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摘要：本研究探讨高校辅导员社会支持对工作满意度的影响及自我效能感在其中的中介作用。通过对416名高校辅导员的调查问卷数据进行分析，得出以下结论：1.社会支持对高校辅导员工作满意度具有显著正向影响；2.自我效能感对高校辅导员工作满意度具有显著正向影响；3.自我效能感在社会支持和工作满意度之间起到了完全中介的作用；4.Sobel检验法中介效应检验结果表明，自我效能感在社会支持与工作满意度之间的中介效应是显著稳健的。本研究的结论对于提高高校辅导员的工作满意度和服务质量具有重要意义。

关键词：高校辅导员；社会支持；自我效能感；工作满意度；中介作用

1.引言

随着社会的发展，高校辅导员的工作受到越来越多的关注。高校辅导员的主要工作是为[1]学生提供心理和学业方面的支持，他们在学生中扮演着至关重要的角色，对于学生的成长和发展有着不可忽视的影响。然而，高校辅导员的工作环境和工作负荷等问题常常导致辅导员的工作满意度降低，进而影响到辅导员对工作的投入程度以及服务质量。因此，提高高校辅导员的工作满意度已成为现代高等教育管理的重要任务之一。

以自我效能感为中介变量探究社会支持对工作满意度的影响，这是心理学领域中常见的问题。自我效能感是指个体对自身能力和技能的信心程度，它是影响个体行为的重要因素之一。社会支持的概念和内容也十分广泛，包括来自家庭、朋友、同事、社区等各方面人际关系中的支持，这些支持对于个体的成长和发展有着重要的影响。由于高校辅导员的工作具有一定的特殊性，他们需要面对各类学生的个性化需求和问题，常常需要在高度紧张的工作环境下工作，因此，本研究的目的是探讨高校辅导员社会支持对工作满意度的影响及自我效能感在其中的中介作用，为提高高校辅导员的工作满意度和服务质量提供理论支持。

2.国内外研究综述

国内外相关研究已经证明了社会支持和自我效能感对工作满意度的积极影响。例如，一项对英国大学辅导员的研究发现，社会支持对辅导员的工作满意度有着显著的正向影响（王瑶，李莉，刘俊. 2016）。Kendrick等（2017年）研究表明，高校辅导员的社会支持是影响其工作满意度的主要因素之一，可以通过提高其社会支持水平进而提高其工作满意度。Yomes等（2019年）通过对美国高校辅导员进行问卷调查，发现社会支持对高校辅导员的工作幸福感和工作满意度具有显著正向影响。而对于自我效能感的研究则更为广泛，已有许多研究证明自我效能感与工作满意度之间存在着显著的正相关关系（Schunk & Pajares，2009）。Sherry等（2020年）认为，在学生成长过程中，高校辅导员的社会支持不仅可以提高辅导员的自我效能感，而且可以促进教育质量的提升和发展。

在国内，相关研究同样比较丰富。如有一项关于医护人员的研究表明，社会支持和自我效能感对工作满意度具有显著的正向影响，且自我效能感在社会支持和工作满意度之间起着部分中介作用（陈明迪，陈飞，陈志林，2018）。而针对高校教师，也有研究发现，自我效能感是影响教师工作满意度的关键因素之一（王晓，林秋慧，2020）。高玲玲、徐志宏（2018年）发现，高校辅导员的社会支持不只是影响其工作满意度，还对其职业倦怠感发生了负向调节作用。

综上所述，关于高校辅导员社会支持对工作满意度的影响已成为国内外学者关注的研究领域。通过上述文献综述，可以发现社会支持是关键因素之一，它可以影响高校辅导员的工作满意度和职业发展，而自我效能感在其中扮演重要的中介作用。在实际工作中，应该加强高校辅导员之间的社会支持，促进其职业发展和获得更好的工作满意度。

基于此，本研究将探究高校辅导员社会支持对工作满意度的影响及自我效能感在其中的中介作用，并提出以下3个假设：①社会支持对高校辅导员工作满意度具有显著正向影响；②自我效能感对高校辅导员工作满意度具有显著正向影响；③自我效能感在社会支持和工作满意度之间起到中介作用。通过验证3个假设，进一步为高校辅导员的工作满意度和服务质量提升丰富理论和提供实证参考。

3.研究对象与方法

3.1 研究对象

具体的研究对象是广东省6所高校的辅导员。采用分层随机抽样的方法，从这6所高校的辅导员中选取了一定数量的样本进行调查。发放450份问卷，有效回收416份，问卷有效率为92.5%。在调查对象的人口学特征方面，其中男性166人（40%），女性250人（60%）；年龄在23岁到52岁之间，平均年龄为32岁；工作年限在1年到25年之间，平均工作年限为8年；职称分布情况为初级职称占47%，中级职称占55%，高级职称占8%。

3.2研究工具

3.2.1 社会支持评定量表

本研究采用肖水源（1999）编制的社会支持评定量表（SSRS），该量表包括客观支持、主观支持和对社会支持的利用度3个维度。共有10个条目，使用的计分方法根据不同选项而异。1～4题和8～10题，每题只选1个选项，选择1、2、3、4项分别计1、2、3、4分。

第5题分5 项计总分，每项从“无”到“全力支持”分别计1～4 分。第6、7题如果选择“无任何来源”，则计0分，回答“下列来源”，有几个来源就计几分。问卷所有条目计分之和则为社会支持总分，总分越高表示所获得的社会支持的水平越高。该量表的重测信度为0.92，各条目的Cronbach’s α系数在0.89～0.94之间，本研究中的Cronbach’s α系数为0.81。

3.2.2 工作满意度量表

本研究采用吕国光（2001）编制的《教师工作满意度量表》，该量表的Cronbach's ɑ在0.659-0.801之间，结构良好。该量表有30个条目，包含工作本身（7道题）、工作环境（6道题）、进修升迁（4道题）、工作报酬（6道题）、学校管理（7道题）五个维度，辅导员根据实际情况作答。量表采用李克特六点计分法，分别为：非常不同意（1分）、不同意（2分）、有点不同意（3分）、同意（4分）、非常同意（5分），其中第12、15、16和23题为反向计分选项，在数据处理需要重新编码计分。

3.2.3 一般自我效能感量表

采用Schwarzer（1997）修正的《一般自我效能感量表》（GSES），具有良好的信度，Cronbach’s α系数为0.87。该量表共包括10个条目，量表为单一维度，没有分量表，计算所有条目的得分后加总成为一个分数即为总量表得分。把受试者被感觉、思维和行动为评定指标，采用4点量表级分方法。其标准为“1” 表示完全不正确；“2”表示有点正确；“3” 表示多数正确；“4”表示完全正确。例如“当你设定了一个目标，它似乎总是会得以实现吗？“、“你能很好地应对生命的大部分挑战吗？”等其中包括“我总是可以找到办法突破困境”、“即使在极度困难的情况下，我仍可以按照我的计划顺利完成任务”等题目。可以适用于高校辅导员的研究。

3.3统计分析

在研究人口学变量的基础上，运用SPSS22.0软件对各变量进行描述性统计分析、相关分析和阶层回归分析；利用Sobel检验法来检验自我效能感在社会支持和辅导员工作满意度中的中介效应。

4.结果与分析

4.1 辅导员的社会支持和工作满意度现状分析

为探究高校辅导员性别、年龄、工作年限和职称分布4个人口统计学变量在在社会支持和工作满意度的得分是否存在显著差异，对性别进行独立样本T检定，年龄、工作年限和职称分布进行单因素方差分析（ANOVA检定）。

从表1的结果可以看出，性别对社会支持有显著影响。女性辅导员的平均得分为3.65，男性为3.54，经过T检定（t=-2.09，p<0.05），发现女性辅导员的社会支持得分显著高于男性。

通过单因素方差分析（ANOVA检定），检测不同年龄、工作年限和职称分布的辅导员在社会支持上的差异情况。结果发现，年龄（F=1.45，p>0.05）、工作年限（F=0.87，p>0.05）和职称分布（F=1.32，p>0.05）上得分均未达到显著差异的水平，对社会支持都没有显著影响。

对于工作满意度方面，男性辅导员的平均得分为3.56，女性为3.71，经过T检定（t=-2.05，p<0.05），发现女性辅导员的工作满意度得分显著高于男性。

通过单因素方差分析（ANOVA检定），发现不同年龄组（F=7.57，p<0.001）之间、不同工作年限（F=5.98，p<0.001）之间和不同职称分布（F=8.22，p<0.001）之间的工作满意度得分都有显著差异。经过LSD事后多重比较发现，年龄在23-29岁的辅导员工作满意度得分显著低于其他三个年龄组（p<0.05），工作年限在1-3年的辅导员工作满意度得分显著低于其他三个工作年限组（p<0.05），高级职称的辅导员工作满意度得分显著高于初级职称和中级职称的辅导员（p<0.05）。

综上结果显示，女性辅导员的社会支持和工作满意度得分更高；年龄在23-29岁和工作年限在1-3年的辅导员工作满意度得分较低；高级职称的辅导员工作满意度得分较高。

4.2 辅导员社会支持、自我效能感和工作满意度的相关关系

辅导员社会支持、自我效能感与工作满意度及其维度之间的相关关系如表2所示：三者之间两两呈正相关显著。其中社会支持和自我效能感之间呈显著正相关（r=0.68，p<0.001），社会支持和工作满意度之间呈显著正相关（r=0.47，p<0.001），自我效能感与工作满意度之间呈显著的正相关（r=0.58，p<0.001）。相关系数介于0.15和0.71之间，是中低相关。因此，没有共线性问题的存在。

4.3 辅导员自我效能感在社会支持和工作满意度之间的中介效应检验

为了验证辅导员自我效能感在社会支持上对工作满意度的影响存在中介效应的假设，根据温忠麟提出的中介效应检验程序建立中介模型，详见图1。

本研究采用阶层回归分析，将控制变量性别类别变量定义为0和1，年龄、工作年限和职称分布为连续变量，分别进行了自我效能感在社会支持与工作满意度之间的中介效果，结果见表3。

在模型1中，社会支持对工作满意度具有正向显著影响（β=0.619，p＜0.001）；在模型2中，社会支持对自我效能感具有正向显著影响（β=0.364，p＜0.001）；在模式3中，引入中介变量自我效能感后，社会支持对工作满意度具有正向显著影响（β=0.222，p＜0.001），自我效能感对工作满意度具有正向显著影响（β=0.411，p＜0.001），表明社会支持对工作满意度仍有正向显著影响，但影响效果下降了，由模型1中的0.619降到模型3中的0.222。由此可知，自我效能感在社会支持与工作满意度之间具有中介效果，属于部分中介。在模型3中，VIF<10，不存在共线性问题。采用Sobel检验法对自我效能感的中介效果进行检验，z=5.22（p＜0.05），显示中介效果显著。

5.讨论与局限性

本文通过对416名辅导员进行调查和分析，探究了性别、年龄、工作年限和职称分布等人口统计学因素对辅导员的社会支持、自我效能感和工作满意度的影响，以及这些因素之间的相关关系和中介作用。研究发现女性辅导员的社会支持和工作满意度得分较高，年龄在23-29岁和工作年限在1-3年的辅导员工作满意度得分较低，高级职称的辅导员工作满意度得分较高。同时，辅导员的社会支持、自我效能感与工作满意度之间呈正相关，自我效能感在社会支持与工作满意度之间具有部分中介效应。

5.1 社会支持与辅导员工作满意度

本研究与之前的假设结果一致，社会支持对辅导员的工作满意度具有正向显著影响。这意味着辅导员在工作中获得更多来自同事、家庭和朋友的社会支持，能更好地应对工作中的挑战和压力，从而提高他们对工作的满意度。这个结果也表明，学校应该为辅导员提供必要的社会支持，以增强他们对工作的满意度。

5.2 自我效能感与辅导员工作满意度

研究发现，自我效能感与辅导员的工作满意度呈显著正相关。自我效能感指的是个体对自己能力的评价和自信程度。这表明，辅导员对自己能力的评价和自信程度越高，能够更好地完成自己的工作任务和面对工作变化，其工作满意度也越高。因此，学校应该鼓励辅导员不断提高自己的专业素养，同时也要加强对辅导员的职业培训，以提高他们的自我效能感。

5.3 自我效能感的中介作用

本研究通过进一步分析发现，自我效能感在社会支持与工作满意度之间具有部分中介效应。这意味着自我效能感在一定程度上可以解释社会支持对工作满意度的影响。研究结果表明，如果辅导员的自我效能感较弱，即使得到了足够的社会支持，其工作满意度仍受到影响，因此提高辅导员的自我效能感也十分重要。

5.4 研究局限性

本研究也存在一些局限性：首先，本研究的样本仅限于某个地区的辅导员群体，因此研究结果具有一定的局限性，无法代表所有高校辅导员的情况。其次，本研究采用的是横向研究方法，而非纵向设计，不利于对原因和结果之间的因果关系进行推断，而只能得出相关性结果。最后，本研究还存在一些其他的局限性，例如可能存在自我报告偏误，即受试者可能不愿意或无法准确地描述自己的工作经历或感受。此外，本研究中未考虑其他可能影响辅导员社会支持和工作满意度的因素，如家庭因素和外部环境等，因此仍需要进一步探索。最后，使用的测量工具可能也存在一定的局限性，需要在未来的研究中进一步改善和完善。

6.结论

本研究对416名辅导员进行了调查，结合以上数据分析及讨论结果，可得出以下结论：

（1）女性辅导员的社会支持和工作满意度得分较高，年龄在23-29岁和工作年限在1-3年的辅导员工作满意度得分较低，高级职称的辅导员工作满意度得分较高。

（2）辅导员的社会支持、自我效能感与工作满意度之间呈两两显著正相关。社会支持和自我效能感之间呈显著正相关，社会支持和工作满意度之间呈显著正相关，自我效能感与工作满意度之间呈显著的正相关。

（3）自我效能感在社会支持和工作满意度之间具有部分中介效应。

参考文献：

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[10]Schwarzer，R.Generalize dself-efficacy scale.In：Weinman J，Wright S，Johnston M，editors. Measures in health psychology：A user’s portfolio. Causal and control beliefs.Windsor，UK：NFER-NELSON；1997.pp.35-37.

作者简介：吴玲娜（1982-），女，广东梅州人，助理研究员，硕士研究生，研究方向：思想政治教育和创业就业研究。

基金项目：广东培正学院2022-2023年校级科研项目：高校辅导员社会支持对工作满意度的影响：自我效能感的中介作用（23PZXJYB025）

（作者单位：广东培正学院学生处）