教育实习对师范生职业认同感的双刃剑效应——基于角色压力和职业获益感的双中介模型

任永灿，任永琦，李丹华，王晓杰

(1.北京联合大学师范学院，北京 100011；2.华北电力大学经济与管理学院，河北保定 071003；3.中共中央党校(国家行政学院)公共管理教研部，北京 100089；4.运城师范高等专科学校教育与心理学系，山西运城 044000)

一、问题提出

教师职业认同感是教师对自身职业的肯定性评价、积极情感体验及行为倾向的自我体认，也是教师个体心理与教育环境持续磨合的结果。[1]作为职业发展的内源性动力，职业认同感既是一种可学习、建构的发展过程，也是一种可改变、重塑的职业状态。师范生作为教师队伍的储备军和后继力量，其教师职业认同感的高低事关我国未来师资队伍的发展。王鑫强等对1230名师范生调研发现，高职业认同感师范生仅占21.6%，低职业认同感师范生占31.69%。[2]赵宏玉等发现，随着年级升高，师范生职业认同感整体呈下降趋势。[3]教育实习是培养师范生职业认同感的关键期，通过为师范生提供真实的教师身份体验场域，赋能师范生“准教师”的职业自觉。[4]在这一“职场初体验”中，师范生通过具身感知及“为人师”经历，可深化教师角色认知，挖掘职业意义，检视职业情意。[5]在追求教育优质发展与教师专业化的背景下，基于师范生教育实习，探讨其与职业认同感的关系具有重要意义。

然而，当前教育实习重“技能训练”轻“情感养成”、重“外育”轻“内塑”。Hong研究发现，与有过教育实习经历的职前教师相比，没有教育实习经历的职前教师会表现出更高的职业认同。[6]因此，探索教育实习对师范生职业认同感的“黑箱”机制是必要的。本文基于社会认知理论和资源保存理论，尝试以职业获益感和角色压力作为双重中介变量，以重要他人支持作为调节变量，探讨教育实习对师范生职业认同感的“双刃剑”效应，以便在教育实习中扬长避短、趋利避害，采取科学精准的举措提升师范生职业认同感。

二、理论基础和研究假设

(一)教育实习与师范生职业认同感

教师职业认同感是教师在结合自身工作体验、能力及整个社会尊师重教氛围的解释与归因中形成的。[7]研究表明，职前教师的职业学习、实习经历等直接影响其工作态度和职业热情。[8-9]教育实习引发师范生对教师职业意义的理解、反思，以及自身是否会坚持从事教师职业的思考。在学期间的师范生处于职业认同感形成的关键期，对于教育实习的感知将直接影响其对教师职业的接纳度。姚崇等基于社会认知职业理论，认为师范生的公费教育政策满意度对其职业认同感有着正向影响。[10]吕立杰等对462名实习教师调研发现，对教育实习的感知直接影响着实习教师的职业认同感。[11]但尚未有研究直接验证教育实习满意度对师范生职业认同感的预测作用。

据此，提出假设H1：教育实习满意度对师范生职业认同感具有正向影响。

(二)职业获益感的中介作用

教师职业获益感(professional benefits)指个体感知到的从事教师职业带来的实际获益和精神获益。[12]作为内源性激励，职业获益感所促成的职业内驱力更具自觉性，可激发个体认真对待工作的积极职业心态。[13]在教育实习中，师范生通过全面独立的教育教学实践，自主建构起对教师职业深层次思考，缩短与教师职业的心理距离。高职业获益感师范生会主动获取实习相关信息，进行自我职业生涯管理。研究发现，职前教师的实习满意度对于其职业获益感有着显著影响。[14]张晓辉等发现，在实习期间，对教师职业有着正向认知的师范生，其职业认同感相对较高。[15]师范生自身教育实习经历的感知将直接影响其职业幸福感，进而影响其职业认同感。

由此，提出假设H2：职业获益感在教育实习满意度与师范生职业认同感之间起正向中介作用。

(三)角色压力的中介作用

角色压力(role stress)指在工作情境中，个体对自身角色缺乏清晰认知，且因时间、能力等原因无法胜任相互冲突的多重职业角色而形成的消极工作体验。[16-17]资源保存理论认为，个体具有努力获取、保持并培育其所珍视资源的倾向。当角色压力过大致使其认知、心理资源产生严重损耗时，个体易出现工作退缩或回避。[18]Jex等发现，工作情境下的角色压力易降低个体积极工作情感和职业认同感。[19]在教育实习中，师范生需要完成繁多的实习任务，扮演好“学习者”“施教者”“求知者”等多重角色，履行好不同角色内的工作职责。当师范生面临超过特定阈值的角色压力，易产生“分身乏术”和“力不从心”的挫败感及负面自我评价，[20]导致工作热情明显降低，并影响其深层次职业认同。[21]

由此，提出假设H3：角色压力在教育实习满意度与师范生职业认同感之间起负向中介作用。

(四)重要他人支持的调节作用

重要他人支持(support from significant others)是指个体从对自身成长发展具有深远影响和重大意义的人处获得的支持，能消释压力及挑战对个体造成的消极影响。在教育实习中，当师范生感知到指导教师、学校及亲友的支持时，能够强化其职业自信，显著提升师范生在职业生涯中的认同感。[22-23]反之，当师范生感知到的重要他人支持度较低时，会表现出退缩畏惧行为，不易获得职业成就感。以往研究也赞同社会性支持在教育实习满意度和职业受益之间发挥调节作用的观点。即在教育实习中，实习指导教师的交流及反馈是职前教师主观幸福感的强大驱动力。[24]

由此，提出假设H4a：重要他人支持在教育实习满意度与师范生职业获益感之间起正向调节作用。即重要他人支持程度越高，教育实习满意度对师范生职业获益感的正向影响越强。

资源保存理论认为，在面对自身资源损耗时，个体会积极寻求外界资源的有效补给，而重要他人支持正是个体寻求资源补给的重要途径。当师范生面对角色转换时，重要他人支持高的师范生得到肯定、尊重、关爱和帮助，更能够应对角色转变的压力，提高应对周围环境变化的心理承受力，工作满意度及成就感较高。而重要他人支持度较低的个体，容易处于“孤立无援”的处境，易产生职业倦怠。

据此，提设H4b：重要他人支持在教育实习满意度与师范生角色压力之间起负向调节作用。即重要他人支持程度越高，教育实习满意度对师范生角色压力的负向影响越弱。

综上所述，本文拟从社会认知理论和资源保存理论视角出发，构建教育实习满意度、职业获益感、角色压力、重要他人支持与职业认同感的理论模型，尝试解释教育实习对师范生职业认同感的作用机制及边界条件(见图1)。

图1 本文的理论模型

三、研究设计

(一)样本选取与数据收集

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本科生为研究对象，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。在剔除无效问卷后，经匹配获得有效问卷为864份，有效回收率为96%。其中，涉及小学教育、学前教育、心理学、科学教育、汉语言文学等12个师范专业；男生289人(33.45%)，女生为575人(66.55%)；城市学生307人(35.53%)，城镇学生319人(36.92%)，农村学生238人(27.55%)。

(二)变量测量

1.教育实习满意度

研究采用吕立杰等的教育实习满意度问卷，[11]并加以改编。问卷共5个维度，26个条目，采用Likert 5点计分法，Cronbach’s α系数为0.899。

2.职业获益感

研究采用胡菁的护士职业获益感问卷，[25]并根据师范生角色进行改编。问卷共33个条目，采用Likert 5点计分法，Cronbach’s α系数为0.905。

3.角色压力

研究采用李超平和张翼的角色压力问卷，[26]并进行改编。问卷共13个条目，采用Likert 5点计分法，Cronbach’s α系数为0.953。

4.重要他人支持

研究采用任云霞的重要他人支持问卷，[23]并进行改编。问卷共5个维度，12个条目，采用Likert 5点计分法，Cronbach’s α系数为0.927。

5.职业认同感

研究采用赵宏玉等的免费师范生职业认同量表。[3]量表共15个条目，采用Likert 6点计分法，Cronbach’s α系数为0.914。

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研究，研究对可能出现的共同方法偏差进行检验。[27]一是进行程序控制，分阶段收集数据。二是采用Harman单因素检验，将所有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)区分效度检验

本文运用Amos24.0软件检验模型整体的拟合度。首先，运用打包策略里的平衡法，[28]根据题项因子负荷分别对各构念进行打包。接着，构建五因子模型，运用验证性因子分析检验教育实习满意度、职业获益感、角色压力、重要他人支持和职业认同感五个构念之间的区分效度，并比较基准模型和其他四个可替代模型。从表1可以看出，五因子测量模型的拟合效果最佳，各项拟合指标均达到了推荐标准，且明显优于其他备择模型。这说明本文的五个构念具有良好的聚合效度和区分效度。

表1 验证性因子分析结果

(三)描述性统计与相关分析

各变量的均值、标准差及相关系数如表2所示。教育实习满意度与职业获益感(r=0.49，p<0.01)、角色压力(r=0.31，p<0.01)、职业认同感(r=0.51，p<0.01)正相关；职业认同感与角色压力负相关(r=-0.54，p<0.01)、与职业获益感正相关(r=0.62，p<0.01)。各变量呈中高度相关且全都达到了显著性水平，前文所提研究假设得到初步支持。

表2 各变量的均值、标准差及相关性(n=864)

(四)假设检验

1.主效应检验

使用SPSS19.0软件检验教育实习与师范生职业认同感之间的关系，回归模型拟合结果(F=30.22，p<0.001)通过检验，教育实习满意度对师范生职业认同感的回归系数显著(β=0.47，p<0.01)，表明教育实习满意度正向促进师范生职业认同感，验证了假设H1。

2.中介效应检验

基于测量模型具有良好拟合度的前提下，研究使用Amos24.0软件验证中介效应。一方面，教育实习满意度影响职业获益感(β=0.16，p<0.05)，职业获益感影响职业认同感(β=0.42，p<0.001)；另一方面，教育实习满意度影响角色压力(β=0.32，p<0.001)，角色压力影响职业认同感(β=-0.21，p<0.001)。假设模型路径系数如图2所示。

图2 假设模型路径系数图

通过构建两个竞争模型与基准模型进行比较，以确保基准模型为最优。从表3可知，基准模型拟合数据为χ2=360.57，df=143，CFI=0.93，IFI=0.92，RMSEA=0.07，拟合度较好。基于基准模型，竞争模型1增加职业获益感到角色压力的直接路径，形成串联中介模型。其拟合数据为χ2=351.52,df=139,CFI=0.91,IFI=0.90,RMSEA=0.07。可以看出，与基准模型相比，竞争模型1的χ2值未发生显著变化(△χ2(4)=9，p>0.05)。依据最简原则，基准模型优于竞争模型1。本文还设置了竞争模型2，即假设不存在中介效应，而是教育实习满意度、职业获益感、角色压力、重要他人支持直接影响职业认同感。比较结果表明，竞争模型2(χ2=452.37，df=130，CFI=0.86，IFI=0.85，RMSEA=0.90)显著劣于基准模型。因此，基准模型为最优模型。

表3 结构方程模型比较结果

采用Bootstrap方法检验中介效应的显著性影响。结果表明，职业获益感偏差校正的置信区间为[0.014，0.118]，不包含0，作用大小为0.066，其中介作用显著。角色压力的偏差校正的置信区间为[-0.161，-0.039]，不包含0，作用大小为0.018，其中介作用显著。这与前文结构方程模型的检验结果一致。因此，教育实习满意度通过职业获益感(β=0.06，p<0.01)和角色压力(β=-0.11，p<0.01)影响职业认同感的间接效应均显著，职业获益感和角色压力在教育实习满意度和职业认同感之间都起部分中介作用，验证了假设H2和H3。

3.调节效应检验

研究采用层次回归分析法验证重要他人支持的调节效应，如表4所示。在以职业获益感为因变量的模型4中，教育实习满意度和重要他人支持交互项与职业获益感的回归系数显著(β=0.095，p<0.05)。这表明重要他人支持对教育实习满意度和职业获益感的关系具有正向调节作用。即当重要他人支持程度越高时，教育实习满意度对职业获益感的促进作用就越强，反之越弱，验证了假设H4a。调节效应检验如图3所示。

表4 重要他人支持的调节效应

图3 重要他人支持对教育实习满意度→职业获益感的调节效应

在以角色压力为因变量的模型8中，教育实习满意度和重要他人支持交互项与角色压力的回归系数显著(β=-0.121，p<0.01)。这表明重要他人支持对教育实习满意度和角色压力的关系具有负向调节作用。即重要他人支持程度越高时，教育实习满意度对角色压力的作用就越弱，反之越强，验证了假设H4b。此处的调节效应检验如图4所示。

图4 重要他人支持对教育实习满意度→角色压力的调节效应

五、研究结论与实践启示

(一)研究结论

1.教育实习满意度正向影响师范生职业认同感

本文验证了师范生教育实习满意度对其职业认同感有正向预测作用，即师范生的教育实习满意度越高，其职业认同感越高。这与洪秀敏等研究相一致。[29]然而，Hong认为未参加教育实习的师范生易表现出更高的职业认同感。[6]造成这一差异的可能原因在于师范生如何看待并评价自身教育实习效果。教育实习既是师范生厘清“理想”与“现实”层面教师职业的重要途径，也是师范生在真实教育教学情境下对教师职业情感“再认知”的建构过程。在教育实习中，师范生对自身教育实习表现出较高满意度，会促使其产生更加坚定的从教信念。因此，本文进一步拓宽了学界对教育实习满意度影响范围的认识，并为全面认识教育实习依托实践载体培养师范生职业认同感提供了更为宽广的视角。

2.职业获益感在师范生教育实习满意度与职业认同感之间发挥正向中介作用，即师范生教育实习满意度通过职业获益感提升其职业认同感

社会认知理论认为，积极体验及心理状态是激发个体正向认知，强化其主动行为的内驱力。职业获益感是个体职业发展的逻辑起点，促使个体对自身职业产生悦纳感，激发工作热情。教育实习可为师范生提供形塑教师专业角色、涵养教师实践知识、提升教师专业技能的平台，而对这一实践是否满意反映了师范生对自身教育实习的接纳度。师范生的实习满意度越高，师范生的实习热情和投入度就越高，可极大地激发师范生的职业获益感，而这正是提升师范生职业认同的强大催化剂。因此，在教育实习中，要更加重视师范生内在职业成长体验，关注师范生真实获得感，进而提升其职业认同感。这一结论与侯小兵等的研究发现相呼应。[30]

3.角色压力在教育实习满意度与师范生职业认同感之间起负向中介作用，即教育实习满意度通过角色压力削弱师范生职业认同感

角色压力是一种负性消极心理状态。当个体无法满足多重工作要求时，其焦虑感会增强，工作投入度和信任感会下降。Zhu研究发现，角色冲突和角色模糊易使个体缺乏工作价值感，产生职场挫折感，严重影响其职业承诺。[31]在教育实习中，师范生既是“教学助手”，又是“真正的教师”，易对自身扮演角色感到矛盾。在学校、指导教师及自身等多方角色期待下，师范生可能会因教育教学经验不足、人际交往及环境适应困难等产生角色压力，致使其从教信念不够坚定，并进一步表现出实习热情不高、实习状态低落等负面情绪或应激行为，对职业认同感产生消极影响。

4.重要他人支持在教育实习满意度和职业获益感/角色压力之间发挥调节作用

一方面，重要他人支持正向调节教育实习满意度与职业获益感的关系，教育实习满意度较高且感知到更多支持的师范生会比低支持度师范生的职业获益感更高。另一方面，重要他人支持负向调节教育实习满意度与角色压力的关系，满意度较高且感知到更多支持的师范生会比低支持度的师范生经历更少的角色压力。重要他人支持既能有效强化个体正向认知、提升其工作绩效，也能减弱工作压力对个体的消极影响。在教育实习中，重要他人支持度高的师范生，实习积极性、工作自信心及价值感会更强。同时，重要他人支持还能缓解角色压力对职业认同感的负面作用。这一发现与任云霞提出的重要他人支持可以调节角色压力对个体职业认同感产生的负面影响研究发现一致。[23]

(二)实践启示

1.全面认识教育实习，赋能师范生职业认同感培养

教育实习是对师范生从教准备度及职业认同感贡献率较大的教育形式，以教育实习赋能师范生职业认同感培养具有重要意义。首先，关注师范生自身对教育实习满意度的评价。重视师范生在教育实习中出现的认知矛盾与角色冲突，加深工作情境嵌入，提升其教育实习的“深度融入感”“高阶成长感”和“高级获得感”。其次，多方合力，构建师范生教育实习共同体。跳出单一、同质化的教育实习模式，加强对师范生教育实习的规划、管理、评估和激励工作，凝聚实践育人合力，构建“开放、协同、联动”的教师教育实习体系。最后，注重师范生职业认同感的自主生发。在教育实习中，做好师范生自我认同教育，遵循“个体认同→自我养成→自主生发”的内在逻辑，侧重师范生的自我塑造，拓展其职业认同感的内在张力。

2.拓宽师范生职业获益感

其一，深化师范生正向职业认知。引导师范生对教师职业的积极评价，如教师拥有“为人师表”的职业形象，履行“教书育人”的天职使命，并具备职业稳定、收入有保障等优势，使其获得职业安全感、归属感和成就感。其二，引导师范生合理规划职业生涯。科学的职业生涯规划可帮助师范生树立正确的职业价值观，打破职业迷茫，优化其职业心态，形成稳定的职业价值体系，扩展职业发展空间，降低职业倦怠。其三，强调师范生关注自身内在成长。调动并盘活师范生在教育实习中获得自我实现的满足感，增强其职业价值感，拉进师范生与教师职业的情感距离，让师范生在精神层面体验到自身发展与社会总体评价具有较高契合性。

3.减轻师范生角色压力

对学校而言，应加强师范生角色培训，给予具体实习指导。学校应为师范生设计合理的实习工作安排，及时了解师范生在角色冲击中面对的压力，加强对其的心理疏导，帮助师范生明确角色定位，给予其个性化发展的支持方案，并给出针对性指导。对师范生而言，应厘清自身角色定位，注重职业角色学习，正确认识各方对自身的期望，明确教育实习的具体要求及标准，并在此基础上调整并规范自身角色行为，缩小角色差距，识别自身的压力阈值，不断扩充对角色压力的容忍度。

4.给予类型丰富的社会支持

对学校及实习指导教师而言，应定期与师范生进行深度交流，关注其情感需求，给予其积极有效的实习反馈。对朋辈群体而言，师范生同辈群体在年龄、学历及观念等方面相似，彼此能分享经验和疏导情绪，提供工具性支持和陪伴支持。因此，他们之间可开展形式多样的帮扶机制，促进实习经验纵向或横向传递。对师范生家庭而言，家庭可提供经济帮助、社会资本支持，同时也应及时关注师范生心理变化，积极地为其提供情感及信念支持。