高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性與獲得感的關(guān)系*
——學(xué)生層人際信任的作用

劉琪 張樂萍

（武漢科技大學(xué)馬克思主義學(xué)院）

一、引言

（一）情緒復(fù)雜性、獲得感和人際信任的概念及其測量

情緒是以個(gè)體愿望和需要為中介的一種心理活動(dòng)，情緒既包括主觀體驗(yàn)，也包括外部表現(xiàn)，它是每個(gè)人都具有的心理屬性。[1]情緒復(fù)雜性是個(gè)人情緒體驗(yàn)的一種屬性，要擁有穩(wěn)定平和的心理狀態(tài)，構(gòu)建真誠的人際信任。高校輔導(dǎo)員在開展學(xué)生工作時(shí)，情緒是最容易傳遞的行為反應(yīng)，影響著學(xué)生的行事風(fēng)格。

情感體驗(yàn)可以波動(dòng)、組合和融合，導(dǎo)致各種被標(biāo)記為情感復(fù)雜的現(xiàn)象。盡管缺乏一個(gè)共同的理論框架，但包括混合情緒、多維情緒、元情緒、敬畏等在內(nèi)的一些現(xiàn)象被定義為情緒復(fù)雜。[2]對于個(gè)體而言，每個(gè)人都具有范圍廣泛、分化良好的情感體驗(yàn)。1966 年，Wessman 和Rick 最先開始對情緒復(fù)雜性開展研究。[3]國內(nèi)外研究者對“情緒復(fù)雜性”這一概念與測量方法存在不同的看法，主要體現(xiàn)為三種，包括命題性情緒知識的復(fù)雜性、自我描述的復(fù)雜性和情緒體驗(yàn)自我報(bào)告的復(fù)雜性。[4]

近年來，高校輔導(dǎo)員獲得感受到關(guān)注，以心理學(xué)的角度看，“獲得感”是驅(qū)使我們持續(xù)積極工作的動(dòng)力，是基于“獲得”而產(chǎn)生的心理感受。通過對小康社會(huì)的研究，蔣永穆等人提出人民群眾的正向心理感受就是獲得感；[5]鄭風(fēng)田等從精神層面和物質(zhì)層面兩種不同的角度，為獲得感構(gòu)建了一套專門的評價(jià)指標(biāo)體系。[6]國外對獲得感的研究主要是從其近似角度，如“幸福感”“滿意度”切入。

人際信任，即信賴某個(gè)互動(dòng)對象。在大學(xué)教育中，主要為師生信任關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者通過研究得出了對人際關(guān)系的認(rèn)知模型。在后續(xù)發(fā)展中，各學(xué)者主要是從個(gè)體的心理事件、個(gè)體的人格特質(zhì)、個(gè)體行為三個(gè)方面詮釋人際信任。國外學(xué)者主要成果包括人際信任量表以及用于測量人性的哲學(xué)量表等。

（二）情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生層人際信任之間的關(guān)系研究

情緒復(fù)雜性作為情緒智力最重要的基礎(chǔ)，在個(gè)體對待自身或他人情緒時(shí)發(fā)揮著不可替代的作用。在國內(nèi)外研究中，我們不難看出情緒復(fù)雜性對情緒智力的影響是個(gè)體獲得感中的影響因素之一。趙涵通過對情緒智力與某些人格特征的研究，發(fā)現(xiàn)其在某個(gè)角度上具有相關(guān)性；[7]熊承清等人則發(fā)現(xiàn)情緒智力與獲得感近似詞“幸福感”呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。[8]并且，情緒復(fù)雜性對情緒智力的影響在學(xué)生層人際信任也有體現(xiàn)，在大學(xué)生與輔導(dǎo)員的日常交往中，言語甚至行為都會(huì)受到情緒智力這一不確定因素的影響，會(huì)給雙方的信任關(guān)系造成影響。而人際信任關(guān)系與獲得感之間存在些微的關(guān)系，更多的是間接關(guān)系。

一直以來，國內(nèi)在高校輔導(dǎo)員獲得感方面的研究都整體比較薄弱，直至近幾年，隨著高校輔導(dǎo)員群體逐漸走入人們的視野，此項(xiàng)研究也逐漸被眾多學(xué)者重視。張學(xué)亮等在論文中指出，高校輔導(dǎo)員獲得感是輔導(dǎo)員群體在進(jìn)行日常工作時(shí)產(chǎn)生的對自己的滿足感，他從三個(gè)方面解釋：擁有青年的心態(tài)、擁有前進(jìn)的力量、擁有人生成長體悟。[9]張惠等認(rèn)為高校輔導(dǎo)員獲得感是一種自豪感。[10]言勇等指出良好的獲得感可以對輔導(dǎo)員職業(yè)產(chǎn)生積極作用 。[11]黃立清等對高校輔導(dǎo)員獲得感研究的進(jìn)展和不足展開了討論，并給出了高校輔導(dǎo)員隊(duì)伍建設(shè)的思考，更加明確地界定了高校輔導(dǎo)員獲得感的內(nèi)涵與實(shí)證研究。[12]

本文通過研究情緒復(fù)雜性對高校輔導(dǎo)員獲得感的影響，并且研究了學(xué)生層人際信任的跨層中介影響。使用Mplus 對高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感、學(xué)生層人際信任構(gòu)建測量模型和結(jié)構(gòu)模型，如圖1 所示。

圖1 高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感與學(xué)生層人際信任假設(shè)檢驗(yàn)圖

二、研究對象

選取安徽省內(nèi)高校輔導(dǎo)員被試68 名，大學(xué)生1134 名，刪除無效輔導(dǎo)員問卷18 份，無效學(xué)生問卷134 份，共獲得有效輔導(dǎo)員問卷50 份，有效大學(xué)生問卷1000 份。每個(gè)輔導(dǎo)員與其班級學(xué)生呈對應(yīng)關(guān)系，比值為1:20。

三、結(jié)果與分析

（一）共同方法偏差

由于本研究是基于高校輔導(dǎo)員和學(xué)生自我報(bào)告的方式收集的數(shù)據(jù)，因此，首先使用Harman 的單因素分析法(Podsakoff&Organ,1986)來檢驗(yàn)本研究中變量之間的相關(guān)性是否由于共同方法引起。結(jié)果表明首個(gè)公因子的方差解釋率為28.566%，即共同方法造成的偏差不足以對研究結(jié)果造成影響。

（二）各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性的現(xiàn)狀及差異特點(diǎn)

從表1 可知，利用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)研究性別對情緒復(fù)雜性的影響，結(jié)果表明，高校輔導(dǎo)員的情緒復(fù)雜性在性別上呈現(xiàn)出顯著差異。高校輔導(dǎo)員情緒體驗(yàn)區(qū)分性在學(xué)歷上呈現(xiàn)出顯著差異。

表1 高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性類型的差異比較

利用f 檢驗(yàn)研究教齡對于情緒體驗(yàn)區(qū)分性、情緒體驗(yàn)范圍維度的影響，結(jié)果顯示不同教齡的輔導(dǎo)員在情緒體驗(yàn)區(qū)分性、情緒體驗(yàn)范圍維度上的差異是一致的，沒有顯著性差異。

2.高校輔導(dǎo)員獲得感的現(xiàn)狀及差異特征

由表2 可知，獲得感在性別上沒有顯著性差異。除獲得環(huán)境外，獲得感其余四個(gè)因子在學(xué)歷上差異顯著。獲得感在教齡上差異不顯著。

表2 高校輔導(dǎo)員獲得感的差異比較

3.大學(xué)生人際信任的現(xiàn)狀及差異特點(diǎn)

從表3 可知，采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)去研究各變量對于人際信任的依賴維度和表露維度的差異性，可以看出：不同性別樣本對依賴維度呈顯著性差異，性別對依賴維度在0.001 水平上差異顯著，不同性別樣本在表露維度上差異不顯著。學(xué)生層人際信任在班干上呈現(xiàn)出顯著性差異。學(xué)生層人際信任在家庭所在地上呈現(xiàn)出顯著性差異。

表3 大學(xué)生人際信任的現(xiàn)狀及差異

利用f 檢驗(yàn)研究年級對于學(xué)生層人際信任的差異性，得出學(xué)生層人際信任在年級上呈現(xiàn)出顯著性差異。

（三）高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生層人際信任之間的關(guān)系

1.高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生層人際信任的相關(guān)分析

對高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生人際信任三個(gè)問卷的各個(gè)維度及總分進(jìn)行Pearson 相關(guān)分析，結(jié)果如表4 所示。

表4 高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生人際信任的相關(guān)性分析結(jié)果

從表4 可知，利用相關(guān)分析研究情緒復(fù)雜性各維度、獲得感各維度、學(xué)生人際信任各維度等9 個(gè)維度間的相關(guān)關(guān)系，分析如下：

情緒體驗(yàn)區(qū)分性與情緒體驗(yàn)范圍、獲得分享共2 項(xiàng)之間均呈現(xiàn)顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)值分別是0.483,0.283，說明他們之間有正相關(guān)關(guān)系；但情緒體驗(yàn)范圍與獲得感、學(xué)生層人際信任各維度并未呈現(xiàn)顯著性差異；獲得感的五個(gè)維度與自身其他四個(gè)維度存在正相關(guān)關(guān)系；學(xué)生信任依賴維度與表露存在顯著性相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.726，說明學(xué)生信任依賴維度與表露維度存在正相關(guān)關(guān)系。

2.高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生層人際信任的跨層中介模型檢驗(yàn)

用Mplus8.30 對高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感及學(xué)生人際信任各維度進(jìn)行分析，結(jié)果更加清晰明了，結(jié)果如表5 所示。

表5 STDYX Standardization 標(biāo)準(zhǔn)化分析

由表5 可知,高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性對學(xué)生人際信任有負(fù)向影響作用，預(yù)測值是-0.002；高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性對獲得感有負(fù)向影響作用，預(yù)測值-0.074；學(xué)生人際信任對高校輔導(dǎo)員獲得感有正向影響作用，預(yù)測值為0.663。

由表6 可知，RMSEA 值達(dá)到最優(yōu)標(biāo)準(zhǔn)值，CFI、TLI 值均在標(biāo)準(zhǔn)值0.8 以上，SRMR 值在標(biāo)準(zhǔn)值0.08 以下，該結(jié)構(gòu)方程模型的模型配適度尚可。

表6 高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生人際信任結(jié)構(gòu)模型配適度指標(biāo)

由表7 可知，在高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感與學(xué)生人際信任這一路徑中，總效果的估計(jì)值是0.138，BOOTSTRAP 的置信區(qū)間檢驗(yàn)值為[0.121，0.397]，區(qū)間中沒有包含“0”，說明總效果顯著，因此繼續(xù)進(jìn)行間接效果的檢驗(yàn)；間接效果的估計(jì)值為-0.036，BOOTSTRAP 的置信區(qū)間檢驗(yàn)值為[-0.150，0.037]，包含“0”，說明間接效果不存在，結(jié)束檢驗(yàn)。所以學(xué)生層面的人際信任在高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性影響獲得感中的中介效應(yīng)不顯著。

表7 學(xué)生人際信任中介效果檢驗(yàn)

四、討論

（一）高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生層人際信任的現(xiàn)狀及差異特征分析

參考前人研究發(fā)現(xiàn)，性別、學(xué)歷、教學(xué)年齡、職稱、年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素會(huì)影響教師情緒智力。[13]本研究中，情緒復(fù)雜性在性別上呈現(xiàn)出顯著性差異，這可能是多元化社會(huì)氛圍的熏陶下，男性扮演的角色也更加豐富多元，情緒屬性也具備了更多的可能性。就學(xué)歷差異而言，碩士及以上學(xué)歷輔導(dǎo)員的情緒體驗(yàn)區(qū)分性維度平均分?jǐn)?shù)最高，這可能是因?yàn)榫哂休^高學(xué)歷的輔導(dǎo)員各方面綜合素質(zhì)更強(qiáng)，能夠及時(shí)調(diào)整好自己的情緒狀態(tài)，以積極的心態(tài)處理學(xué)生事務(wù)。

黃立清等人提出輔導(dǎo)員是高校思想政治工作的骨干力量，輔導(dǎo)員獲得感的影響因素有職稱、年齡、受教育程度、學(xué)校類型等。[14]就學(xué)歷差異而言，除獲得環(huán)境外，獲得感其余四個(gè)因子在學(xué)歷上差異顯著，可能是因?yàn)殡S著不斷學(xué)習(xí)，輔導(dǎo)員對各方面知識的掌握更加熟練，當(dāng)今社會(huì)，人才政策越來越完備，高學(xué)歷人才得以在廣闊的工作平臺(tái)上展示自己，獲得滿足。

在曾本君等人的研究中發(fā)現(xiàn)，性別、年級、年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量會(huì)對大學(xué)生人際信任產(chǎn)生影響，如在普遍信任、人際信任總分的得分上，大四得分在四個(gè)年級中均最低。[15]對于性別差異，不同學(xué)生人際信任的依賴維度具有顯著差異，女性在依賴維度上的得分平均值顯著高于男性。因?yàn)榕越巧奶攸c(diǎn)就是傾向于在同伴身上尋求安慰、精神的共鳴，從而更加積極地建立人際信任，以便在生活中解決問題。就班干差異而言，學(xué)生人際信任在班干上差異顯著，這可能是班干除了日常的生活與學(xué)習(xí)，還承擔(dān)管理班級的任務(wù)、執(zhí)行學(xué)校分配的工作，這使得班干與同學(xué)們的溝通交流次數(shù)更多，因此更容易健全個(gè)人信任模式，贏得同學(xué)們的信任。就家庭所在地而言，學(xué)生人際信任在家庭所在地上呈現(xiàn)出顯著性差異，表現(xiàn)為城鎮(zhèn)大學(xué)生在人際信任上的差異顯著高于農(nóng)村大學(xué)生。這可能是由于生活在城鎮(zhèn)的大學(xué)生在平時(shí)的生活中能夠接觸到更豐富的資源，掌握更多的人際交往技巧，能夠更加融洽地與同伴相處，彼此信任。對于年級差異，不同年級樣本在依賴維度和表露維度上差異顯著，大三學(xué)生在依賴維度上得分平均值高于其他三個(gè)年級，這可能是由于大三的學(xué)生對學(xué)校、對班級同學(xué)的熟悉度很高，暫時(shí)沒有就業(yè)的壓力，擁有充裕的時(shí)間來進(jìn)行人際交往。

（二）高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性、獲得感和學(xué)生層人際信任的關(guān)系分析

由研究可知，情緒復(fù)雜性對情緒智力的影響是個(gè)體獲得感中的影響因素之一。情緒智力與獲得感近似詞“幸福感”呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。[2，8]本文調(diào)查結(jié)果顯示高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性對獲得感有負(fù)向影響作用，這可能是對他人的情緒波動(dòng)比較在意，容易受到影響，從而導(dǎo)致自己的情緒低迷，使獲得感降低。

學(xué)生人際信任沒有對高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性和其獲得感產(chǎn)生中介作用，其原因可能有以下三點(diǎn)：一是輔導(dǎo)員被試較少，不同教齡及不同學(xué)歷的輔導(dǎo)員人數(shù)差異過大，沒有產(chǎn)生顯著中介。二是皮格馬利翁效應(yīng)，學(xué)生在與教師交往的過程中，有選擇地根據(jù)輔導(dǎo)員的期望來表現(xiàn)出特定的行為，從而對輔導(dǎo)員產(chǎn)生影響。三是高校輔導(dǎo)員與大學(xué)生的相處模式較為自由，大學(xué)生真正與輔導(dǎo)員相處的時(shí)間其實(shí)很短，輔導(dǎo)員與學(xué)生彼此之間的了解不夠深入，對于已成年的大學(xué)生來說，學(xué)生層中的人際信任已構(gòu)建得相對成熟穩(wěn)固，以后的變化不大。

五、結(jié)論

第一，高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性在性別上差異顯著，高校輔導(dǎo)員情緒體驗(yàn)區(qū)分性維度在學(xué)歷上差異顯著。

第二，高校輔導(dǎo)員獲得感的獲得體驗(yàn)、獲得內(nèi)容、獲得途徑、獲得分享維度在學(xué)歷上差異顯著。

第三，大學(xué)生人際信任依賴維度在性別上差異顯著，大學(xué)生人際信任在班干、家庭所在地、年級上差異顯著。

第四，高校輔導(dǎo)員情緒體驗(yàn)區(qū)分性與情緒體驗(yàn)范圍、獲得分享之間有正相關(guān)關(guān)系；學(xué)生信任依賴維度與表露維度存在正相關(guān)關(guān)系。高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性對學(xué)生人際信任有負(fù)向預(yù)測作用；高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性對獲得感有負(fù)向預(yù)測作用；學(xué)生人際信任對高校輔導(dǎo)員獲得感有正向預(yù)測作用。其中，學(xué)生層面的人際信任在高校輔導(dǎo)員情緒復(fù)雜性影響獲得感中的中介效應(yīng)不顯著。