工作-非工作邊界強度對高校輔導員工作投入的影響：邊界控制感的作用

楊 槐 張 翔

（1.成都中醫藥大學高教研究與質量評價中心，四川 成都 611137；2.興義民族師范學院教育科學學院，貴州 興義 562400）

一、引言

輔導員作為高校教師的重要組成部分，既具有高校專業教師教書育人的職責，又具有學校教育管理的職責，是影響學生最直接的群體，也是聯系學生最緊密的群體，其工作狀態越來越受到社會的關注。在組織行為學中，一般用工作投入來衡量個體的工作狀態，工作投入作為一種積極的工作結果，是基于工作倦怠研究之后，研究者關注較多的積極工作變量[1]，在生理上表現為積極主動參與工作事務，保證高的卷入狀態[2]，在行為上表現為一種沉浸并開心地融入工作的狀態[3]。已有研究對輔導員工作投入的影響因素進行了分析，發現組織公正感、心理資本、職業認同能夠正向影響工作投入[4]，職業勝任力與自我效能感也具有正向影響作用[5]，核心自我評價、社會支持、工作重塑對工作投入有積極的影響[6]。這些研究多是將組織行為相關理論或模型在輔導員群體進行的驗證，少有研究針對輔導員工作特點來探討工作投入的形成機制。高校輔導員呈現出工作時間長、工作任務雜、工作壓力大的特點，工作—家庭沖突較高[7]。移動網絡背景下，輔導員可以不受時間和地點限制，隨時隨地處理各種學生事務，很難做到工作和生活截然分開，工作與非工作界限非常模糊，這可能與工作-非工作邊界有關。因此，本研究探討工作-非工作邊界對輔導員工作投入的影響作用。

根據工作邊界理論，工作與非工作的界限模糊與工作邊界強度有關，人們通常將工作與生活分為兩個截然不同的領域，形成不同的邊界[8][9]，即工作邊界與非工作邊界，并形成工作邊界強度與家庭邊界強度[10]。從邊界滲透的角度來看，不同邊界之間的滲透不可避免，如果能夠相互滲透，角色之間相互切換，說明個體能夠掌控和管理工作-非工作邊界，產生較高的邊界控制感，如果不能順利切換，可能產生邊界沖突，就具有較低的邊界控制感。邊界控制感是對工作邊界環境感知控制的心理解釋[11]，是個體如何管理邊界掌控程度，包括對時間、地點、方式的控制[12]。已有研究多集中于工作-非工作邊界沖突與邊界控制感關系的研究[13][14]，鮮有涉及邊界強度與邊界控制感的關系。根據資源保存理論[15]，相較于個體資源的獲得，資源的喪失威脅可能更影響工作狀態，邊界控制感是對已有資源的控制感知，當面臨資源喪失時，工作控制感降低，當獲得足夠資源應對工作要求時，工作控制感增加，已有研究發現工作投入在很大程度上取決于個體工作資源保存行為，其實質是個體對工作要求、工作環境等一種積極的心理響應能力或反饋狀態[16]，說明邊界控制感對工作投入有積極的促進作用，但不同工作邊界強度與家庭邊界強度是否通過邊界控制感促進或抑制工作投入，還不得而知。因此，本研究將探討輔導員邊界控制感在工作-非工作邊界強度與工作投入之間的關系。

工作邊界強度是抵抗非工作滲透的程度，而家庭邊界強度是抵抗工作滲透的程度[17]。輔導員作為邊界跨越者，經常在工作與家庭領域進行跨越，但同時受到兩個領域維護者的影響。感知到工作領域維護者較強，就會出現較高的工作邊界強度，個體感知到家庭領域維護者較強，就會出現較高的家庭邊界強度。有研究對工作家庭邊界理論進行拓展, 通過工作與家庭兩個領域之間邊界強度的不同組合來分析工作家庭沖突對角色壓力及其工作滿意度和離職意向的影響，發現工作干擾家庭、家庭干擾工作能夠直接預測工作滿意度與離職意向[18][19]，工作干擾家庭與家庭干擾工作是工作-非工作是邊界管理不平衡的重要表現，對工作結果有顯著的預測作用。工作投入作為一種工作狀態，也可以看成是工作結果的重要變量。已有研究很少直接探討工作邊界強度與工作投入的關系，但從工作-非工作邊界強度與工作家庭角色沖突的關系，以及工作家庭角色沖突與工作滿意度、離職意向的關系來看，工作邊界強度較高的輔導員，能夠較好的拒絕家庭事務對工作的影響，可能具有高的工作投入，而家庭邊界強度較高的輔導員，能夠較好的拒絕工作事務對家庭的影響，在工作時間和精力投入上可能有一影響，具有較低的工作投入。因此，本研究假設輔導員工作邊界強度能夠正向預測工作投入（H1a），家庭邊界強度能夠負向預測工作投入（H1b）。

邊界控制感不同于工作控制感和家庭控制感，是對工作與家庭兩個領域在何時進行分割、何時進行整合的感知，以管理來自工作與家庭的事務，避免工作與家庭的沖突。強邊界控制感的個體能夠在工作和家庭兩個領域自由穿梭，弱邊界控制感的個體對工作與非工作領域的處理缺乏自主感，靈活性，不能適應不同角色的要求[20]。工作-非工作邊界強度與邊界控制感均是邊界管理理論中重要的概念，邊界強度體現的是邊界的分割、整合、滲透的程度，是個體邊界管理策略，而邊界控制感是工作-非工作邊界環境感知控制的心理解釋，強調個體邊界管理的自主性，兩者關系密切。個體家庭事務與工作事務的權衡依據個人的興趣或工作性質，可能表現出不同的傾向。根據邊界控制感的特點，較強的工作邊界可能受到邊界維護者的影響，工作靈活性較低，自主性也較低，邊界控制感就可能較低。而較強的家庭邊界個體，盡管也受到邊界維護者的影響，能夠將更多的工作事務拒之門外，可能更符合“以家庭為中心”社會希望，其邊界控制感可能更高，因此，本研究假設工作邊界強度能夠負向預測邊界控制感（H2a），家庭邊界強度能夠正向預測邊界控制感（H2b）。

邊界控制感與工作結果相關研究要追溯到一般控制感和工作控制感的研究，早期研究發現，工作控制感有助于員工工作適應、工作表現、工作滿意度[21]。有關一般控制感與工作結果的元分析發現，工作控制感與工作相關結果的關系強于一般控制與工作結果（工作態度、工作績效、員工幸福感、離職意向等）的關系[22]。Kossek 等人對工作邊界控制的研究也發現，邊界控制感與心理困擾、離職意向呈負相關，與時間充足、工作日程安排合適程度成正相關[23]。也有研究發現邊界控制感能夠促進生活滿意度[24]，減少工作家庭沖突[25][14]。說明邊界控制感能夠有效地預測工作結果。根據工作需求-資源模型[26]，工作壓力和激勵下會出現兩個重要的過程，一是高工作要求會耗盡工作精力和體力，出現工作倦??；二是工作資源具有激勵作用，促進工作投入。據此可以推測當個體具有較強的邊界控制感時，個體感知獲得更多的工作資源，可能具有較高的工作投入狀態，因此，本研究假設邊界控制感能夠正向預測工作投入（H3）。

綜上，通過梳理工作-非工作邊界強度與邊界控制感、工作投入的關系發現，工作邊界強度與家庭邊界強度對工作投入的作用機制并不一致，工作邊界強度可能正向預測工作投入，但家庭邊界強度可能負向預測工作投入。當考慮到邊界控制感時，工作邊界較強的個體，其邊界控制感可能較低，其工作投入就可能較低。然而，工作邊界較強的個體，其工作投入可能較高，邊界控制感可能有不一致的效應。因此，假設邊界控制感在工作邊界強度與工作投入之間具有顯著的抑制作用（H4）。同樣，較高的家庭邊界強度的個體，其工作投入可能較低，但較高家庭邊界強度的個體其邊界控制感可能較強，邊界控制感強的個體其工作投入可能較高，也表現出不一致效應，因此，本研究假設邊界控制感在家庭邊界強度與工作投入之間也具有抑制作用（H5）。

二、研究方法

1.研究對象

選取高校輔導員為研究對象，發放問卷627 份，獲得有效問卷553 份。年齡在23-55 歲之間，平均年齡32.8 歲，男性238 人、女性305 人，10 人未標注性別。已婚369 人，未婚165 人，其他18 人；本科79 人、碩士454 人、博士19 人（含在讀）；249 人暫無孩子，299 人有孩子，5 人未報告。

2.研究工具

工作-非工作邊界強度量表

采用Hecht 編制的工作-非工作邊界強度量表（Work-Nonwork Boundary Strength Scale）[27]，該量表分為家庭邊界強度(BSH)、工作邊界強度(BSW)兩個分量表，各8 個題目，每個分量表為單維量表，從完全不同意到完全同意進行7 點評分。將家庭邊界強度量表進行單因子驗證性因素分析發現，題目“我從來不把工作帶出辦公室”與多個題目殘差相關，故將此題刪除后得到7 個題目，擬合模型良好(χ2/df=51/13=3.92,CFI=0.98,TLI=0.96,RMSEA=0.07,SRMR=0.03),Cronbach's Alpha=0.83.將工作邊界強度進行單因子驗證性因素分析發現，量表中“我工作的時候，能夠全身心投入工作相關事務”題目因子載荷較低（0.25），從題目語義來看，更傾向于說明工作投入，而非工作邊界強度，故將此題刪除，修正后得到7 個題目，模型擬合良好(χ2/df=62/12=5.17，CFI=0.95,TL I=0.92,RMSEA=0.09,SRMR=0.04)，Cronbach's Alpha=0.80.

邊界控制感

采用Kossek 等人開發的邊界控制感量表[28]，該量表共4 個題目，從完全不同意到完全同意5 點評分。驗證性因素分析發現4 個題目的單因子擬合良(χ2/df=1.70/1=1.70，CFI=0.99，TLI=0.99,RMSEA=0.04，SRMR=0.004)，Cronbach's Alpha=0.85。

工作投入

采用Schaufeli 編制的工作投入量表[29][30]，該量表包括17個題目，從完全不符合到完全符合5 點評分。在本研究中，驗證性因素分析發現活力、奉獻、專注3 個因子擬合良好(χ2/df=497.48/98=5.08，CFI=0.91，TLI=0.89,RMSEA=0.09，SRMR=0.05)。Cronbach's Alpha=0.92，活力、奉獻、專注3 個因子Cronbach's Alpha 分別為0.78，0.85，0.76。

3.統計分析

本研究采用SPSS22.0 進行信度系數、描述統計分析、采用Mplus7.4 進行驗證性因素分析和間接效應分析。

三、研究結果

1.共同方法偏差檢查與效度分析

本研究為問卷調查，在紙質問卷調查過程中將問卷條目順序調換形成兩套內容一致但順序不同的問卷，此外，本研究同時采用紙質問卷與網絡問卷形式進行調查，從形式上進行共同方法偏差控制[31]。采用Harman 單因素方法進行共同方法偏差檢查發現，因子未旋轉情況下有7 個因子特征值大于1，其中最大的因子解釋總變異的22.34%，遠低于40%的臨界值，表明存在共同方法偏差的可能性很小。

對工作邊界強度、家庭邊界強度、邊界控制感、工作投入四個變量進行驗證性因子分析，工作投入按活力、奉獻、專注三個因子進行打包。結果顯示，四因子模型擬合最好(χ2=755.30, df=183,CFI=0.89,TLI=0.88,RMSEA=0.08)，除四因子模型外，對變量間組合的三個競爭模型進行了分析，發現各競爭模型擬合度均弱于四因子模型，表明本研究的四個變量具有良好的區分效度。

表1.驗證性因子分析結果

2.描述統計分析

將工作邊界強度與家庭邊界強度分別進行高低排序，前27%與后27%分別定為高低兩組，以工作邊界強度（高、低）與家庭邊界強度（高、低）作為自變量，將工作投入作為因變量進行兩因素方差分析發現，工作邊界強度主效應邊緣顯著（F=3.37,p=0.068，η2=0.02），家庭邊界強度主效應、兩因素交互效應不顯著，但高工作邊界強度-低家庭邊界強度其工作投入最高M (SD)=3.58（0.08），由高到低依次為高工作邊界-高家庭邊界M (SD)=3.44（0.20）、低工作邊界強度-高家庭邊界強度M (SD)=3.33（0.09）、低工作邊界-低家庭邊界強度M (SD)=3.28（0.13）。

以邊界控制感作為因變量，進行兩因素方差分析發現，家庭邊界強度主效應顯著（F=44.34,p=0.00，η2=0.20），工作邊界強度主效應、兩因素交互效應不顯著，高工作邊界強度-高家庭邊界強度其邊界控制感最高M (SD)=3.48（0.23），由高到低依次為低工作邊界-高家庭邊界M (SD)=3.15（0.10）、低工作邊界強度-低家庭邊界強度M (SD)=2.33（0.15）、高工作邊界-低家庭邊界強度M (SD)=2.24（0.09）。

進行配對樣本T 檢驗發現，高校輔導員的工作邊界強度顯著高于家庭邊界強度(Mbw-bh (SD)=3.37（1.53）,t=51.67,p＜0.01)，說明高校輔導員具有較強的工作邊界M (SD)=5.68（0.85），和較弱的家庭邊界M (SD)=2.30（1.03）。對各變量進行相關分析發現，工作邊界強度與家庭邊界強度呈負相關（r=-0.33,p＜0.01），與工作投入（r=0.20,p＜0.01）呈正相關。工作邊界強度與邊界控制感（r=-0.13,p＜0.01）呈負相關。家庭邊界強度與邊界控制感（r=0.42,p＜0.01）呈正相關、與工作投入相關不顯著（r=0.02,p＞0.01）。邊界控制感與工作投入（r=0.34,p＜0.01）呈正相關。（見表2）

表2.各變量平均數、標準差和相關矩陣（n=553）

3.間接效應檢驗

本研究發現家庭邊界強度與工作投入相關不顯著，但家庭邊界強度與邊界控制感、邊界控制感與工作投入相關顯著。根據溫忠麟等人的建議[32]，邊界控制感可能在家庭邊界強度與工作投入之間存在遮掩效應（Suppression Effect），可以根據廣義中介效應進行分析。工作邊界強度與邊界控制感、工作投入兩兩相關顯著，符合中介效應分析條件，因此，本研究采用Mplus7.4 對邊界控制感的間接效應進行潛變量分析。

首先，檢驗輔導員工作邊界強度對工作投入的預測作用，為減少隨機誤差，將工作投入活力、奉獻、專注三個因子進行打包，形成三個觀測變量，再對模型進行檢驗，結果發現模型擬合良好（χ2=160.18, df=34,CFI=0.94,TLI=0.92,RMS EA=0.08, SRMR=0.053），工作邊界強度對工作投入的預測作用顯著（β=0.14，p＜0.01），假設1a 得到驗證。其次，構建中介效應模型，檢驗邊界控制感在輔導員工作邊界強度與工作投入之間的中介效應，結果發現模型擬合良好（χ2=406.17,df=74,CFI=0.90,TLI=0.88,RMSEA=0.09, SRMR=0.06），工作邊界強度顯著的正向預測工作投入（β=0.22，p＜0.01），顯著負向預測邊界控制感（β=-0.18，p＜0.01），假設2a 得到驗證，邊界控制感顯著正向預測工作投入（β=0.45，p＜0.01），假設3 得到驗證。進一步采用偏差校正Bootstrap 方法分析中介效應的顯著性，抽樣1000 次，中介效應為-0.083，95%的置信區間為[-0.14, -0.05]，不包含0，說明中介效應顯著，假設4 得到驗證。間接效應與直接效應方向相反，間接效應占絕對總效應的比例∣ab/(ab+c’)∣為27.39%。說明工作邊界強度對工作投入的預測作用隨著邊界控制的納入進一步增強，邊界控制感可能具有抑制作用。

圖1：邊界控制感在工作邊界強度與工作投入之間的間接作用

同樣，首先檢驗輔導員家庭邊界強度對工作投入的預測作用，結果發現模型擬合良好（χ2=122.43, df=34,CFI=0.97,TLI=0.96,RMSEA=0.07,SRMR=0.04），但預測作用不顯著（β=-0.018，p＞0.01），假設1b 未得到驗證。隨后，構建中介效應模型，對輔導員邊界控制感在家庭邊界強度與工作投入之間的中介效應檢驗，發現模型擬合良好（χ2=415.81,df=74,CFI=0.91,TLI=0.89,RMSEA=0.09,SRMR=0.06)，家庭邊界強度顯著負向預測工作投入（β=-0.21，p＜0.05），正向預測邊界控制感（β=0.39, p＜0.01），假設2b 得到驗證。邊界控制感正向預測工作投入（β=0.49，p＜0.01），假設3 再次得到驗證。采用偏差校正Bootstrap 方法分析中介效應的顯著性，抽樣1000 次，中介效應為0.189，95%的置信區間為[0.14,0.25]，不包含0，說明中介效應顯著，假設5 得到驗證。間接效應與直接效應方向相反，遮掩效應成立，間接效應占絕對總效應的比例∣ab/(ab+c’)∣為47.5%，說明家庭邊界強度對工作投入的預測作用隨著邊界控制的納入進一步增強，邊界控制感可能具有抑制作用。

圖2：邊界控制感在家庭邊界強度與工作投入之間的間接作用

表3.邊界控制感的中介效應

四、討論

1.高校輔導員工作-非工作邊界強度特點及其與邊界控制感和工作投入的關系

本研究發現高校輔導員群體具有強工作邊界-弱家庭邊界時其工作投入水平最高，具有強工作邊界-強家庭邊界時邊界控制感最高，這說明輔導員工作事務向非工作事務滲透更能夠促進工作投入，但工作事務與家庭事務相互滲透性較弱時，邊界控制感更好。高校輔導員具有強工作邊界、弱家庭邊界的特點，這與輔導員的崗位特點密切聯系，高校輔導員不僅要在上班時間全程參與學生事務，還需要在非工作時間通過網絡、電話等形式繼續完成學生事務，學生事務本身就具有不確定性和復雜性，學校管理制度與學生事務需求，尤其是嚴格的考勤制度使得非工作事務向工作領域滲透變得不太可能，工作事務向非工作事務呈單向流動方式。本研究還發現高校輔導員家庭邊界強度與工作邊界強度具有中等程度的負相關，與已有研究比較一致[33]?？傊?，以上結果說明輔導員邊界控制感可能是以家庭為中心，越有利于家庭事務，家庭邊界強度較高時，得到的邊界控制感越高，而工作邊界強度越高時，其邊界控制感越低。本研究還發現邊界控制感與工作投入呈正相關，即高邊界控制感個體其工作投入程度越高，表明越相信自己能夠控制工作與家庭領域交叉點的時間、頻率和方向，越有自主感，其工作投入程度越高。

2.邊界控制感在高校輔導員工作邊界強度與工作投入之間的抑制作用

本研究發現高校輔導員工作邊界強度和邊界控制感能夠正向預測工作投入，但控制了邊界控制感后，工作邊界強度對工作投入的預測作用顯著增強，說明邊界控制感可能具有抑制作用。一是工作邊界強度較高可能使個體長時間工作導致工作倦怠，心理疲勞，降低工作投入。工作邊界強度是個體阻止非工作事務向工作領域滲透的程度，源于兩個方面：一方面源于個體工作偏好，個體主動將非工作事務控制在工作之外；另一方面源于組織需求，組織的相關制度、工作任務可能會拒絕非工作事務向工作領域流動。事實上，當前高校學生工作的導向和管理規定也明確要求，高校輔導員要保持24 小時通訊暢通，大多學校新入職輔導員要入駐學生公寓，以方便開展學生教育管理工作。同時，高校大多學生課外活動也是在8 小時工作之外開展，作為指導者、組織者和監督者會經常在非工作時間參加學生活動，這些工作需求成為輔導員工作邊界的維護者，形成了較強的工作邊界。同時，在集體主義文化下，更強調個人服從組織，個人的工作偏好可能在組織需求之下被隱藏，其工作邊界強度可能更多的源于工作需求，由組織管理者和制度起著決定性作用，這種“身不由己”的感覺會降低邊界控制感，進而降低工作投入。二是工作邊界強度較高也可能迫使個體排出干擾，將更多的精力和時間投入工作，拒絕更多的家庭事務向工作領域滲透，促進工作投入?？偟膩砜?，這可能說明工作邊界強度對工作投入的影響可能具有“雙向道”作用。當控制了輔導員邊界控制感后，激發了工作邊界強度積極作用，從而使得工作邊界強度對工作投入的預測作用增強。

3.邊界控制感在高校輔導員家庭邊界強度與工作投入之間的抑制作用

本研究發現輔導員家庭邊界強度不能直接預測工作投入，但納入邊界控制感后，家庭邊界強度能夠顯著負向預測工作投入。這可能有兩個方面的原因：一方面，家庭邊界強度是抵抗工作滲透的程度，其強度越大，輔導員會更多的拒絕將工作事務帶入家庭生活之中，盡管不能預測工作投入，但與工作投入之間可能存在遠端關系，可通過邊界控制感來間接預測工作投入；另一方面，邊界控制感可能抑制了家庭邊界強度的預測作用，根據工作需求-資源模型( the JD-R Model) ，工作資源發揮著激勵作用，具有動機功能，能夠促進工作投入，能夠滿足個體對自主性(又稱自主控制或工作控制)、社會支持、能力的需求[34]。邊界控制感作為一種重要的工作資源，其內涵與個體對工作與家庭領域事務處理的自主感密切相關，其強度越高，越有利于工作投入，但控制了邊界控制感后，出現了家庭邊界強度對工作投入的負向預測作用。這可能控制了邊界控制感的動機功能或保護性功能之后，還原了家庭邊界的負向預測作用，說明邊界控制感在高校輔導員家庭邊界強度與工作投入之間具有抑制作用，支持了工作需求-資源模型。

五、研究局限與建議

本研究探討了工作-非工作邊界強度與工作投入之間的關系，為高校輔導員管理提供了一定的參考，也為高校輔導員工作投入水平自我提升提供了借鑒，但仍然存在以下局限：一是本研究將性別、年齡、婚姻狀況作為控制變量，聚焦于探討輔導員整體情況，事實上，這些因素以及個體特征可能在影響工作投入的作用機制中仍然具有價值，未來研究可結合輔導員群體特征進行探討。二是本研究數據采用自陳問卷調查，變量之間容易受到共同方法偏差的影響，盡管本研究也采取了程序控制，但仍然無法完全避免，未來研究應嘗試從輔導員上級領導、同事、家人的角度評價進行交叉驗證。另外，根據本研究結果，可獲得如下建議：

一是維持較高的工作邊界強度，適度提高家庭邊界強度。維持較高的工作邊界強度，不是將家庭事務拒之門外，完全阻礙非工作事務的滲透，而是在維持原有工作邊界強度時解決輔導員后顧之憂，比如：建立兒童托管中心、或家政服務中心，幫助輔導員就近解決住宿問題或孩子上學問題等，提供更多的組織支持。輔導員工作邊界強度與家庭邊界強度相比，家庭邊界強度明顯較低，根據邊界滲透性特點[35][36]，高校輔導員更傾向于工作事務向家庭領域滲透，在工作事務的滲透性上具有更寬容的特征，其滲透的方向也更傾向于從工作領域到家庭領域。這可能產生工作-家庭沖突，出現工作倦怠，降低工作投入，因此，需適度提高家庭邊界強度。家庭邊界強度的改變取決于兩個方面，一方面，輔導員個體的工作偏好，是以“家庭為中心型”，還是以“工作為中心型”，前者以家庭為中心更愿意將工作事務拒之門外，后者以工作為中心更愿意將工作帶入家庭領域。輔導員可以通過轉變觀念，提高對家庭的關注度，參與家庭事務來提高家庭邊界強度。也可以與學生達成約定，比如晚上8 點之后非緊急事件不再聯系，或在班級中建立應急小分隊力所能及處理學生事務，分擔非工作時間學生事務。另一方面，獲得跟多的家庭支持。如與家人達成一致，定期開展家庭事務活動，讓家庭規則和習慣約束工作事務向非工作事務滲透，營造良好的家庭人際氛圍，有利于獲得更多的家庭支持。

二是發揮邊界控制感的積極作用，獲得更多的工作資源。邊界控制感在工作-非工作邊界強度與工作投入之間具有抑制作用，但邊界控制感與一般控制感、工作控制感一樣，是一個積極的邊界管理變量。已有研究發現[37]，邊界控制感對工作投入有正向影響，能夠提高員工主動行為和創新性行為，本研究也發現邊界控制感對工作投入的正向作用，間接支持了已有研究。根據資源保存理論[38]，資源不足、或資源喪失，以及期望的資源無法得到時，可能產生挫折感和倦怠感，出現退縮行為，降低工作投入。輔導員邊界控制感是一種重要的心理資源，會隨著工作資源滿足而增加，邊界控制感的增加也會反過來促進工作資源的獲得。因此，需要提高邊界控

制感，發揮其積極作用，獲得更多工作資源。促進邊界控制感可從兩個方面入手，一是輔導員管理部門從制度上給予更多的組織支持，提供一定的工作自主性，如加班后可安排補休，允許工作時間適當處理非工作事務，給予更多的關懷和尊重，特別是以制度規范輔導員職業發展方向，在職務職級的晉升上有明確的規定等，這能夠使輔導員獲得更多的工作資源。二是獲得更多的家庭支持，如輔導員配偶承擔更多家庭事務，包括接送孩子、輔導孩子作業、照顧老人等，輔導員可能具有更高的邊界控制感。這可能在輔導員工作待遇較高時更容易實現，根據社會交換理論[39]，當員工工資待遇較高時，配偶更愿意主動承擔家庭事務以支持更多的投入工作。