幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响：职业认同的中介作用 *

2019-01-29刘先强王德林

心理与行为研究 2018年6期

王钢范勇黄旭刘先强王德林

(成都大学师范学院，成都 610106)

1 问题提出

幼儿教师职业幸福感是幼儿教师在保教活动中因需要得到满足所获得的持续的积极体验（刘秀枝, 2011）。这种持续的积极体验不但提升幼儿教师工作绩效（王钢, 黄旭, 鲁雪, 张大均, 2015），提高学前教育质量，甚至推进学前教育事业科学可持续发展。鉴于幼儿教师职业幸福感影响重大，为提升其发展水平，探讨其关键影响因素及其作用机制逐渐成为研究界关注的一个热点。概观幼儿教师职业幸福感的影响机制研究，由于职业幸福感的工作要求——资源模型（简称JD-R模型）（Bakker & Demerouti, 2013; Brauchli, Schaufeli,Jenny, Füllemann, & Bauer, 2013; Prieto, Soria,Martínez, & Schaufeli, 2008）比要求——控制模型（DC）更具弹性（Bakker & Demerouti, 2013）和推广性（吴亮, 张迪, 伍新春, 2010），也比一般幸福感影响因素模型（Lyubomirsky, Sheldon, & Schkade,2005）更具职业领域特殊性，因此，JD-R模型一直深受职业心理学界青睐，本研究将其作为重要理论基础之一。同时，资源保存理论（Hobfoll,2001, 2011）不但考察了社会支持等外在的工作资源，而且探讨了胜任力、心理资本等内在的个体资源，从而有助于拓展JD-R模型中工作资源的外延（Demerouti, Bakker, Nachreiner, & Schaufeli,2001），进一步深化幼儿教师职业幸福感的影响机制。因此，本研究将其作为另一重要理论基础。鉴于此，本研究拟以JD-R模型（Demerouti et al.,2001）和资源保存理论（Hobfoll, 2001, 2011）为理论基础，旨在探讨幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对其职业幸福感的影响以及职业认同在影响中所起的中介作用。

本研究之所以探讨幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响，究其缘由，主要在于：第一，政府支持、组织支持和胜任力是不同层次的重要资源，整合在一起分析有助于增强对幼儿教师职业幸福感的解释力。所谓政府支持是指个体所知觉到政府在政策、资金、舆论、师资和授权等方面的支持行为（崔世泉, 袁连生, 田志磊, 2011; 张琴秀, 郭健, 2014）。组织支持是指员工对组织如何看待其贡献并关心其利益的一种看法（Eisenberger, Huntington, Hutchison, & Sowa,1986）。胜任力则是能够真正区分个体工作业绩优劣的特征（Akkermans, Schaufeli, Brenninkmeijer, &Blonk, 2013）。资源保存理论就认为（Hobfoll,2001, 2011），宏观的政府支持、中观的组织支持以及微观的胜任力等对工作者而言均是有核心价值的，它们是影响工作和组织结果变量的重要资源。为此，根据资源保存理论，仅从政府支持、组织支持和胜任力的某一方面分析幼儿教师职业幸福感都是有限的，亟需整合这些不同层次的重要资源，以便增强对幼儿教师职业幸福感的解释力。第二，政府支持和组织支持以及胜任力是不同类型的重要资本，统合在一起考察有助于提高对幼儿教师职业幸福感的预测力。具体说来，政府支持和组织支持主要涉及到环境中的人际关系网络，是重要的社会资本；胜任力主要涉及到个体的知识、技能和经验，是重要的人力资本（Luthans & Youssef, 2004）。有研究就发现，教师的人力资本和社会资本的部分指标能够预测学生的学业进步（Pil & Leana, 2009），而学生的学业进步和发展会增加教师的积极体验，提升其职业幸福感。同时，相关领域研究也表明（Simmons,Braun, Wright, & Miller, 2007），单独的人力资本并非预测农村低收入母亲经济幸福感的良好指标，人力资本和社会支持合在一起的预测效果更好。鉴于此，根据资本的“增值属性”，将政府支持和组织支持以及胜任力这些不同资本结合在一起有助于提高对幼儿教师职业幸福感的正向预测力。第三，政府支持、组织支持和胜任力影响效应的差异检验，有助于幼儿教师职业幸福感干预的控制力。如上所述，幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感非常重要，但它们的重要程度可能存在差异。若将它们放在一起，探索其对职业幸福感的影响，一方面可以防止忽视多个变量的共同作用而使单个变量的作用被错误地过高估计（Keith, 1988）；另一方面可以发现其中影响较大的因素，增强实践干预的针对性和有效性。鉴于以上原因，本研究重要目的之一是探讨幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响效应，并提出假设H1：幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力分别对职业幸福感有正向影响，且影响程度存在差异。

其实，随着幼儿教师职业幸福感研究的发展，不仅需要考察政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感“有何”影响，更需要探讨它们通过哪些重要的近端因子，“怎样”影响职业幸福感。我们认为职业认同是其中重要的中介变量。职业认同是指个体对职业的认可和接纳，据此表现出相应的行为方式（王钢, 张大均, 刘先强, 2014）。之所以将职业认同视为重要的中介变量，主要原因在于：其一，JD-R模型认为（Brauchli et al.,2013; Demerouti et al., 2001），工作负荷、时间压力和工家冲突等构成的工作要求以及社会支持、组织公正、工作控制和报酬等构成的工作资源是影响职业幸福感的重要因素，并引发两个潜在的相对独立的心理过程。其中，持续的工作要求会耗竭工作者的身心资源，导致职业倦怠，低职业幸福感等，这就是压力过程或能量耗竭过程；而工作资源则会增加工作投入，从而产生高职业幸福感和高绩效等结果，这就是动机过程。为此，根据JD-R模型，政府支持和组织支持作为重要的外在工作资源，不但增加幼儿教师对职业的认可和接纳，而且促进其工作投入，从而在职业中获得更多持续的积极体验——职业幸福感。其实，这就体现了JD-R模型的动机过程，且能得到已有研究间接支持。大量实证研究就发现，社会支持是影响教师职业认同的重要因素（高晓敏, 2011; 王姣艳, 王辉, 2013），而教师职业认同又是影响职业幸福感的关键因素（梁进龙, 2012; 乔爽, 2012;Fisherman, 2015; Karaś, Kłym, & Cieciuch, 2013）。鉴于此，作为社会支持重要内容的政府支持和组织支持可能通过职业认同影响幼儿教师职业幸福感。其二，资源保存理论认为，胜任力和心理资本等内在的个体资源同政府支持和组织支持等外在的工作资源一样，对工作者而言都是有核心价值的，它们均是影响工作和组织结果变量的重要资源（Hobfoll, 2001, 2011）。为此，内在的个体资源与外在的工作资源可能有类似的动机作用（Akkermans et al., 2013），通过积极动机过程影响职业幸福感。一项实证研究发现（吴伟炯, 刘毅, 路红, 谢雪贤, 2012），教师心理资本主要通过工作投入影响工作满意度，表现出动机过程。另一项实证研究表明（王钢等, 2014），幼儿教师心理资本通过职业认同作为完全中介影响职业幸福感。基于此，作为重要个体资源的幼儿教师胜任力可能像心理资本一样，通过职业认同影响职业幸福感。鉴于上述原因，本研究的重要目的之二是探讨幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响机制，并提出假设H2：幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力通过职业认同影响职业幸福感。

同时，已有研究表明（刘力全, 2007; 王钢等,2015），学校性质、每月收入、教师教龄和年龄等对幼儿教师政府支持、组织支持、胜任力、职业认同和职业幸福感有影响。由于它们不是本研究的重点，因此作为控制变量。

综上所述，根据JD-R模型和资源保存理论，结合理论分析和已有实证研究，本研究提出两个假设，并将其整合为一个中介模型。其中，假设H1主要考察政府支持、组织支持和胜任力对幼儿教师职业幸福感“有何”作用，即效应大小；假设H2主要探索政府支持、组织支持和胜任力对幼儿教师职业幸福感“如何”作用，即中介机制。探讨这些问题具有一定价值。理论方面，有助于检验和发展JD-R模型，深化幼儿教师职业幸福感影响机制研究；实践方面，有助于探寻职业幸福感的近端且可控的主要保护性因素，确实提高幼儿教师职业幸福感，减少幼儿教师流失。

2 研究方法

2.1 研究被试

采用问卷星的网络问卷平台，采取方便取样法，以幼儿园为单位，调查四川、重庆、西藏、贵州、江西、湖北和北京七地幼儿教师500名。剔除教龄低于1年、超过5%题目没有作答、有规律作答以及作答时间少于5分钟，获得有效被试462名，有效率为92%。具体说来，四川、重庆、西藏、贵州、江西、湖北和北京七地的私立园各1所，公立园各2所；私立园教师190名，公立园教师272名；被试平均月薪3317.21±1731.82元；平均年龄30.89±8.53岁；平均教龄7.97±6.65年, 其中教龄1-2年63名，比率为13.64%，2-5年101名，比率为21.86%，5-10年145名，比率为31.39%，10-15年92名，比率为19.91%，15年以上61名，比率为13.20%。

2.2 研究工具

2.2.1 幼儿教师职业幸福感量表

由王钢（2013）修编，包括心理幸福感、情绪幸福感、社会幸福感和认知幸福感4个分量表，共15个题项。每题项用Likert3点记分，计分范围从“完全不同意”得1分至“完全同意”得3分，心理幸福感、情绪幸福感、社会幸福感和认知幸福感得分越高，说明体验到这种幸福感越多。信效度检验发现，幼儿教师职业幸福感总量表及4个分量表α系数在0.65-0.83之间，重测信度（选取50名幼儿教师间隔8周）在0.72-0.87之间；总量表各因素间的相关系数介于0.34-0.45之间，低于因素与量表间的相关0.59-0.73；量表总得分与情感量表和教师工作满意度量表两个效标得分的相关分别为0.73和0.80。本研究中总量表α系数为0.88，分量表α系数在0.65-0.83之间。

2.2.2 幼儿教师职业认同问卷

由王彩凤（2009）编制，包括职业认知、职业需要、职业情感和职业意志4个分问卷，共14个题项。每题项用Likert5点记分，计分范围从“非常不同意”得1分至“非常同意”得5分，职业认知、职业需要、职业情感和职业意志得分越高，说明该方面认同越大。研究表明，总问卷和4个分问卷α系数在0.50-0.79之间；探索性（4个因素能够解释64.89%的方差变异）和验证性因素分析（χ2/df=1.97，RMSEA=0.07，IFI=0.93，CFI=0.92，TLI=0.90）发现，整个问卷结构效度良好。本研究中总问卷α系数为0.86，分问卷α系数在0.52-0.81之间。

2.2.3 幼儿教师胜任力问卷

由汤舒俊和徐红（2015）研制，包括人格魅力、育人导向、专业素养和职业承诺4个分问卷，共有22个题项。每题项用Likert5点记分，计分范围从“非常不同意”得1分至“非常同意”得5分，得分越高，说明该方面胜任力越强。汤舒俊和徐红所做探索性（4个因素能够解释52.63%的方差变异）以及验证性因素分析表明（χ2/df=2.77，RMSEA=0.07，IFI=0.94，CFI=0.93，GFI=0.92），整个问卷结构效度良好。鉴于本研究中职业承诺的题项与职业认同的部分题项存在较大程度的交叉，为减少多重共线性，数据分析时不纳入职业承诺。具体说来，不纳入职业承诺后，本研究中总问卷α系数为0.87，分问卷α系数在0.72-0.86之间。

2.2.4 组织支持感问卷

由凌文辁、杨海军和方俐洛（2006）研制，包括工作支持、员工价值认同和关心利益3个分问卷，共24个题项。每题项用Likert5点记分，计分范围从“完全不同意”得1分至“完全同意”得5分，工作支持、员工价值认同和关心利益得分越高，说明这方面支持越强。凌文辁等（2006）研究发现，总问卷α系数为0.96，重测信度（选取32名被试间隔2个月）为0.87；探索性（3个因素能够解释59.97%的方差变异）和验证性因素分析表明（χ2/df=2.96, RMSEA=0.08, NNFI=0.90,CFI=0.90），整个问卷结构效度良好。为契合幼儿教师实际，本研究对题项表述进行了微调，调整后总问卷α系数为0.92，分问卷α系数在0.76-0.91之间；验证性因素分析的拟合指数为χ2/df=2.89，RMSEA=0.08，NNFI=0.90，CFI=0.91。

2.2.5 政府支持问卷

采用自编的幼儿教师政府支持问卷。首先，请幼教专家和幼儿教师各三名，提名政府对幼儿教师的支持主要包括哪些？具体说来，主要包括政策、资金、舆论、师资和授权等5方面支持。其次，再请幼儿教师十名对上述提名结果进行判断和补充，结果发现，幼儿教师大都同意这5方面支持。再次，根据上述结果，将这5方面支持编制成5个题项，构成《政府支持问卷》。其中，每题项用Likert5点记分，计分范围从“完全不同意”得1分至“完全同意”得5分，得分越高，说明体验到这种支持越多。最后，信效度检验发现，《政府支持问卷》由1个因素构成，该因素能够解释65.86%的方差变异，共计5个题项；该问卷α系数为0.88，重测信度（选取40名幼儿教师间隔8周）为0.80。

2.3 施测过程

在21名幼儿园园长帮助下，由研究者本人或幼儿园园长利用幼儿园教研时间，以幼儿园为单位，通过微信、QQ等形式邀请四川、重庆、西藏、贵州、江西、湖北和北京七地共21所幼儿园的500名幼儿教师使用手机参加网络问卷调查。调查时，首先，被试阅读此次调查的项目信息表，知晓此次调查。其次，被试阅读填写方法以及注意事项，如有不清楚之处立即通过电话、QQ、微信以及面对面等形式咨询研究者本人或幼儿园园长。最后，被试完成测试后，及时告知幼儿园园长和研究者，以便确认。整个测试过程大致需要20分钟。

2.4 数据的统计分析

采用SPSS16.0和AMOS6.0软件进行数据管理和分析。首先，采用主成分分析检验共同方法偏差。主成分分析结果表明（Podsakoff, MacKenzie,Paine, & Bachrach, 2000），未旋转主成分分析共有18个因子的特征值大于1且第1个因子解释变异量为25.18%，低于40%，说明该研究的共同方法偏差可接受（Ashford & Tsui, 1991）。其次，采用皮尔逊积差相关分析变量间的相关。最后，采用潜变量结构方程模型，分析幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响以及职业认同在影响中所起的中介作用。

3 结果与分析

3.1 各变量的描述统计分析

对各变量进行描述统计分析，结果见表1。具体说来，皮尔逊积差相关分析表明，主要变量方面，幼儿教师的政府支持、组织支持、胜任力、职业认同和职业幸福感两两之间存在显著正相关。因此，有必要进一步考察它们之间的关系。控制变量方面，公立园（学校性质）与政府支持、组织支持、胜任力、职业认同和职业幸福感均不存在显著相关，但每月收入、教师年龄、教师教龄分别与政府支持、组织支持、胜任力、职业认同和职业幸福感存在一定程度相关。因此，在模型中有必要将每月收入、教师年龄和教师教龄加以控制。

表1 各变量的均值、标准差和相关系数矩阵

3.2 幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力的作用分析

为减少多重共线性，增强模型收敛性，先对主要变量和控制变量进行标准化处理（温忠麟, 侯杰泰, Marsh, 2008）。然后根据假设H1，采用潜变量结构方程技术，检验幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响，并考察整个预测模型M1的拟合情况。预测模型M1中，控制每月收入、教师教龄和教师年龄影响；同时，政府支持、组织支持和胜任力为外生潜变量，职业幸福感为内源潜变量。检验结果表明，表2中预测模型M1满足拟合优度条件，整个模型拟合良好。具体说来，预测模型M1中，控制每月收入等变量影响后，政府支持、组织支持和胜任力两两之间相关系数显著（p＜0.05），幼儿教师政府支持（β=0.26, t=4.31, p＜0.001）、组织支持（β=0.49, t=8.62,p＜0.001）和胜任力（β=0.21, t=3.56, p＜0.001）分别对职业幸福感的正向直接效应显著，且可以解释职业幸福感45.24%的变异。进一步说来，幼儿教师组织支持对职业幸福感的保护作用最大，组织支持显著大于政府支持和胜任力所起保护作用之和（0.492＞0.262+0.212, p＜0.001）。

表2 模型拟合指数

3.3 幼儿教师职业认同的作用分析

为进一步理解幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感所起作用的过程，根据假设H2，采用潜变量结构方程技术，建立职业认同作为完全中介的模型M2。具体说来，模型M2中同样控制每月收入等变量影响；同时，政府支持、组织支持和胜任力为外生潜变量，职业认同和职业幸福感为内源潜变量。检验结果表明，表2中模型M2拟合不太理想。鉴于潜变量结构方程模型中，既包括测量方程也包括结构方程，模型更为复杂，模型拟合检验非常重要（温忠麟, 叶宝娟,2014）。为改善模型拟合情况，模型M3根据表1的相关分析和提示增加两条关系强的路径对模型M2进行修正，即政府支持→职业幸福、组织支持→职业幸福的直接路径，结果发现，模型M3和M2拟合卡方值的变化在自由度变化基础上显著（△χ2=749.16-735.22=13.94, △df=163-161=2, p＜0.005），且模型M3的AIC更小，TLI、IFI和CFI更大，模型M3的拟合指数得到明显改善，拟合良好。鉴于模型M3仅对模型M2进行微调，基本不影响假设H2检验，因此，本研究最终确定模型M3为最佳拟合模型。

进一步分析模型M3，如图1所示，控制每月收入等变量影响后，幼儿教师政府支持和组织支持对职业幸福感既分别有显著的直接效应（分别为 β=0.15, t=2.89, p＜0.005; β=0.22, t=3.80,p＜0.001），也通过职业认同对职业幸福感分别有显著的间接效应（分别为ab=0.23×0.54=0.12;ab=0.44×0.54=0.23）；同时，幼儿教师胜任力通过职业认同对职业幸福感仅有显著的间接效应（ab=0.33×0.54=0.18），无直接效应。

图1 幼儿教师职业认同的中介作用模型M3

进一步使用Bootstrap程序检验中介效应的显著性（Shrout & Bolger, 2002）。采用重复随机抽样法在原始数据（N=462）中抽取1000个Bootstrap样本，矫正偏差的Bootstrap置信区间检验结果表明，表3中所有路径系数95%的置信区间没有包括0，这些路径系数均显著。换言之，幼儿教师职业认同在政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响中所起中介效应显著，中介效应量分别为0.12，0.23和0.18。

表3 中介效应显著性检验的 Bootstrap 分析

4 讨论

4.1 幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力的保护作用

根据资源保存理论和相关实证研究，本研究探讨了幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响。结果发现，政府支持、组织支持和胜任力对幼儿教师职业幸福感均有显著正向影响，是其重要保护性因素。该结果既支持了假设H1，也同已有研究结果基本一致（王黎华, 徐长江, 2008; 赵姗, 2011; Laine et al., 2016; Zinsser,Christensen, & Torres, 2016）。比如，芬兰和爱沙尼亚政府提出在2009-2014年提高学校教职员工职业幸福感的行动研究计划（Promoting the Occupational Well-Being of School Staff—Action Research Project in Finland and Estonia, 2009-2014），该行动计划为学校设定工作条件、工作社区、具体工作以及职业胜任力四个方面的目标，以提高芬兰和爱沙尼亚两国中小学工作者的职业幸福感。质的数据分析表明（Laine et al., 2016），学校围绕四个方面目标努力，的确有助于提高学校工作者的职业幸福感。颇为相似，另一项研究也发现（Zinsser et al., 2016），儿童中心若能提供条件支持儿童的社会和情绪学习，幼儿教师的抑郁水平更低，对工作更为满意，对工作场所氛围评价更为积极。鉴于此，幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力的确对职业幸福感起保护作用，它们使职业幸福感获益。

需进一步讨论的是，在政府支持、组织支持和胜任力对幼儿教师职业幸福感的保护作用中，组织支持影响最大。究其缘由，可能在于：其一，根据生态系统理论（Bronfenbrenner & Ceci,1994），政府和组织分别是影响幼儿教师职业幸福感的宏观系统和中观系统，组织与幼儿教师职业幸福感的联系更为紧密，组织所提供支持的影响更直接，效应更大。因此，幼儿教师组织支持大于政府支持对职业幸福感的影响。其二，同其他职业相比，教师职业相对“弱势”；而在教师群体中，幼儿教师又更为“弱势”。这都会降低幼儿教师职业幸福感。若幼儿园及其他幼教机构足够关心员工利益、认同员工价值，从物质和精神上给予幼儿教师有效支持，其带来的持续的积极体验超过简单增强其胜任力所致效果。比如，一项研究表明，整体而言，学校工作氛围对教师职业幸福感的影响大于胜任力的影响（Saaranen,Tossavainen, Turunen, Kiviniemi, & Vertio, 2007）。再如，另一项研究显示，“人际关系”和“上级评价”是教师职业幸福感排在前两位的关键影响因素（王文婷, 2011）。因此，幼儿教师组织支持大于胜任力对职业幸福感的影响。综上所述，幼儿教师组织支持对职业幸福感影响最大有其合理性。

4.2 幼儿教师职业认同的中介作用

为理解幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力究竟“怎样”影响职业幸福感，假设H2提出职业认同是其中重要的中介变量。从图1以及表2和表3所示结果可知，幼儿教师职业认同的确是政府支持、组织支持和胜任力影响其职业幸福感的中介。该结果支持了假设H2，也与已有研究基本一致（高晓敏, 2011; 杨惠兰, 展宁宁, 陈京军, 何先友,2015; Fisherman, 2015; Karaś et al., 2013）。比如，有研究表明（杨惠兰等, 2015），教师胜任力以职业认同为部分中介影响专业发展。再如，有研究发现，教师社会支持正向预测职业认同（高晓敏, 2011），而职业认同又正向预测职业幸福感（Fisherman,2015; Karaś et al., 2013）。上述研究均支持幼儿教师职业认同的中介作用。

进一步分析幼儿教师职业认同为何作为重要中介，除了揭示前文所述JD-R模型的积极动机过程外，其实也体现了特殊性匹配原理。特殊性匹配原理认为，前因变量和结果变量之间的关系模式具有“相对专门化”特点，特定性质的前因变量和与之具有匹配性质的结果变量之间联系较紧密，而与之不具有匹配性质结果变量之间的联系则较微弱（Swann, Chang-Schneider, & McClarty,2007）。具体到本研究，“相对专门化”特点表现为，幼儿教师政府支持、组织支持、胜任力和职业认同同为积极因素，更具匹配性质，于是幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力等保护性因素均通过职业认同等积极因素影响积极心理——职业幸福感。需指出的是，幼儿教师职业认同部分中介政府支持和组织支持对职业幸福感的影响，却完全中介胜任力对职业幸福感的影响，我们尝试推测，这说明幼儿教师政府支持和组织支持等环境因素还可能通过其他中介变量如组织认同、心理授权（Joo & Jo, 2017）等影响职业幸福感，作用路径具有多样性。

4.3 研究价值及展望

本研究具有一定价值。理论方面，本研究部分检验和拓展了JD-R模型的动机过程（Brauchli et al., 2013; Demerouti et al., 2001）。具体说来，一方面，幼儿教师政府支持和组织支持等外在工作资源通过职业认同影响职业幸福感。这说明幼儿教师职业认同是动机过程中的关键环节，非常重要。该结果支持了JD-R模型的动机过程。另一方面，虽然影响程度存在差异，但与政府支持、组织支持等外在工作资源相似，幼儿教师胜任力和心理资本（王钢等, 2014）等内在个体资源也通过职业认同影响职业幸福感。鉴于此，有必要将胜任力和心理资本等内在个体资源整合到JD-R模型的工作资源中（Akkermans et al., 2013），丰富工作资源，拓展JD-R模型的动机过程。

实践方面，本研究启示，其一，聚焦职业认同，着力提升幼儿教师职业幸福感。鉴于已有研究（王钢等, 2014）和本研究皆发现，职业认同作为近端因子对幼儿教师职业幸福感影响深远、意义重大。为此，如何多方位多途径让幼儿教师接纳和认可自己所从事的职业，更愿意工作投入显得非常关键和必要。其二，汇聚多方资源，有效提升幼儿教师职业幸福感。为此，政府部门尤其是幼儿园和广大幼教机构亟需提供有效组织支持，让幼儿教师有良好条件从事该职业（张琴秀, 郭健,2014）；同时，幼儿教师仍需提升自身胜任力，使自己足够胜任该职业。当自身足以胜任同时又有良好外界条件支持时，幼儿教师会更认同该职业，更愿意从事该职业，从而获得更多职业幸福感。

诚然，由于条件所限，本研究尚存需要进一步完善之处。其一，本研究是横断设计，职业认同的中介作用需要结合纵向设计和实验研究来深化。其二，取样较为有限，未来研究需要扩大取样范围，以便采用多层线性模型进一步分析政府支持、组织支持和胜任力的影响。其三，测量工具中幼儿教师职业认同的部分分问卷α系数略为偏低（王彩凤, 2009），需要继续完善优化。