定向师范生职业认同与职业成熟度的关系：学习投入的中介效应

雷婷婷，张 岩

（江苏第二师范学院教育科学学院，江苏 南京 211200）

0 引言

党的二十大报告明确提出了全面推进乡村振兴的战略，发展高质量的乡村教育是实现乡村振兴的重要内容，而培养和输送高素质的乡村教师则是办好乡村教育的源头活水. 早在2015 年，国务院办公厅发布《乡村教师支持计划（2015—2020 年）》，自此各个地方院校开始全面实施乡村定向师范生教育. 2021 年颁布的《中华人民共和国乡村振兴促进法》更是将“加大乡村教师培养力度，采取公费师范教育等方式吸引高等学校毕业生到乡村任教”纳入法律范畴. 因此，如何将乡村定向师范生培养成为“下得去、留得住、教得好、有发展”的教师，已经成为教师教育亟待解决的一个重要命题.

职业成熟度是职业生涯指导中的核心概念，指的是个体掌握与其职业发展阶段相适应的职业发展目标的程度[1]. 随着对职业成熟度研究的深入，人们认识到由于不同职业的特殊性和差异性，针对不同职业开展相关的职业成熟度研究更具有现实指导意义[2]. 教师是一个专业性强的特殊职业群体，师范专业人才培养的职业定向比较明确，尤其是在目前大力开展乡村定向师范生教育的背景下，对定向师范生职业成熟度开展相关研究具有重要现实意义. 定向师范生教师职业成熟度是指定向师范生在教师职业准备阶段的职业心理发展水平，包括其未来的教师职业态度成熟度和职业能力成熟度两个方面[3]. 其中，教师职业态度成熟度是指师范生在进行未来教师职业决策的态度的成熟程度，教师职业能力成熟度是指师范生为未来能够胜任教师职业所做的能力上的准备[4]. 职业成熟度作为师范生职业发展的重要测量指标，对其影响因素及其发生机制进行研究，对于提升定向师范生职业成熟度并促进其职业发展并最终使其成为优秀的乡村教师具有重要意义.

职业认同是由“自我同一性”发展而来的一个概念，是自我同一性在职业领域中的应用. 借鉴Beijaard等[5]关于教师职业认同的定义，可以认为定向师范生职业认同指的是定向师范生发自内心地接受乡村教师这一职业，能对该职业的各方面做出积极的感知和评价，具有长期担任乡村教师的心理意愿. 职业认同对于定向师范生的职业发展具有重要意义，职业认同不仅能够为定向师范生未来成为教师提供基本的心理准备，也是其成为一名合格乃至优秀乡村教师的心理基础.

职业认同一直被认为是影响个体职业成熟度发展的一项重要因素. 最初关于职业认同与职业成熟度关系的研究，起源于对学生运动员职业认同对其职业成熟度影响的探讨. 众多实证研究发现：学生运动员的职业认同对其职业成熟度具有显著的预测作用[6，7]. 随着研究的发展，二者关系的探讨也拓展到其他领域. 研究发现：医学本科生职业认同对职业成熟度具有显著的正向预测作用[8]；学前教育专业学生的职业认同同样对其职业成熟度具有显著的正向预测作用，高水平的职业认同能够显著提升个体的职业成熟度[9]. Super 的生涯发展理论指出：青少年处于生涯发展的探索阶段，这一阶段包括三项任务：生涯方向的结晶化（了解自我，确立生涯初步目标与方向）、生涯抉择的特定化（根据个人特质，结合职业特点，确定职业目标）、生涯抉择的实践（通过实践促进自身职业发展），这三项生涯任务具有顺序性，是不可跨越的[10]. 根据生涯发展理论，定向师范生的职业认同属于大学生生涯发展的第二项任务，定向师范生只有发自内心地接受和认同乡村教师这一职业，才能够开展第三项生涯任务，即通过行动和实践提升自己，促进职业成熟度的发展和完善. 因此，本研究认为职业认同对定向师范生职业成熟度具有显著的正向预测作用.

学习投入是指个体在学习中所表现的一种以活力、奉献和专注等充满积极情感状态为主要特征的持续性的学习动机[11]. 活力是指个体在学习时精力充沛、精神韧性强，即使遇到困难也能坚持不懈；奉献是指个体饱含热情和自豪感，并以一种开拓者的身份致力于学习；专注是指个体全神贯注于学习，并且愿意为之付出大量的时间[11]. 有研究[11]指出：学习投入是个体在学校中积极参与的一项重要指标，可以很好地预测其学业发展. 学习投入也是促进个体职业发展、提升职业成熟度的重要影响因素. 有研究[12]发现：师范生的学习投入能够显著正向预测其职业成熟度水平，学习投入越高，师范生的职业成熟度水平就越高. 最近一项研究[9]发现：学习投入对于学前教育专业学生的职业成熟度同样具有显著的正向预测作用. Appleton 等[13]提出学习投入的自我学习历程模型：学习背景和自我学习历程会影响到个体学习投入水平，而学习投入能够在学业、社会、情绪3 个方面带来一系列的学习产出. 因此，学习投入是促进个体学业发展的重要因素，也是促进其专业能力发展的重要保证. 乡村定向师范生在专业学习过程中持续不断地投入，全神贯注于专业学习并为之付出更多的时间与精力，能够有效促进其专业成长，并最终提升其职业成熟度水平. 所以，本研究认为学业投入同样也是促进定向师范生职业成熟度水平提升的重要影响因素.

职业认同开始于职前阶段，师范生的职业认同是其成为教师最持久的源动力，并贯穿于整个大学阶段乃至今后的教师生涯[14]. 近年来，学者逐渐开始探讨师范生职业认同对学习投入的影响. 张玉红等[14]通过实证研究发现：新疆特殊教育免费师范生职业认同对学习投入具有显著的正向预测作用. 陈奕荣等[15]也发现：特殊教育师范生的专业认同是学习投入的重要影响因素，专业认同能够显著提升师范生的学习投入水平. 根据“认知-情感-行为”理论，定向师范生的职业认同是在对职业认知的基础上产生的情感联结，能够激发其持续不断的学习动机，从而提升学习投入水平[15]. 因此，职业认同是定向师范生学习投入的重要影响因素，能够显著正向预测其学习投入水平. 综上，本研究认为学习投入有可能在定向师范生职业认同与职业态度成熟度、职业认同与职业能力成熟度关系中均具有显著的中介效应.

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

采用方便取样法，从江苏省两所全日制师范类高校选取783 名定向师范生进行问卷调查，回收整理得到有效问卷752 份（回收有效率为96.04%）. 其中男生289 名（38.43%），女生463 名（61.57%）；大一203 人（26.99%），大二216 人（28.72%），大三178 人（23.67%），大四155 人（20.61%）.

1.2 研究工具

1.2.1 定向师范生职业认同量表

在王鑫强等[16]编制的“师范生职业认同感量表”的基础上，对其条目进行相应调整，形成“定向师范生职业认同感量表”. 量表共12 个项目，包含4 个维度，分别是职业意愿与期望、职业意志、职业价值、职业效能.量表采用5 点计分，1 表示“完全不同意”，5 表示“完全同意”. 得分越高，说明定向师范生职业认同感水平越高. 量表的内部一致性系数为0.85，各分量表的内部一致性系数为0.77～0.83. 验证性因子分析显示数据模型指标拟合良好：χ2/df=4.25，比较拟合指数（CFI）为0.92，验证性因素分析拟合指数（NFI）为0.91，非规范拟合指数（TLI）为0.94，近似误差均方根（RMSEA）为0.05.

1.2.2 学习投入量表

采用“学习投入量表”中文版[17]，该量表包含活力、奉献、专注3 个维度，共17 个项目. 采用李克特7 点计分，1 表示“从来没有”，7 表示“总是”，总均分的高低表示学习投入水平的高低. 总量表的内部一致性系数为0.94，各分量表的内部一致性系数为0.81～0.88. 验证性因子分析显示数据模型指标拟合良好，量表具有较好的结构效度：χ2/df=3.95，CFI 为0.93，NFI 为0.92，TLI 为0.92，RMSEA 为0.06.

1.2.3 师范生职业成熟度问卷

采用缴润凯等编制的“师范生教师职业态度成熟度问卷”和“师范生教师职业能力成熟度问卷”[18]对定向师范生职业成熟度进行测量.

“师范生教师职业态度成熟度问卷”包含外在取向、内在取向、确定和独立性4 个维度，共16 个项目. 采用5 点计分，1 表示“完全不符合”，5 表示“完全符合”，分数的高低表示职业态度成熟度水平的高低. 总量表的内部一致性系数为0.80，各分量表的内部一致性系数为0.76～0.82. 验证性因子分析显示数据模型指标拟合良好，量表具有较好的结构效度：χ2/df=4.61，CFI 为0.91，NFI 为0.93，TLI 为0.92，RMSEA 为0.05.

“师范生教师职业能力成熟度问卷”为单维度问卷，共60 个项目，采用5 点计分，1 表示“完全不符合”，5表示“完全符合”，分数的高低表示职业能力成熟度水平的高低. 该问卷内部一致性系数为0.93.

1.3 研究程序与统计处理

选取江苏省两所全日制师范类高校的定向师范生作为问卷调查对象，通过纸笔方式在班级开展团体施测. 每班配备2 名经过培训的心理学专业同学作为主试，完成问卷的用时约为20 min.

运用SPSS 23.0 对研究变量进行描述性统计分析，并采用Pearson 积差相关考察各变量之间的相关性.运用AMOS 22.0 构建结构方程模型进行中介效应检验，通过Bootstrap 方法开展中介效应的显著性检验. 本研究共构造1 000 个样本，每个样本容量均为752 人.

3 研究结果

3.1 共同方法偏差控制与检验

为了控制共同方法偏差，采用匿名问卷调查，并对问卷中部分条目进行反向计分. 同时，本研究还运用Harman 单因子检验，对数据进行共同方法偏差分析，显示各个拟合指标系数非常不理想，χ2/df=15.79，CFI 为0.21，TLI 为0.34，RMSEA 为0.27，表明研究数据不存在严重的共同方法偏差.

3.2 描述性统计与相关分析

对研究变量进行描述性统计和相关分析，如表1 所示，其中M为平均值，SD 为标准差. 结果发现：性别与职业认同呈显著性负相关、与学习投入呈显著性正相关，但性别与职业态度成熟度、职业能力成熟度的相关性均不显著；年级与职业能力成熟度呈显著性正相关，与职业认同、学习投入和职业态度成熟度相关性均不显著；职业认同、学习投入、职业态度成熟度、职业能力成熟度两两之间均呈显著性正相关.

表1 各变量的相关分析

3.3 中介效应检验

本研究采用结构方程模型分别检验学习投入在职业认同与职业态度成熟度、职业认同与职业能力成熟度关系中的中介效应. 使用AMOS 22.0 进行中介效应模型检验，采用偏差矫正的百分位Bootstrap 法，重复取样1 000 次，计算95%置信区间.

首先，检验学习投入在职业认同和职业态度成熟度关系中的中介效应，将职业认同、学习投入和职业态度成熟度作为潜变量，建立模型1，见图1. 模型的整体拟合系数指标如下：χ2=56.80，自由度f=18，χ2/f=3.16，CFI 为0.97，TLI 为0.96，RMSEA 为0.067，说明该模型具有较好的拟合度. 回归分析显示，职业认同对师范生职业态度成熟度具有显著的正向预测作用（标准化回归系数β=0.47，P＜0.001）；学习投入对师范生职业态度成熟度预测作用不显著（β=0.01，P=0.88）；中介效应为0.004，置信区间为[-0.05，0.05]，置信区间包括0，说明学习投入在职业认同与职业态度成熟度关系中的中介效应不显著.

图1 学习投入在定向师范生职业认同与职业态度成熟度关系中的中介效应

其次，检验学习投入在职业认同和职业能力成熟度关系中的中介效应，将职业认同、学习投入作为潜变量，职业能力成熟度作为显变量，建立模型2，见图2. 模型的整体拟合系数指标如下：χ2=32.41，f=18，χ2/f=1.80，CFI 为0.99，TLI 为0.98，RMSEA 为0.046，说明该模型具有较好的拟合度. 回归分析显示，职业认同对师范生职业能力成熟度具有显著的正向预测作用（β=0.36，P＜0.001）；学习投入对师范生职业态度成熟度预测作用不显著（β=0.33，P＜0.001）；中介效应为0.15，置信区间为[0.09，0.21]，置信区间不包括0，说明学习投入在职业认同与职业能力成熟度关系中具有显著的中介效应. 具体而言，学习投入在职业认同与职业能力成熟度关系中的中介效应为0.15，占总效应（0.61）的24.59%.

图2 学习投入在定向师范生职业认同与职业能力成熟度关系中的中介效应

4 讨论

4.1 定向师范生职业认同与职业成熟度的关系

研究结果显示，定向师范生职业认同对职业成熟度具有显著的正向预测作用，即定向师范生对教师的职业认同水平越高，其职业态度成熟度与职业能力成熟度水平就越高. 这一研究结果再次验证了Super 的生涯发展理论，职业认同属于定向师范生生涯发展的第2 项任务，定向师范生只有发自内心地接受和认同教师这一职业，才能够开展第3 项生涯任务，即通过行动和实践提升自己，促进职业成熟度的发展和完善，从而提升自身的职业态度成熟度与职业能力成熟度水平. 职业认同水平高的定向师范生能够发自内心地接受乡村教师职业，更注重通过教师职业来实现自我价值，进而对选择教师职业持有正向态度，因此，职业认同能够显著正向预测定向师范生的职业态度成熟度. 同时，职业认同水平高的定向师范生能够发自内心地接受乡村教师职业，并对教师职业持有正向认知与评价，他们会更加有意识地提升自身的教师素质，通过各种渠道强化教师职业技能的训练，从而有效提升其职业能力成熟度水平.

4.2 定向师范生学习投入与职业成熟度的关系

研究结果显示，定向师范生学习投入对职业成熟度具有显著的正向预测作用，即定向师范生学习投入水平越高，其职业态度成熟度与职业能力成熟度水平就越高，这一发现与前人类似研究的结果是一致的[9，12].勒温[19]的态度参与改变理论指出：个体在群体中的活动方式，既能决定他的态度，也会改变他的态度. 学习投入水平高的定向师范生在师范专业学习过程中能够持续不断地投入，更加全面、深入地了解教师的职业价值，进而对教师职业持有正向的态度，提升其职业态度成熟度水平. 同时，根据学习投入的自我学习历程模型，个体的学习投入能够在学业、社会、情绪3 个方面带来一系列的学习产出. 定向师范生在专业学习过程中保持持续性的学习动机，能够保证其在专业学习过程中保持主动、专注、充满活力的状态，通过多种渠道提高自身的教师素质与职业技能水平，从而有效地促进自身职业能力成熟度水平的提升.

4.3 学习投入在定向师范生职业认同与职业成熟度关系中的中介效应

本研究最终还发现：定向师范生的学习投入在职业认同与职业能力成熟度关系中具有显著的中介效应，但是在职业认同与职业态度成熟度关系中的中介效应不显著.

首先，研究结果显示定向师范生的职业认同能够显著提高其学习投入水平，进而促进自身教师职业能力成熟度水平的有效提升. 这一研究发现再次验证了“认知-情感-行为”理论. 定向师范生的职业认同是在对职业认知的基础上产生的情感联结，能够激发其持续不断的学习动机[15]. 也就是说，职业认同水平高的定向师范生对乡村教师职业具有高度的认同和热爱，这种认同和热爱能够转换成为他们持续不断的学习动力，从而提升其学习投入水平. 而学习投入会为定向师范生带来一系列的学习产出，因为学习投入水平高的定向师范生会积极主动地通过多种渠道来提升自身的教师职业素质与技能，从而最终提升自己的教师职业能力成熟度. 因此，定向师范生的学习投入在职业认同与职业能力成熟度关系中具有显著的中介效应是可以被解释的.

其次，研究结果显示定向师范生的职业认同与学习投入均能够显著正向预测其职业态度成熟度；但是学习投入在定向师范生的职业认同与职业态度成熟度关系中的中介效应并不显著. 定向师范生的职业认同本质是对待乡村教师职业的一种态度，所以职业认同水平高的定向师范生更愿意通过教师职业来实现自我价值，并对选择乡村教师作为自己职业持有正向态度. 因此，定向师范生的职业认同对职业态度成熟度的预测作用无需通过学习投入作为中介变量产生作用，学习投入在定向师范生的职业认同与职业态度成熟度关系中不具备显著的中介效应也是可以被解释的.

5 结论

研究表明，定向师范生的职业认同对其职业态度成熟度、职业能力成熟度均具有显著的正向预测作用，定向师范生的学习投入对其职业态度成熟度、职业能力成熟度也均具有显著的正向预测作用，定向师范生的学习投入在职业认同与职业能力成熟度关系中具备显著的中介效应，定向师范生的学习投入在职业认同与职业态度成熟度关系中的中介效应不显著.