高职辅导员职业幸福感影响因素与提升路径.pdf
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1、高职院校辅导员长期以来面对着大量繁琐的事务性工作,出现了职业幸福感下降、工作满意度降低等现象。该文以河南省若干所高职院校辅导员为调查对象进行调查,采用李克特量表对问卷问题进行计分,使用 SPSS 统计软件对问卷数据进行信度分析、因子分析和方差分析,分析不同类型辅导员的职业幸福感差异,最后以提升该群体职业幸福感的路径为研究重点,提出高职院校辅导员职业幸福感的提升路径。关键词:高职院校;辅导员;职业幸福感;提升路径一、研究背景辅导员在学校承担着“上面千条线、下面一根针”的关键角色,在维护校园稳定和促进教育教学稳步发展方面起着不可或缺的作用,他们的幸福感水平直接关系到学校的培养成果1。然而,许多高职
2、院校辅导员队伍缺乏明确的职业发展路径,面临着工作内容不清晰、经常性承担大量繁琐的事务性工作以及薪资待遇低等困境。随着事业单位改革,高职院校采用人事代理、劳务派遣等人事招聘方式,使得辅导员队伍的流动性增大,长此以往辅导员的懈怠性、不稳定性和职业幸福感均受到消极影响。新时代背景下提升辅导员的职业幸福感既是大学生成长成才的客观要求,又是辅导员队伍专业化发展的内在诉求。二、高职院校辅导员职业幸福感影响因素分析(一)问卷设计与发放为进一步准确评估河南省高职院校辅导员职业幸福感的水平,本研究依据职业幸福感内涵,参考多数学者的调查问卷,从主观感受2、工作满意度3、职业倦怠感4三方面设计问卷。其中主观感受包括
3、被调查对象对工作中人际关系以及领导的管理、工作支持度、工作压力等方面的感受,工作满意度包括对工作回报、工作群体、工作环境、工作内容、工作价值和职业发展等方面的感受,职业倦怠感包括对工作态度、因工作引发的疾病等情况的感受。问卷共包括 39 道题项,采用李克特 5 级量表,即对量表中每一题目均列出 5 种回答,并采取 5 点计分法,从低至高记为 1 分至 5 分。通过问卷星程序线上发放,回收有效问卷 100份。被调查对象均为河南省内高职院校辅导员。(二)数据处理1.信度分析信度一般以测量工具的 Cronbach Alpha 系数值大小检验结果的可靠性,如果此值高于 0.8,则说明信度高;如果此值介
4、于 0.70.8 之间,则说明信度较好。为确保问卷数据的可信度,我们对问卷调查数据进行了检验,其内部一致性信度系数 为0.899,本次问卷的调查信度较高(表 1)。2.效度分析效度研究旨在评估研究项目的合理性和相关性。使用因子分析这一数据分析方法进行分析,以确定信息提取的适宜程度。KMO 值可以用来判断信息提取的适用程度。如果此值高于0.8,则说明研究数据非常适合提取信息;如果介于 0.70.8 之间,则说明研究数据适合提取信息,数据结果显示 KMO 值为0.781,P 值小于 0.05,数据可以被有效提取信息(表 2)。(三)数据分析本研究对高职院校辅导员职业幸福感问卷问题采用因子分析法提取
5、公共因子。根据具体研究提取的 11 个公因子解释了总变量的 67.967%,在提取和解释原变量信息方面较理想。表 1 Cronbach 信度分析项数样本量Cronbach 系数481860.899表 2 KMO 和 Bartlett 的检验KMO 值0.781Bartlett 球形度检验近似卡方1899.839df741p 值0.000131总第245期/2023/12/教学互动采用最大方差旋转法进行因子旋转,39 个问题旋转后,37个问题项在各主成分上的因子载荷均大于 0.4。本文在借鉴前人的基础上5,确定对应因子命名为:F1 人际关系、F2 学校管理、F3 工作氛围、F4 工作价值、F5
6、职业前景、F6 工作压力、F7 工作满足感、F8 职业认同感、F9 组织支持度、F10 工作成就感、F11 职业倦怠感。本文使用方差分析法对高职院校不同类型辅导员的职业幸福感进行差异检验,具体分析如下:1.不同类型辅导员的职业幸福感差异分析辅导员的类型样本对于 F1 人际关系因子、F8 职业认同感因子两项呈现出显著性(p0.05)。专职辅导员在人际关系、职业认同感方面的幸福感明显低于兼职辅导员的平均值水平。专职辅导员在工作中可能承担更多的责任和工作量,与学生、教师以及其他职员有更频繁的接触,相对来说在人际关系方面更容易受到负面影响。兼职辅导员除了担任辅导员角色之外还有其他工作机会,这使得他们能
7、够在多个领域中实现自己的价值和发展,这种多样性可以提供更广泛的职业发展空间,使兼职辅导员能够在多个职业角色中得到认可和肯定。2.不同年龄辅导员的职业幸福感差异分析利用方差分析可知,25 岁以下辅导员的 F3 工作氛围幸福感明显强于 40 岁以上的辅导员,F4 工作价值幸福感则相反。年轻的辅导员在事业发展上有更大的成长空间和期望,但同时也可能面临更多的压力和挑战。而年长的辅导员在职业生涯中积累了更多的经验和智慧,拥有更强的工作稳定感和满足感,也能够去平衡工作与生活,这些成就和满足感一定程度上增加了他们的职业幸福感。3.不同性别辅导员的职业幸福感差异分析性别对于 F6 工作压力因子呈现出显著性差异
8、。具体对比差异可知,男性辅导员的工作压力平均值明显高于女性辅导员的平均值。辅导员领域存在性别比例失衡,男性辅导员处于相对少数群体中,男性被期望具有更高的责任感和竞争力,这意味着他们需要承担更多职责和压力。4.不同人事关系辅导员的职业幸福感差异分析人事关系在 F11 职业倦怠感因子上呈现出显著性差异,人事代理关系辅导员的职业倦怠感,会明显高于正式编制的辅导员。根据问卷调查显示,不同编制(正式编制或临时编制)的辅导员在享受待遇、福利、晋升渠道等方面存在差异。正式编制的辅导员享受更稳定的职业地位和福利待遇,而临时编制的辅导员面临更多的不确定性和职业发展的限制,这也说明不同编制对辅导员职业幸福感的影响
9、是显著的。5.不同工作年限辅导员的职业幸福感差异分析分析显示 10 年以上工作年限辅导员的 F7 工作满足感明显高于 10 年以下工作年限的辅导员。工作年限与个人职业经验和发展相关,随着工作年限的增加,辅导员可能会经历更多的职业成功和成就。他们帮助许多学生解决了问题,见证了学生的成长和发展,这些职业成就可以增加他们对自己工作的价值感和满足感,进而提高职业幸福感。相比之下,新入职的辅导员需要适应新环境和学习新的工作技能,面临更多的不确定性和挑战。6.不同职称辅导员的职业幸福感差异分析职称样本在 F6 工作压力因子、F11 职业倦怠感因子上呈现出显著性。无职称辅导员的工作压力明显高于助教职称辅导员
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