二、研究工具
研究问卷由四部分构成：①辅导员职业韧性调查部分；②辅导员工作适应性调查部分（包含职业承诺、工作倦怠和组织公民行为三个子量表）；③职业韧性影响工作适应的中间变量调查部分（包含职业认同与心理承诺两个子量表）；④人口学信息调查部分。共计77个题项。
（一）《高校辅导员职业韧性量表》
辅导员职业韧性测评采用自编的《辅导员职业韧性量表》。量表有八个维度32个题项，具体信息详见第四章第一节调查工具（一）。
（二）《高校辅导员工作适应性问卷》
对辅导员工作适应性的测评，选取三个指标，其中用《职业承诺量表》测量辅导员的职业承诺水平；用《组织公民行为量表》测量辅导员的关系绩效水平；用《工作倦怠量表》测量辅导员的工作倦怠情况。具体情况如下：
1.《职业承诺量表》，采用布劳等人（Blau，et al.，1985）编制的单维度职业承诺量表，该量表中文版由翁清雄和席酉民（2010）翻译修订完成，同时借鉴了龙立荣与李霞（2004）编制的《中小学教师职业承诺量表》中的情感承诺维度题项，去掉了布劳量表中的两个与经济承诺有关的项目：“只要报酬相同，在不在目前的职业领域工作是无所谓的”与“只要个人经济不紧张，我很愿意继续从事现在的职业”，最终形成的《辅导员职业承诺量表》共有四个题项。然后根据辅导员工作情境，对这四个条目的文字进行了调整与修改，采用李克特五点计分制，让被试评估自身对各条目的认可程度，从“非常同意”到“非常不同意”，分别记为5分至1分，得分越高表示辅导员的职业承诺水平越高。
《职业承诺量表》在本次辅导员群体施测中的适用性情况，见表5－2中的信度和效度的分析结果。信度分析主要采用内在一致性信度系数（克隆巴赫α系数）来评判，效度分析主要使用探索性因素分析（CFA）来检验。采用LISREL8.80做验证性因素分析，以最大似然估计法（maximum likelihood，ML）进行参数估计。
表5－2 辅导员职业承诺量表的信效度分析表
注：1.克隆巴赫α系数，是内在一致性的函数，其值越大越好，当0.70≤α系数＜0.80时，说明量表信度是可接受的，当0.80≤α系数＜0.90时，说明量表信度佳，当α系数≥0.90时，说明量表信度非常理想；2.根据Kaiser（1974）观点，当KMO为0.7—0.8时，表明进行因素分析是适中的；当KMO为0.8—0.9时，表示因素分析适切性良好，当KMO在0.9以上时，表示因素分析适切性极佳；3.巴特里特球形检验（Bartlett′s test of sphericity）结果达到统计显著水平（p＜0.05）时，球形假设被拒绝，表明量表的题项之间可能有共同因素存在，取样数据适合进行因素分析；4.根据温忠麟等（2004）提出的4个优秀的拟合指数（fit measures）来检验结构方程模型的拟合优度，其中绝对拟合指数（absolute fit measures）使用RMSEA（当RMSEA＜0.10时为普通拟合，RMSEA＜0.08时为合理拟合），相对拟合指数（relative fit measures）为NNFI（当NNFI＞0.90为合理拟合）与CFI（当CFI＞0.90为合理拟合），CHI/df是卡方值除以自由度，其值越小越好。
如表5－2所示，职业承诺量表的4个题项，在探索性因素分析的结果下聚成了一个维度，各题项的因子值均在0.40以上，共解释了58.45%的变异量，内在一致性系数0.75，表明量表的信度理想。同时，该问卷的结构方程模型拟合结果中，RMSEA、NNFI与CFI等拟合指数非常理想。以上指数说明该量表在辅导员群体中的测量是有效的。
2.《组织公民行为量表》（简称OBC），依据威廉姆斯与安德森（Wil-liams＆Anderson，1991）等人提出的整合模型，从个体层面与组织层面分别测量辅导员的组织公民行为，即OCB－I与OCB－O。考虑到量表的文化适用性，研究使用的测量条目主要参考Farh于1997年在中国台湾文化背景下编制的20项OCB量表，以及于2004年在中国大陆文化背景下修订的32项OCB量表，国内学者郭晓薇（2004）将英文版32项量表翻译并修订为30个条目，同时借鉴Aryee等人（Aryee，Budhwar＆Chen，2002）的问卷设计，最终形成的OCB－I与OCB－O各有3个条目。采用李克特五点计分制，让被试评估自身对各条目的认可程度，从“非常同意”到“非常不同意”，分别记为5分至1分，得分越高说明组织公民行为水平越高。
《组织公民行为量表》在本次辅导员群体施测中的适用性情况，见下表5－3中的信度和效度的分析结果。
表5－3 辅导员组织公民行为量表的信效度分析表
注：同表5－2
如表5－3所示，组织公民行为量表的6个题项，在探索性因素分析的结果下聚成了两个维度，各题项的因子值均在0.40以上，共解释了70.80%的变异量，内在一致性系数0.83，表明量表的信度甚佳。同时，该问卷的结构方程模型拟合优度指数，RMSEA=0.087，基本接近合理拟合，落入小于0.10的普通拟合范围，NNFI与CFI均为合理拟合。以上指数说明该量表在辅导员群体中的测量是有效的。
3.《工作倦怠量表》，采用的是MBI－GS量表的中文版（Maslach Burnout Inventory－General Survey）[1]。MBI－GS有15个题项，3个维度，即情绪衰竭（5题）、犬儒主义（4题）和低成就感（6题）。中文量表由国内学者李超平修订。考虑到低成就感因子与心理授权量表测量的低胜任能力因子本质很相似，都是对个体自我效能感等的测量，故本研究仅选取工作倦怠量表的情绪衰竭和犬儒主义两个因子，共计9个题项。对低成就感的测量，采用心理授权量表的胜任力因子3个题项，并对其反向计分。12个项目均采用李克特五点计分制，让被试评估自身对各条目的认可程度，从“非常同意”到“非常不同意”，分别记为5分至1分，得分越高说明辅导员的工作倦怠程度越高。
《工作倦怠量表》在本次辅导员群体施测中的适用性情况，见下表5－4中的信度和效度的分析结果。
表5－4 辅导员工作倦怠量表的信效度分析表
如表5－4所示，工作倦怠量表的12个题项，在探索性因素分析的结果下聚成了三个维度，各题项的因子值均在0.40以上，共解释了67.73%的变异量，内在一致性系数0.86，表明量表的信度甚佳。同时，该问卷的结构方程模型拟合优度指数RMSEA=0.07，落入小于0.08的合理拟合范围，NNFI与CFI均为合理拟合。以上指数说明该量表在辅导员群体中的测量是有效的。
（三）《辅导员职业认同量表》
本研究使用的《辅导员职业认同量表》，整合了朱伏平的高校教师职业认同量表（2012）与魏淑华的中小学职业认同量表（2008，2012），主要测量辅导员职业认同的认知与情感成分，同时，在认知方面增加了对职业价值观的评估。这是因为，职业认同是个体对其所从事职业的肯定性评价，其实质是一种自我分类，这种分类是以职业为标准来进行的。辅导员职业的合法性在我国才刚刚被确立，社会上要形成和建立对辅导员职业的价值观可能尚需时日，但这点直接影响着辅导员的职业认同程度。基于此，本研究问卷中加入了“职业价值观”这一因素，从魏淑华（2008）量表中选取了1个题项，即“我觉得辅导员是社会分工中很重要的职业之一”。如此形成的辅导员职业认同问卷共有4个题项，采用利克特五分等级量表，从“非常不同意”到“非常同意”，分别计为1—5分，得分越高表示个体的职业认同程度越高。
《职业认同量表》在本次辅导员群体施测中的适用性情况，见下表5－5中的信度和效度的分析结果。
表5－5 辅导员职业认同量表的信效度分析表
续表
注：同表5－2。
如表5－5所示，职业认同量表的4个题项，在探索性因素分析的结果下聚成了一个维度，各题项的因子值均在0.40以上，共解释变异量60.64%，说明共同因素是可靠的。内在一致性系数为0.78，表明量表信度佳。同时，该问卷的结构方程模型拟合结果中，RMSEA、NNFI与CFI等拟合指数非常理想。以上有关探索性因素分析与验证性因素分析的指数说明，职业认同量表在辅导员群体中的测量是有效的。
（四）《辅导员心理授权量表》
本研究采用的《辅导员心理授权量表》，借鉴李超平（2006）的“企业员工心理授权量表”与王瑞文（2014）的“高校教师心理授权量表”，这两个工具依据的都是Spreizer所建构的4维度认知评价授权模型。心理授权量表的中文译版具有较高的信度与效度。《辅导员心理授权量表》共有4个维度12个题项，分别是工作意义（3题）、胜任能力（3题）、工作自主性（3题）和影响力（3题）。采用利克特五分等级量表，从“非常不同意”到“非常同意”，分别计为1—5分，得分越高表示个体的心理授权体验越高。
《心理授权量表》在本次辅导员群体施测中的适用性情况，见下表5－6中的信度和效度的分析结果。
表5－6 辅导员心理授权问卷的信效度分析表
注：同表5－2。
如表5－6所示，心理授权问卷的12个题项，在探索性因素分析的结果下聚成了4个维度，各题项的因子值均在0.40以上，共解释变异量67.73%，说明共同因素是可靠的。内在一致性系数为0.844，非常理想。同时，该问卷的结构方程模型拟合优度指数RMSEA=0.074，落入小于0.08的良好拟合范围，NNFI与CFI为合理拟合。以上有关探索性因素分析与验证性因素分析的指数说明，心理授权问卷在辅导员群体中的测量是有效的。