职业认同对职业幸福感的影响：一个链式中介作用
时间：2023-02-21 22:00:05 来源：千叶帆 本文已影响人
李东斌,李樱楠,黄淑媛
(赣南师范大学 教育科学学院，江西 赣州 341000)
2021年3月6日，习近平总书记看望参加政协会议的医药卫生界教育界委员时强调，“有高质量的教师才会有高质量的教育”。2022年4月14日，教育部等八部门联合印发《新时代基础教育强师计划》，从国家层面全面推进高质量教师队伍建设，最终目标是“到2035年，适应教育现代化和建成教育强国要求，……教师数量和质量基本满足基础教育发展需求，教师队伍区域分布、学段分布、学历水平、学缘结构、年龄结构趋于合理，……教师队伍整体素质和教育教学水平明显提升，尊师重教蔚然成风。”近年来，有关加强教师队伍建设的政策文件不少，如2015年国务院办公厅印发的《乡村教师支持计划(2015—2020年)》、2018年的《中共中央 国务院关于全面深化新时代教师队伍建设改革的意见》、2020年教育部等六部门印发的《关于加强新时代乡村教师队伍建设的意见》等。上述党和政府教师教育政策的价值取向与关注重点就是持续推进并提升教师职业幸福感，[1]让“广大教师在岗位上有幸福感、事业上有成就感、社会上有荣誉感，教师成为让人羡慕的职业” 。[2]政策的贯彻落实也确实是在薪酬待遇上提高了教师的获得感，尊师重教的传统文化规约得以逐步回归，但有关教师幸福感的研究结论似乎没有支撑外在政策支持在教师幸福感提升上发挥的应有的作用。职业幸福感是指个体对自身职业以及目前工作状态的主观感受，是其在工作中需要得到满足，才能得以施展而产生的持续的愉快体验，[3]辛素飞等人运用横断历史研究方法探究了我国内地教师主观幸福感近20年(2002-2019年)的变迁趋势发现，教师主观幸福感均值与年代呈显著负相关，即我国教师主观幸福感在逐年下降，且中小学教师的主观幸福感随年代下降的趋势更明显, 其主观幸福感得分显著低于高校教师。[4]
政策工具是社会支持的组成要素之一，作为外部动力对教师职业幸福感的作用必然要取决于内部因素。众多研究发现，在工作领域，职业认同被证实与员工工作满意度呈显著正相关，[5]且显著正向预测员工主观幸福感。[6-7]但现有研究往往集中于心理资本等内部原因或职业压力等外部原因，[8]鲜有研究者考虑个体的主观能动性在职业认同与职业幸福感之间的作用，因此本研究将从主客观两方面考察职业认同如何影响中小学教师的职业幸福感。同时，工作投入作为个体发挥主观能动性的重要变量，可能影响这一过程。有研究发现，员工的职业认同程度越高其在工作上投入的时间和精力就越多，工作投入越大，主观幸福感越高；
[9]另有研究发现，工作投入在教师职业认同和主观幸福感之间起中介作用。[10]教师的职业特点注定教师的职业认同一部分来自社会生活中他人的行为和反馈，[11]对工作认同程度高的个体能够感受到更多的社会支持，获得社会支持越多越能够顺利地完成工作，获得积极的情绪体验，进而提高幸福感。[12]社会支持不仅可以正向预测职业幸福感，还有研究发现社会支持能显著正向预测工作投入，[13]因此本研究推断社会支持和工作投入的链式关联可能在职业认同对中小学教师职业幸福感影响路径中发挥重要作用。
(一)职业认同与职业幸福感的关系
教师职业认同是指教师对自身职业的积极态度，是教师个体内化的认知，体验与行为倾向的综合体。[14]社会认同理论认为，个体对自我的认同建立在个体对群体的认同基础上，[15]随着时代的发展，教师不再是人们口中的“铁饭碗”，加之新兴产业发展的迅猛而蓬勃，教师的社会地位逐渐式微，福利待遇环比不高，尊师重教的社会风气渐淡，教师的职业认同面临着前所未有的挑战，这种对于自身角色的模糊和工作意义的质疑，使得教师产生焦虑、苦闷等负面情绪，甚至产生职业倦怠。职业认同是职业幸福感重要的保护性因素。建构主义认为，教师的职业认同是在其职业生涯中逐步建构形成的，在工作过程中教师不断积累教学经验，并获得良好教学体验和事业上的成功，因而在工作的过程中获得幸福感。[16]结合建构主义和社会认同理论，一方面教师在工作过程中不断建构自身的职业认同，职业幸福感随之累积；
另一方面，职业认同的程度与结果也会直接影响职业幸福感，当教师无法对自己的职业产生认同，无法在工作中获得积极的情绪体验时，职业幸福感也会随之降低。据此，本研究提出假设1：职业认同显著正向预测教师职业幸福感。
(二)社会支持的中介作用
社会支持是指个体在复杂的社会系统中能够感受到的来自家庭、朋友和他人物质与情感上的支持与帮助，[17]在职业认同影响职业幸福感的过程中具有积极作用，有研究表明社会支持可以显著提高个体的幸福感。[18]根据工作要求-资源模型 ，[19]个体在工作过程中除了面临工作要求和压力，资源不断耗竭的过程，还会经历外界支持获得资源的过程。当个体获得的资源大于消耗时，个体会强化对工作的认同，并在工作过程中产生积极情绪、提高工作满意度。[20]积极情绪和工作满意度是职业幸福感的重要组成部分。[21]基于此，本研究提出假设2：社会支持是职业认同与教师职业幸福感的中介变量。
(三)工作投入的中介作用
工作投入是指能促使个体以一种积极的情绪状态与认知状态投入工作并展现出完美工作表现的心理状态，[22]是一个强调个体基于动机在工作过程中发挥主观能动性的过程。有机整合理论是自我决定理论的发展，将个体的动机分成三个阶段，分别为去动机、外部动机和内部动机，该理论认为从去动机到内在动机是一个连续的有机整体。个体会将外部规则内化成自身的一部分，并在实践中体现。[23]教师的工作内容是系统且复杂的，因而教师将从教兴趣转化为工作中的实际行为则必须有外部动机和内部动机的共同参与。根据工作投入综合模型，当员工认为自己的工作充满价值时，会对自己的职业表现出较高的认同，这种稳定的内隐态度会显著促进员工的工作投入。[24]研究发现，职业认同对员工职业技能、积极情绪和工作满意度均有促进作用。[25]同时，职业认同的程度也体现了员工的胜任力和对工作内容、职业规范的了解与认同程度，当员工认为自己能够胜任并且更加了解工作内容和规范,甚至不断投入探索出新方法对工作进行重塑时，其工作会变得高效且顺利，对工作产生积极情绪，从而提高幸福感。[26]结合资源保存理论，个体在工作过程中除了从外部环境中得到支持，获得资源之外，还能通过个体内部的资源得到支持，即经历动机的激发而获得资源的过程。这种内部资源使个体倾向于更加积极地投入工作，并在工作过程中产生积极情绪、提高工作满意度。[27]此外，工作投入也受社会支持的积极影响，有研究表明，社会支持对教师的工作投入具有正向预测作用。[28]社会支持在教师职业价值观对工作投入产生影响的过程中起中介作用。[29]基于此，本研究提出假设3：工作投入是职业认同与教师职业幸福感的中介变量；
假设4：职业认同还能通过社会支持和工作投入的链式中介作用对教师的职业幸福感产生影响。
综上所述，本研究建构了图1所示的假设模型图。
图1 假设模型图
(一)研究对象
招募江西、浙江、四川、上海、青海、湖北、湖南、辽宁、福建等省份的中小学及幼儿园教师，通过线上/线下方式发放问卷6 451份，删除规律作答、作答时间超过2 000秒和不足200秒的数据后，共收集有效数据6 114份，平均年龄为28.53±11.74岁。
(二)研究工具
1. 职业认同量表
魏淑华等人[30]编制的教师职业认同量表，该量表共18个题目，包括角色价值观、职业行为倾向、职业价值观和职业归属感4个维度，采用Likert 5点计分，得分越高表示职业认同程度越大。本次研究中，该量表Cronbach’sα系数为0.93，4个分量表Cronbach’sα系数分别为0.89、0.89、0.85、0.75。验证性因素分析的结果显示，RMSEA=0.08，CFI=0.91，TLI=0.90，SRMR=0.07，表明量表结构效度良好。
2. 社会支持量表
肖水源等人[31]编制的社会支持评定量表(SSRS)，该量表共10个题目，包括客观支持、主观支持和对支持的利用度3个维度，采用Likert 4点计分，得分越高表示社会支持程度越大。本研究中，该量表Cronbach’sα系数为0.83，3个分量表Cronbach’sα系数分别为0.68、0.80、0.58。验证性因素分析的结果显示，RMSEA=0.06，CFI=0.95，TLI=0.92，SRMR=0.03，表明量表结构效度良好。
3. 工作投入量表
Schaufell等人[22]等人编制的简版工作投入量表(UWES-9)，该量表共9个题目，包括活力、专注和奉献3个维度，采用Likert 5点计分，得分越高表示工作投入程度越大。本研究中，该量表Cronbach’sα系数为0.94，3个分量表Cronbach’sα系数分别为0.92、0.83、0.89。验证性因素分析的结果显示，RMSEA=0.04，CFI=0.94，TLI=0.91，SRMR=0.05，表明量表结构效度良好。
4. 职业幸福感量表
赵斌[32]编制的教师职业幸福感量表，该量表共22个题目，包括工作效能感、情感幸福感、社会支持感、身心愉悦感、收益满意感和职业高尚感6个维度，采用Likert 5点计分，得分越高表示职业幸福感越高。本研究中，该量表Cronbach’sα系数为0.95，6个分量表的Cronbach’sα系数分别为0.92、0.90、0.82、0.85、0.84、0.93。验证性因素分析的结果显示，RMSEA=0.08，CFI=0.90，TLI=0.88，SRMR=0.05，表明量表结构效度良好。
(一)共同方法偏差检验
本研究所有问卷均采用匿名方式填写，在实测程序上对可能存在的共同偏差进行了控制。研究采用Harman单因素检验技术检验共同方法偏差。[33]结果显示，共有8个因素的特征根大于1，第一个公因子的方差解释率为25.824%(小于40%)。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差效应。
(二)各变量描述统计及相关分析
对中小学教师的职业认同、工作投入、社会支持、职业幸福感4个研究变量进行Pearson相关分析，具体结果见表1。
表1 职业认同、社会支持、工作投入、
(三)链式中介模型检验
采用SPSS Process宏程序对社会支持和工作投入在职业认同与职业幸福感之间的中介作用进行检验，由于各研究变量在性别、教龄、学历上存在显著差异，故本研究对其进行控制。结果发现，职业认同显著正向预测职业幸福感(β=0.68,t=22.25,p<0.001)，假设1得到验证。
再对链式中介模型进行检验，结果如图2所示，职业认同能显著正向预测社会支持(β=1.59, t=17.12, p<0.001)和工作投入(β=0.65, t=19.80, p<0.001)，社会支持显著正向预测工作投入(β=0.09, t=23.83, p<0.001)和职业幸福感(β=0.04, t=18.90, p<0.001)，工作投入显著正向预测职业幸福感(β=0.46, t=42.13, p<0.001)，即教师的职业认同水平越高，其工作投入和社会支持越高，工作投入的提高还会促进社会支持的提高，最终提高教师的职业幸福感。此外，职业认同对教师职业幸福感的直接效应依然显著(β=0.25, t=11.07, p<0.001)。
图2 链式中介模型图
偏差校正百分位Bootstrap中介效应显著性检验以及中介效应结果效应值与效果量[34]见表2。社会支持在职业认同与教师职业幸福感的中介效应95%的置信区间不包括0，中介作用显著，因此，社会支持是职业认同与职业幸福感的中介变量，假设2得到验证。工作投入在职业认同与职业幸福感的中介效应95%的置信区间不包括0，中介作用显著，因此，工作投入是职业认同与职业幸福感的中介变量，假设3得到验证。社会支持和工作投入在职业认同与职业幸福感的链式中介效应95%的置信区间不包括0，链式中介作用显著，因此，社会支持和工作投入在职业认同与教师职业幸福感之间起链式中介作用，假设4得到验证。
表2 中介效应值与效果量
(一)职业认同对教师职业幸福感的直接效应
研究显示，职业认同可以正向预测教师的职业幸福感，即职业认同能够提升教师工作领域的积极情感。这一结果与以往的研究一致，[8,35]进一步丰富了职业认同与中小学教师工作领域积极情感体验的研究，再次验证了教师职业认同对提高其职业幸福感水平的积极作用。职业认同作为重要的内生资源是教师胜任工作的重要品质。教师的职业幸福感与自我实现紧密联系，教师逐渐形成职业认同的过程也是其在职业生涯中不断自我实现、持续提升幸福感的过程。这一结果启示教育行政部门、中小学校可以通过积极营造尊师重教的社会氛围、提高教师地位和待遇等措施，不断强化中小学教师对教师职业的认同，感受到教书育人、立德树人的快乐幸福。
(二)社会支持和工作投入的中介作用
本研究验证了职业认同影响教师职业幸福感的3条路径。首先，社会支持在职业认同影响教师职业幸福感的过程中起独立的中介作用。社会支持既包括宏观的国家、社会复杂系统中各种政策支持、舆论氛围，也包括个体感受到的来自家庭、朋友和他人物质与情感上的微观支持、帮助与理解。良好的人际关系是维持幸福感的重要途径，注意维护自己社会支持网络的教师能够建立积极的关系资源，保持维护稳定的友谊与良好的家庭关系，重视长期的友谊建设，维持职业成长发展的动力源，善于发掘和使用各种社会资源与社会支持。社会支持对个体避免情绪耗竭的负面影响具有促进作用,[36]即当教师出现明显的耗竭时，善于利用社会支持的教师会及时放下思想包袱，积极主动寻求专业支持，缓解不良情绪，释放工作压力，体验积极情绪，提升快乐幸福。这一结果说明了社会支持作为个体的外部资源，[23]能够促进中小学教师职业幸福感的增长。有研究者表示幸福重要的“唯一”来源是良好的社会关系，[37]这样的观点虽然过于绝对，但社会支持对于幸福感的积极作用可见一斑。因此在培养教师职业认同的同时，不仅要在宏观的国家政策上做文章，更重要的是学校同事之间的团结合作、家庭亲人之间的理解信任、社会公众团体的尊重支持，避免教师在教书育人的过程中“孤军奋战”。
其次，工作投入独自中介了职业认同和教师职业幸福感之间的关系，且该路径的效应量在总间接效应中占比最大，体现了个体主观能动性的重要作用。这可能是因为职业认同程度高的教师更能够理解工作和学习的意义，这种认同感促使他们更加努力地工作，进而增强工作投入。[38]魏淑华等人将职业认同分为角色价值观、职业行为倾向、职业价值观和职业归属感4个维度。[30]价值观作为个体自我意识的核心，对个人思想和行为具有导向和调节的作用，教师形成良好的角色价值观和职业价值观，充分认识到教师工作的意义和价值，自觉确立“为党育人、为国育才”的使命感，进而引导教师全身心投入教育教学工作。工作更投入的教师对工作表现出更加积极的态度和行为，因而工作满意度提高，且表现出更少的焦虑、紧张等负面情绪。[39]根据积极情绪扩散理论,积极情绪不仅有助于个人成长与发展，增强个体的幸福感，同时也为个体提供了可持续性的个人资源，促进个体的积极行为，[40]工作更加投入的个体在工作中产生更多积极情绪，获得更多可持续性资源，这促进了教师在教育教学工作中寻获幸福体验的行为。因此，学校管理者除了要为教师提供支持外，还应注重激励教师全身心投入教育教学工作，充分发挥教师自身的主观能动作用。
最后，在职业认同影响教师职业幸福感的过程中，社会支持和工作投入的链式中介成立，本研究的核心理论预设得到验证，这与以往研究中社会支持是员工工作投入前提的结果一致。[41]该研究结果为职业认同如何影响教师职业幸福感提供了另一种解释路径。人作为一切社会关系的总和，劳动和实践是人的本质，在劳动过程中人需要发挥主观能动性，并同周围环境及其他个体产生联系,个体在与他人产生联系的过程中获得社会支持，工作投入是个体发挥主观能动性的重要方式。根据积极心理学的观点，幸福感是由设定点(即个体的期待或为自己设定的目标，是一种恒定的状态)、生活环境和意志活动构成的，教师在工作中逐渐形成较为稳定的职业认同，获得来自外界环境中各方面的社会支持，并能积极发挥主观能动性，进而积极投入工作，以获得工作上的成就感、价值感，从而促进职业幸福感的持续提升。
(三)结论
职业认同不仅对中小学教师职业幸福感有显著的直接影响，且能够通过社会支持和工作投入各自的中介效应及二者的链式效应三条路径，对职业幸福感产生间接影响。研究为多措并举加强新时代中小学教师队伍建设提供实证依据。
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