的清晰与否、不同角色间是否存在冲突会影响其对所从事职业的态度，但不影响客观压力的现实存在性。高校专职辅导员是从事学生思政教育的专职人员，属于专职教师系列但其考核和晋升又不同于专职教师，有其特殊性，他们拥有多重身份、多重角色，各种角色之间易发冲突，因而，研究显示角色冲突的中介效应更为突出。在现有的针对高校专职辅导员的体制、制度化建设以及日常管理的过程中应注重对其进行明确的角色定位和职责分配，注重各角色间协调，保证其在现有岗位有充分的成长空间，让这一高校教师中的特殊群体能够对自身岗位有清晰的角色认知，从而在相当程度上减少其对所从事职业的倦怠程度。

值得注意的是，本研究发现工作压力与角色模糊、角色冲突合并共解释职业倦怠52.3%的方差变异，提示除工作压力，角色认知以外可能存在诸如应对方式、社会支持、自我效能感等其它因素的影响，有待后续进一步系统研究。

［1］Kahn，Byosier.Stress in organizations［M］.Consulting Psychologists Press，2008:1571 -1650

［2］马剑虹，张廷文.角色认知、控制感及工作压力的关系分析［J］.人类工效学，1999，5(4):15-18

［3］李金波，许百华，张延燕.组织承诺对员工行为和工作绩效的影响研究［J］.人类工效学，2006，12(3):17-19

［4］王平.川渝地区高校辅导员工作压力现状及其与职业倦怠的关系［D］.重庆:西南大学，2011:19-31

［5］Soden R.Stress in teachers:Past，present and future［J］.Journal of Occupational and Organizational Psychology，2001，74(5):685-686

［6］杨红君，朱佳.高校辅导员依恋类型与工作压力职业倦怠的关系［J］.中国临床心理学杂志，2011，19(1):110-112

［7］李超平，时勘.分配公平与程序公平对工作倦怠的影响［J］.心理学报，2003，35(5):677-684

［8］李虹.大学教师工作压力量表的编制及其信效度指标［J］.心理发展与教育，2005，4:105-109

［9］姜乾金.医学心理学［M］.北京:人民卫生出版社，1991

［10］温忠麟，张雷.中介效应检验程序及其应用［J］.心理学报，2004，36(5):614-620

［11］温忠麟，侯杰泰.调节效应与中介效应的比较和应用［J］.心理学报，2005，37(2):268-274