实习教师支持对师范生职业效能、职业认同及职业承诺的作用

张晓辉，赵宏玉

（1.北京师范大学心理学部，北京 100875；2.北京市海淀区教育科学研究院，北京 100080）

一、引言

作为教师教育的重要组成部分，教育实习在师范生职业发展过程中扮演着重要的角色。教育实习是教育理论与教学实践相结合的过程，为师范生提供了未来从教的基本经验，能有效加强师范生对教师职业的认识与体验，促进师范生形成最初的职业承诺。有研究表明，职前教师完成教师教育阶段的学习和训练后，获得的最初的教学承诺（Initial commitment to teaching）与其未来是否选择教师职业之间有着非常显著的关系；最初的教学承诺还是导致职前教师在教师职业发展早期选择离职的重要预测因素。［1］［2］［3］因此，教育实习背景下，有关师范生职业承诺的影响因素的研究成为研究者关注的焦点。

在教育实习过程中，实习学校指导教师的支持（下称实习教师支持）是师范生职业承诺的重要影响因素，这类支持包括学校文化融入、教学工作反馈、课程计划交流等很多方面。一项有关职前教师职业情感承诺的研究表明，教育实习阶段实习教师的交流与反馈，对职前教师的职业情感承诺具有显著的预测作用。［4］Rots和 Aelterman等人（2007，2010）对职前教师教学承诺的研究表明，实习教师的支持不仅对职前教师的教学承诺具有直接预测作用，而且还通过职前教师的教学效能等中介变量对教学承诺发挥间接预测作用。［5］［6］Schepens，Aelterman和Vlerick（2009）的研究也表明，实习教师支持对职前教师的职业承诺具有显著的预测作用，但对职业效能的预测作用不显著。［7］由此可见，实习教师支持对师范生的职业承诺具有重要作用，但实习教师支持与师范生职业承诺、职业效能之间的关系，还有待进一步地研究检验。

此外，在实习教师支持对师范生职业承诺的作用过程中，师范生的职业认同在其中扮演着非常重要的角色。职业认同与职业承诺同属职业态度范畴，两者有着相同的心理成分，均会对个体未来的职业发展产生深远影响。但两者的不同之处在于，职业认同主要体现为个体对教师职业不同方面特征的价值评价或判断；［8］［9］职业承诺则体现了个体对教师职业的心理或情感联接程度。［10］［11］［12］结合有关态度的研究可知，［13］认同是以认知为基础进行的价值判断，出现在态度发展的中前期；承诺是在认同基础上通过真实的情感体验，而形成的稳定情感联结，出现在态度发展的中后期，集中体现在态度发展的内化阶段。因此，职业认同不仅是职业承诺的发展基础，同时也是影响职业承诺的重要因素。

罗杰、周媛、陈维、潘运和赵守盈（2014）的研究表明，职业认同对职业承诺具有显著的预测作用。［14］但该研究的对象为中学教师，不涉及实习教师支持的作用。另一项有关教育实习阶段师范生职业认同发展的质性研究表明，教育实习过程中，实习教师支持有助于促进师范生的职业认同和职业承诺，职业认同在实习教师支持与职业承诺之间具有一定的中介作用。［15］但该研究属于质性研究范式，有待量化研究的检验。此外，Canrinus、Helms-Lorenz、Beijaard、Buitink和 Hofman（2012）对荷兰中小学教师的研究表明，教师的课堂自我效能对其职业情感承诺具有显著预测作用。［16］但该研究不涉及实习教师支持，而且未对职业认同进行明确界定。张晓辉和赵宏玉（2016）对师范生的研究表明，教师教育工作者支持对师范生职业效能和职业认同具有显著的预测作用，职业效能在其中发挥中介作用。［17］但该研究主要聚焦于教师教育的理论学习阶段的教师教育工作者，不涉及实习学校指导教师，也不涉及师范生的职业承诺。总之，当前虽有不少研究涉足师范生或职前教师的教师支持以及职业效能、职业认同和职业承诺，但缺乏整合性的量化研究。特别是，亟待开展实习教师支持对师范生职业效能、职业认同与职业承诺的整合研究。

基于现有研究现状，本研究就教育实习背景下，实习教师支持对师范生职业效能、职业认同及职业承诺的作用进行研究。本研究认为，实习教师支持对师范生职业承诺具有显著的预测作用，职业效能和职业认同在其中具有显著的中介作用。具体而言，职业效能在实习教师支持与职业承诺之间、实习教师支持与职业认同之间具有显著的中介作用，职业认同在实习教师支持与职业承诺之间、职业效能与职业承诺之间具有显著的中介作用。

二、研究方法

（一）研究对象

根据国内高校的通行政策，师范生的教育实习集中在大学四年级开展，为期3－4个月不等。因此，本研究选取某部属师范大学已完成教育实习的大学四年级师范生，以班级为单位，采取整群抽样法，共发放问卷320份，回收问卷303份，回收率为94.69%。数据处理中，删除正负三个标准差以外的极端数据共12个，正式统计数据为291个。被试涉及地理、历史、生物、文学、物理、哲学等6个院系，其中男生79名，女生209名，3人性别信息缺失；城市学生83名，城镇学生81名，农村学生111名，16人生源信息缺失。

（二）研究工具

1.实习学校教师支持感问卷

本问卷采用由Schepens等人（2009）修订的实习学校教师支持问卷（Mentor Support）。［18］问卷共包含8个题目，采用里克特6点评分（1代表“非常不符合”，6代表“非常符合”），得分越高代表师范生感知到的实习教师支持越高。该问卷为单一维度问卷，在本研究中，问卷的克朗巴赫α系数为0.91。

2.职业效能问卷

本问卷采用由Tschannen-Moran和Hoy（2001）编制的教师效能感问卷（Teacher Sense of Efficacy）。［19］该问卷包括教学策略效能、课堂管理效能和学生投入效能三个维度。教学策略效能是指个体对自己采用多种教学策略实施有效教学的能力判断和推测；课堂管理效能是指个体对自己有效开展课堂管理的能力判断和推测；学生投入效能是指个体对自己在激励和帮助学生等方面的能力判断和推测。

该问卷包括12个题目，采用里克特6点评分（1代表“非常不符合”，6代表“非常符合”），得分越高代表师范生感知到的职业效能越高。在本研究中，问卷总的克朗巴赫α系数为0.93，教学策略、课堂管理和学生投入三个分维度的克朗巴赫α系数分别为0.84、0.87和0.84。本研究中验证性因素分析表明，模型拟合良好，χ2＝71.08，df＝47，χ2/df＝1.51，GFI＝0.96，CFI＝0.99，TLI＝0.98，RMSEA＝0.040。

3.职业认同问卷

本研究选用张晓辉（2016）修订的职前教师职业认同问卷。［20］该问卷包括内在价值认同和外在价值认同两个维度。内在价值认同是对教师职业的工作内容、模式等固有的工作属性进行的价值判断；外在价值认同是指对教师职业的工作环境、社会地位等职业的社会属性进行的价值判断。

该问卷共10个题目，采用里克特6点评分（1代表“非常不认同”，6代表“非常认同”），得分越高代表职业认同水平越高。在本研究中，问卷总的克朗巴赫α系数为0.87，内在价值认同和外在价值认同两个分维度的克朗巴赫α系数分别为0.88和0.84。本研究中验证性因素分析表明，模型拟合良好，χ2＝77.44，df＝28，χ2/df＝2.77，GFI＝0.95，CFI＝0.97，TLI＝0.95，RMSEA＝0.078。

4.职业承诺问卷

本问卷采用由Ebmeier（2003）编制的教学承诺问卷（Commitment to Teaching）。［21］问卷共包括 8个题目，采用里克特6点评分（1代表“非常不符合”，6代表“非常符合”），得分越高代表师范生的职业承诺越高。该问卷为单一维度，主要反映个体对教师职业的情感评价和从教信念。在本研究中，问卷的克朗巴赫α系数为0.84。

本研究之所以选择该问卷，是基于本研究对职业承诺的界定，即职业承诺是个体对教师职业的心理或情感联接程度，体现为对教师职业的喜欢和留任教师职业的愿望。特别是，有关职业承诺的情感承诺、继续承诺、规范承诺三维结构模型［22］的研究也表明，在对组织绩效和离职率的预测方面，规范承诺、持续承诺的预测性较弱，并不宜视为职业承诺的独立维度。［23］

（三）共同方法偏差检验

由于研究中对同一被试进行了四种问卷的测查，这容易产生由共同方法变异导致的共同方法偏差，因此在数据分析之前，对样本数据进行共同方法偏差检验，本研究主要采用Harman单因素检验法。该方法认为，如果对量表的所有变量进行因素分析，结果只析出一个因子或某一个因子的解释力特别大，则可判定存在共同方法偏差。对本研究数据进行因素分析，结果显示KMO＝0.93，Bartlett值为7139.97，df＝703，p＜0.001，因此该数据适合因素分析。结果表明，特征值大于1的公因子有5个，其中第一个公因子解释了方差的19.97%，小于40%的临界标准，表明本研究中未发现明显的共同方法偏差问题。

（四）数据分析

本研究采用SPSS17.0和Amos17.0对数据进行统计和分析。

三、结果分析

（一）描述性统计结果

实习教师支持、职业效能、职业认同、职业承诺及其各维度的平均数、标准差和相关矩阵如表1所示。对各变量及其各维度进行相关分析，结果表明，两两之间均呈显著正相关，即感知到的实习学校指导教师支持越高，职业效能越高，职业认同和职业承诺也越高。

表1 实习教师支持、职业效能、职业认同与职业承诺的描述统计及其相关

（二）中介效应模型分析

首先，检验自变量与因变量的关系。采用线性回归分析的方法检验实习教师支持对职业承诺的影响。结果显示，实习教师支持显著正向预测职业承诺（β＝0.35，t＝6.42，p＜0.001），即实习教师支持越高，师范生的职业承诺也越高。

其次，检验自变量与中介变量的关系。采用线性回归分析的方法，分别检验实习教师支持对职业效能与职业认同的影响。结果显示，实习教师支持可以正向显著预测职业效能（β＝0.43，t＝7.99，p＜0.001），实习教师支持可以正向显著预测职业认同（β＝0.46，t＝8.75，p＜0.001），即实习教师支持越高，师范生感知到的职业效能越高，职业认同也越高。

第三，为了检验职业效能与职业认同的中介效应，本研究建构了实习教师支持通过职业效能与职业认同影响职业承诺的系列中介效应模型。本研究采用Process Model 6［24］进行了一个偏相关的bootstrap分析，使用1000个重复抽取的样本。实习教师支持作为预测变量，职业承诺作为因变量，职业效能与职业认同作为中介变量。本研究报告了95%的置信区间，反应非标准化的估计。结果表明，有三条中介路径显著，实习教师支持通过职业效能对职业承诺的中介效应显著（ineffect size＝0.04，SE＝0.02，95%的 CI＝ ［0.00，0.10］）；实习教师支持通过职业效能，再通过职业认同对职业承诺的中介效应显著（ineffect size＝0.11，SE＝0.02，95%的CI＝［0.07，0.15］），实习教师支持通过职业认同对职业承诺的中介效应显著（ineffect size＝0.20，SE＝0.05，95%的CI＝ ［0.11，0.31］），各路径系数及其显著性见图1。

图1 实习教师支持、职业效能、职业认同与职业承诺的作用机制

四、研究讨论

（一）实习教师支持对师范生职业承诺的作用

本研究结果表明，实习教师支持对师范生职业承诺具有显著的预测作用，这种预测作用被职业效能和职业认同完全中介了。这一结果与相关研究相比，既有相通之处，又有新的发现。

首先，本研究从量化研究的视角，证实了前人［25］有关实习教师支持对职前教师职业承诺、职业效能的重要作用；同时，也进一步支持了张晓辉等人（2015）［26］的质性研究结果，即实习教师支持有助于促进师范生的职业认同与职业承诺，职业认同在其中具有中介作用。有关实习教师支持对师范生职业承诺的促进作用，可以从有关社会学习理论及替代性学习的观点中得到启示，该理论认为，人们可以通过观察生活中重要人物的行为而习得社会行为。［27］就师范生而言，实习学校指导教师提供的支持以及由此建立的良好关系，本身就是对教师职业最好的诠释。特别是实习学校指导教师在工作中展现出来的基本工作状态、对日常工作中各类问题的处理、与学生的互动关系……无时无刻不像一面镜子，让师范生可以从中看到自己的职业未来，这会对师范生的职业承诺产生潜移默化的作用。

此外，就实习教师支持对职业承诺的作用而言，本研究表明，职业认同在其中具有重要的中介作用，同时结合职业效能的中介作用，使得实习教师支持与职业承诺之间的关系被完全中介了。这一结果进一步深化了对实习教师支持与师范生职业承诺之间关系的认识。已有实证研究表明，实习教师支持对职前教师的职业承诺具有直接的预测作用，［28］［29］但这一结论是在不考虑职业认同或者将职业承诺视为职业认同的重要组成部分的情况下得出的。本研究在界定和区分职业认同与职业承诺概念关系的基础上，研究结果进一步揭示了实习教师支持与师范生职业承诺之间的完全中介机制，凸显了职业认同及职业效能等中介变量的重要性。因此，这一结果意味着，要致力于提高师范生的职业承诺，就必须加强对师范生职业效能和职业认同的培养，这是实习学校指导教师对师范生职业承诺发挥作用的重要着力点。

（二）职业效能的中介作用

本研究结果表明，职业效能在实习教师支持与职业认同之间，发挥部分中介效应；在实习教师支持与职业承诺之间，发挥部分中介效应。这一结果既反映了职业效能的重要性，同时也为促进师范生职业认同和职业承诺带来了启示。

职业效能，也称教师效能或教学效能，属于教师职业动机的范畴，指教师对自己从事教师职业及开展教学工作的能力判断，［30］反映了教师对自身影响学生成效的能力预期。［31］职业效能受任务难度、外界反馈或帮助、已有成败经历、身心感受、情感反馈等因素影响，对个体的态度倾向、情绪体验、目标设定、活动选择及坚持性和努力程度等方面都有不同程度的作用。［32］就教育实习而言，实习教师支持是师范生职业效能的重要来源，师范生从指导者那里获得反馈和激励，并进行相应的练习和实践，进而使师范生获得更强的能力和效能去面对教师职业的挑战，这有助于进一步提升其职业认同和职业承诺。

有学者指出，职前教师或新手教师特别容易受有压力的现实课堂影响，从而使其职业发展面临风险。［33］［34］Hong（2010）指出，不能为职前教师提供真实的理解教师情感经历及其发展阶段的机会是教师教育面临的一个重大问题，将理论学习和实践教学相互结合是其中的关键，因为如果两者不能很好的衔接，学生就会在现实教学中受挫，并因此而产生无能感或挫败感。［35］如果进而采取权宜之计，还会进一步影响他们的教师职业认同。因此，作为实习学校的指导教师，为帮助师范生顺利实现从学生身份到教师身份的转换，为使师范生保持高度的自信、自我效能以及职业认同和职业承诺，而提供有针对性的指导、支持、跟进和反馈就变得非常重要。［36］

（三）职业认同的中介作用

本研究结果表明，职业认同在实习教师支持与职业承诺之间、职业效能与职业承诺之间，均具有部分中介效应。这一结果不仅揭示了职业认同在职业承诺的作用机制中扮演的重要角色，而且还提供了有关职业认同与职业承诺之间关系的新认识。

在教育实习背景下，实习教师支持和师范生职业效能是影响职业承诺的两个重要因素，这已得到相关研究的支持。［37］［38］但实习教师支持和师范生职业效能对职业认同、职业承诺的作用机制，一直没有得到有效澄清，主要原因有二。一是有关职业认同与职业承诺的概念界定一直存在很大争议，不同学者基于不同的研究视角对这两个概念进行了不同界定。例如，Schepens等人（2009）在对职前教师的研究中，将职业效能、职业承诺和职业定向作为职业认同的测量指标；［39］Canrinus等人（2012）的研究中，将职业承诺、职业效能、工作动机、工作满意度等因素整合后作为教师职业认同的测量指标。［40］由于对职业认同与职业承诺的界定和测量存在不同程度的概念交叉和相互指代，因此，职业认同与职业承诺的关系一直没有得到有效澄清。二是在对职业认同和职业承诺的功能作用认识上，研究者更多强调职业承诺，特别是在预测个体的职业决策及留任、离任方面，职业承诺一直扮演着非常重要的角色，这使得职业承诺成为研究者相对更为关注的焦点。与职业承诺相比，职业认同的研究尚处于起步阶段，有关职业认同的概念界定、维度结构等都未形成共识，缺乏有关职业认同以及教师教育促进职业认同的量化研究。［41］

因此，本研究不仅提供了有关职业认同在职业承诺影响机制中的重要性证据，而且支持了本研究对职业认同和职业承诺的基本界定，深化了对促进师范生职业承诺的认识。在影响职业承诺的诸多因素中，职业认同具有不可替代的重要作用，职业认同不仅是职业承诺的发展基础，还是内外部诸多影响因素作用于职业承诺的重要中介。这意味着，要提高师范生的职业承诺，就必须加强师范生职业认同的培养，就必须创设各种政策和条件以不断改善师范生对教师职业的认同。在这个过程中，教育实习的作用以及实习学校指导教师的功能，都有待进一步开发和挖掘。

（四）本研究启示与建议

（1）实习教师支持对师范生的职业承诺具有重要作用。因此，为师范生选配优秀的实习学校指导教师，并加强对实习指导教师的培训和督导，这是提升师范生职业承诺的重要途径。

（2）职业效能在实习教师支持与师范生职业认同、职业承诺的作用机制中，发挥着重要的中介作用。因此，着眼于师范生职业效能的培养，加强对教育实习任务设置与实习教师有效支持的协同一致，是提升师范生职业承诺的关键。

（3）职业认同是职业承诺的重要影响因素，并在实习教师支持对职业承诺、职业效能对职业承诺的作用机制中发挥着重要的中介作用。因此，职业承诺的提升离不开职业认同的培养，应当把职业认同培养作为教育实习的重要目标，视为教师教育的应有之义，这是提升师范生职业承诺的前提和基础。

五、结论

（1）实习教师支持对师范生的职业承诺具有间接的正向预测作用，职业效能和职业认同在其中发挥重要的中介作用。

（2）职业效能在实习教师支持与职业认同之间具有部分中介作用，在实习教师支持与职业承诺之间具有部分中介作用。

（3）职业认同在实习教师支持与职业承诺之间具有部分中介作用，在职业效能与职业承诺之间具有部分中介作用。

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