張曉穎 李亞琴 黃希庭 楊 慶

(1 曲阜師范大學心理學院，曲阜 273165) (2 濟寧市特殊教育學校，濟寧 272067) (3 西南大學心理學部，重慶 400715)

1 引言

教師的職業(yè)生涯是一個不斷發(fā)展的過程，其職業(yè)認同感和使命感的形成多始于師范生階段(王鑫強 等, 2011)。如何增進師范生對于教師職業(yè)的認識、提升職業(yè)使命感，對于教師隊伍建設(shè)至關(guān)重要。

職業(yè)使命感(occupational calling)是一種源于自我的超然召喚，其目的是以一種獲得意義感和目標感的方式實現(xiàn)特定的職業(yè)角色，并以利他導向作為動力源泉(Dik & Duffy, 2009)。師范生的職業(yè)使命感包含個體對教師職業(yè)內(nèi)在的積極情感體驗和價值認同，以實現(xiàn)社會價值為動力來源(王鑫強等, 2011; 張春雨, 2015)。職業(yè)使命感能將個人欲求與職業(yè)價值緊密聯(lián)系起來，是一種職業(yè)相關(guān)的心理資源(Allan & Duffy, 2014)。

直接探討師范生職業(yè)使命感影響因素的研究相對較少，通過回顧不同人群，可將影響因素歸納為客觀和主觀兩個方面?？陀^因素主要包含人口學變量(如性別、專業(yè)類型等)(李飛飛, 2016; 王慧, 2015)，家庭因素(如家庭社會經(jīng)濟地位)(Schulenberg et al., 1984)和學校因素(如組織支持和領(lǐng)導風格等)(黃麗 等, 2019; Markow, 2007)等。主觀因素主要包含專業(yè)實踐經(jīng)歷(李飛飛, 2016)，專業(yè)技能(Dik & Duffy, 2012; Elangovan et al., 2010)，教學效能感(Duffy et al., 2011)和人格特質(zhì)等(如主動性、心理韌性、情緒能力等)(沈雪萍, 顧雪英, 2018; 張蓓, 2019)。

盡管研究者從不同角度探討了職業(yè)使命感的影響因素，但在方法上多是橫斷面的淺層關(guān)聯(lián)，難以說明它們確有因果作用。此外，以上研究對于內(nèi)在自我認識(即自我概念)角度關(guān)注較少，而職業(yè)使命感的形成離不開自我認識的完善(Super,1951)，對自我的逐步了解、獲得清晰的身份能夠指引個體的職業(yè)目標和行為(Elangovan et al., 2010;Hall & Chandler, 2005)。鑒于此，本研究嘗試結(jié)合資源保存理論系統(tǒng)探討自我概念不同成分在師范生職業(yè)使命感形成中的作用，并探索潛在的中介和調(diào)節(jié)機制。

資源保存理論(conservation of resources theory,COR)(Hobfoll, 1989, 2001)認為，為了生存與發(fā)展，個體努力保護、維持和建構(gòu)有價值的資源。一方面，資源的潛在或?qū)嶋H損失具有威脅性，由此帶來壓力感；另一方面，當個體現(xiàn)有資源越豐富時，越能主動進行投資，孕育并積累更多新的資源，形成一種資源“增益螺旋”(gain spiral)效應(Hobfoll, 2001)。作為積極的個體特征，自我概念和職業(yè)使命感均是有價值的心理資源(Hobfoll,1989)，當自我概念越完善時，越有可能通過資源投入增進個體對于工作的積極認知和情感體驗，促進職業(yè)使命感形成。

自我概念清晰性是個體對自我概念內(nèi)容(如自我特征)認知的明確性、一致性和穩(wěn)定性，是一種結(jié)構(gòu)成分(Campbell, 1990)。Conklin(2012)認為，個體首先要了解真實的自己，探索與外部世界的聯(lián)系，獲得清晰的自我定位，才能逐漸發(fā)現(xiàn)目標和使命。Duffy 和Sedlacek(2010)發(fā)現(xiàn)，職業(yè)使命感與自我概念清晰性存在顯著的正相關(guān)。對于師范生而言，清晰的自我認識有助于其將教師的職責、要求、社會評價等納入自我概念，積累豐富的心理資源，從而促進其在專業(yè)學習和教師生涯中對于自身價值的探索，形成職業(yè)使命感。由此推論，自我概念清晰性能夠正向預測師范生職業(yè)使命感。

自尊是個體對自己的整體性積極評價，是自我概念的內(nèi)容成分(Leary & Baumeister, 2000)，也是一種基本心理需要(Greenberg, 2008)，被視為重要的心理資源(Hobfoll, 1989)。自尊較高的個體有更豐富的心理資本，在職業(yè)活動中有更高參與度，也有更多機會通過人際聯(lián)結(jié)等獲得新的資源，在職業(yè)發(fā)展中產(chǎn)生更多積極體驗，從而增進職業(yè)價值感(Motallebzadeh & Kazemi, 2018)。同時，高自尊的教師對教學有更積極的感受，有更強的意愿發(fā)展專業(yè)能力，且更愿意在工作中投入資源，這些優(yōu)勢促成了更高水平的職業(yè)認同感(Motallebzadeh & Kazemi, 2018)。鑒于這些，推論自尊能夠促進職業(yè)使命感形成。

從資源保存理論(Hobfoll, 1989, 2001)角度，完善的自我概念有利于個體進行資源投資和管理，從而促進新的資源(如職業(yè)使命感)形成。在這一過程中，自我概念可能不是獨立發(fā)揮作用，而是存在資源的轉(zhuǎn)化和管理過程，其中生命意義感(包含意義體驗和意義尋求)可能是重要一環(huán)，因此本研究提出意義體驗發(fā)揮中介效應(資源轉(zhuǎn)化)、意義尋求發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(資源管理)的假設(shè)。

生命意義感(meaning in life)是個體存在的順序感、目的感及和諧感(Wong & Fry, 1998)，包括意義體驗(presence of meaning)和意義尋求(searching for meaning)：意義體驗是認知維度，強調(diào)一種結(jié)果，體現(xiàn)個體對當前人生目標和價值的感知和獲得程度；意義尋求屬于動機維度，強調(diào)一種過程，體現(xiàn)個體正在努力尋找人生目標的程度(Steger,Kawabata, et al., 2008)。人類的存在離不開生命意義感，它顯然是一種重要的心理資源(Hobfoll,1989)。生命意義感和職業(yè)使命感都包含了個體存在的目標感和價值導向，意義感也被視為職業(yè)使命感的核心維度之一(Dik & Duffy, 2009)，因而生命意義的探索有助于職業(yè)使命感的形成。

同時，自我概念是影響意義體驗的重要因素。自我概念的核心要素之一是確定自我存在的重要性和價值感，體現(xiàn)了生命意義的認知維度(Steger, Kawabata, et al., 2008)。研究表明，對自己有穩(wěn)定、清晰了解的個體，能夠制定明確的目標，并依此進行自我管理、感悟生活經(jīng)驗，其生命意義體驗更強(聶晗穎, 甘怡群, 2017; Shin et al.,2016)。當師范生清楚地了解自己的欲求、能力等方面時，更容易找到生命的意義，進而促進職業(yè)使命感的形成和鞏固。

另外，自尊也可正向預測意義體驗。自尊被視為人們成功與外部世界建立聯(lián)系的指標，是心理資源豐富程度的計量器，能夠體現(xiàn)人際關(guān)系質(zhì)量和社會支持水平(Leary & Baumeister, 2000)。研究表明，自尊對生命意義感有正向預測作用(譚亞菲, 2013)。當師范生具有較高自尊時，意味著其有更多心理資源應對各類挑戰(zhàn)，競爭力更強，從而更好地勝任教師工作，增強生命意義體驗和職業(yè)使命感。綜上，預期意義體驗在自我概念與職業(yè)使命感的關(guān)系間發(fā)揮中介作用。

在職業(yè)使命感形成過程中，生命意義感不僅承擔資源轉(zhuǎn)化角色，也可能發(fā)揮資源管理的作用。意義體驗和意義尋求在性質(zhì)上有所差異：體驗-尋求模型認為個體缺乏意義體驗時會進行意義尋求，當意義體驗較高時則減弱意義尋求，二者應當呈負相關(guān)關(guān)系；而尋求-體驗模型則認為個體進行意義尋求時會獲得更多的意義體驗，而停止意義尋求時則意義體驗水平降低，二者應當呈正相關(guān)關(guān)系(蘇勤 等, 2018; Steger, Kashdan, et al.,2008)。Newman 等(2018)采用交叉滯后分析發(fā)現(xiàn)，前一時間點的意義尋求顯著正向預測后一時間點的意義體驗水平(而不是反過來)。因此，尋求－體驗模型得到了更有力的支持，即意義尋求可能是前因變量，意義體驗是結(jié)果變量。

基于上述關(guān)系，本研究將意義尋求作為一種資源管理行為，探索潛在的調(diào)節(jié)作用，即意義體驗的中介效應可能受到初始意義尋求水平的調(diào)節(jié)(見圖1)。一方面，基于資源“增益螺旋”假說(Hobfoll, 1989, 2001)，作為一種資源管理方式，高意義尋求個體的心理資源可能較豐富，后續(xù)能夠獲得的意義體驗水平更高(Newman et al., 2018)，通過螺旋增益促進自我概念→意義體驗的積極效應的轉(zhuǎn)化(相當于積極效應的累加)。另一方面，基于資源獲得悖論原則(gain paradox principle)(Hobfoll et al., 2018)，由于低意義尋求個體擁有的心理資源可能較為匱乏(Newman et al., 2018)，對其而言獲得額外資源的價值得到凸顯，因而更加重視新資源的獲取，由此可能促進意義體驗向職業(yè)使命感的轉(zhuǎn)化。此外，出于探索性目的，也將分析意義尋求是否調(diào)節(jié)直接效應。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

在某師范類省屬高校隨機抽取師范生進行一年的追蹤調(diào)查，第一次(T1)共調(diào)查836 名，間隔一年后，第二次(T2)獲得684 名數(shù)據(jù)。刪除兩次不匹配、不認真填答者188 人，最終保留496 名有效被試(女生443 人)。T1 被試年齡在17～23 歲之間(平均年齡為19.31±1.00 歲)。

2.2 研究工具

2.2.1 自我概念清晰性量表

采用方曉義等(2012)編制的自我概念清晰性量表，包括10 個題目(如“我對自己的看法搖擺不定”)。采用4 點計分，分數(shù)越高(反向題經(jīng)過轉(zhuǎn)化)代表清晰性越高，在T1、T2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.87、0.87。

2.2.2 自尊量表

采用中文版的Rosenberg 自尊量表(汪向東 等,1999)，包括10 個題目(如“我對自己持有一種肯定的態(tài)度”)。采用4 點計分，分數(shù)越高(反向題經(jīng)過轉(zhuǎn)化)代表自尊越強，在T1、T2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.87、0.87。

2.2.3 生命意義感量表

采用劉思斯和甘怡群(2010)修訂的生命意義感量表。意義體驗包括5 個題目(如“我明白自己生活的意義”)，意義尋求包括4 個題目(如“我正在尋找自己生活的意義”)。采用7 點計分，分數(shù)越高(反向題經(jīng)過轉(zhuǎn)化) 表示意義體驗/尋求越強。總量表在T1、T2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.77、0.77，意義體驗為0.83、0.85，意義尋求為0.83、0.76。

2.2.4 職業(yè)使命感量表

采用張春雨(2015) 編制的職業(yè)使命感量表，包括利他貢獻(如“我想從事的工作要對社會有所貢獻”)、導向力(如“我受到某種力量的感召而選擇未來要從事的職業(yè)”)、意義與價值(如“我要找到一份能讓我感到自己存在價值的工作”)三個維度，共11 個題目。采用5 點計分，分數(shù)越高(反向題經(jīng)過轉(zhuǎn)化)表示職業(yè)使命感越強?？偭勘碓赥1、T2 的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.84、0.85，利他貢獻為0.75、0.78，導向力為0.77、0.79，意義與價值為0.77、0.78。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

從橫向關(guān)系看，無論是T1 還是T2，師范生的自尊、清晰性、意義體驗和職業(yè)使命感兩兩之間均呈顯著正相關(guān)；從縱向關(guān)系看，T1 的自尊、清晰性、意義體驗、職業(yè)使命感均與T2 各變量(除意義尋求)呈顯著正相關(guān)(見表1)。

表1 描述性統(tǒng)計和變量間的相關(guān)分析

3.2 交叉滯后分析

首先，以T1 自尊為預測變量，T2 職業(yè)使命感為結(jié)果變量(見圖2)：第一步控制人口學變量的影響，結(jié)果表明性別(β=-0.03,p＞0.05)、年齡(β=0.08,p＞0.05)、家庭社會經(jīng)濟地位(β=0.09,p＞0.05) 對T2 職業(yè)使命感影響不顯著；第二步控制職業(yè)使命感穩(wěn)定性影響，結(jié)果表明T1 職業(yè)使命感對T2 職業(yè)使命感的正向預測作用顯著(β=0.54,p＜0.001)；第三步考察T1 自尊對T2 職業(yè)使命感的獨立影響，結(jié)果表明預測作用不顯著(β=0.01,p＞0.05)。

圖2 自尊、清晰性與職業(yè)使命感的交叉滯后分析

類似地，考察清晰性的預測作用：第一步和第二步結(jié)果同上，第三步結(jié)果表明T1 清晰性對T2 職業(yè)使命感的正向預測作用顯著(β=0.14,p＜0.001)。

反過來，以同樣步驟分別考察職業(yè)使命感對自尊和清晰性的預測效應，結(jié)果顯示(見圖2)，T1 職業(yè)使命感對T2 自尊和T2 清晰性的預測作用均不顯著。以上結(jié)果表明，自我概念清晰性是職業(yè)使命感的前因變量。

3.3 意義體驗的中介效應檢驗

參照溫忠麟和葉寶娟(2014a)的檢驗流程，進行中介效應的多元回歸分析，結(jié)果可見中介效應成立，具體回歸系數(shù)見表2。在此基礎(chǔ)上，進一步計算中介效應大小，當以T1 自尊為預測變量時，T2 意義體驗中介效應值是0.19(95%置信區(qū)間[0.13,0.25])，控制中介后的直接效應值是0.03(95%置信區(qū)間[-0.08, 0.14])，表明T2 意義體驗是完全中介效應，占總效應的90.48%。

表2 中介效應多元回歸依次檢驗

當以T1 清晰性為預測變量時，T2 意義體驗中介效應值是0.18(95%置信區(qū)間[0.12, 0.23])，控制中介后的直接效應值是0.10(95% 置信區(qū)間[0.02,0.18])，表明T2 意義體驗的部分中介效應顯著，占總效應的64.29%。

3.4 意義尋求的調(diào)節(jié)效應檢驗

參照溫忠麟和葉寶娟(2014b)的檢驗流程，進行有調(diào)節(jié)的中介效應多元回歸分析，具體回歸系數(shù)見表3。結(jié)果表明，T1 意義尋求×T2 意義體驗的交互項顯著負向預測T2 職業(yè)使命感，表明意義尋求調(diào)節(jié)了中介路徑后半段(也見圖3)。出于驗證目的，將T2 意義尋求作為調(diào)節(jié)變量帶入回歸方程驗證其對中介后半段路徑的調(diào)節(jié)作用時，核心結(jié)果差別不大(交互項: β=-0.09,t=-2.32,p=0.021)，說明意義尋求作為模型的調(diào)節(jié)變量是穩(wěn)健的。

表3 有調(diào)節(jié)的中介效應多元回歸依次檢驗

圖3 自尊和清晰性對職業(yè)使命感的預測及生命意義的作用

為了更清楚展示調(diào)節(jié)效應，進行簡單斜率分析(見圖4)，對于低意義尋求個體(低于均值一個標準差)，意義體驗對職業(yè)使命感有較強正向預測作用(β=0.29,t=11.44,p＜0.001)；對于高意義尋求個體(高于均值一個標準差)，盡管意義體驗對職業(yè)使命感也有顯著正向預測作用，但效應相對較弱(β=0.19,t=7.55,p＜0.001)。

圖4 T1 意義尋求在T2 意義體驗與T2 職業(yè)使命感關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

4 討論

基于資源保存理論(Hobfoll, 1989, 2001)，通過間隔一年的追蹤調(diào)查發(fā)現(xiàn)，自我概念清晰性能夠直接正向預測職業(yè)使命感，也可以通過生命意義體驗的間接效應產(chǎn)生作用；自尊對職業(yè)使命感沒有顯著直接預測作用，但是可以通過意義體驗發(fā)揮完全中介作用。這些結(jié)果還可能受到意義尋求水平的調(diào)節(jié)。以上說明自我概念不同成分對職業(yè)使命感的作用強度和機制有所差別。

4.1 自我概念與職業(yè)使命感的關(guān)系

從資源保存理論的角度，自我概念越完善的個體其心理資源越豐富，能夠更準確地進行自我識別和目標定位，從而更好地促進職業(yè)使命感的形成(Hobfoll, 1989)。Buechner(1993)認為，真正的職業(yè)使命感出現(xiàn)在能力、興趣和現(xiàn)實需求相遇的“十字路口”，高清晰性的個體對興趣、能力及理想有明確的認識，更傾向于選擇認為有意義的職業(yè)以達成自我實現(xiàn)。因此，對自我有清晰認識、價值感較高的師范生其目標更為一致和明確，能夠積極自如地探索與外部世界的聯(lián)系，并將這些優(yōu)勢與教師職業(yè)相結(jié)合，轉(zhuǎn)化為豐富的心理資源，表現(xiàn)出更強的目標調(diào)整和學業(yè)適應能力，對教師職業(yè)有堅定的信念和使命感。

交叉滯后分析顯示，清晰性能夠直接正向預測職業(yè)使命感，而自尊的直接預測作用不顯著(即需要通過意義感進行中介轉(zhuǎn)化)，說明不同成分的自我概念在職業(yè)使命感的形成中發(fā)揮作用的方式有所差異，相對來說，相比自尊，清晰性的作用更為直接和明顯。一些研究指出，使命感的本源在于個體“知道為什么投資”(Hall & Chandler,2005)，即個體先要清楚地了解自身狀況、目標和需求，并對自我有穩(wěn)定的認識，才能明確未來適合從事什么職業(yè)，進而產(chǎn)生認同等。因此，清楚地知道“我是誰”，是獲得職業(yè)使命感的前提條件(Elangovan et al., 2010)，從這一層面講，相較于自我的情感性評價成分(即自尊)，其認知性的評價成分(即清晰性)可能是職業(yè)使命感形成過程中更基礎(chǔ)的先決條件，未來研究可進一步深入探討和檢驗這一問題。

4.2 意義體驗的中介作用

結(jié)果還表明，師范生的自我概念可以通過影響生命意義體驗進而預測職業(yè)使命感，是對以往研究的拓寬和深化。根據(jù)資源“增益螺旋”效應(Hobfoll, 2001)，自我概念越完善的個體其初始心理資源越豐富，有更多機會通過資源投入獲得新資源(如生命意義體驗)，增加資源存量，進而獲取更多資源收益(如職業(yè)使命感)，形成螺旋增益。

一方面，高清晰性個體的自我認識結(jié)構(gòu)較為完善，較少依賴外界線索進行自我評價(Vartanian &Dey, 2013)；當面臨負性反饋時，能夠吸收信息中的積極面緩沖自我威脅(Emery et al., 2015)；并采用更為積極的應對策略解決負性壓力事件(Smith et al., 1996)，這些都有利于保持生命意義感。另一方面，自尊是人們應對生活挑戰(zhàn)時的自信體驗，高自尊的個體往往有較高的自我效能感(納撒尼爾·布蘭登, 1998)，而效能感是職業(yè)認同的構(gòu)成要素(Canrinus et al., 2011)。自我效能感較高的師范生樂于嘗試和接受挑戰(zhàn)性的任務(wù)，增強對教師職業(yè)的期待以及對自身價值和生命意義的認同，促進職業(yè)使命感的形成。

4.3 意義尋求的調(diào)節(jié)作用

從心理資源的角度，意義尋求可被視為一種資源管理行為。根據(jù)資源獲得悖論(Hobfoll et al.,2018)，當個體在資源匱乏時，獲得額外資源的價值得到提升，其更在意額外資源的補充和利用。當師范生的意義尋求水平較低時，說明其可能處于資源匱乏狀態(tài)(Newman et al., 2018)，對于資源的渴求更為強烈，進而促進資源之間的傳遞和轉(zhuǎn)化，表現(xiàn)為意義體驗與職業(yè)使命感的聯(lián)結(jié)更為緊密。而高意義尋求者，當前的資源水平尚可(Newman et al., 2018)，因此應對策略可能不同，即為了保存現(xiàn)有資源、避免陷入“損失螺旋”(loss spirals)(Hobfoll et al., 2018)，其可能采用較為保守的資源投資策略，進而削弱了意義體驗向職業(yè)使命感的轉(zhuǎn)化。

本研究并未發(fā)現(xiàn)意義尋求顯著調(diào)節(jié)自我概念與意義體驗的關(guān)系，這或許是潛在的個體差異造成的。個體成長環(huán)境分為相對有利和相對不利條件(Steger, Kashdan, et al., 2008)，兩種情況下意義尋求的目的和結(jié)果可能存在差異。例如，當個體處于相對有利環(huán)境時，意義體驗水平本身較高，則意義尋求的正向促進作用微弱；而當個體處于不利條件時，意義體驗正處于低位，那么意義尋求的促進作用相對更明顯(比如更容易促進自我概念到意義體驗的轉(zhuǎn)化)。未來研究可結(jié)合成長經(jīng)歷有關(guān)的個體差異檢驗該問題。

4.4 研究啟示及局限性

本研究結(jié)果啟示：一是要重視培養(yǎng)師范生形成清晰的自我認識，院校可通過職業(yè)生涯規(guī)劃課程等引導師范生將“小我”的興趣、能力、目標等與“大我”的教育理想和追求充分結(jié)合起來，實現(xiàn)自我認識和職業(yè)規(guī)劃的“人職匹配”，增強教師職業(yè)使命感。二是各方要加強師范生專業(yè)素養(yǎng)和技能的培訓以切實提高師范生從教能力，增強自尊水平，提升職業(yè)效能感和認同感，使其有更豐富的心理資源應對職業(yè)挑戰(zhàn)。三是要結(jié)合生命意義教育和實踐等(如貧困地區(qū)支教、幫扶留守兒童)，培養(yǎng)其人生目標感和意義感，引導師范生樹立終身從教的信念，這些有助于師范生心理資源的積累、轉(zhuǎn)化和管理，進一步鞏固其職業(yè)使命感。

本研究也存在一些局限：其一，師范生相對于普通大學生的職業(yè)選擇、自我定位更加明確，客觀上可能造成職業(yè)使命感與自我概念的聯(lián)系更加緊密。未來可嘗試將師范生與非師范生進行對照，以更好地考察研究結(jié)論的適用范圍。其二，本研究只進行了間隔一年的兩波追蹤調(diào)查，客觀上造成中介模型并非完全意義上的跨時間滯后。未來可進行多次追蹤調(diào)查，使研究變量之間的關(guān)系更具穩(wěn)定性。盡管如此，本研究以自我概念視角一定程度上揭示了職業(yè)使命感的成因和作用機制，對加強師范生的職業(yè)使命感教育提供了新的思路和實踐方向。

5 結(jié)論

(1)自我概念對于師范生職業(yè)使命感有正向因果預測作用；(2)生命意義感是自我概念影響職業(yè)使命感形成的潛在中介和調(diào)節(jié)機制。

致謝 衷心感謝畢重增教授對本文理論性、科學性的提升所提出的寶貴意見。