高职生职业同一性、自我效能感与学业投入的关系研究

刘淑晓 刘经兰

(1.河南信息统计职业学院，河南 郑州 450000；2.赣南师范大学教育科学学院，江西 赣州 341000)

职业同一性是个体在寻求职业的过程中，对自我职业发展因素的思考，包括对自我的兴趣、能力以及职业价值观的明确，这是对个体的过去、现在和将来发展的一种整合[1]。20世纪80年代，班杜拉将自我效能感定义为人们对完成某种行为以及期待这种行为带来某种结果的能力信念，知觉到的预期结果将会影响个体的目标选择及努力程度[2]。已有研究表明，职业同一性状态与大学生的一般自我效能感之间存在相关，大学生的一般自我效能感可以显著正向预测职业同一性达成和职业同一性早闭，显著负向预测职业同一性延缓[3]。Gushue等对拉丁裔高中生的调查研究显示，此群体的自我效能感与职业生涯的探索行为显著正相关，且自我效能感的高低能显著正向预测高中生的职业认同水平[4]。

Schaufeli等人认为学业投入的特征是活力、奉献、专注，是一种与学习有关的积极情绪以及饱满的认知状态[5]。扈丹丹等人通过对研究生群体的研究发现，学习投入对学业自我效能感具有正向的预测作用，两者显著相关[6]。范金刚和张进强的研究显示，一般自我效能感与学习投入的各个维度呈显著正相关[7]。刘长江等认为，职业决策困难与大学生的自我效能感具有一定程度的负相关[8]。韩惠民对医学院校大学生就业意向与一般自我效能感的关系进行研究，结果显示，高自我效能感的学生对自己的未来发展充满信心，倾向于选择适合自己更好发展的区域，就业薪金的期望值也较高[9]。王翠荣认为职业同一性达成、职业同一性延缓、职业同一性扩散与高中生的学业投入各维度相关显著，职业同一性达成的学生学业投入程度最高，而学业投入程度最低的是职业同一性扩散状态的学生[10]。

通过对五年制高职生的访谈发现，此阶段的学生面临的突出问题有对未来感到迷茫，自我效能感较低，学业问题凸显。本研究以五年制高职生为对象，探讨其职业同一性、一般自我效能感与学业投入之间的关系，以及自我效能感在职业同一性与学业投入之间可能起到的中介作用，以期从多方面提高五年制高职生的学业投入水平。研究假设，五年制高职生的职业达成状态与一般自我效能感之间显著正相关，职业达成与学业投入各维度显著正相关，一般自我效能感显著正向预测学业投入水平，并在职业同一性与学业投入之间起到中介作用。

一、研究方法

(一)研究对象

采取整群抽样的方法，从不同类型的四所高等专科学校的五年制高职生中，分别抽取一年级至四年级的两个班级的学生为施测对象。共发放问卷1500份，回收1430份，剔除不认真作答以及不完整的无效问卷107份，共有1323份有效问卷。问卷回收率95.33%，有效率92.52%。

(二)研究工具

1.职业同一性量表。采用的是蒋璐修改的，适用于国人的职业同一性量表(OIS)[11]。此量表为两点计分，包括28个题目，分为四个维度，分别是职业延缓型、职业弥散型、职业早闭型、职业达成型，总量表的内部一致性信度为0.802。

2.一般自我效能感量表。采用的是张建新和拉尔夫·施瓦策尔和马蒂亚斯·耶路撒冷于1995年发表的一般自我效能感量表[12]，问卷包含10个题目，采用李克特四点计分法，得分越高，表明学生的自我效能感越好。在本研究中的Cronbach’s α系数为0.794。

3.学业投入量表。采用的是Schaufeli等人编制，由方来坛、时勘等人修订的学业投入量表，该量表包含17个题目，按照学业投入的特征划分为活力、专注和奉献三个维度。采用李克特七点计分法，得分越高，能够反映出学生高水平的学业投入。本研究中，“活力”、“奉献”、“专注”三个维度的Cronbach’s α系数为分别为0.842，0.833，和0.874，该量表总的Cronbach’s α系数为0.931。

(三)数据处理

采用SPSS 22.0进行描述性统计分析及相关分析，用AMOS 17.0构建结构方程模型分析一般自我效能的中介作用。

二、结果分析

(一)高职生职业同一性的总体状况

采用描述性统计分析，得到五年制高职生职业同一性状态的总体分布为：职业达成型的有409人，占30.9%；职业早闭型的有23人，占1.7%；职业延缓型的有521人，占39.4%；职业弥散型的有103人，占7.8%；无法归类的有267人，占20.2%。由此可知，五年制高职生的职业同一性状态所占比例的顺序为：职业延缓型>职业达成型>职业弥散型>职业早闭型。

(二)高职生职业同一性、一般自我效能感与学业投入相关分析

表1 职业同一性、一般自我效能感与学业投入的相关矩阵

如表1所示，除一般自我效能感与职业延缓和职业弥散相关不显著外(p>0.05)，而职业同一性、一般自我效能感与学业投入各维度间均显著相关。

(三)自我效能感在职业同一性与学业投入间的中介作用

采用结构方程模型对自我效能感在职业达成和学业投入各维度之间中介效应进行检验。为使模型更加简洁，提高建模效率，分别对职业达成以及自我效能感各变量进行打包。采用打包法的前提是所要打包的题目必须单维且同质，在此基础上，借鉴吴艳、温忠麟提出的平衡法，将职业达成打包成两个维度，将自我效能感打包成三个维度。

以职业达成为外源变量，自我效能感和学业投入为内生变量建立结构方程模型，采用AMOS17.0进行路径分析，结果如图1所示，该结构方程模型的拟合指数χ2/df=2.790，RMSEA=0.037，CFI=0.993，NFI=0.964，RFI=0.982。

图1 以职业达成为外源变量的结构方程模型

在结构方程模型的拟合指数中，χ2/df的值在2.0和5.0之间为可接受模型；RMSEA低于0.1为好的拟合，低于0.05表示非常好的拟合；CFI、NFI、TLI、RFI均越大越好，一般应大于0.9。因此，图1中以职业达成为自变量构建的结构方程模型为比较好的模型。其中职业达成——>自我效能感，自我效能感——>学业投入，职业达成——>学业投入这三条路径上的系数显著，说明职业达成可以直接影响学生的学业投入，也通过自我效能感对学生的学业投入产生影响，自我效能感在职业达成与学业投入之间起到部分中介作用，进一步的Sobel检验得出Z=2.118(P<0.05)，因此自我效能感在职业达成与学业投入之间的中介效应显著，自我效能感所得的中介效应量为0.11，占总效应的26%。

三、讨论

(一)五年制高职生职业同一性、自我效能感和学业投入的关系

相关分析的结果表明，五年制高职生的职业达成与职业早闭状态与一般自我效能感、学业投入的各维度成正相关，而职业延缓与职业弥散与一般自我效能感的相关不显著，与学业投入的维度呈显著负相关。一般自我效能感与学业投入各维度的显著正相关，这与范金刚等人的研究结果一致。职业同一性与自我效能感是相互影响的，一般自我效能感高的个体，更容易确定自己的职业目标，在探索未来职业的过程中，会选择符合自己兴趣的职业，并相信自己可以达到这个目标。而职业目标的确立反过来会为个体提供发展的动力以及提高个体解决问题的能力，在学习的过程中，会投入更多的精力。之所以职业早闭也能正向预测一般自我效能感和学业投入水平，是因为职业早闭在某种程度上来说，为个体的发展确定了方向，低探索高承诺的个体，也会为达到某一目标而努力。

(二)自我效能感在职业同一性与学业投入间的部分中介作用

刘经兰等人对自我效能在初中生的学习态度与学业成绩之间的中介效应进行探讨，发现初中生的学习态度能够通过自我效能感间接作用于学生的学业成绩[15]。石雷山等人的研究表明初中生的学业自我效能感在家庭经济地位与学业投入之间起到完全中介作用[16]。本研究也证实了自我效能感在职业达成、职业弥散与学业投入间的中介作用。结构方程模型的分析结果表明，职业达成正向预测高职生的一般自我效能感与学业投入水平，自我效能感在职业达成与学业投入间起到部分中介作用，中介效应量为0.11，占总效应的26%。有清晰职业目标的高职生，相信自己有能力达到既定目标，并在此过程中，努力学习专业知识和技能。因此，职业达成不仅能够直接预测学生学业投入的程度，而且还会通过影响自我效能对学生的学业投入产生正向促进作用。对于五年制高职生，首先要让他们熟悉学习本专业未来的发展方向，引导他们正确认识自己，让他们看到自己的闪光点，从简单的小事做起，培养他们的自信心；其次结合自身的职业气质和职业兴趣，确定未来的职业目标；最后帮助学生制定短期和长期的学习计划，从增强学生的主观能动性出发，逐步提高他们的学业投入水平。