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摘要：通过对江苏五所高校的编外辅导员的问卷调查，基于探索性因素分析，找出了编外辅导员工作满意度的四个可能影响因素——经济报酬、工作环境、自我发展、自我实现。进一步采用相关分析和回归分析，发现经济报酬、工作环境和自我发展与编外辅导员工作满意度相关性显著，且三个因素对编外辅导员工作满意度的影响和贡献程度依次增大。
关键词：编外辅导员；工作满意度；影响因素
作者简介：何蓓蓓（1982-），女，湖北荆州人，南京信息工程大学水文气象学院，助理研究员；张雪红（1980-），男，江西余干人，南京信息工程大学遥感学院，讲师。（江苏 南京 210044）
基金项目：本文系江苏省教育厅高校哲学社会科学研究基金项目（项目编号：2012SJB880057）阶段性研究成果。
中图分类号：G645 文献标识码：A 文章编号：1007-0079（2013）35-0173-03
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。
工作满意度（job satisfaction）是影响员工职业发展的重要因素。辅导员工作满意度是辅导员对其工作与所从事的职业以及工作条件与状况的一种总体的、带有情绪色彩的感受与看法。它不仅是衡量辅导员工作质量的重要参数，而且与辅导员的职业承诺、工作主动性与积极性、职业倦怠等的联系十分密切。工作满意度直接影响着辅导员职业选择的稳定性与流动性。
我国现有的对高校工作人员工作满意度的研究主要集中在专业教师的工作满意度研究上，只有较少一部分研究涉及辅导员和高校管理人員工作领域，对编外辅导员工作满意度的研究尚未涉足。随着高校人事制度改革的进一步深化，新型用人形式下辅导员队伍中的非在编人员（简称“编外辅导员”，下同）队伍越来越庞大，在辅导员队伍中所占的比重也越来越大。因此，关注和重视编外辅导员工作满意度对于稳定辅导员队伍、促进辅导员队伍建设向专业化、职业化方向发展及推动高等教育事业健康发展具有积极的现实意义。
一、数据来源与研究方法
1.数据来源
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）、江苏理工学院（二本高校）和南京师范大学泰州学院（三本高校）等五所不同类型高校的编外辅导员进行问卷调查，共发放问卷150份，回收有效问卷132份，有效回收率为88%。
问卷共43个题项，通过预测问卷进行了预试性研究，鉴别和删除了三个工作满意度量表中的无效题项，取剩余40道题作正式调查。
2.工作满意度探索性因素分析
高校编外辅导员工作满意度的影响因素之间的关系错综复杂，因此，本研究中首先采用探索性因素分析法来找出影响因素的本质结构，并进行降维处理，把错综复杂关系的原始观测变量综合为少数几个核心因子。
3.相关分析及回归分析
本研究中，采用相关分析法研究高校编外辅导员工作满意度的影响因素，并探讨各影响因素与工作满意度之间的关系。由于自变量不止一个，为研究因变量与多个自变量之间的线性关系，采用多元线性回归分析建立模型，方程为：
二、数据分析结果
本文采用SPSS13.0对研究数据进行了探索性因素分析、描述统计分析、相关分析以及回归分析，具体结果如下：
1.探索性因素分析
在进行探索性因素分析之前采用Kaiser准则对问卷进行了是否适合做因素分析的检验。对问卷项目进行了Bartlett球形检验，Bartlett值为9144.601，显著性概率sig.小于0.001，所得的取样适当性度量值KMO=0.841﹥0.7，这表明数据具有相关性，适合作因素分析。
然后用最大似然法提取特征值大于1的共同因素，发现特征值大于1的因素有10个，可以解释项目总信息量的83.576%，由主成分特征值的碎石图（如图1所示）可知，其曲线在第4个因子后趋于平缓，每个因子的方差很小，故提取前4个因子比较合适。
以最大变异法进行正交旋转处理，使转轴后每一共同因素内各题项因素负荷量大小相差尽量达到最大，以利于共同因素的辨认与命名。经过上述分析得到一个包含4个维度、40个题项的工作满意度量表，所有因素的解释率为61.546%。4个维度如下：
（1）经济报酬因素。包括：实际收入符合期望值；收入与本校在编辅导员收入无差别；与其他高校编外辅导员收入相比，收入令人满意；单位提供了较为合理的福利、津贴；单位的福利制度一视同仁等10个项目。
（2）工作环境因素。包括：经常与同事交流工作方面的各种信息；同事之间的关系和谐且在工作上能够通力合作；和同事之间可以建立亲密的友谊；学校各级领导不会因为在编和编外而区别对待；工作能够得到领导和同事的肯定等12个项目。
（3）自我发展因素。包括：在职称的评定上，在编和编外人员无区别；在职务的评定上，在编和编外人员无区别；编外辅导员的晋升制度很完善、公平、合理；在学习和培训方面，编外辅导员和在编人员无区别；对前途或发展前景充满信心；计划在本校有较长的职业发展等13个项目。
（4）自我实现因素。包括：热爱工作；工作能充分发挥才能；工作能带来成就感；在工作中干劲十足；工作使人的价值得以充分实现等5个项目。
2.描述统计结果
从表1所示的测量结果可以看出，编外辅导员工作满意度得分从高到低排序为自我实现、工作环境、经济报酬、自我发展。编外辅导员在自我实现和工作环境上的得分高于中等强度值（3分），表明编外辅导员对这些指标比较满意，而在经济报酬指标和自我发展指标上的得分显示出编外辅导员满意度较差。 表1 高校编外辅导员工作满意度现状
因素 经济报酬 工作环境 自我发展 自我实现
均值 25.65 36 29.81 15.25
项目数 10 12 13 5
平均得分 2.57 3 2.29 3.05
3.相关分析结果
采用相关分析方法获得工作满意度及其影响因素间的简单相关系数（见表2），发现经济报酬、工作环境、自我发展以及自我实现四个影响因素不但同工作满意度表现为较强的相关性，而且四个影响因素之间也存在明显的相关性，均通过了0.05的显著性水平检验。
表2 工作满意度及其影响因素间的相关系数
工作满意度 经济报酬 工作环境 自我发展 自我实现
经济报酬 0.629（0.000） 1
工作環境 0.581（0.000） 0.379（0.000） 1
自我发展 0.778（0.000） 0.692（0.000） 0.561（0.000） 1
自我实现 0.642（0.000） 0.470（0.000） 0.718（0.000） 0.708（0.000） 1
注：括号内数据为显著性水平（下同）。
然而，简单相关系数受其他因素的影响，反映的往往是表面的、非本质的联系。因此，需要考虑偏相关系数来进一步明确它们之间本质上的联系，用偏相关系数来描述两个变量之间的内在线性联系会更合理、更可靠。首先计算了经济报酬、工作环境、自我发展以及自我实现四个影响因素之间的偏相关系数（在计算某两个变量的偏相关系数时控制了另外两个变量），详见表3。从中可以发现经济报酬与自我发展存在较强的相关性，经济报酬与工作环境、自我实现相关性则很弱；自我实现则与工作环境、自我发展存在较强的相关性；工作环境与自我发展相关性也很弱。
表3 影响因素间的偏相关系数
经济报酬 工作环境 自我发展 自我实现
经济报酬 1
工作环境 0.007（0.933） 1
自我发展 0.573（0.000） 0.082（0.352） 1
自我实现 -0.037（0.675） 0.549（0.000） 0.456（0.000） 1
进一步控制四个影响因素中的三个因素，分别计算某一因素同工作满意度的偏相关系数（见表4），发现除了自我实现（P值为0.403）外，其他三个影响因素均同工作满意度达到了较强的相关性，其中经济报酬、工作环境以及自我实现的偏相关系数依次增大。自我实现因素同工作满意度简单相关系数高达0.642，而偏相关系数只有0.074，这主要是由工作环境、自我发展两个因素的媒介作用而导致的表面高度相关，而在实质上与工作满意度并没有显著的相关性。其原因可能是自我实现的调查子项主观性较强，问卷答案规律性不强，不同的调查对象在回答这些问题时受到工作环境及自我发展等影响较大，导致相关性不显著。
表4 工作满意度与影响因素的偏相关系数
工作满意度
经济报酬 0.216（0.014）
工作环境 0.205（0.020）
自我发展 0.440（0.000）
自我实现 0.074（0.403）
4.回归分析结果
线性回归方程中的回归系数B反映的是与其相对应的自变量对因变量的“净”作用幅度。为了便于自变量之间进行比较，度量各自变量对因变量影响和贡献程度的大小，需要将回归系数进行标准化，即转化为标准回归系数Beta。[1]此外，对回归系数的显著性检验（t检验）的Sig.值也可判断自变量对因变量线性影响的显著性。
采用stepwise法进行回归分析，建立了表5中的模型。最终只有经济报酬、工作环境和自我发展入选为自变量，且各自的回归系数均通过了0.05显著性水平检验，模型的调整后R2=0.644、F=80.1，通过了0.05显著性水平检验，这表明它们均对工作满意度具有显著影响。进一步考察三个因素的标准回归系数Beta值，发现经济报酬、工作环境和自我发展的Beta值依次增大（分别为0.178、0.213、0.536），这也意味着它们对工作满意度的影响和贡献程度也依次增大。
表5 高校编外辅导员工作满意度影响因素的线性回归分析结果
自变量 B Std.Error Beta t Sig.
常量 -0.652 0.271 -2.401 0.018**
经济报酬 0.272 0.110 0.178 2.471 0.015**
工作环境 0.293 0.087 0.213 3.377 0.001**
自我发展 0.612 0.092 0.536 6.640 0.000**
R2=0.652 调整后R2=0.644 F=80.1 Sig.=0.000
注：**表示通过0.05显著性水平检验。
三、研究结论及对策
1.研究结论
通过对江苏省五所高校的编外辅导员进行的问卷调查，基于探索性因素分析，找出了影响编外辅导员工作满意度的经济报酬、工作环境、自我发展、自我实现四个可能影响因素。并进一步采用相关分析定量研究了以上四个因素同高校编外辅导员工作满意度的关系，尤其是通过偏相关分析发现经济报酬、工作环境以及自我实现的偏相关系数依次增大，且均通过了0.05的显著性水平检验，而自我实现则未通过检验。最后通过回归分析，对各影响因素对高校编外辅导员工作满意度的影响和贡献程度大小进行了定量分析，发现经济报酬、工作环境和自我发展对高校编外辅导员工作满意度的影响和贡献程度也依次增大。 2.对策
为提高编外辅导员工作满意度，各高校应从激励机制出发提高编外辅导员在经济报酬、自我发展和工作环境上的工作满意度。
（1）利用薪酬激励和福利激励机制提高编外辅导员对经济报酬的工作满意度。
1）薪酬激励，人事管理由“身份管理”向“岗位管理”转变，推进同工同酬。调查显示，编外辅导员现行的薪酬制度欠缺公平、合理与科学性，编外辅导员的工资收入、福利水平等都与在编辅导员存在较大的差距，出现同工不同酬的现象，导致了经济报酬因素满意度较低，促使编外辅导员出现转编和离职的倾向。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。因此，高校人事管理要由“身份管理”向“岗位管理”转变，实行以岗位聘用制为基础的绩效工资改革，以岗定薪，淡化人员身份，打破以往不合理的分配制度，推进同工同酬。
2）福利激励，解决编外辅导员的后顾之忧。福利激励是对薪酬激励的有效补充，它能在固定的工资收入之外，发挥招募和吸引优秀人才、提高员工工作绩效、降低员工的流失率等作用。从调查中可以看出，编外辅导员以30岁以下的年轻人居多，结合学生工作的特点，比较适合的福利激励手段有：按月发放交通和通讯补贴，对于新生辅导员、毕业班辅导员，或遇特殊时期、特殊事件时适当增加；在校内或学生公寓区设置编外辅导员宿舍，便于他们工作、学习和生活；定期安排编外辅导员体检，并增加心理健康的普查和筛查，帮助其疏解工作压力和职业倦怠，确保编外辅导员身心健康；定期组织编外辅导员出外考察和旅游，放松心情、开拓眼界；为编外辅导员提供生育、子女入托、入学等方便。
（2）利用精神激励、情感激励和管理激励机制提高编外辅导员对工作环境的工作满意度。
1）精神激励，尊重编外辅导员，切实提升编外辅导员的地位。一方面，由于专业课教师、各级行政管理人员对辅导员工作固有的认识，认为辅导员就是学生的“保姆”，辅导员工作是人人能做的工作，辅导员工作在高校管理中可有可无。另一方面，由于高校目前对编外辅导员在薪酬、福利待遇以及职称、职务评定等方面都采取了与在编人员不同的态度和政策，导致编外辅导员在高校里的实际地位很低。除了推进同工同酬，高校还应贯彻落实国家相关政策，对辅导员工作的重要性以及辅导员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、职称评定、职务评定等相关政策上予以倾斜以确保辅导员的重要地位。此外，高校管理者还要加强与编外辅导员的沟通与交流，让他们参与有关学生管理工作以及学校的管理和目标决策，体现编外辅导员在学校管理事务中的主人翁地位。
2）情感激励，构建以人为本的管理模式，營造和谐发展氛围。高校要秉承以人为本、和谐发展的管理模式，加大对编外辅导员群体的关怀，满足编外辅导员生存和发展方面的需求，关心他们生活上的困难，形成尊重编外辅导员的氛围，注重对其的情感管理，及时了解他们的情感需要和思想动态，使他们切实感受到学校的关心和集体的温暖。其次，关心他们职业发展上的困境，积极创造条件，争取有关方面的支持，努力解决编外辅导员在职称评定、医疗、养老保险金等方面的问题，为其排忧解难。再次，良好的人际关系支持系统也能有效稳定编外辅导员队伍。上级领导和同事对编外辅导员的肯定与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。
3）管理激励，创新辅导员管理模式，将辅导员从繁杂的事务性工作中解脱出来。在一定程度上吸纳和借鉴国外大学的学生事务管理模式，把学生的管理和服务工作放在面向全校学生这个大平台上来运作，把辅导员从长期“多面手”、“勤杂员”的职业倦怠中解放出来，让他们专心从事大学生思想政治教育研究，真正“专”得起来，为辅导员队伍向专业化、职业化方向发展奠定基础。
（3）利用生涯发展激励，优化辅导员职业发展机制，提高编外辅导员对自我发展的工作满意度。从之前的调查结果可以看出，编外辅导员自我发展满意度普遍较低，且自我发展因素对工作满意度的影响最大。编外辅导员对未来职业的发展的迷茫导致工作上的倦怠感和离职的意愿，因此要积极探索编外辅导员职业化的发展机制，加强辅导员队伍建设。该机制也适用于在编辅导员，因为如何有效的促进辅导员队伍向专业化、职业化方向发展是一个共性的问题。第一，要科学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，如可实行五级职级制，一级相当于科员，二级相当于副科级，三级相当于正科级，四级相当于副处级，五级相当于正处级。“五级职级制”能为辅导员的职业化发展提供很好的平台，也为辅导员的发展提供了前进的方向。第二，要改革职称评聘办法，要从学生工作的特点出发，区别专业教师评职称的要求和条件，制定辅导员评聘教师职务的具体条件，为辅导员明确职业发展路径，鼓励他们安心本职工作，有效防止辅导员的职业倦怠。第三，畅通培养渠道，给辅导员创造学历能力提升空间。辅导员要实现生涯发展，势必需要在漫长的职业生涯中持续学习和提高，如参加学历进修、培训、学习考察等。高校要从财力、物力上为辅导员参加各类在职培养活动提供保障。
参考文献：
[1]翁定军.社会统计[M].上海：上海大学出版社，2006：154.
（责任编辑：王祝萍）
关键词：编外辅导员；工作满意度；影响因素
作者简介：何蓓蓓（1982-），女，湖北荆州人，南京信息工程大学水文气象学院，助理研究员；张雪红（1980-），男，江西余干人，南京信息工程大学遥感学院，讲师。（江苏 南京 210044）
基金项目：本文系江苏省教育厅高校哲学社会科学研究基金项目（项目编号：2012SJB880057）阶段性研究成果。
中图分类号：G645 文献标识码：A 文章编号：1007-0079（2013）35-0173-03
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。
工作满意度（job satisfaction）是影响员工职业发展的重要因素。辅导员工作满意度是辅导员对其工作与所从事的职业以及工作条件与状况的一种总体的、带有情绪色彩的感受与看法。它不仅是衡量辅导员工作质量的重要参数，而且与辅导员的职业承诺、工作主动性与积极性、职业倦怠等的联系十分密切。工作满意度直接影响着辅导员职业选择的稳定性与流动性。
我国现有的对高校工作人员工作满意度的研究主要集中在专业教师的工作满意度研究上，只有较少一部分研究涉及辅导员和高校管理人員工作领域，对编外辅导员工作满意度的研究尚未涉足。随着高校人事制度改革的进一步深化，新型用人形式下辅导员队伍中的非在编人员（简称“编外辅导员”，下同）队伍越来越庞大，在辅导员队伍中所占的比重也越来越大。因此，关注和重视编外辅导员工作满意度对于稳定辅导员队伍、促进辅导员队伍建设向专业化、职业化方向发展及推动高等教育事业健康发展具有积极的现实意义。
一、数据来源与研究方法
1.数据来源
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）、江苏理工学院（二本高校）和南京师范大学泰州学院（三本高校）等五所不同类型高校的编外辅导员进行问卷调查，共发放问卷150份，回收有效问卷132份，有效回收率为88%。
问卷共43个题项，通过预测问卷进行了预试性研究，鉴别和删除了三个工作满意度量表中的无效题项，取剩余40道题作正式调查。
2.工作满意度探索性因素分析
高校编外辅导员工作满意度的影响因素之间的关系错综复杂，因此，本研究中首先采用探索性因素分析法来找出影响因素的本质结构，并进行降维处理，把错综复杂关系的原始观测变量综合为少数几个核心因子。
3.相关分析及回归分析
本研究中，采用相关分析法研究高校编外辅导员工作满意度的影响因素，并探讨各影响因素与工作满意度之间的关系。由于自变量不止一个，为研究因变量与多个自变量之间的线性关系，采用多元线性回归分析建立模型，方程为：
二、数据分析结果
本文采用SPSS13.0对研究数据进行了探索性因素分析、描述统计分析、相关分析以及回归分析，具体结果如下：
1.探索性因素分析
在进行探索性因素分析之前采用Kaiser准则对问卷进行了是否适合做因素分析的检验。对问卷项目进行了Bartlett球形检验，Bartlett值为9144.601，显著性概率sig.小于0.001，所得的取样适当性度量值KMO=0.841﹥0.7，这表明数据具有相关性，适合作因素分析。
然后用最大似然法提取特征值大于1的共同因素，发现特征值大于1的因素有10个，可以解释项目总信息量的83.576%，由主成分特征值的碎石图（如图1所示）可知，其曲线在第4个因子后趋于平缓，每个因子的方差很小，故提取前4个因子比较合适。
以最大变异法进行正交旋转处理，使转轴后每一共同因素内各题项因素负荷量大小相差尽量达到最大，以利于共同因素的辨认与命名。经过上述分析得到一个包含4个维度、40个题项的工作满意度量表，所有因素的解释率为61.546%。4个维度如下：
（1）经济报酬因素。包括：实际收入符合期望值；收入与本校在编辅导员收入无差别；与其他高校编外辅导员收入相比，收入令人满意；单位提供了较为合理的福利、津贴；单位的福利制度一视同仁等10个项目。
（2）工作环境因素。包括：经常与同事交流工作方面的各种信息；同事之间的关系和谐且在工作上能够通力合作；和同事之间可以建立亲密的友谊；学校各级领导不会因为在编和编外而区别对待；工作能够得到领导和同事的肯定等12个项目。
（3）自我发展因素。包括：在职称的评定上，在编和编外人员无区别；在职务的评定上，在编和编外人员无区别；编外辅导员的晋升制度很完善、公平、合理；在学习和培训方面，编外辅导员和在编人员无区别；对前途或发展前景充满信心；计划在本校有较长的职业发展等13个项目。
（4）自我实现因素。包括：热爱工作；工作能充分发挥才能；工作能带来成就感；在工作中干劲十足；工作使人的价值得以充分实现等5个项目。
2.描述统计结果
从表1所示的测量结果可以看出，编外辅导员工作满意度得分从高到低排序为自我实现、工作环境、经济报酬、自我发展。编外辅导员在自我实现和工作环境上的得分高于中等强度值（3分），表明编外辅导员对这些指标比较满意，而在经济报酬指标和自我发展指标上的得分显示出编外辅导员满意度较差。 表1 高校编外辅导员工作满意度现状
因素 经济报酬 工作环境 自我发展 自我实现
均值 25.65 36 29.81 15.25
项目数 10 12 13 5
平均得分 2.57 3 2.29 3.05
3.相关分析结果
采用相关分析方法获得工作满意度及其影响因素间的简单相关系数（见表2），发现经济报酬、工作环境、自我发展以及自我实现四个影响因素不但同工作满意度表现为较强的相关性，而且四个影响因素之间也存在明显的相关性，均通过了0.05的显著性水平检验。
表2 工作满意度及其影响因素间的相关系数
工作满意度 经济报酬 工作环境 自我发展 自我实现
经济报酬 0.629（0.000） 1
工作環境 0.581（0.000） 0.379（0.000） 1
自我发展 0.778（0.000） 0.692（0.000） 0.561（0.000） 1
自我实现 0.642（0.000） 0.470（0.000） 0.718（0.000） 0.708（0.000） 1
注：括号内数据为显著性水平（下同）。
然而，简单相关系数受其他因素的影响，反映的往往是表面的、非本质的联系。因此，需要考虑偏相关系数来进一步明确它们之间本质上的联系，用偏相关系数来描述两个变量之间的内在线性联系会更合理、更可靠。首先计算了经济报酬、工作环境、自我发展以及自我实现四个影响因素之间的偏相关系数（在计算某两个变量的偏相关系数时控制了另外两个变量），详见表3。从中可以发现经济报酬与自我发展存在较强的相关性，经济报酬与工作环境、自我实现相关性则很弱；自我实现则与工作环境、自我发展存在较强的相关性；工作环境与自我发展相关性也很弱。
表3 影响因素间的偏相关系数
经济报酬 工作环境 自我发展 自我实现
经济报酬 1
工作环境 0.007（0.933） 1
自我发展 0.573（0.000） 0.082（0.352） 1
自我实现 -0.037（0.675） 0.549（0.000） 0.456（0.000） 1
进一步控制四个影响因素中的三个因素，分别计算某一因素同工作满意度的偏相关系数（见表4），发现除了自我实现（P值为0.403）外，其他三个影响因素均同工作满意度达到了较强的相关性，其中经济报酬、工作环境以及自我实现的偏相关系数依次增大。自我实现因素同工作满意度简单相关系数高达0.642，而偏相关系数只有0.074，这主要是由工作环境、自我发展两个因素的媒介作用而导致的表面高度相关，而在实质上与工作满意度并没有显著的相关性。其原因可能是自我实现的调查子项主观性较强，问卷答案规律性不强，不同的调查对象在回答这些问题时受到工作环境及自我发展等影响较大，导致相关性不显著。
表4 工作满意度与影响因素的偏相关系数
工作满意度
经济报酬 0.216（0.014）
工作环境 0.205（0.020）
自我发展 0.440（0.000）
自我实现 0.074（0.403）
4.回归分析结果
线性回归方程中的回归系数B反映的是与其相对应的自变量对因变量的“净”作用幅度。为了便于自变量之间进行比较，度量各自变量对因变量影响和贡献程度的大小，需要将回归系数进行标准化，即转化为标准回归系数Beta。[1]此外，对回归系数的显著性检验（t检验）的Sig.值也可判断自变量对因变量线性影响的显著性。
采用stepwise法进行回归分析，建立了表5中的模型。最终只有经济报酬、工作环境和自我发展入选为自变量，且各自的回归系数均通过了0.05显著性水平检验，模型的调整后R2=0.644、F=80.1，通过了0.05显著性水平检验，这表明它们均对工作满意度具有显著影响。进一步考察三个因素的标准回归系数Beta值，发现经济报酬、工作环境和自我发展的Beta值依次增大（分别为0.178、0.213、0.536），这也意味着它们对工作满意度的影响和贡献程度也依次增大。
表5 高校编外辅导员工作满意度影响因素的线性回归分析结果
自变量 B Std.Error Beta t Sig.
常量 -0.652 0.271 -2.401 0.018**
经济报酬 0.272 0.110 0.178 2.471 0.015**
工作环境 0.293 0.087 0.213 3.377 0.001**
自我发展 0.612 0.092 0.536 6.640 0.000**
R2=0.652 调整后R2=0.644 F=80.1 Sig.=0.000
注：**表示通过0.05显著性水平检验。
三、研究结论及对策
1.研究结论
通过对江苏省五所高校的编外辅导员进行的问卷调查，基于探索性因素分析，找出了影响编外辅导员工作满意度的经济报酬、工作环境、自我发展、自我实现四个可能影响因素。并进一步采用相关分析定量研究了以上四个因素同高校编外辅导员工作满意度的关系，尤其是通过偏相关分析发现经济报酬、工作环境以及自我实现的偏相关系数依次增大，且均通过了0.05的显著性水平检验，而自我实现则未通过检验。最后通过回归分析，对各影响因素对高校编外辅导员工作满意度的影响和贡献程度大小进行了定量分析，发现经济报酬、工作环境和自我发展对高校编外辅导员工作满意度的影响和贡献程度也依次增大。 2.对策
为提高编外辅导员工作满意度，各高校应从激励机制出发提高编外辅导员在经济报酬、自我发展和工作环境上的工作满意度。
（1）利用薪酬激励和福利激励机制提高编外辅导员对经济报酬的工作满意度。
1）薪酬激励，人事管理由“身份管理”向“岗位管理”转变，推进同工同酬。调查显示，编外辅导员现行的薪酬制度欠缺公平、合理与科学性，编外辅导员的工资收入、福利水平等都与在编辅导员存在较大的差距，出现同工不同酬的现象，导致了经济报酬因素满意度较低，促使编外辅导员出现转编和离职的倾向。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。因此，高校人事管理要由“身份管理”向“岗位管理”转变，实行以岗位聘用制为基础的绩效工资改革，以岗定薪，淡化人员身份，打破以往不合理的分配制度，推进同工同酬。
2）福利激励，解决编外辅导员的后顾之忧。福利激励是对薪酬激励的有效补充，它能在固定的工资收入之外，发挥招募和吸引优秀人才、提高员工工作绩效、降低员工的流失率等作用。从调查中可以看出，编外辅导员以30岁以下的年轻人居多，结合学生工作的特点，比较适合的福利激励手段有：按月发放交通和通讯补贴，对于新生辅导员、毕业班辅导员，或遇特殊时期、特殊事件时适当增加；在校内或学生公寓区设置编外辅导员宿舍，便于他们工作、学习和生活；定期安排编外辅导员体检，并增加心理健康的普查和筛查，帮助其疏解工作压力和职业倦怠，确保编外辅导员身心健康；定期组织编外辅导员出外考察和旅游，放松心情、开拓眼界；为编外辅导员提供生育、子女入托、入学等方便。
（2）利用精神激励、情感激励和管理激励机制提高编外辅导员对工作环境的工作满意度。
1）精神激励，尊重编外辅导员，切实提升编外辅导员的地位。一方面，由于专业课教师、各级行政管理人员对辅导员工作固有的认识，认为辅导员就是学生的“保姆”，辅导员工作是人人能做的工作，辅导员工作在高校管理中可有可无。另一方面，由于高校目前对编外辅导员在薪酬、福利待遇以及职称、职务评定等方面都采取了与在编人员不同的态度和政策，导致编外辅导员在高校里的实际地位很低。除了推进同工同酬，高校还应贯彻落实国家相关政策，对辅导员工作的重要性以及辅导员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、职称评定、职务评定等相关政策上予以倾斜以确保辅导员的重要地位。此外，高校管理者还要加强与编外辅导员的沟通与交流，让他们参与有关学生管理工作以及学校的管理和目标决策，体现编外辅导员在学校管理事务中的主人翁地位。
2）情感激励，构建以人为本的管理模式，營造和谐发展氛围。高校要秉承以人为本、和谐发展的管理模式，加大对编外辅导员群体的关怀，满足编外辅导员生存和发展方面的需求，关心他们生活上的困难，形成尊重编外辅导员的氛围，注重对其的情感管理，及时了解他们的情感需要和思想动态，使他们切实感受到学校的关心和集体的温暖。其次，关心他们职业发展上的困境，积极创造条件，争取有关方面的支持，努力解决编外辅导员在职称评定、医疗、养老保险金等方面的问题，为其排忧解难。再次，良好的人际关系支持系统也能有效稳定编外辅导员队伍。上级领导和同事对编外辅导员的肯定与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。
3）管理激励，创新辅导员管理模式，将辅导员从繁杂的事务性工作中解脱出来。在一定程度上吸纳和借鉴国外大学的学生事务管理模式，把学生的管理和服务工作放在面向全校学生这个大平台上来运作，把辅导员从长期“多面手”、“勤杂员”的职业倦怠中解放出来，让他们专心从事大学生思想政治教育研究，真正“专”得起来，为辅导员队伍向专业化、职业化方向发展奠定基础。
（3）利用生涯发展激励，优化辅导员职业发展机制，提高编外辅导员对自我发展的工作满意度。从之前的调查结果可以看出，编外辅导员自我发展满意度普遍较低，且自我发展因素对工作满意度的影响最大。编外辅导员对未来职业的发展的迷茫导致工作上的倦怠感和离职的意愿，因此要积极探索编外辅导员职业化的发展机制，加强辅导员队伍建设。该机制也适用于在编辅导员，因为如何有效的促进辅导员队伍向专业化、职业化方向发展是一个共性的问题。第一，要科学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，如可实行五级职级制，一级相当于科员，二级相当于副科级，三级相当于正科级，四级相当于副处级，五级相当于正处级。“五级职级制”能为辅导员的职业化发展提供很好的平台，也为辅导员的发展提供了前进的方向。第二，要改革职称评聘办法，要从学生工作的特点出发，区别专业教师评职称的要求和条件，制定辅导员评聘教师职务的具体条件，为辅导员明确职业发展路径，鼓励他们安心本职工作，有效防止辅导员的职业倦怠。第三，畅通培养渠道，给辅导员创造学历能力提升空间。辅导员要实现生涯发展，势必需要在漫长的职业生涯中持续学习和提高，如参加学历进修、培训、学习考察等。高校要从财力、物力上为辅导员参加各类在职培养活动提供保障。
参考文献：
[1]翁定军.社会统计[M].上海：上海大学出版社，2006：154.
（责任编辑：王祝萍）