师范生制度认同与职业认同的关系：心理资本的中介作用

曾丽红，秦启光，高慧珠

（1.武夷学院 人文与教师教育学院，福建 武夷山 354300；
2.湖州师范学院 教师教育学院，浙江 湖州 313000；
3.江苏大学 教师教育学院，江苏 镇江 212013）

为了提高教师队伍的专业水平与整体素养，教育部从源头抓起，在2015 年决定实行教师资格考试“国考”制度，从而终结了师范生毕业时“自然获得”中小学教师资格的历史，从制度层面堵上了师范生在教师职业准入时的“无障碍通道”[1]。师范生对制度的认同程度是否影响到他们的学习信心、学习态度甚至是他们的教师职业认同，值得探讨与关注。教师职业认同被认为是一个复杂的、具有挑战性的心理学概念，大多数研究者将职业认同视为教师的“个人”和“职业”融合的一个持续过程[2]。教师职业认同的发展始于师范生阶段，也称作师范生教师职业认同，是指师范生对将要从事的教师职业和当前师范生身份的感知与体验，与在职教师的职业认同感既相似又有所不同[3]。师范生的职业认同不仅受到外部知识，规范和价值观的影响[4]，也受到教师信念、情感因素的影响，它们在职业认同中起着重要的作用[5]。可见，师范生职业认同受到社会，心理和文化等多因素的影响，有必要更深入、细致地探讨师范生职业认同的影响因素及其作用机制，为提高师范生职业认同水平提供更丰富的实证支撑与参考。

制度认同是人们基于对特定的政治、经济、社会制度的肯定而产生的一种政治感情上的归属感,是社会民众从内心产生的一种对制度的高度信任和肯定，并最终转换为行动[6]。同理，在教育领域，任何教育制度的产生也应该得到人们对制度的认同、遵守,师范生对教育制度本身蕴含的价值、规范与标准的合法性积极认同，自然就能够表现出自觉、自愿地去遵从相关制度[7]，并把它转化为自己的行动。有学者认为教师资格制度认同包括价值认同、效力认同和影响认同[8]；
其中，价值认同是制度认同的核心，价值认同需要自我认同与职业认同的相互作用与影响[9]。可见，制度认同与职业认同存在密切关系，师范生作为教师资格考试的重要参与者，师范生对教师资格制度的影响力、公信力、效力的认同程度可能直接影响到对师范生对专业学习的信心、乐观的学习态度，甚至会影响师范生面对考试制度改革的复原能力。

心理资本是Luthans 等人结合积极心理学与组织行为学的观点提出的概念，心理资本主要包括自信或自我效能感、希望、乐观和韧性四个方面，是个体的积极心理发展状态[10]。心理资本对于提高工作满意度、职业认同、减少职业倦怠发展有着积极的作用。以往研究发现：幼儿教师心理资本不仅对积极应对和职业认同有直接补偿作用[11]，而且与职业弹性（韧性）存在显著正相关[12]；
边境地区中小学教师的心理资本在职业认同与职业倦怠中起调节与中介作用[13]；
资源贫困地区，中小学教师心理资本在职业认同和工作幸福感之间起部分中介作用[14]。然而，学者对师范生心理资本与职业认同之间的关系研究寥寥无几，仅有的几项相关研究表明：乐观、积极的情绪在塑造职前教师职业认同中具有重要作用，而且学习因素（如信心，承诺，反馈和支持）也影响职前教师职业认同的形成，心理资本对职业认同具有积极影响[15]。而作为心理资本成分之一的自我效能感在教育实习满意度与职业认同中起中介作用[16]。

综上所述，本研究以师范生心理资本为中介变量，以制度认同为自变量，以职业认同为因变量，提出如下假设：

假设1：师范生制度认同、心理资本、职业认同之间显著正相关。

假设2：师范生制度认同能够正向预测职业认同。

假设3：师范生心理资本能够正向预测职业认同。

假设4：师范生心理资本在制度认同与职业认同中起中介作用。

（一）样本选择

本研究采用随机抽样的方法，对F 省6 所师范院校（省属师范1 所、地方师范院校4 所，师范专科1所）发放问卷817，剔除无效问卷，最终回收有效问卷737 份，有效率为90.2%，有效样本的比例构成如下：所读学校（A 高校99 人，占比13.4%；
B 高校40 人，占比18.9%；
C 高校225 人，占比30.5%；
D 高校176 人，占比23.9%；
E 高校120 人，占比16.3%；
F 高校77人，占比10.4%）；
性别（男97 人，占比13.2%；
女640人，占比86.8%）；
年级（大一77 人，占比10.4；
大二400 人，占比54.3%；
大三260 人，占比35.3%）；
所学专业（文科315 人，占比42.7%；
理科306 人，占比41.5%；
艺体116 人，占比15.8%）；
是否独生子女（是226 人，占比39.7；
否511 人，占比60.3%）；
高中就读学校（重点302 人，占比41%；
普通435 人，占比59%）；
家庭经济情况（良好90 人，占比12.2%；
一般527 人，占比71.5%、困难120 人，占比16.3%）。

（二）研究工具

1.职业认同量表

《教师资格制度下师范生职业认同量表》是根据已有的量表[3]改编而成的Likert 5 点量表，共12 道题。改编的量表首先在C 高校随机选取78 名师范生进行预测，有效问卷76 份，通过探索性分析，删除负荷量低于0.4 的题目（原题中的第6、11 题），最后剩10道题。量表由职业认知、职业效能、职业意志三个因子构成，得分越高，职业认同越高。该量表题目负荷量介于0.65～0.84 之间，因子间相关系数在0.35～0.44 之间，各因子与总量表间具有显著正相关（0.77～0.84，p＜0.01），分量表的分别为0.854、0.866、0.872，总量表Cronbach’s α 系数为0.86。用AMOS 再进一步验证性分析得知：χ2/df=4.01，RMSEA=0.064，GFI=0.956，AGFI=0.956，NFI=0.961，CFI=0.960。

2.制度认同量表

《师范生制度认同量表》是根据已有的量表[17]改编而成,此量表用Likert 5 点记分法，得分越高表示对“国考”制度的认同度越高，共10 道题。改编的量表首先在C 高校随机选取78 名师范生进行预测，有效问卷76 份，通过探索性分析，删除负荷量低于0.4 的题目（原题中的第1、5 题），最后剩7 道题，量表由制度效力和制度影响两个因子构成。制度效力是师范生对“国考”能否测量出教师申请者专业素质的基本判断；
制度影响是师范生感受到的“国考”会对其职业生涯的影响程度，题目负荷量介于0.65～0.86 之间，因子间相关系数在0.35～0.44 之间，各因子与总分间具有显著正相关（0.79～0.91，p＜0.01）,分量表Cronbach’s α分别为0.854、0.866、0.872，总量表Cronbachα 系数为0.86。用AMOS 再进一步进行验证性分析得知:χ2/df=2.64，RMSEA=0.047，GFI=0.98，AGFI=0.98，IFI=0.961和CFI=0.98。

3.心理资本量表

《心理资本量表》是根据已有的量表[18]，选取自我效能感、乐观、韧性三个维度改编而成，此量表用Likert 5 点记分法，共9 道题。改编的量表首先在C 高校随机选取78 名师范生进行预测，有效问卷76 份，通过探索性分析发现，所选取的9 道题负荷量都超过0.4，负荷量介于0.64～0.80 之间，量表包括三个因子，因子间相关系数在0.27～0.46 之间，各因子与总分间具有显著正相关（0.64～0.81，p＜0.01），分量表的Cronbach’s α 分别为0.767、0.772、0.761；
总量表Cronbach’s α 系数为0.77。用AMOS 再进一步进行验证性分析得知:χ2/df=1.50，RMSEA=0.026，GFI=0.98，AGFI=0.98，IFI=0.98，CFI=0.99。

4.数据处理

采用SPSS22.0 与AMOS22.0 软件对数据进行描述性统计、回归分析以及采用结构方程模型中介效应检验。

5.Harman 共同方法偏差检验

为了检验问卷变量的项目是否可能存在共同方法偏差,本研究进行Harman 单因子检验,检验未旋转的因素分析结果，结果表明单因素值为24.2%，不超过40%,共有8 个因子的特征值大于1，除此之外，再进行单因子模型拟合，结果发现模型拟合指数为χ2/df=12.53，p=0.000，RMEA=0.125，GFI=0.652，AGFI=0.592，IFI=0.482，CFI=0.479，模型拟合很差，说明问卷的项目不存在共同方法偏差。

(一)各变量间的相关分析

对主要变量进行描述统计与相关分析，如表1 所示，师范生职业认同、制度认同、心理资本的自评总得分都高于临界值3 分，说明师范生对教师职业的认同程度、对教师资格考试制度的认同程度以及心理资本都呈现中等偏上水平。相关分析表明师范生的职业认同及其三因子、制度认同及其二因子与心理资本之间均存在显著正相关（p＜0.01），验证了假设1，有必要进一步研究它们之间的关系。

表1 各变量间的相关分析(N=737)Tab.1 Correlation analysis among variables(N=737)

(二)制度认同、心理资本与职业认同的关系

1.制度认同、心理资本对职业认同的回归分析

采用多元逐步回归技术考察师范生制度认同与心理资本能否预测职业认同。分析结果(见表2)，制度认同、心理资本正向预测职业认同，验证了假设2、假设3，共预测了职业认同总变异量的27.1%。

表2 制度认同、心理资本对职业认同的回归分析Tab.2 Regression analysis of institutional identity and psychological capital on professional identity

2.心理资本在制度认同与职业认同的中介作用

根据上文研究结果梳理与分析，本研究推论心理资本在制度认同与职业认同间可能起中介作用。为此，采用结构方程模型予以检验（图1），分析结果显示χ2/df=3.05，RMSEA=0.53，GFI=0.914,AGFI=0.897，IFI=0.911，CFI=0.911，模型的各项拟合指数良好。制度认同到职业认同的直接路径显著(β=0.64,p＜0.001)，表明职业认同能够正向预测职业认同；
同时制度认同能够正向预测职业认同(β=0.50,p＜0.001)；
心理资本能够正向预测职业认(β=0.20,p＜0.001)，表明制度认同可能通过心理资本对职业认同间接产生影响。

图1 心理资本的中介模型Fig.1 Mediation model of psychological capital

采用Bootstrap 法重复抽样5000 次计算，检验心理资本在制度认同与职业认同之间的中介效应。结果（表3）所示:95%的置信区间均不包含0，存在中介效应，制度认同与职业认同的直接效应显著，心理资本在制度认同与职业认同间的中介作用显著。其中制度认同经过心理资本对职业认同的间接效应值0.10，进一步验证了假设3、假设4。

表3 中介效应值与效应量Tab.3 Mediated effect values and effect sizes

(一)师范生在职业认同、制度认同、心理资本的总体情况

从表1 得知：师范生在职业认同、制度认同、心理资本各变量上的得分为中等水平，如果以均分大于或等于3 分的标准来审视，所调查的师范生在职业认同、制度认同、心理资本的均分相对理想。说明目前师范生对自己即将从事的教师职业有比较正确的认知、相信自己能胜任教师职业、能比较坚定以后从事教师行业并不轻易转行，对教师资格制度的效力以及影响力的认同程度较高，自我效能感、乐观程度，韧性良好。因此，相信师范院校能够输送合格甚至优秀的师范生，为将来的教育事业做贡献。

(二)制度认同、心理资本与职业认同的关系分析

由表1、表2 分析结果得知，师范生的制度认同、心理资本与职业认同之间存在显著相关，而且制度认同、心理资本可以正向预测职业认同，说明制度认同、心理资本在职业认同形成中的重要意义与价值。首先，制度认同与职业认同显著相关，而且能够正向预测职业认同，表明师范生制度认同的高低直接影响其职业认同。可能原因是师范生的制度认同度高就意味着他们认为教师资格制度具有一定的效力与影响力，可以提升教师资格证的“含金量”，有助于提高教师职业的声誉与社会地位，提高师范生对教师的职业认同。其次，制度认同与心理资本显著相关，表明师范生的心理资本水平随着制度认同的提高而提高。究其原因，可能是师范生对教师资格考试制度具有正确认知与合理判断时，对制度产生积极认同，在考试时会更积极乐观、自信，即使是备考上遇到困难，也能够寻找到有效学习策略、迅速复原、坚持不懈，最终考出好成绩。最后，心理资本与职业认同显著相关，而且能够正向预测职业认同，说明师范生心理资本提高，职业认同也会随之提高。可能原因是师范生自信心强、乐观、韧性强对于自己的教学知识与教学技能学习也会更有把握，对未来从事的教师职业更有信心，更加相信自己能胜任教师职业。

由图1 数据分析结果得知：心理资本在制度认同与职业认同间存在中介效应，说明师范生的制度认同可以通过心理资本的中介作用正向预测职业认同，心理资本越高，职业认同越高。

师范生的制度认同、心理资本与职业认同之间存在显著正相关，而且制度认同可以通过心理资本正向预测职业认同。教育制度改革是教育发展的必然结果，教育制度认同受到制度本身的合理性、效力与价值的影响，也受到利益相关者对制度解读的影响，因此，师范院校把“国考”制度的解读作为师范生入学教育的一项重要工作，促使师范生对“国考”制度的效力与影响的正确认知，帮助师范生意识到“国考”制度的制定增加了教师资格证在社会上的“含金量”，有助于个人把资格证作为“文化资本”直接转化为“经济资本”，促进师范生形成积极的制度认同，提高教师职业认同。

高校应该根据教师资格考试要求，改革传统的培养模式，在保持其基础、特色课程的基础下，重视教学实践课程的设计与实施。开设相关笔试、面试的辅导课程，或是把考试内容融入课程教学，请有经验的一线教师或学长、学姐分析经验，让师范生对考试政策、考试内容、考试形式有更加深入的了解，缓解他们考试焦虑，促使师范生理性、乐观看待新考试制度，增强考试自信心，增加心理资本，进而提高职业认同。

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