职业使命感与免费师范生学业投入的关系&基于社会认知职业理论的视角_使命感论文

职业使命感与免费师范生学业投入的关系：基于社会认知职业理论的视角，本文主要内容关键词为：职业论文,师范生论文,使命感论文,视角论文,认知论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      DOI：10.16719/j.cnki.1671-6981.20160322

      1 问题的提出

      学业投入(study engagement)是工作投入在学习领域的延伸，是大学生取得良好学习绩效、获取职业胜任力的前提。与工作投入一样，Schaufeli，Martínez，Pinto，Salanova和Bakker(2002)将学业投入界定为学生在学习活动中表现出对学习的一种持续、充满积极情感的状态，它以活力、奉献和专注为主要特征。研究发现，学业投入与学生的学业成就、有效学习策略等积极结果变量存在密切关系(Howell，2009；Salanova，Schaufeli，Martínez，& Bresó，2010；Sirin，2005)。鉴于此，学业投入的影响因素逐渐进入研究者的视野。从现有研究来看，前因变量大致分为三类：人口统计学变量、个体特征和环境变量(倪士光，伍新春，2011)。职业使命感(career calling)是近年来积极心理学领域的研究热点，是指“一种源于自身并超越自我的超然召唤，即以一种能展现或获得目的感或意义感以及以他人导向的价值观和目标作为基本动机来源的方式去践行特定生命角色。”(Dik & Duffy，2009)。在中国文化中，一直有“师者，传道授业解惑也”一说。“人类灵魂的工程师”、“孺子牛”、“人梯”等众多溢美之词被赋予了教师。因此，对于教师职业来说，使命感是一个突显构。但是，目前有关学业投入前置因素的研究却一直缺乏对使命感的关注。因此，本研究拟以免费师范生为研究对象采用社会认知职业理论(Social Cognitive Career Theory，SCCT)(Lent，Brown，Nota，& Soresi，2003)为理论分析视角探讨职业使命感与免费师范生学业投入之间的关系。

      2 理论基础与研究假设

      2.1 社会认知职业理论

      SCCT是班杜拉的社会认知理论在职业领域中的具体应用。该理论运用社会认知理论，力图解释人们职业兴趣形成、职业目标选择以及职业表现的全过程。与社会认知理论一样，SCCT理论特别强调自我效能和结果期待对于人们职业目标选择以及职业表现的影响。SCCT理论的核心假设，如图1所示(Brown et al.，2008；Lee，Flores，Navarro，& Kanagui-

，2015；Lent et al.，2003)。

      2.2 研究假设

      2.2.1 职业使命感与学业投入

      具有使命感的人最重要的特征是行动取向，他们会在使命感的驱动下，积极投入于与其使命感相一致的活动当中(Elangovan，Pinder，& Mclean，2010)。国外系列实证研究也表明，当个体对某职业持有使命感时，他们会高度认可该职业并认为他们的职业是重要、有意义的，因此他们会积极投入于相关的职业活动之中(Dobrow & Tosti-Kharas，2011；Hirschi，2012；Serow，1994)。大学阶段是个体的职业准备阶段。为了获得实现他们使命感的职业能力，他们会积极投入到相关的职业准备活动中。另外，来自大学生群体的研究也显示，具有职业使命感的大学生常常表现出更强的目的感、更强的职业计划性以及认识到当前学习与未来职业的相关性(Duffy & Dik，2013)。因此，本研究预期职业使命感与免费师范生的学业投入呈显著正向关系。

      2.2.2 职业使命感与职业自我效能、职业结果期待

      关于职业结果期待和职业自我效能的前因，SCCT认为学习经验是二者的重要前置因素。职业使命感作为一种在经济、社会、文化、家庭等多重因素综合作用下后天习得的职业态度(Hall & Chandler，2005)，在SCCT理论框架下，其是一种学习经验(Domene，2012)。SCCT指出，学习经验对个体的职业自我效能和职业结果期待均能产生显著影响。因此，根据SCCT，本研究预期免费师范生的职业使命感与他们的职业结果期待、职业自我效能呈显著正向关系。事实上，最近一系列以大学生为研究样本的实证研究也显示，拥有职业使命感的大学生常表现出更高的职业自我效能感以及更积极的职业结果期待(Dik，Sargent，& Steger，2008；Domene，2012；Kaminsky & Behrend，2015)。

      2.2.3 职业自我效能、职业结果期待与职业满意度

      对于免费师范生而言，他们的职业身份已经确定，即职业目标已经确定。职业满意度不仅可以反映他们对教师职业目标的选择，而且还可以反映他们对所选职业目标的认知评价。SCCT指出，职业自我效能高和职业结果期待积极的个体常常对获得他们想要的东西更加有信心、积极以及实际上更有可能达成他们的目标，因此他们常常表现出高的职业满意度(Conklin，Dahling，& Garcia，2013；Lent & Brown，2006)。根据该理论，我们预期职业自我效能高和职业结果期待积极的免费师范生会表现出高的职业满意度。相关纵向研究也显示，职业自我效能和结果期待对职业满意度有显著正向影响(Abele & Spurk，2009；Singh et al.，2013；Verbruggen & Sels，2010)。

      2.2.4 职业满意度与学业投入

      学业投入是工作投入在学习领域的延伸，是个人行为绩效的重要指标(Christian，Garza，& Slaughter，2011；Salanova et al.，2010；Schaufeli et al.，2002)。根据SCCT，我们预期职业满意度与免费师范生的学业投入呈显著正向关系。而且，大量实证研究显示，职业满意度高的个体常常表现出高的职业决策确定性以及职业选择承诺度(Gordon，1998)。Hirschi，Niles和Akos(2011)的纵向研究进一步显示，职业决策确定性和职业选择承诺度可以显著预测个体对职业准备的投入度。最近，还有一项纵向研究显示，职业满意度是预测个人投入最稳健的因素(Timms & Brough，2013)。

      综合上述分析，我们提出如图2所示的假设模型。

      3 研究方法

      3.1 研究被试

      研究对象为某师范大学的免费师范生，共发放调查问卷476份，回收有效问卷436份，有效率为91.60%。其中，男生126人，女生310人；大一年级94人，大二年级87人，大三年级119人，大四年级136人；城市籍246人，农村籍190人。平均年龄22.01(SD=1.23)。

      3.2 变量测量

      3.2.1 测量策略

      

      图1 SCCT理论核心假设示意图

      

      图2 本研究的假设模型

      虽然自我报告法有可能会导致共同方法偏差，但是由于本研究涉及的变量不是行为性变量，不易被他人观察，如果让老师或同学来评价，那么会带来其他方法偏差(Conway & Lance，2010)。因此，本研究采用自我报告法收集数据。考虑到共同方法偏差的可能影响，本研究采用以下三种方式在程序上对共同方法偏差进行控制(谢宝国，龙立荣，2008；Podsakoff，Mackenzie，Lee，& Podsakoff，2003)：(1)问卷的计分方式有所不同；(2)各问卷的反应语句有所不同；(3)三个时间点收集数据，每次间隔一周。在时间1点、时间2点、时间3点分别收集自变量、中介变量和因变量的数据。

      3.2.2 测量工具

      (1)职业使命感。采取Dobrow和Tosti-Kharas(2011)编制的12条目使命感量表(Calling Scale，12-CS)对职业使命感进行测量。国内研究表明，该量表在中国文化背景下具有良好的信效度(张春雨，韦嘉，张进辅，李喆，2013)。但该量表中有3个条目与被试的现实背景不太契合，因此我们将这些条目删除掉。同时，条目“当一名老师能给我极大的个人满足感”与职业满意度非常相似，为避免共同方法偏差，我们将该题项删除掉(Conway & Lance，2010)。CFA结果表明，8条目的职业使命感问卷呈现出良好的单维性(CFI=.92；TLI=.91；RMSEA=.07；SRMR=.05)。样题为“成为教师总是萦绕我心中”，计分方式为Likert 7点计分(1=非常不同意，7=非常同意)，内部一致性系数为.91。

      (2)职业结果期待。采用王鑫强、曾丽红、张大均和李森(2010)编制“师范生职业认同量表”中的职业价值维度对职业结果期待进行测量。样题为“我觉得教师的工作能被他人看重”。共3个测量条目，反应方式为Likert 5点计分(1=非常不同意，5=非常同意)，内部一致性系数为.83。

      (3)职业自我效能。采用王鑫强等(2010)编制“师范生职业认同量表”中的职业效能维度对职业自我效能进行测量。样题为“我能成为一名合格的教师”。共3个测量条目，反应方式为Likert 5点计分(1=非常不同意，5=非常同意)，内部一致性系数为.84。

      (4)职业满意度。关于职业满意度的测量，学者常常采取多面向从职业成功、职业进步、收入、晋升和技能提升等5个方面(Greenhaus，Parasuraman，& Wormley，1990)进行测量。但是，由于免费师范生并未真正在教师岗位上从事过工作，缺乏对上述5个方面的准确认知，因此本研究采用总体方式对职业满意度进行测量(Wanous，Reichers，& Hudy，1997)。条目为“总体而言，我觉得教师职业可以给我带来满足感”，反应方式为Likert 7点计分(1=非常不同意，7=非常同意)。

      (5)学业投入。Schaufeli等(2002)在工作投入量表的基础上，以大学生为样本编制了学业投入量表。该量表只要求将工作投入量表中的“Work”或“Job”替换为“Studies”或“Class”即可，包含活力、专注和奉献三个维度，共17个项目，测量方式为Likert 7点计分(1=从来没有，7=总是如此)。测量样题为“学习时，我感觉精力充沛”(活力)、“我热爱我的学习”(奉献)、“学习时会达到忘我的境界”(专注)。我们采用三个维度总分的平均分代表被试的学业投入水平，问卷的内部一致性系数为.96。

      (6)控制变量。在本研究中，控制变量为性别(0=男，1=女)，年级(1=大一，2=大二，3=大三，4=大四)和生源地(0=城市籍，1=农村籍)。

      4 研究结果

      4.1 构念独立性检验

      采用Mplus 7.0进行验证性因素分析以考察兴趣变量的区分度。由表1可以看出，五因素模型拟合数据最佳。结果说明在本研究中，五个兴趣变量确实代表五个不同构念。

      

      4.2 共同方法偏差检验

      依照Podsakoff等(2003)的建议，采用不可测量潜在方法因子效应控制对共同方法偏差进行检验。结果表明，在五因素模型基础上增加一个方法因子变成六因素模型(

=164.09，p＜.01；CFI=.96；TLI=.94；RMSEA=.07；SRMR=.04)之后，模型拟合指数并未得到较大改善(△CFI=.02，△TLI=.00；△RMSEA=.01，△SRMR=.01)(侯杰泰，温忠麟，成子娟，2004)。另外，CFA结果表明，单因素模型拟合情况不佳(

=1129.14，p＜.01；CFI=.65；TLI=.58；RMSEA=.19；SRMR=.10)。因此，可以判断共同方法偏差在本研究中并不严重。

      4.3 假设检验

      为对兴趣变量之间的复杂关系进行整体检验，我们采用Mplus 7.0对研究假设进行统计分析(估计方法为Bootstrap，次数为1000次)。控制了性别、年级和生源地等人口统计学变量对中介变量和因变量的影响之后，结构方程模型分析结果如图3所示。为计算出各条路径的中介效应值，我们采用模型限制命令进行间接效应估计(刘东，张震，汪默，2012)，具体结果见表3。

      

      

      图3 结构方程模型分析结果

      

      由表3可以看出，职业使命感对学业投入具有显著正向预测效应(β=.24，p＜.01)。同时，由图3和表3可以看出，职业自我效能、职业结果期待部分中介了职业使命感与学业投入之间的正向关系。职业结果期待的中介效应为.06(p＜.05)，职业自我效能的中介效应为.14(p＜.05)。另外，通过图3和表3还可以看出，职业使命感还可以通过职业结果期待、职业自我效能正向预测免费师范生的职业满意度，进而正向预测他们的学业投入。通过职业结果期待和职业满意度的间接效应为.02(p＜.05)，通过职业自我效能和职业满意度的间接效应为.02(p＜.05)。

      5 讨论

      5.1 研究发现

      职业使命感强的人能否、为什么会积极投入于与其使命感相同的职业领域之中？本研究结果显示，职业使命感对免费师范生学业投入具有显著正向预测效应。二者之间的正向关系一方面可以通过职业自我效能和职业结果期待而产生。另一方面，还可以通过职业自我效能、职业结果期待正向预测职业满意度而产生。上述研究结果与SCCT的理论预测具有高度一致性，说明SCCT可以很好地解释职业使命感与免费师范生学业投入之间的内在关系。同时，值得注意的是，研究还显示职业使命感对学业投入还具有显著的直接效应(β=.10，p＜.01)。结果说明职业使命感除了通过SCCT变量对免费师范生的学业投入产生作用之外，可能还可以通过其他路径对免费师范生的学业投入产生作用。

      5.2 理论贡献

      本研究的第一个理论贡献在于拓展了人们对大学生学业投入前置因素的认识。目前，学术界对大学生学业投入前置因素的探讨主要集中于人口统计学变量(性别、年龄、种族等)、个体特征(认知需要、人格特征、倦怠等)和环境变量(包括家庭和学校等变量)(倪士光，伍新春，2011)。经过神圣化向世俗化转变之后，使命感已经成为一个突显构念，对于大学生来说更是如此(赵小云，郭成，2011)。但是，目前有关大学生学业投入前置因素的研究却一直缺乏对使命感的关注。因此，本研究首次从实证角度对职业使命感与免费师范生学业投入之间的关系及其内在机制进行了探讨。

      本研究的第二理论贡献在于丰富了人们对使命感预测效果变量的认识。使命感作为一种积极的心理现象，一直被人类社会所倡导。但是，长久以来，使命感一直仅仅是作为一种现象而存在，并未得到学界的关注和实证研究。近年来，随着积极心理学的兴起，使命感才开始作为一个科学构念得到了职业心理学和组织行为学者的广泛关注和研究(Duffy & Dik，2013)。由于使命感是一个新兴的研究领域，因此人们对使命感的影响效果还知之甚少。Duffy和Dik(2013)呼吁今后研究者要继续就使命感的影响效果展开研究，以奠定使命感的法理基础(nomological)。同时，Duffy和Dik(2013)还呼吁今后研究者还需加强理论引导，以丰富使命感对相关理论或主题的理论贡献。本研究通过将使命感和学业投入整合到SCCT之中，对使命感与学业投入之间的内在关系进行了深入的理论解释。

      5.3 实践意义

      第一，本研究显示，职业使命感对免费师范生在校期间的学业投入具有非常显著的影响。这给教育管理者的启示是要注重激发或培养免费师范生对教师职业的使命感。具体措施有：要让学生思考自己选择师范专业的原因，帮助其内省，理清自己的真实想法；要将教师职业与免费师范生的个人人生意义感或价值联结起来，让他们真正体验到教师职业能让自己的人生过得更有意义。第二，本研究显示，社会认知变量——职业自我效能是联接职业使命感与学业投入之间积极关系的重要桥梁。这给教育管理者的启示是要注重培养免费师范生对教师职业的职业自我效能感，具体措施有增加他们的成功体验、榜样学习或进行语言说服等。第三，本研究还显示，职业使命感与学业投入之间积极关系还会通过职业结果期待而产生，这给教育管理者的启示是要不断强化免费师范生对教师职业的积极期待，让他们意识到自己所从事职业的重要意义和责任，激发他们高层次需要，使得他们为了更大利益超越个人利益。同时，该研究结果给我国政府管理部门的启示是要确实保障和提高我国教师职业的社会经济地位。因为，每个人都具有物质性的一面，一个人的社会经济地位会影响他/她追随使命感的能力。比如，虽然某免费师范生感知到对教师职业的使命感，但是如果教师职业不能满足他/她相应经济需求的话，迫于生计，他/她可能就会不去追随能实现其使命感的教师职业。

      5.4 研究局限

      为降低共同方法偏差和增强推论变量间因果关系的信心，本研究分三个时间点进行了数据收集工作，但是本质上，我们的研究仍然是一项横向研究，这对揭示变量之间的因果关系是不够的。虽然社会认知职业理论为确认变量之间的因果关系提供了很强的理论基础，但是也可能存在职业结果期待、职业自我效能导致职业使命感的可能。因此，未来研究可以采用纵向研究对本研究结论进行验证。

      6 结论

      本研究基于社会认知职业理论，以免费师范生为研究对象分三个时间点进行了数据收集，探讨了职业使命感与免费师范生学业投入之间的关系及内在机制。研究发现职业使命感可以显著预测免费师范生的学业投入。职业结果期待和职业自我效能在职业使命感与学业投入之间起到部分中介作用。职业使命感还可以通过职业结果期待、职业自我效能预测职业满意度，进而对学业投入产生正向预测效应。

标签：使命感论文;  自我效能论文;  师范生论文;