教育實習對師范生職業認同感的雙刃劍效應
——基于角色壓力和職業獲益感的雙中介模型

任永燦，任永琦，李丹華，王曉杰

(1.北京聯合大學師范學院，北京 100011；2.華北電力大學經濟與管理學院，河北保定 071003；3.中共中央黨校(國家行政學院)公共管理教研部，北京 100089；4.運城師范高等?？茖W校教育與心理學系，山西運城 044000)

一、問題提出

教師職業認同感是教師對自身職業的肯定性評價、積極情感體驗及行為傾向的自我體認，也是教師個體心理與教育環境持續磨合的結果。[1]作為職業發展的內源性動力，職業認同感既是一種可學習、建構的發展過程，也是一種可改變、重塑的職業狀態。師范生作為教師隊伍的儲備軍和后繼力量，其教師職業認同感的高低事關我國未來師資隊伍的發展。王鑫強等對1230名師范生調研發現，高職業認同感師范生僅占21.6%，低職業認同感師范生占31.69%。[2]趙宏玉等發現，隨著年級升高，師范生職業認同感整體呈下降趨勢。[3]教育實習是培養師范生職業認同感的關鍵期，通過為師范生提供真實的教師身份體驗場域，賦能師范生“準教師”的職業自覺。[4]在這一“職場初體驗”中，師范生通過具身感知及“為人師”經歷，可深化教師角色認知，挖掘職業意義，檢視職業情意。[5]在追求教育優質發展與教師專業化的背景下，基于師范生教育實習，探討其與職業認同感的關系具有重要意義。

然而，當前教育實習重“技能訓練”輕“情感養成”、重“外育”輕“內塑”。Hong研究發現，與有過教育實習經歷的職前教師相比，沒有教育實習經歷的職前教師會表現出更高的職業認同。[6]因此，探索教育實習對師范生職業認同感的“黑箱”機制是必要的。本文基于社會認知理論和資源保存理論，嘗試以職業獲益感和角色壓力作為雙重中介變量，以重要他人支持作為調節變量，探討教育實習對師范生職業認同感的“雙刃劍”效應，以便在教育實習中揚長避短、趨利避害，采取科學精準的舉措提升師范生職業認同感。

二、理論基礎和研究假設

(一)教育實習與師范生職業認同感

教師職業認同感是教師在結合自身工作體驗、能力及整個社會尊師重教氛圍的解釋與歸因中形成的。[7]研究表明，職前教師的職業學習、實習經歷等直接影響其工作態度和職業熱情。[8-9]教育實習引發師范生對教師職業意義的理解、反思，以及自身是否會堅持從事教師職業的思考。在學期間的師范生處于職業認同感形成的關鍵期，對于教育實習的感知將直接影響其對教師職業的接納度。姚崇等基于社會認知職業理論，認為師范生的公費教育政策滿意度對其職業認同感有著正向影響。[10]呂立杰等對462名實習教師調研發現，對教育實習的感知直接影響著實習教師的職業認同感。[11]但尚未有研究直接驗證教育實習滿意度對師范生職業認同感的預測作用。

據此，提出假設H1：教育實習滿意度對師范生職業認同感具有正向影響。

(二)職業獲益感的中介作用

教師職業獲益感(professional benefits)指個體感知到的從事教師職業帶來的實際獲益和精神獲益。[12]作為內源性激勵，職業獲益感所促成的職業內驅力更具自覺性，可激發個體認真對待工作的積極職業心態。[13]在教育實習中，師范生通過全面獨立的教育教學實踐，自主建構起對教師職業深層次思考，縮短與教師職業的心理距離。高職業獲益感師范生會主動獲取實習相關信息，進行自我職業生涯管理。研究發現，職前教師的實習滿意度對于其職業獲益感有著顯著影響。[14]張曉輝等發現，在實習期間，對教師職業有著正向認知的師范生，其職業認同感相對較高。[15]師范生自身教育實習經歷的感知將直接影響其職業幸福感，進而影響其職業認同感。

由此，提出假設H2：職業獲益感在教育實習滿意度與師范生職業認同感之間起正向中介作用。

(三)角色壓力的中介作用

角色壓力(role stress)指在工作情境中，個體對自身角色缺乏清晰認知，且因時間、能力等原因無法勝任相互沖突的多重職業角色而形成的消極工作體驗。[16-17]資源保存理論認為，個體具有努力獲取、保持并培育其所珍視資源的傾向。當角色壓力過大致使其認知、心理資源產生嚴重損耗時，個體易出現工作退縮或回避。[18]Jex等發現，工作情境下的角色壓力易降低個體積極工作情感和職業認同感。[19]在教育實習中，師范生需要完成繁多的實習任務，扮演好“學習者”“施教者”“求知者”等多重角色，履行好不同角色內的工作職責。當師范生面臨超過特定閾值的角色壓力，易產生“分身乏術”和“力不從心”的挫敗感及負面自我評價，[20]導致工作熱情明顯降低，并影響其深層次職業認同。[21]

由此，提出假設H3：角色壓力在教育實習滿意度與師范生職業認同感之間起負向中介作用。

(四)重要他人支持的調節作用

重要他人支持(support from significant others)是指個體從對自身成長發展具有深遠影響和重大意義的人處獲得的支持，能消釋壓力及挑戰對個體造成的消極影響。在教育實習中，當師范生感知到指導教師、學校及親友的支持時，能夠強化其職業自信，顯著提升師范生在職業生涯中的認同感。[22-23]反之，當師范生感知到的重要他人支持度較低時，會表現出退縮畏懼行為，不易獲得職業成就感。以往研究也贊同社會性支持在教育實習滿意度和職業受益之間發揮調節作用的觀點。即在教育實習中，實習指導教師的交流及反饋是職前教師主觀幸福感的強大驅動力。[24]

由此，提出假設H4a：重要他人支持在教育實習滿意度與師范生職業獲益感之間起正向調節作用。即重要他人支持程度越高，教育實習滿意度對師范生職業獲益感的正向影響越強。

資源保存理論認為，在面對自身資源損耗時，個體會積極尋求外界資源的有效補給，而重要他人支持正是個體尋求資源補給的重要途徑。當師范生面對角色轉換時，重要他人支持高的師范生得到肯定、尊重、關愛和幫助，更能夠應對角色轉變的壓力，提高應對周圍環境變化的心理承受力，工作滿意度及成就感較高。而重要他人支持度較低的個體，容易處于“孤立無援”的處境，易產生職業倦怠。

據此，提設H4b：重要他人支持在教育實習滿意度與師范生角色壓力之間起負向調節作用。即重要他人支持程度越高，教育實習滿意度對師范生角色壓力的負向影響越弱。

綜上所述，本文擬從社會認知理論和資源保存理論視角出發，構建教育實習滿意度、職業獲益感、角色壓力、重要他人支持與職業認同感的理論模型，嘗試解釋教育實習對師范生職業認同感的作用機制及邊界條件(見圖1)。

圖1 本文的理論模型

三、研究設計

(一)樣本選取與數據收集

研究選取北京市和河南省四所市/省屬高校全日制師范教育方向的在校本科生為研究對象，使用時間間隔方法(間隔為1-2周)進行程序控制，即采用編碼后的問卷先后進行兩次測查。兩次回收有效問卷分別為890份和876份。在剔除無效問卷后，經匹配獲得有效問卷為864份，有效回收率為96%。其中，涉及小學教育、學前教育、心理學、科學教育、漢語言文學等12個師范專業；男生289人(33.45%)，女生為575人(66.55%)；城市學生307人(35.53%)，城鎮學生319人(36.92%)，農村學生238人(27.55%)。

(二)變量測量

1.教育實習滿意度

研究采用呂立杰等的教育實習滿意度問卷，[11]并加以改編。問卷共5個維度，26個條目，采用Likert 5點計分法，Cronbach’s α系數為0.899。

2.職業獲益感

研究采用胡菁的護士職業獲益感問卷，[25]并根據師范生角色進行改編。問卷共33個條目，采用Likert 5點計分法，Cronbach’s α系數為0.905。

3.角色壓力

研究采用李超平和張翼的角色壓力問卷，[26]并進行改編。問卷共13個條目，采用Likert 5點計分法，Cronbach’s α系數為0.953。

4.重要他人支持

研究采用任云霞的重要他人支持問卷，[23]并進行改編。問卷共5個維度，12個條目，采用Likert 5點計分法，Cronbach’s α系數為0.927。

5.職業認同感

研究采用趙宏玉等的免費師范生職業認同量表。[3]量表共15個條目，采用Likert 6點計分法，Cronbach’s α系數為0.914。

四、數據分析與假設檢驗

(一)共同方法偏差檢驗

根據周浩和龍立榮的研究，研究對可能出現的共同方法偏差進行檢驗。[27]一是進行程序控制，分階段收集數據。二是采用Harman單因素檢驗，將所有題項一起做因子分析，在未旋轉時得到第一主成分來判斷同源方差的嚴重程度。結果顯示，第一公因子解釋的變異量為18.06%，小于40%的臨界標準。因此，本文不存在嚴重的共同方法偏差。

(二)區分效度檢驗

本文運用Amos24.0軟件檢驗模型整體的擬合度。首先，運用打包策略里的平衡法，[28]根據題項因子負荷分別對各構念進行打包。接著，構建五因子模型，運用驗證性因子分析檢驗教育實習滿意度、職業獲益感、角色壓力、重要他人支持和職業認同感五個構念之間的區分效度，并比較基準模型和其他四個可替代模型。從表1可以看出，五因子測量模型的擬合效果最佳，各項擬合指標均達到了推薦標準，且明顯優于其他備擇模型。這說明本文的五個構念具有良好的聚合效度和區分效度。

表1 驗證性因子分析結果

(三)描述性統計與相關分析

各變量的均值、標準差及相關系數如表2所示。教育實習滿意度與職業獲益感(r=0.49，p<0.01)、角色壓力(r=0.31，p<0.01)、職業認同感(r=0.51，p<0.01)正相關；職業認同感與角色壓力負相關(r=-0.54，p<0.01)、與職業獲益感正相關(r=0.62，p<0.01)。各變量呈中高度相關且全都達到了顯著性水平，前文所提研究假設得到初步支持。

表2 各變量的均值、標準差及相關性(n=864)

(四)假設檢驗

1.主效應檢驗

使用SPSS19.0軟件檢驗教育實習與師范生職業認同感之間的關系，回歸模型擬合結果(F=30.22，p<0.001)通過檢驗，教育實習滿意度對師范生職業認同感的回歸系數顯著(β=0.47，p<0.01)，表明教育實習滿意度正向促進師范生職業認同感，驗證了假設H1。

2.中介效應檢驗

基于測量模型具有良好擬合度的前提下，研究使用Amos24.0軟件驗證中介效應。一方面，教育實習滿意度影響職業獲益感(β=0.16，p<0.05)，職業獲益感影響職業認同感(β=0.42，p<0.001)；另一方面，教育實習滿意度影響角色壓力(β=0.32，p<0.001)，角色壓力影響職業認同感(β=-0.21，p<0.001)。假設模型路徑系數如圖2所示。

圖2 假設模型路徑系數圖

通過構建兩個競爭模型與基準模型進行比較，以確?；鶞誓Ｐ蜑樽顑?。從表3可知，基準模型擬合數據為χ2=360.57，df=143，CFI=0.93，IFI=0.92，RMSEA=0.07，擬合度較好?；诨鶞誓Ｐ?，競爭模型1增加職業獲益感到角色壓力的直接路徑，形成串聯中介模型。其擬合數據為χ2=351.52,df=139,CFI=0.91,IFI=0.90,RMSEA=0.07?？梢钥闯?，與基準模型相比，競爭模型1的χ2值未發生顯著變化(△χ2(4)=9，p>0.05)。依據最簡原則，基準模型優于競爭模型1。本文還設置了競爭模型2，即假設不存在中介效應，而是教育實習滿意度、職業獲益感、角色壓力、重要他人支持直接影響職業認同感。比較結果表明，競爭模型2(χ2=452.37，df=130，CFI=0.86，IFI=0.85，RMSEA=0.90)顯著劣于基準模型。因此，基準模型為最優模型。

表3 結構方程模型比較結果

采用Bootstrap方法檢驗中介效應的顯著性影響。結果表明，職業獲益感偏差校正的置信區間為[0.014，0.118]，不包含0，作用大小為0.066，其中介作用顯著。角色壓力的偏差校正的置信區間為[-0.161，-0.039]，不包含0，作用大小為0.018，其中介作用顯著。這與前文結構方程模型的檢驗結果一致。因此，教育實習滿意度通過職業獲益感(β=0.06，p<0.01)和角色壓力(β=-0.11，p<0.01)影響職業認同感的間接效應均顯著，職業獲益感和角色壓力在教育實習滿意度和職業認同感之間都起部分中介作用，驗證了假設H2和H3。

3.調節效應檢驗

研究采用層次回歸分析法驗證重要他人支持的調節效應，如表4所示。在以職業獲益感為因變量的模型4中，教育實習滿意度和重要他人支持交互項與職業獲益感的回歸系數顯著(β=0.095，p<0.05)。這表明重要他人支持對教育實習滿意度和職業獲益感的關系具有正向調節作用。即當重要他人支持程度越高時，教育實習滿意度對職業獲益感的促進作用就越強，反之越弱，驗證了假設H4a。調節效應檢驗如圖3所示。

表4 重要他人支持的調節效應

圖3 重要他人支持對教育實習滿意度→職業獲益感的調節效應

在以角色壓力為因變量的模型8中，教育實習滿意度和重要他人支持交互項與角色壓力的回歸系數顯著(β=-0.121，p<0.01)。這表明重要他人支持對教育實習滿意度和角色壓力的關系具有負向調節作用。即重要他人支持程度越高時，教育實習滿意度對角色壓力的作用就越弱，反之越強，驗證了假設H4b。此處的調節效應檢驗如圖4所示。

圖4 重要他人支持對教育實習滿意度→角色壓力的調節效應

五、研究結論與實踐啟示

(一)研究結論

1.教育實習滿意度正向影響師范生職業認同感

本文驗證了師范生教育實習滿意度對其職業認同感有正向預測作用，即師范生的教育實習滿意度越高，其職業認同感越高。這與洪秀敏等研究相一致。[29]然而，Hong認為未參加教育實習的師范生易表現出更高的職業認同感。[6]造成這一差異的可能原因在于師范生如何看待并評價自身教育實習效果。教育實習既是師范生厘清“理想”與“現實”層面教師職業的重要途徑，也是師范生在真實教育教學情境下對教師職業情感“再認知”的建構過程。在教育實習中，師范生對自身教育實習表現出較高滿意度，會促使其產生更加堅定的從教信念。因此，本文進一步拓寬了學界對教育實習滿意度影響范圍的認識，并為全面認識教育實習依托實踐載體培養師范生職業認同感提供了更為寬廣的視角。

2.職業獲益感在師范生教育實習滿意度與職業認同感之間發揮正向中介作用，即師范生教育實習滿意度通過職業獲益感提升其職業認同感

社會認知理論認為，積極體驗及心理狀態是激發個體正向認知，強化其主動行為的內驅力。職業獲益感是個體職業發展的邏輯起點，促使個體對自身職業產生悅納感，激發工作熱情。教育實習可為師范生提供形塑教師專業角色、涵養教師實踐知識、提升教師專業技能的平臺，而對這一實踐是否滿意反映了師范生對自身教育實習的接納度。師范生的實習滿意度越高，師范生的實習熱情和投入度就越高，可極大地激發師范生的職業獲益感，而這正是提升師范生職業認同的強大催化劑。因此，在教育實習中，要更加重視師范生內在職業成長體驗，關注師范生真實獲得感，進而提升其職業認同感。這一結論與侯小兵等的研究發現相呼應。[30]

3.角色壓力在教育實習滿意度與師范生職業認同感之間起負向中介作用，即教育實習滿意度通過角色壓力削弱師范生職業認同感

角色壓力是一種負性消極心理狀態。當個體無法滿足多重工作要求時，其焦慮感會增強，工作投入度和信任感會下降。Zhu研究發現，角色沖突和角色模糊易使個體缺乏工作價值感，產生職場挫折感，嚴重影響其職業承諾。[31]在教育實習中，師范生既是“教學助手”，又是“真正的教師”，易對自身扮演角色感到矛盾。在學校、指導教師及自身等多方角色期待下，師范生可能會因教育教學經驗不足、人際交往及環境適應困難等產生角色壓力，致使其從教信念不夠堅定，并進一步表現出實習熱情不高、實習狀態低落等負面情緒或應激行為，對職業認同感產生消極影響。

4.重要他人支持在教育實習滿意度和職業獲益感/角色壓力之間發揮調節作用

一方面，重要他人支持正向調節教育實習滿意度與職業獲益感的關系，教育實習滿意度較高且感知到更多支持的師范生會比低支持度師范生的職業獲益感更高。另一方面，重要他人支持負向調節教育實習滿意度與角色壓力的關系，滿意度較高且感知到更多支持的師范生會比低支持度的師范生經歷更少的角色壓力。重要他人支持既能有效強化個體正向認知、提升其工作績效，也能減弱工作壓力對個體的消極影響。在教育實習中，重要他人支持度高的師范生，實習積極性、工作自信心及價值感會更強。同時，重要他人支持還能緩解角色壓力對職業認同感的負面作用。這一發現與任云霞提出的重要他人支持可以調節角色壓力對個體職業認同感產生的負面影響研究發現一致。[23]

(二)實踐啟示

1.全面認識教育實習，賦能師范生職業認同感培養

教育實習是對師范生從教準備度及職業認同感貢獻率較大的教育形式，以教育實習賦能師范生職業認同感培養具有重要意義。首先，關注師范生自身對教育實習滿意度的評價。重視師范生在教育實習中出現的認知矛盾與角色沖突，加深工作情境嵌入，提升其教育實習的“深度融入感”“高階成長感”和“高級獲得感”。其次，多方合力，構建師范生教育實習共同體。跳出單一、同質化的教育實習模式，加強對師范生教育實習的規劃、管理、評估和激勵工作，凝聚實踐育人合力，構建“開放、協同、聯動”的教師教育實習體系。最后，注重師范生職業認同感的自主生發。在教育實習中，做好師范生自我認同教育，遵循“個體認同→自我養成→自主生發”的內在邏輯，側重師范生的自我塑造，拓展其職業認同感的內在張力。

2.拓寬師范生職業獲益感

其一，深化師范生正向職業認知。引導師范生對教師職業的積極評價，如教師擁有“為人師表”的職業形象，履行“教書育人”的天職使命，并具備職業穩定、收入有保障等優勢，使其獲得職業安全感、歸屬感和成就感。其二，引導師范生合理規劃職業生涯?？茖W的職業生涯規劃可幫助師范生樹立正確的職業價值觀，打破職業迷茫，優化其職業心態，形成穩定的職業價值體系，擴展職業發展空間，降低職業倦怠。其三，強調師范生關注自身內在成長。調動并盤活師范生在教育實習中獲得自我實現的滿足感，增強其職業價值感，拉進師范生與教師職業的情感距離，讓師范生在精神層面體驗到自身發展與社會總體評價具有較高契合性。

3.減輕師范生角色壓力

對學校而言，應加強師范生角色培訓，給予具體實習指導。學校應為師范生設計合理的實習工作安排，及時了解師范生在角色沖擊中面對的壓力，加強對其的心理疏導，幫助師范生明確角色定位，給予其個性化發展的支持方案，并給出針對性指導。對師范生而言，應厘清自身角色定位，注重職業角色學習，正確認識各方對自身的期望，明確教育實習的具體要求及標準，并在此基礎上調整并規范自身角色行為，縮小角色差距，識別自身的壓力閾值，不斷擴充對角色壓力的容忍度。

4.給予類型豐富的社會支持

對學校及實習指導教師而言，應定期與師范生進行深度交流，關注其情感需求，給予其積極有效的實習反饋。對朋輩群體而言，師范生同輩群體在年齡、學歷及觀念等方面相似，彼此能分享經驗和疏導情緒，提供工具性支持和陪伴支持。因此，他們之間可開展形式多樣的幫扶機制，促進實習經驗縱向或橫向傳遞。對師范生家庭而言，家庭可提供經濟幫助、社會資本支持，同時也應及時關注師范生心理變化，積極地為其提供情感及信念支持。