高校辅导员参与劳动教育工作意愿和行为的经验研究

摘 要 加强劳动教育师资队伍建设离不开辅导员的参与。基于全国31个省1120名高校辅导员调查数据显示，辅导员参与劳动教育工作意愿为84.2%，实际承担劳动教育必修课概率为26.7%，开展劳动实践活动的概率为20.09%，呈现“意强行弱”的特征。有序Logit回归结果表明，辅导员的工作能力和职责有利于提高其参与劳动教育的工作意愿，且学历和工作任务安排有利于提高实际参与行为。师资培训和实践场所支持对辅导员参与劳动教育工作非常重要。高校传统的教学管理不利于辅导员参与劳动教育工作。各学段、各地区辅导员参与意愿和行为具有差异化特征。激发辅导员参与劳动教育不仅需要明确的工作机制，还需要有效的精神激励和差异的实施路径。

关键词 劳动教育；辅导员；参与意愿；工作行为；实证研究

中图分类号 G715 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2023）32-0054-08

“强教必先强师”，加强新时期劳动教育发展离不开规模充足、配置合理的师资队伍。2020年3月，中共中央、国务院印发的《关于全面加强新时代大中小学劳动教育的意见》明确要求：“强化每位教师的劳动意识、劳动观念，提升实施劳动教育的自觉性”。在劳动教育条件建设方面，2020年7月，教育部印发的《大中小学劳动教育指导纲要（试行）》（简称《纲要》）中提出“充分发挥教职员工特别是班主任、辅导员、导师的作用”。随着劳动教育被正式纳入人才培养体系，“谁来教”既是高校开展劳动教育必须厘清的核心命题，也是困扰高校劳动教育的难点问题[1]。2022年中国高等教育学会劳动教育专业委员会开展的劳动教育师资队伍建设调查结果显示，大约70%的高校将辅导员作为劳动教育师资力量。辅导员作为高校教育工作者，育人工作固然是其职责所在，但是参与劳动教育无疑增加了他们的工作量。需要解决的问题在于辅导员们是否愿意参与劳动教育工作，或者进一步说，是什么激励他们努力工作最终完成高校赋予他们的职责[2]。相关研究主要从两个方面开展。一是关注劳动力市场从事教师工作的相对工资回报[3][4]。二是非货币回报的影响。已有文献研究了激励教师工作的因素，也讨论了辅导员开展劳动教育的价值意蕴和实践探索[5][6]，但缺乏关于提升辅导员参与劳动教育自觉性的经验研究。因此，本文以高校辅导员作为研究对象，考察其参与劳动教育育人工作的意愿及影响因素，以满足当前高校人才培养中劳动教育发展的现实需求。

一、研究设计

本研究调查了当前高校辅导员参与劳动教育工作的基本情况，通过有序概率回归分析了影响高校辅导员参与劳动教育工作的因素，以及普通本科院校和高职高专院校之间的差异、不同地区高校间的差异。为了解高校辅导员参与劳动教育工作的情况及影响因素，问卷设计遵循两条逻辑路径。一是劳动参与问题的一般性。根据劳动经济学理论和各国的经验，劳动参与率反映了潜在劳动者个人对于工作收入与闲暇的选择偏好，受到个人保留工资、家庭收入规模，以及性别、年龄等个人人口学特征的影响[7]。为此，调查问卷设计了个人特征方面的问题，如年龄、性别等。二是我国辅导员工作的特殊性。根据教师劳动力市场和我国辅导员工作制度的相关文献，问卷设计了一系列非经济影响因素，包括工作能力、学校管理以及辅导员主观评价等方面的问题。其中，工作能力包括学历、职称、工作经验、教学能力和实践能力等；学校管理包括教学管理、工作量计算、业绩考核、评价与管理等；主观评价包括辅导员对影响劳动教育工作的一些主观评价。课题组调查问卷初稿进行认知访谈，以确保调查对象可以正确理解问卷中的选项并做出回答。根据认知访谈的结果，对问卷题目设置和选项优化调整，形成调查问卷终稿。

调查问卷通过中国高等教育学会劳动教育专委会、辅导员工作分会向会员高校进行了非定向投放，收回有效问卷357份。为了保证样本的代表性和全面性，调查以教育部2022年5月公布的31个省普通高等学校名单为基础抽样框，通过问卷星公司，采取分层、按规模大小成比例的概率抽样，在全国31个省对辅导员参与劳动教育的工作情况开展调查，最终收回有效样本共计1120份，其中东部地区调查样本487份，占比43.48%；中部地区385份，占比34.38%；西部地区248份，占比22.14%①。虽然样本量较少，但样本分布与全国高校分布较为一致，数据具有一定代表性。

二、数据说明与模型构建

（一）数据说明

调查问卷已对题目设置的有效性进行了充分考虑，然而为了保证调查数据的一致性和稳定性，本文对数据进行了信度和效度检验。结果显示，样本整体的Cronbach’s α值达到0.8，表明信度非常高，样本数据具有较高的内部一致性，测量结果稳定可靠。具体从各个潜变量的信度检验结果来看，所有因素的Cronbach’s α值都大于0.7，表明这些潜变量的测量结果都具有较好的信度。效度检验结果显示，整体以及三个方面潜变量的KMO值都在0.6以上，反映出调查问卷具有较好的结构效度，各指标均达到可接受的水平，所得数据可以用于计量分析。样本描述性统计如表1所示。

第一，在人口特征方面。辅导员平均年龄为34岁，女性占比41.42%，中共党员占比83.83%。

第二，在工作能力方面。辅导员硕士学历占比59.02%，学士占比33.66%，专科占比4.2%，博士占比3.13%。辅导员平均工作经验为8年，职称以初级和中级为主，占比分别为35.54%和44.11%，高级职称占比仅为7.68%。工作序列结构较为均衡，专业技术序列、职务序列和“双肩挑”序列分别占比31.79%、30.36%和37.86%。辅导员参与劳动教育的工作动力较为多元，根据归因理论对行为结果进行因果解释和推论分析[8][9]，本研究将育人使命和个人兴趣归为偏好性工作动力，将工作安排和工作考核归为任务性工作动力，将经济激励和晋升激励归为激励性工作动力。超过50%的辅导员认为自己具备部分参与劳动教育的教学能力和实践能力，40%左右的辅导员认为完全具备，极少辅导员认为不具备。按照能力等级进行李克特（Likert）3点评分，教学能力平均分为2.36，实践能力平均分为2.41。

第三，在学校管理方面。64.91%的样本所在高校明确要求辅导员承担教学任务，75.71%的辅导员实际承担了教学任务。高校对辅导员任课工作考核管理方式并不统一，42.41%的辅导员选择了“个体自主选择”，60.36%选择了“工作岗位职责”，44.73%选择了“学校将其纳入工作晋升条件”，15.36%选择了“纳入转岗条件”。按照考核管理对个人职业发展的激励程度进行李克特4级评分，均值为2.06分。92.5%的样本所在高校已经开设劳动教育必修课，33.66%的辅导员所在高校要求辅导员全体承担劳动教育必修课，39.73%将其作为个体自愿行为，20.71%要求部分参与，3.75%未做任何要求。按照学校对辅导员参与工作管理的必要性程度进行李克特5级评分，均值为3.8分。以上结果说明高校辅导员是参与劳动教育工作的重要力量，但在职称评定及相关待遇方面并未体现相应的激励。

第四，在主观评价方面。54.82%的辅导员认为参与劳动教育工作具有一定优势，28.39%认为比较有优势，14.64%认为非常有优势，仅有2.14%的认为没有优势。按照优势等级进行李克特4级评分，均值为2.55，自评优势较高。辅导员希望获得与劳动教育工作相关的各项培训，培训预期由高到低依次为实践活动组织类（75%）、理论知识类（70.71%）、课程教学教法类（70.63%）、学术研究类（53.57%）和政策解读类（47.71%）。辅导员认为影响劳动教育教学实践活动的因素主要来自两类。一类是顶层设计方面的因素，56.79%的辅导员认为劳动教育发展归属不明确，主要体现在劳动教育缺乏学科专业归属；53.93%认为是政策实施不到位，体现为劳动教育不受学校重视；26.79%认为劳动教育工作不在辅导员工作职责范围，政策规范较为空白。另一类是支持条件因素，49.73%的辅导员认为是劳动教育实践场所不足，45.36%认为是工作机制不明确，42.41%认为工作激励不足，39.11%认为专业知识储备不足，38.3%认为绩效考核不明确。

（二）模型构建

由于个人参与工作的意愿有愿意、不愿意和无所谓三类选择，显然，作为一个选择样本问题，参与意愿在这里作为被决定的因变量，是一个具有序列等级含义的选择变量。因此，本文采用了有序Logit模型进行估计，具体方法如下：

三、研究结果分析

（一）经验分析

1.辅导员参与劳动教育工作意愿的影响因素

本研究重点关注选择愿意参与劳动教育工作的影响因素是什么，主要汇报P（Y=2│X）的回归结果，如表2所示。工作能力和偏好性动力越高的辅导员愿意从事劳动教育工作的概率越高，而学历和任务动力越高的辅导员实际从事劳动教育工作的概率越高。由于概率回归系数不具有实际解释意义，为此本文进一步估计了边际效应，结果如表2（3）-（5）列所示。在控制了个人特征、工作能力、学校管理、主观评价及教育发展后，辅导员中愿意参与劳动教育工作的概率上升为88.94%，而实际参与劳动教育任课工作的概率下降至23.09%，独立承担劳动教育实践活动的概率下降至18.06%，“意强行弱”差距进一步扩大。

其中，愿意参与劳动教育工作的男性比女性多4.68%。这源于教师职业选择的性别差异，女性更可能选择“按部就班”、缺乏挑战性的风险规避行为[11]，更看重教师职业的稳定性和长假期，而男性更看重职业中更好的发展空间[12]。学历每提高一级，愿意参与劳动教育工作的概率反而降低4.38%，这是由两方面的原因造成的：一是劳动教育工作尚未建立明确的职业发展前景，致使高学历辅导员严重缺乏对承担劳动教育工作的认同感；二是劳动教育具有综合育人的特征，对专业学历较高的辅导员吸引力不足。职称每提升一级，辅导员愿意参与劳动教育工作的概率提高1.75%。工作经验每增加一年，工作意愿概率提升5%左右。专业技术职称序列的辅导员参与劳动教育工作意愿最高，“双肩挑”序列次之，职务序列辅导员参与意愿最低，三个序列的平均差距为1.57%。愿意参与劳动教育工作的概率随着教学能力提高增加4.25%，随着实践能力提高增加5.24%。具有偏好性工作动力的辅导员，比其他类型工作动力个体愿意参与劳动教育工作的概率增加9.70%，激励性工作动力则降低4.03%，按照动力构成，说明经济激励和晋升激励对教师育人工作具有负效应，与大量国内外相关研究结论较为一致。更熟悉劳动教育相关政策的辅导员，参与意愿提升4.75%；认为工作具有优势的辅导员，参与意愿提升5.14%。培训意愿可以显著提高参与意愿，其中理论培训的提升效应高达5.819%，实践培训达4.27%。影响劳动教育实践活动的多元因素中，认为“专业场所不足”的辅导员，参与愿意显著提高3.45%，其他因素则产生不同程度的抑制效应。说明支持性条件改善对辅导员参与劳动教育工作非常重要。

在学校管理方面，开设劳动教育必修课可以显著提高6.43%的辅导员愿意参与劳动教育工作的概率。学校对辅导员的教学管理和必须参与劳动教育的管理对参与劳动教育工作没有显著影响。但任课考核管理却产生显著的抑制效应，分项回归结果显示，学校将辅导员承担教学工作作为岗位职责、晋升条件或转岗条件，均会产生不同程度的抑制效应。虽然与普通高校相比，“双一流”高校辅导员愿意参与劳动教育工作概率更高，但结果并不显著。在教育发展方面，省级教师平均工资的抑制作用不显著，地区生均教育经费指数降低了0.18%的辅导员实际参与劳动教育工作的概率。我国普通高等教育生均经费明显低于发达国家，甚至低于部分发展中国家和新兴国家。按照购买力平价计算，2019年OECD国家高等教育生均经费为1.15万美元，中国为0.89万美元，与大部分OECD国家平均1.15万美元的生均经费支持差距较大。经费总量不足和育人任务不断增加的矛盾难以激发辅导员的育人意愿。

2.辅导员参与劳动教育工作行为的影响因素