教育实践满意度对师范生职业认同感的影响——心理资本和心理契约的链式中介模型

任永灿，郭元凯

(1.北京联合大学师范学院，北京 100011；2.中国青少年研究中心，北京 100089)

一、研究背景

师范生是一个特殊的大学生群体，扮演着“学生”和“准教师”双重角色，其职业认同感的强弱事关我国未来师资队伍的稳定性及教师教育事业的发展潜力。作为职前—职后的重要衔接期，教育实践是师范生接触一线教育情境的重要机会，能给师范生提供真实、直接的教师身份体验，实现从“受教者”到“施教者”的角色转变。郭方涛等发现，教育实践有利于师范生提升专业知识技能，加深对教师职业的客观认识和理解。[1]Leeferink等指出，教育实践促使师范生进一步了解教师职业，增强其从教信心，激发职业认同。[2]因此，应充分利用教育实践资源提升师范生专业情意、职业责任感及认同感。

当前我国师范生的职业认同感总体水平偏低，[3]造成这一现状的可能原因是师范生教育实践未发挥出应有效果。一方面，师范生教育实践过于偏重“做中学”，强调教学技能形成的重复模仿，忽略对其情感认同及身份认同的培养。[4]另一方面，在教育实践中，存在着师范生因角色受限导致的“边缘性参与”、教育现场的“现实冲击”与理想的“教育期待”差距大、实习的“情境有限”造成狭隘经验的简单复制等问题。Buchanan发现，职前教师的期望与实习学校之间的冲突易导致其产生紧张情绪、沮丧及挫败感，进而对教育实践持较低满意度，影响其职业认同。[5]

基于此，本文拟从师范生的教育实践经历满意度视角切入，探讨如何提升其职业认同感。现有关于师范生教育实践满意度与职业认同感关系的研究主要以零散的理论推演或质性分析为主，鲜见探讨二者关系的实证研究。此外，当前研究多从“物”的方面，如从教育实践模式的优劣势、实习条件及设施等视角出发，忽视了“人”这一能动性主体，尤其是师范生自身的认知、动机等心理变量所起的关键作用。因此，本文在已有研究基础上，整合社会认知理论和社会交换理论，尝试以心理资本和心理契约作为中介变量，构建双重中介及链式中介模型，并引入自我职业生涯管理作为调节变量，探讨教育实践经历满意度对师范生职业认同感的作用机制及边界条件，以期为提升师范生职业认同感提供指导。

二、理论基础和研究假设

(一)教育实践满意度对师范生职业认同感的影响

职业认同感(professional identity)是指师范生对教师职业价值、意义的看法，并持肯定及认可态度。它是一个动态变化、学习及建构的发展过程，是师范生在对自身教育教学行为、语言、实践等与所处环境相互关系的解释和归因中形成的。教育经历、初任教师经历、师范生职前实习等都是影响职业认同感的重要因素。[6]研究发现，教育实践经历显著影响师范生的工作态度和职业热情。[7]教育实践期是师范生职业认同感形成的关键期，他们对于教育实践经历的满意度及接纳度，将促使其对教师职业的理解和思考。

姚崇等发现，师范生对于当前公费教育政策的满意度显著影响其职业认同感。[8]Zhang指出高师生的实习经历影响其职业认同感的形成。[9]吕立杰等发现，实习教师的实习满意度直接影响其职业认同感，且自我效能感在教育实习满意度与职业认同之间起中介作用。[10]然而，尚未有研究直接验证教育实践满意度对师范生职业认同感的预测作用。

据此，提出假设H1：教育实践满意度对师范生职业认同感具有正向影响。

(二)心理资本的中介作用

心理资本(psychological capital)是指个体所具备的积极心理品质，借助针对性的开发和训练可提升其水平。[11]陈韶荣和吴庆松对40所本科高校的635名青年教师调研发现，心理资本对青年教师职业认同感具有正向预测作用。[12]高心理资本水平师范生，更善于激发自身从教动机，调动认知资源，表现出更多职业创造性和积极性。师范生作为未来的人民教师，既定职业角色决定了其心理状态更具有开发和应用价值。

在教育实习期间，师范生通过全面独立的教学实践体验，自主建构起对职业深层次的思考。与师范生相对应，国外有关职前教师或新手教师的研究表明，职前教师的实习实践项目满意度对于其教育教学自信有着显著影响。Hoffman等研究指出，在教育实践期间，对教育实践满意度更高的职前教师在应对工作困难和逆境时能够积极适应，表现出超凡的意志力和复原力，其职业认同感更高。[13]可以看出，师范生对于自身教育实践经历的满意与否将直接影响着其职业热情及主动性。

据此，提出假设H2：心理资本在教育实践满意度与师范生职业认同感之间起中介作用。

(三)心理契约的中介作用

心理契约(psychological contract)是一种可建构的认知加工过程，指在以承诺和信任为基础的雇佣关系中，个体对他(她)与组织双方应承担责任的主观认知。当心理契约得到有效兑现时，个体会表现出更高的工作满意度、留职意愿和组织信任感。当心理契约破裂时，则会对个体的工作态度及行为产生消极负面影响。[14]莫书亮等认为当心理契约破裂，即师范生感知到的“学校实际履行责任”水平显著低于“学校应该承担的责任”时，将影响其低职业承诺及认同感。[15]

在教育实践期间，师范生对教师这一职业的心理预期与真实感受相融合，职业适应性不断增强，并逐步建构自身职业价值观。实习学校为满足自身发展需要，也需引进人才。此时，作为一个互动过程，心理契约感逐步形成。邹玉梅等发现，在教育实践期间，师范生经历了从动态变化向静态稳定的心理契约转变过程，可增强对教师职业的忠诚度，进而实现对教师职业的认同。[16]

据此，提出假设H3：心理契约在教育实践满意度与师范生职业认同感之间起中介作用。

(四)心理资本和心理契约的链式中介作用

社会认知理论认为，高心理资本水平个体对组织因自身努力和责任履行而给予公平奖赏的感知程度，有利于提升其对组织应尽责任的认知，进而促使心理契约的履行。社会交换理论也认为，心理契约在本质上是一种社会交换，即个体在为组织贡献的同时，也期待组织能给予相应回报，反之亦然。[17]高心理资本水平个体认同社会交换遵循的互惠原则，即认为“当一方从另一方获益时，责任也伴随而生”。因此，在教育实践期间，高心理资本水平师范生，会对实习学校赋予的责任有强烈的感知，直接影响其职业认同感。

据此，提出假设H4：心理资本和心理契约在教育实践满意度与师范生职业认同感的关系中起链式中介作用。

(五)自我职业生涯管理的调节作用

自我职业生涯管理(self-career management)是个体进行职业探索、职业目标制定、继续学习、自我展示等行为，[18]有助于深化个体对自身及外部环境的认知，明晰其职业目标和职业自我概念，进而做出高质量的职业选择和决策。研究发现，注重自我职业生涯管理的个体具有更加明确的职业发展规划和更高的职业认同感。

良好的自我职业生涯管理促使师范生更好地认识自我、制定职业目标及实现策略，从而提高自身核心能力。在教育实践过程中，对自身从教生涯有明确规划的师范生，更能适应教育实践，表现出较高的满意度。这有助于改善师范生对教师职业的刻板认识，强化其对准教师的角色认知，表现出更有规划性的职业生涯探索行为，进而在探索过程中又能掌握更多工作技能并迅速调整自我，促进职业认同感。

据此，提出假设H5：自我职业生涯管理在教育实践满意度与职业认同感关系间的调节效应显著。

强调自我生涯管理规划、个体价值驱动和主观职业评价是高心理资本水平个体的显著特征。高心理资本水平师范生具有较强的自我调适能力，能够主动地迎合外部环境变化做出调整，在有关自身职业成长决策方面表现出积极、谨慎等特征，其心理韧性较强。这种积极职业心理资源蕴含着丰富的心理能量，有助于师范生积极适应职业生涯困境，及时调整生涯发展目标以更好地应对职业生涯困境，进而增强职业认同感。

据此，提出假设H6：自我职业生涯管理在心理资本与职业认同感关系间的调节效应显著。

Sturges等研究发现，个体的职业生涯管理与其心理契约满足感正相关。[19]教育实践期间，随着师范生与实习学校的心理契约水平的深化，一方面，师范生在支持性工作环境中加深对教师职业的了解和认可；另一方面，师范生积极进行职业探索，调整自身的职业目标和策略，持续学习、注重与指导教师的关系发展，而这正是高职业认同感的诠释。

据此，提出假设H7：自我职业生涯管理在心理契约与职业认同感之间的调节效应显著。

综上所述，本研究拟从社会认知和社会交换理论的视角出发，试图考察教育实践满意度对师范生职业认同感的作用机制和边界条件，并构建了教育实践满意度、心理资本、心理契约、自我职业生涯管理与职业认同感的理论模型(见图1)。

图1 本研究的理论模型图

三、研究设计

(一)样本选取与数据收集

本研究选取北京市和河南省四所市/省属高校全日制师范教育方向的在校生为研究对象，使用时间间隔方法(间隔为1-2周)进行程序控制，即采用编码后的问卷先后进行两次测查。两次回收有效问卷分别为890份和876份，经匹配并剔除无效问卷后有效问卷的数量均为864份，有效回收率大于96%。其中，男生289人(33.4%)，女生为575人(66.6%)；城市学生307人(35.5%)，城镇学生319人(36.9%)，农村学生238人(27.6%)。

(二)变量测量

对教育实践满意度的测量，本研究采用吕立杰等编制的教育实习满意度问卷，[10]并加以改编。该量表共5个维度，26个条目，采用Likert5 点计分法，Cronbach α系数为0.925。

对心理资本的测量，本研究采用Luthans等开发编制的心理资本问卷，[20]并根据师范生情境加以改编。该量表共4个维度，24个条目，采用Likert 5点计分法， Cronbach α系数为0.923。

对心理契约的测量，本研究采用石晶等编制的师范生心理契约量表。[21]该量表2个维度，26个条目，采用Likert 5点计分法，Cronbach α系数为0.834。

对自我职业生涯管理的测量，本研究采用龙立荣等开发的自我职业生涯管理量表，[18]并依据师范生情境进行改编。该量表4个维度，15个条目，采用Likert 5点计分法，Cronbach α系数为0.89。

对职业认同感的测量，本研究采用赵宏玉等编制的免费师范生职业认同量表。[22]该量表3个维度， 15个条目，采用Likert 6点计分法，Cronbach α系数为0.91。

四、数据分析与假设检验

(一)共同方法偏差检验

根据周浩和龙立荣的建议，[23]本文采取两个步骤控制并检验共同方法偏差。一是进行程序控制，即分阶段收集数据，并在数据收集过程中强调匿名性、保密性以及数据仅限于学术研究、部分条目使用反向表述等。二是采用Harman单因素检验将所有变量的题项一起做因子分析，在未旋转时得到第一主成分来判断同源方差的严重程度。结果显示，第一公因子解释的变异量为18.06%，小于40%的临界标准。因此本文不存在严重的共同方法偏差。

(二) 描述性统计分析

各变量的均值、标准差及相关系数矩阵如表1所示。师范生的教育实践满意度、心理资本、心理契约、自我职业生涯管理和职业认同感平均分在3.54～4.16之间。相关分析结果显示，教育实践满意度与心理资本(r=0.59，p<0.01)、心理契约(r=0.45，p<0.01)、自我职业生涯管理(r=0.44，p<0.01)、职业认同感(r=0.46，p<0.01)呈显著正相关关系。心理资本与心理契约(r=0.53，p<0.01)、自我职业生涯管理(r=0.66，p<0.01)、职业认同感(r=0.57，p<0.01)呈显著正相关关系。心理契约与自我职业生涯管理(r=0.33，p<0.01)、职业认同感(r=0.52，p<0.01)呈显著正相关关系。自我职业生涯管理与职业认同感(r=0.47，p<0.01)呈显著正相关关系。结果表明，变量间的相关系数在0.33～0.66之间，呈中高度相关且均达到了显著性水平，研究假设得到初步支持。

表1 各变量的均值、标准差及相关系数(n=864)

(三)链式中介效应检验

首先，以教育实践满意度为自变量、职业认同感为因变量构建模型1，探讨教育实践满意度对职业认同感的直接作用；其次，加入心理资本和心理契约作为独立中介变量，构建模型2，探讨二者的并行中介效应；最后，在模型2的基础上，建立心理资本和心理契约之间的联系，即遵循“教育实践满意度→心理资本→心理契约→职业认同感”链式中介路径，构建模型3，探讨二者的链式中介效应。结果显示，在模型1中，教育实践满意度对职业认同感的路径系数显著(β=0.49，p<0.01)，且模型拟合较好，说明了教育实践满意度能够显著正向影响职业认同感，验证了假设1；在模型2中，模型拟合较差，排除了心理资本和心理契约的并行中介效应；在此基础上，模型3建立了心理资本和心理契约的链式中介路径，模型拟合较好，同时模型中所有路径系数均显著，如图2所示。因此，根据联合显著性检验可以判断，心理资本和心理契约各自的中介效应显著，二者在教育实践满意度与职业认同感之间的链式中介效应也显著。上述结果表明，教育实践满意度分别通过心理资本、心理契约和心理资本→心理契约三条路径间接影响职业认同感，验证了假设2、 3和 4，如表2所示。

表2 结构方程模型比较结果

图2 心理资本和心理契约的链式中介效应模型

本文采用Bootstrap方法重复取样5000次计算偏差校正95%水平下的置信区间，对中介效应进行显著性检验。结果表明，心理资本和心理契约在教育实践满意度和职业认同感的关系中起多重中介作用。总中介效应由三条路径产生的间接效应组成，教育实践满意度经心理资本、心理契约、心理资本→心理契约中介链对职业认同感产生的中介效应均显著，置信区间分别为[0.01，0.11]、[0.03，0.12]、[0.01，0.09]，均不包含0，再次表明各中介路径均成立。由表3可知，从教育实践满意度到职业认同感的直接效应值是0.21，总中介效应值为0.17，总效应值为0.38。三条中介路径的效果量分别是15.8%、21.1%、7.9%，总中介效果量为44.7%。

表3 师范生教育实践满意度影响职业认同感的路径及效应分解

(四)调节效应检验

本文采用层次回归分析检验自我职业生涯管理的调节效应。首先，模型1只包括控制变量，模型2在模型1的基础上加入自变量教育实践满意度，模型3在模型2的基础上加入调节变量自我职业生涯管理，模型4在模型3的基础上加入教育实践满意度与自我职业生涯管理的交互项后，发现自我职业生涯管理在教育实践满意度与职业认同感之间起正向调节作用(β=0.143，p<0.01)，验证了假设7。在高水平的自我职业生涯管理作用下，教育实践满意度对职业认同感的影响加强，自我职业生涯管理正向调节教育实践满意度与职业认同感的关系，如图3所示。其次，模型5在模型1的基础上加入心理资本变量，模型6在模型5基础上加入自我职业生涯管理变量，模型7在模型6的基础上加入心理资本与自我职业生涯管理的交互项，自我职业生涯管理在心理资本与职业认同感之间起正向调节作用(β=0.152，p<0.01)，验证了假设8，如表4所示。

表4 自我职业生涯管理的调节效应分析

在高水平自我职业生涯管理下，心理资本对职业认同感的正向影响加强，自我职业生涯管理正向调节心理资本与职业认同感的关系，如图4所示。接着，模型8在模型1的基础上加入了心理契约，模型9在模型8的基础上加入自我职业生涯管理变量，模型10在模型9的基础上加入了心理契约与自我职业生涯管理的交互项后发现，自我职业生涯管理在心理契约与职业认同感之间起正向调节作用(β=0.193，p<0.01)，验证了假设9。在高水平自我职业生涯管理下，心理契约对职业认同感的正向影响增强，自我职业生涯管理正向调节心理契约与职业认同感的关系，如图5所示。

五、研究结论与对策建议

(一)研究结论

1.教育实践满意度正向影响师范生职业认同感

师范生在经历教育实践后，对教师职业给出了更加积极的情感评价，表现出更坚定的从教信念，这与张晓辉等人的研究发现一致。[24]早期的教师职业认同教育是师范生在教育实践体验中逐步形成的，教育实践经历的丰富与否直接决定和影响其职业认同感。在现场教育实习期间，指导教师要注重发挥师范生的主体性，为师范生创设全方位的“做中学”的机会，让师范生在教育实践中，通过个体全面的、独立的教学实践体验，自主建构起职业认同感。

图3 自我职业生涯管理对教育实践满意度—职业认同感的调节效应

图4 自我职业生涯管理对心理资本—职业认同感的调节效应

图5 自我职业生涯管理对心理契约—职业认同感的调节效应

2.心理资本、心理契约分别在教育实践满意度与职业认同感之间发挥部分中介作用，且心理资本→心理契约在二者之间起链式中介作用

本文验证了心理资本是教育实践满意度影响职业认同感中介路径中的关键，也解释了经历实习后师范生出现职业承诺降低、职业倦怠或情绪耗竭等引发的违约现象。在教育实践过程中，师范生心理资本经由心理契约作用于职业认同感，能够指导学校及实习单位从关注师范生日常状态到满足师范生内心需求，增强师范生实习责任感知，提升师范生完成实习任务的积极心理能力。

3.自我职业生涯管理的调节作用

一方面，自我职业生涯管理是一个复杂的动态过程，其成效受到师范生自身能力、个性、态度等因素影响。在教育实践过程中，自我职业生涯管理能促进师范生深化对自身和外在环境的认知，提升其职业认同感。另一方面，高心理资本水平的师范生能够积极关注并主动规划自身职业发展，快速适应角色转换，其职业认同感也会更高，这与许琦的研究结果相一致。[25]此外，对实习学校赋予责任的感知，也会促使师范生积极进行职业探索和规划，提升自身职业归属和认同感。

(二)政策建议

1.全面认识教育实践，丰富教育实践形式

一方面，高校应重视并加强对师范生教育实践的规划、管理、评估和激励工作。结合师范生特征和人才培养要求，深化教育实践类教学改革，积极整合校内外资源，形成实践育人合力。做好师范生教育实践专业认同教育，重视培养师范生的职业情怀，提升其职业认同的内在张力。另一方面，实习学校在组织教育实践时，需进一步扩展实践内容，让师范生积极参与教学工作反馈、课程计划交流、学校文化融入等活动，遵循“个体认同—自我养成—自主生发”的内在逻辑法则，共同提升师范生职业认同感。

2.开发激活师范生积极心理资本

高心理资本水平师范生能有效调节心理智能，实现对自身潜能发展的再认知，因此，激活开发师范生积极心理资本是提升其职业认同感的动力源泉。首先，重视师范生的心理健康问题，定期对师范生进行心理辅导，增强抗挫折能力及职业自信，培养对教师职业的归属感。其次，加强职业理想教育。提升师范生责任感和使命感，坚定职业信念，锤炼心理韧性，培养“乐教”意识。崇高的教育理想和坚定的职业信念正是师范生积极心理品质的核心要素。最后，加强职业发展规划指导。以生涯指导帮助师范生设立职业发展目标，加强对师范生职业技能的训练，夯实专业基础，增强职业自信。

3.重视建构师范生心理契约

在教育实践过程中，心理契约是师范生—实习学校的双向关系。只有了解双方期望，并真正达成共识，才能形成共同期望的心理契约。因此，一方面，积极沟通、了解期望，构筑心理契约。应积极沟通并合理调整两者对彼此的期望和自身期望，缩小对彼此责任与义务的认知差异，为共同心理契约的形成奠定期望基础。另一方面，建立信任，调整认知，实施心理契约。学校应设计科学的激励方式，构建心理契约的保障，也应营造以人为本的学校文化，构建心理契约的桥梁。

4.鼓励师范生进行自我职业生涯管理

一方面，学校应该扮演好帮助者和支持者角色，如帮助师范生制定职业生涯规划、定期评估师范生职业认同感及发展潜力。也可设立职业生涯发展通道，向师范生传达最新教育事业信息等。另一方面，师范生必须加强自身职业生涯管理，经常关注职业环境。可借助先进的测评工具制定详细的职业发展规划，在职业生涯发展过程中了解自我价值观、需要、动机、兴趣及能力等个人特征，以职业自我观促进职业认同感。