1、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1，秦启光2，高慧珠3（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）摘要：为了探究教师资格考试制度下师范生制度认同、心理资本与职业认同的关系，随机选取F省737名师范生进行问卷调查，并采用结构方程模型对各变量之间的关系进行考察。结果发现：制度认同、心理资本、职业认同的得分都呈中等偏上水平；师范生制度认同、心理资本、职业认同存在显著正相关，制度认同、心理资本能正向预测职业认同；心理资本在制度认同与职业认同间起中介作用。
2、关键词：师范生；制度认同；心理资本；职业认同中图分类号：G444文献标识码：A文章编号：1674-2109(2023)01-0066-06收稿日期：2021-09-27基金项目：福建省社会科学规划项目（FJ2021B209）；福建省教育厅中青年教师教育科研项目（JAS21350）；武夷学院教研教改基金项目（JG202112）。作者简介：曾丽红(1984-)，女，汉族，副教授，主要从事教师教育、学生心理健康教育研究。通讯作者：秦启光(1986-)，男，汉族，讲师，主要从事教育社会学、教育人类学研究。一、问题的提出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
3、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
4、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
5、认同、效力认同和影响认同8；其中，第42卷 第1期武夷学院学报Vol42 No12023年1月JOURNAL OF WUYI UNIVERSITYJan.2023DOI:10.14155/ki.35-1293/g4.2023.01.004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
6、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
7、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。二、研究方法（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
8、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%
9、）；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0.650.84之间，因子间相关系数在0.350.44
10、之间，各因子与总量表间具有显著正相关（0.770.84，p0.01），分量表的分别为0.854、0.866、0.872，总量表Cronbachs 系数为0.86。用AMOS再进一步验证性分 析 得 知：2/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
11、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；曾丽红，等：师范生制度认同与职业认同的关系：心理资本的中介作用676 8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0.6 50.8 6之间，因子间相关系数在0.350.44之间，各因子与总分间具有显著正相关（0.790.91，p0.01）,分量表Cronbachs 分别为0.8 54、0.8 6 6、0.8 72，总量表Cronbach系数为0.8 6。用AMOS再进一步进行验证性分析得知:2/df=2.6 4，RMSEA=0.047，
12、GFI=0.98，AGFI=0.98，IFI=0.96 1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0.6 40.8 0之间，量表包括三个因子，因子间相关系数在0.270.46之间，各因子与总分间具有显著正相关（0.6 40.8 1，p0.01），分量表的Cronbachs 分别为0.76 7、0.772、0.76 1；总量表Cronbachs 系数
13、为0.77。用AMOS再进一步进行验证性分析得知:2/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2/df=12.53，p=0.000，RMEA=
14、0.125，GFI=0.6 52，AGFI=0.592，IFI=0.48 2，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。三、研究结果(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（p0.01），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 Correlati
15、on analysis among variables(N=737)MSD12345678910111.职业认知3.580.8 212.职业效能3.060.6 90.35*13.职业意志3.930.6 90.44*0.44*14.制度效力3.6 40.750.34*0.21*0.26*15.制度影响3.6 90.6 80.38*0.40*0.43*0.46*16.自我效能感3.470.770.170.6 70.17*0.16*0.48*17.韧性3.720.6 50.30*0.17*0.35*0.34*0.25*0.27*18.乐观3.710.8 10.23*0.13*0.21*0.20*0.
16、13*0.46*0.32*19.职业认同3.560.570.77*0.73*0.8 6*0.35*0.52*0.16*0.36*0.25*110.制度认同3.6 60.6 20.42*0.33*0.38*0.91*0.79*0.49*0.16*0.35*0.20*111.心理资本3.6 10.570.27*0.15*0.30*0.29*0.19*0.8 1*0.6 4*0.75*0.32*0.29*1注:*p0.05，*p0.01，*p0.001，以下同。武夷学院学报2023年第1期(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%。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2/df=3.05，RMSEA=0.53，GFI=0.914,AGFI
