幼兒教師職業認同與工作投入的關系:情緒智力和職業承諾的鏈式中介作用

朱龍鳳

(阜陽幼兒師范高等?？茖W校學前教育學院,安徽 阜陽 236015)

引言

2019年,《中國教育現代化2035》提出“普及有質量的學前教育”“建設高素質專業化創新型教師隊伍”等發展目標。2022年2月,教育部印發的《幼兒園保育教育質量評估指南》進一步強調要加強幼兒園教師隊伍建設以提高教師的專業能力。這些政策文件的出臺有利于增強幼兒教師的社會認可度和職業地位,提高工作滿意度和職業認同感,激發工作投入行為,為學前教育提質擴容增效做出積極貢獻。教師職業在深化改革開放大環境下具有不可替代的重要作用,關注教師主體內部各項因素,預測教師職業成長,關乎教育事業良性發展。在全面深化新時代教師隊伍建設的時代大背景下,關注幼兒教師群體在后疫情時期的生存實況對促進教師職業發展、提高幼兒園教育質量具有十分重要的意義。

工作投入這一概念從積極心理學視角出發,是指個體在工作中充滿活力、樂于奉獻并專注的狀態[1],受到個人特質、工作情境以及個人特質與工作情境共同作用的影響[2]。個人特質包括人口學變量[3]、心理資本[4]、效能感[5]等人格特質;工作情境包括組織氛圍[6]、領導風格[7]、工作資源[8]等因素;個人特質和工作情境的共同作用如工作態度[9]、職業認同[10]、職業承諾[11]等。教師的工作投入是幼兒園保教質量和可持續發展的重要因素之一[12],幼兒教師工作投入水平將直接影響幼兒園的教育教學質量、服務態度和秩序管理等方面,從而進一步影響幼兒的身心健康成長。因此,提高幼兒教師的工作投入水平對促進幼兒園的保教質量和可持續發展具有至關重要的作用。

教師職業認同既是一個過程,也是一種狀態[13],它被看作是教師對自己職業價值逐漸認同的建構過程,與職業環境的動態發展密切相關。已有研究表明,職業認同與工作狀態存在密切的聯系,具有較高職業認同的個體往往擁有更高的工作滿意度[14]、更強的職業幸福感[15]、更高的工作投入程度[16],并且少有離職意向[17]。在幼兒教師群體的研究中發現,職業認同與工作投入存在相關性,同時職業認同可以正向預測工作投入[18]。因此,可以推測,擁有較高職業認同的幼兒教師往往表現出更高的工作投入水平,對工作具有積極的動力和傾向?；诖?提出研究假設H1:幼兒教師職業認同可以顯著正向預測工作投入。

情緒智力是掌握和運用自身情緒、理解他人情緒、運用不同情緒進行社會交往的能力[19],是一種可以控制情緒的能力[19]和內在的學習能力[20],可以通過學習和經驗積累得以提升。認知行為理論強調認知、情緒和行為之間的相互作用與協調。在這一理論框架下,認知起著協調的角色,對問題解決和行為修正都具有重要影響。當個體對自己的職業有強烈的認同感時,他們更容易產生積極的情緒體驗[21]。這種積極情緒可以促進情緒智力的發展,使個體更加敏銳地察覺、認知和理解自己和他人的情緒。同時,積極情緒也有助于提高個體的情緒調節和表達能力,進而增強情緒智力的表現。具備較高情緒智力的個體能夠更好地理解和控制自身情緒,更能有效地處理工作中的挑戰和壓力,這種情緒智力的表現有助于增強個體對自己職業的認同感,并促使他們更加投入到工作中[22]?？梢?職業認同對情緒智力的發展起著推動作用,較高的情緒智力水平有助于個體建立和維持對從事職業的認同感,促進自己在工作中培養積極情緒、增強工作投入。據此,以認知、情緒和反應作為邏輯思路,提出研究假設H2:情緒智力在幼兒教師職業認同與工作投入之間起中介作用。

職業承諾是指教師對其所從事教學工作的心理歸屬感,愿意為教學工作付出努力以及繼續從事教師職業的態度傾向[23]。研究發現,職業承諾對工作投入具有積極的預測作用[24],具有高職業承諾的教師在教育教學工作中具有較強的內驅力,對工作更富有熱情,投入程度也更高。此外,高職業認同感的教師對職業容易產生積極情感,愿意在工作中下功夫,更傾向于長期從事教師職業[25]。換句話說,職業認同感高的幼兒教師往往會具有更高的職業承諾水平,這有助于提升他們在工作中的投入程度和表現?；诖?提出研究假設H3:職業承諾在幼兒教師職業認同與工作投入之間起中介作用。

關于情緒智力和職業承諾之間的關系,研究發現二者之間呈正相關,并且情緒智力能夠正向預測職業承諾[26]。那么,當幼兒教師具有較高的職業認同時,其情緒智力是否會對職業承諾起強化作用,進而促進工作投入呢?為深入探究職業認同、情緒智力和職業承諾對幼兒教師工作投入的影響及其作用機制,本研究擬構建一個鏈式中介模型,提出研究假設H4:情緒智力和職業承諾在幼兒教師職業認同與工作投入的關系中起鏈式中介作用。借此理解情緒智力和職業承諾在幼兒教師職業認同與工作投入之間的關系,并闡明其中的中介作用,幫助幼兒教師提升工作投入程度,為幼兒園教師專業發展和隊伍建設提出科學依據。

一、對象與方法

(一)對象

對安徽省幼兒教師進行方便抽樣與隨機抽樣,發放問卷445份,剔除無效問卷后,回收有效問卷393份(88.3%)。其中,男性8名(2.0%),女性385名(98.0%);已婚118名(30.0%),未婚275名(70.0%);教齡1～2年113名(33.9%),3～5年190名(48.3%),6～10年53名(13.5%),11年以上17名(4.3%);主班教師165名(42.0%),副班教師195名(49.6%),保育員15名(3.8%),中層及以上管理人員18名(4.6%);城市271名(69.0%),鄉鎮122名(31.0%);公辦園284名(72.3%),民辦園109名(27.7%);月收入2000元以下59名(15.0%),2000～2500元166名(42.2%),2500～3000元108名(27.5%),3000元以上60名(15.3%)。

(二)研究工具

1.幼兒教師職業認同量表

由王彩鳳編制[27],共14題,分為職業認知(3題)、職業需要(3題)、職業情感(4題)和職業意志(4題)四個維度。采用Likert 5點計分,從“非常不同意”到“非常同意”分別表示1～5分,其中,第3、7、8、9、10、12、14題為反向計分,其余項目正向計分,所有題目得分相加即為量表總分,得分越高表示幼兒教師職業認同感越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.839。

2.工作投入量表

由Schaufeli等編制,張軼文、甘怡群等進行中文版修訂[28],共17題,分為活力(6題)、奉獻(5題)和專注(6題)三個維度。采用Likert 7點計分,從“從不”到“總是”分別表示1～7分,所有題目得分相加即為量表總分,得分越高表示個體工作投入度越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.970。

3.情緒智力量表

由Wong和Law編制,王葉飛進行中文版修訂[29],共16題,分為自我情緒評估(4題)、他人情緒評估(4題)、情緒運用(4題)和情緒管理(4題)四個維度。采用Likert 7點計分,從“完全不同意”到“完全同意”分別表示1～7分,所有題目得分相加即為量表總分,得分越高表明幼兒教師的情緒智力越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.957。

4.幼兒園教師職業承諾量表

由康曉霞編制[30],共14題,分為情感承諾(4題)、規范承諾(6題)和繼續承諾(4題)三個維度。采用Likert 5點計分,從“完全不同意”到“完全同意”分別表示1～5分,所有題目得分相加即為量表總分,得分越高表示其對職業承諾的認同度越高。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.915。

(三)統計處理

運用SPSS26.0對數據進行描述性統計和相關分析,采用Hayes編制的SPSS宏程序 PROCESS進行中介效應分析[31]。

二、結果

(一)共同方法偏差檢驗

為減少可能存在的共同方法偏差效應對結果的影響,本研究采取一系列措施控制施測程序,包括匿名測量和部分項目反向計分等方法,以消除潛在的個人傾向性。為驗證是否存在共同方法偏差[32],采用Harman單因素檢驗對所有題目進行測試。結果顯示,有9個特征值大于1的因子存在,第一個因子解釋了38.638%變異量,低于40%的臨界值,說明不存在明顯的共同方法偏差。通過以上措施和檢驗結果,確保所得到的數據相對可靠,并盡力減少共同方法偏差可能帶來的影響。

(二)描述性統計與相關分析

本研究采用描述性統計和斯皮爾曼雙變量相關分析探討職業認同、情緒智力、職業承諾與工作投入之間的關系,結果顯示,職業認同、情緒智力、職業承諾與工作投入兩兩變量之間均存在顯著正相關(r=0.477～0.672,p<0.001),見表1。

表1 描述性統計和相關分析

(三)中介效應分析

相關分析結果符合中介效應檢驗的統計學要求[33],使用SPSS軟件中的PROCESS插件模型6對職業承諾、情緒智力在職業認同和工作投入之間的中介效應進行分析[34]。為排除人口學變量對職業認同和工作投入等研究變量的影響[35-36],在相關分析與中介效應檢驗中均對人口學相關變量進行控制。

結果顯示,職業認同正向預測工作投入的總效應顯著(β=0.679,p<0.001)。納入兩個中介變量后,職業認同能顯著正向預測情緒智力(β=0.522,p<0.001)、職業承諾(β=0.485,p<0.001)和工作投入(β=0.324,p<0.001);情緒智力正向預測職業承諾(β=0.220,p<0.001)和工作投入(β=0.359,p<0.001);職業承諾正向預測工作投入(β=0.278,p<0.001)。由此可知,情緒智力和職業承諾均呈現出獨立的中介效應,且情緒智力和職業承諾在職業認同和工作投入之間存在鏈式中介效應,見表2。

表2 中介效應模型

用Bootstrap抽樣法對中介效應量進行檢驗[34],引入中介變量情緒智力和職業承諾后,職業認同對工作投入的作用存在三條路徑。路徑1:職業認同→情緒智力→工作投入,間接效應值為0.188(95%CI=[0.135,0.246]);路徑2:職業認同→職業承諾→工作投入,間接效應值為0.135(95%CI=[0.076,0.208]);路徑3:職業認同→情緒智力→職業承諾→工作投入,間接效應值為0.032(95%CI=[0.013,0.059])。職業認同對工作投入的直接效應值為0.324,占總效應的比例是47.7%;情緒智力和職業承諾在職業認同與工作投入之間產生的總間接效應值為0.355,占總效應的比例達到52.3%,表明情緒智力和職業承諾在職業認同對工作投入中的鏈式中介作用成立,見表3。

表3 中介效應檢驗

綜上所知,情緒智力和職業承諾在職業認同對工作投入的影響中不僅能夠起單獨中介作用,還能通過情緒智力→職業承諾起鏈式中介作用。根據以上分析,得到圖1所示的鏈式中介模型。

圖1 職業認同與工作投入的關系路徑圖

三、討論

(一)職業認同對工作投入的影響

本研究旨在探討職業認同對幼兒教師工作投入的影響,及情緒智力和職業承諾的作用機制。結果表明,職業認同對幼兒教師的工作投入具有顯著正向影響,證實研究假設H1。這與已有研究結果一致[37],說明職業認同感強的幼兒教師更傾向于積極投入工作。職業認同是指對自己所從事職業的理解、接納和認同,以及對職業角色和職業價值的認同感。當幼兒教師深刻認同自己的職業角色和責任時,他們更有可能積極主動地投身于工作中,并會感受到工作帶來的成就感和滿足感。當幼兒教師意識到自己的工作對幼兒的成長和發展產生積極影響時,會努力提供更好的教育環境和教育質量,構建積極向上的教育氛圍。因此,教育管理部門應積極關注幼兒教師職業認同提升的路徑,提高其工作熱情和工作投入程度,提升學前教育質量。

(二)情緒智力的中介作用

研究結果支持假設H2,即情緒智力在職業認同和工作投入之間起中介作用,符合已有研究結論[22]。這意味著職業認同通過情緒智力對幼兒教師的工作投入產生間接影響,即職業認同感較高的幼兒教師具有更高的情緒智力,能夠激發對工作更強的熱情和投入,進而提升職業自豪感和使命感。

首先,職業認同感可以影響幼兒教師的情緒調節能力及其對情緒管理和表達的意識和能力。具備強烈職業認同感的幼兒教師對自己的職業身份和職責有清晰的認知和認可度,能夠激發對工作的熱情和投入,進而更加關注自己的情緒管理和表達方式,提高情緒智力水平。其次,情緒智力使幼兒教師能夠更好地認識、理解和管理自己的情緒,降低負面情緒的影響。幼兒教師保持積極的情緒狀態,有助于提高工作滿意度,增強對工作的投入程度,促進與幼兒、家長和同事之間的情感連結,建立良好的工作關系和合作氛圍,促進個人和職業的成長。最后,情緒智力作為連接職業認同和工作投入的橋梁,進一步加強了二者之間的關系。具備強烈職業認同感的幼兒教師更容易發展出較高的情緒智力水平,而情緒智力又進一步促進了工作投入水平的提升。這些因素共同作用,能夠提升幼兒教師的工作滿意度,強化其對職業的認同感,從而更加富有熱情地投入到教育工作中。因此,職業認同通過情緒智力對幼兒教師工作投入產生積極的影響。

(三)職業承諾的中介作用

研究結果支持假設H3,即職業認同通過職業承諾對幼兒教師的工作投入產生間接影響。這意味著職業認同水平越高的幼兒教師通常會表現出更高的職業承諾水平,產生更多的工作投入行為。

職業認同對職業承諾產生重要影響[38],表明當個體對自己的職業角色、責任和價值感到認同時,他們更傾向于表現出強烈的職業承諾。倘若幼兒教師對自己所從事的職業擁有較高的認同感、責任感和歸屬感,他們更愿意積極參與工作并展現出高度的投入水平,保持較長時間的職業穩定性,追求職業目標和發展,從而實現職業理想。職業承諾在這一過程中起著中介作用,能夠更好地解釋職業認同如何影響個體的工作投入水平。具體來說,職業認同通過影響幼兒教師的職業承諾水平,塑造自我身份和職業角色,推動個體追求職業目標和發展動力,進而影響工作投入。當幼兒教師對職業有較高的認同感時,他們更傾向于在職業中持續地承諾和投入。這種持續的職業承諾能夠激發幼兒教師對工作的熱情,主動承擔工作職責,保持長期的工作動力,堅守工作崗位,并表現出高度的工作投入水平。由此可知,職業認同促使個體產生職業承諾,而職業承諾進一步激發并轉化為工作投入行為。

(四)情緒智力和職業承諾的鏈式中介作用

本研究建構了情緒智力和職業承諾在職業認同與工作投入之間的鏈式中介模型,并驗證了研究假設H4,即情緒智力、職業承諾在職業認同與工作投入之間存在鏈式中介作用。這表明幼兒教師的職業認同不僅可以通過情緒智力或職業認同的單獨中介作用對工作投入產生影響,還可以通過情緒智力影響職業承諾的鏈式中介效應影響工作投入。這意味著當幼兒教師的情緒智力水平較高時,他們更能夠理解和管理自己的情緒,并有效應對工作中的壓力和挑戰,進而增強對職業的認同感和價值感。因此,情緒智力作為第一級中介變量,通過對職業認同的作用,間接影響工作投入。同時,情緒智力還能夠影響幼兒教師的職業承諾水平,進一步增強其工作投入。當幼兒教師能夠有效管理自己的情緒時,他們更有可能表現出強烈的職業承諾,并持續投入到職業中,激發工作熱情和動力,增強工作滿意度和投入水平,從而促進工作績效的提高。因此,職業承諾作為第二級中介變量,通過職業認同和情緒智力進而影響工作投入。

具體來說,當幼兒教師具有較高的職業認同時,他們對職業認知、職業需要、職業情感和職業意志具有較清晰的理解和態度傾向,能夠較好地評估自己和他人情緒,具備良好的情緒控制能力,能夠有效地管理和調節自己的情緒,將積極的情感體驗轉化為工作動力,堅定職業目標和追求,提升對本職工作的認同感和投入度。當幼兒教師能夠準確評估自己和他人的情緒,具備較高的情緒控制和使用能力時,他們能夠更好地應對職業挑戰和壓力,保持對教育事業的積極投入和追求,堅守職業道德底線,始終保持專業、負責的態度,對職業具有較高的情感依戀和忠誠度,提升職業承諾程度。這種態度傾向將會影響幼兒教師的工作投入,他們會從內心深處感受到幼兒教育工作的重要性,表現出更高的自我驅動和工作奉獻,更加珍惜職業發展機會,更加自覺地關注職業目標,積極主動地為自己的職業規劃制定目標并不懈追求,堅定對職業持續發展的態度和決心,持續激發自身的活力、奉獻精神和專注度,在工作中更加積極投入。

四、結論及展望

總的來說,提升幼兒教師的職業認同感有助于增強其工作投入,提高情緒智力以及強化職業承諾有助于這一過程的轉化。對于幼兒教師專業發展的探索,可以通過增強職業認同感、培養情緒智力和提升職業承諾來進一步增加幼兒教師的工作投入,最終實現其職業價值,并取得職業成功,為幼兒園教師隊伍建設提供有價值的啟示。

雖然本研究證實幼兒教師職業認同通過情緒智力和職業承諾的鏈式中介對工作投入的作用機制,但還存在一些不足之處:(1)樣本選擇偏差。此次研究樣本僅限于安徽省幼兒教師,在地域和人口上存在一定的局限性,結果是否具有普遍適用性還需要進一步驗證,研究結論的推廣受到限制。在后續研究中可以考慮擴大樣本范圍,包括更多地區和不同類型的幼兒教師。(2)自我報告偏差。由于研究設計中使用自我報告的問卷調查方式,受訪者可能存在回答偏差,例如社會期望或社交回應偏差,出現回答不真實、回憶偏差或主觀判斷等問題,從而影響到結果的準確性。(3)因果關系的確定。本研究采用的是橫向研究設計,難以考察幼兒教師職業認同、情緒智力、職業承諾和工作投入之間的因果關系。因此,無法得出確定性的結論,未來可采用縱向研究設計對此進行深化研究。(4)其他潛在因素的影響。比如個人特質、工作環境等,這些因素可能對研究結果產生一定的干擾,在后續研究中應進一步完善和深化研究設計,以提高研究的可靠性和有效性,為提高學前教育質量和教師素質做出更為科學的決策。