河南農村中學教師角色認同、工作家庭沖突及其與工作投入的關系

賈 文 華

(商丘師范學院 教育科學學院，河南 商丘476000)

河南農村中學教師角色認同、工作家庭沖突及其與工作投入的關系

賈 文 華

(商丘師范學院 教育科學學院，河南 商丘476000)

采用問卷測量法對332名河南農村中學教師進行調查，旨在研究農村中學教師角色認同、工作家庭沖突及其與工作投入的關系。結果發現：農村中學教師角色認同程度很低，WIF總分顯著高于FIW總分；男教師的角色認同總分和FIW總分均顯著高于女教師，WIF總分的性別差異不顯著；工作投入與角色認同和WIF心理資源沖突呈顯著正相關，與FIW各維度分及總分呈顯著負相關。回歸分析顯示，角色行為、角色情感、FIW情緒情感沖突和WIF心理資源沖突對工作投入有顯著影響。

河南農村中學教師；角色認同；工作家庭沖突；工作投入

一、 問題提出

角色認同是個體對自己所承擔的某種角色進行認識、體驗并采取行動的過程[1]。角色認同的概念來自20世紀60年代發展的角色認同理論，實際上是綜合角色理論和認同理論而成的。之后，角色認同的研究領域不斷擴展，從角色認同概念的討論到角色認同模型的提出，從個體視角到社會視角，從心理學范疇到社會學范疇，再到二者的整合，從職業認同到身份認同，研究對象涉及不同的群體。教師角色認同是教師對自己所承擔的教師身份的認可和接納，是教師對社會所賦予教師的責任、權利、義務以及行為規范的踐行。近十年來，有關教師職業角色認同的研究逐漸展開，如沈之菲(2005)從教師知識的角度表征教師職業認同，并對上海市中小學教師職業角色認同進行了研究；鄭婷芳和連容(2006)對教師角色的心理沖突進行了調查研究；張軍鳳(2007)對教師的專業身份認同的內涵和建構進行了詳細闡述；孫瑞權(2007)對幼兒教師的職業角色認同進行了調查；高桂娟、鄧媛媛(2008)從教師文化的視角闡述了角色認同的作用；胡美云(2009)從個體自我的角度研究了教師的專業角色認同；鄒宏秋(2010)對高校女教師職業認同與性別認同的和諧路徑進行了探析。但是，在國內現有教師角色認同的文獻中，實證研究并不豐富，且以農村教師為研究對象的研究成果更為少見。由于地域和環境的特殊性，農村教師角色認同程度如何？值得探討。

工作投入是個體通過管理自我使自己進入工作角色的現象，是以活力、奉獻與專注為特征的[2]。工作投入是從積極心理學的視角，關注個體對工作的積極主動態度、樂于奉獻的精神、專注投入的品質。自Lodahl和Kejner從心理學角度提出工作投入的概念以來，工作投入的心理學研究逐漸深入，從概念到測量到結構模型，再到影響因素，形成眾多研究成果。國內外研究發現，工作資源[3]、支持和公平感、人際消耗及沖突[4]等因素對工作投入產生影響；員工的工作家庭沖突越大，工作投入的程度就越小[5]；身份認同會對工作投入產生影響[6]。那么，農村教師的角色認同、工作家庭沖突是否會對其工作投入產生影響呢？時至今日很少見有關這方面的撰文。因此，本研究在探討農村教師角色認同、工作家庭沖突的基礎上，來探討其對工作的投入影響。

二、研究對象與方法

1.研究對象

采取隨機抽樣法，對河南省商丘、周口、開封、平頂山等地市的農村中學教師進行隨機抽樣，發放問卷350份，回收有效問卷332份，有效率94.9%。其中：男162人，女170人；年齡30歲及以下36人，31-40歲221人，41-50歲71人，51歲及以上4人(因本年齡段人數太少，將其劃歸到41歲及以上年齡段，共計75人)；教齡10年及以下36人， 11-15年169人，16-20年73人，21年及以上54人；班主任144人，非班主任188人；鄉村125人，鄉鎮207人。

2.研究工具

(1)工作投入問卷。采用汪晗依據Schaufeli等編制的工作投入問卷修訂的教師工作投入量表[7]。 該量表包括3個因子，即活力、奉獻、專注。采用7點評分，0為“從來沒有”，6為“總是”。該量表內部一致性系數0.912，各因子內部一致性系數為0.751-0.823。(2)工作家庭沖突問卷。采用吳明霞等人編制的中小學教師工作家庭沖突問卷[8]。該問卷包括“工作干擾家庭” (簡稱WIF) 和“家庭干擾工作” (簡稱FIW)2個分問卷，每個分問卷包含3個維度，即情緒情感沖突、心理資源沖突和行為方式沖突。采用5點評分，1為“極少發生”，5為“總是這樣”。WIF與FIW分問卷的同質性信度分別為0.88與0.93，各維度的α系數為0.74-0.87。(3)教師角色認同問卷。采用胡葦編制的教師角色認同問卷[9]。該問卷包括角色認知、角色情感和角色行為3個因子。五級評分，1為“完全不符合”，5為“完全符合”。問卷的同質性信度為0.86，各因素的α系數為0.76-0.89。

采用SPSS11.0統計軟件包進行統計分析。

三、研究結果

1. 農村中學教師角色認同和工作家庭沖突狀況

在教師角色認同問卷的5點評定中，4表示“基本符合”，設定4為分界，將被試各因子平均得分與4的分界線(即理論均值)進行比較，采用獨立樣本的t檢驗進行統計分析。結果表明，被試的角色認同各因子分均極其顯著地低于理論均值(見表1)。

表1 農村中學教師角色認同的獨立樣本t檢驗

注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001。(下同)

描述性統計結果顯示：在WIF和FIW各維度中，WIF心理資源沖突分最高(12.41±3.99)，其次是WIF行為方式沖突(9.66±3.42)，最低是FIW行為方式沖突(7.18±3.47)；WIF總均分為(29.83±8.72)，FIW總均分為(22.32±7.83)。

WIF和FIW的差異是否顯著？平均數配對差異檢驗結果表明：被試總體的FIW心理資源沖突和行為方式沖突2維度分及總分均極其顯著地低于WIF，而FIW情緒情感沖突分極其顯著地高于WIF(見表2)。

表2 WIF與FIW對應各維度及總分的配對差異檢驗

2.農村中學教師角色認同和工作家庭沖突在不同變量上的差異分析

t檢驗結果表明：角色認知、角色情感2因子分及總分的性別差異顯著，男教師顯著高于女教師。WIF各維度分及總分的性別差異不顯著；FIW各維度分及總分均為女教師顯著低于男教師(見表3)。

表3 農村中學教師角色認同與FIW的性別差異檢驗(M±SD)

班主任角色認同的角色行為因子分顯著高于非班主任(P值<0.01)；班主任和非班主任的WIF和FIW各維度分及總分均不存在顯著差異。

F檢驗表明：不同教齡的教師角色認同各因子分及總分的差異不顯著；WIF行為方式沖突分、FIW情緒情感沖突分及總分存在顯著差異(P值均<0.05)。LSD法進一步檢驗發現:教齡10年及以下的教師WIF行為方式沖突分顯著高于其他教齡的教師，FIW情緒情感沖突分及總分顯著高于11-15年和21年及以上教齡的教師。

從教原因①不同的教師角色情感、角色行為2因子分及總分，FIW情緒情感沖突和行為方式沖突2維度分及總分均存在顯著差異(P值均<0.05)。因 “感興趣”從教的教師角色情感、角色行為2因子分及總分顯著高于因“無奈”和“受他人影響”從教的教師。

工資收入滿意度不同的教師角色情感分及總分，WIF情緒情感沖突和心理資源沖突2維度分及總分，FIW情緒情感沖突和行為方式沖突2維度分及總分均存在顯著差異(P值均<0.05)。“很不滿意”的教師角色情感分及總分顯著低于“滿意和基本滿意”的教師。

對學校管理“很不滿意”的教師，其角色認同各因子分及總分顯著低于其他滿意度的教師，而FIW的情緒情感沖突和行為方式沖突2維度分及總分顯著高于其他滿意度的教師(P值均<0.05)。

此外，不同年齡、學歷、婚姻狀況的農村中學教師在角色認同、工作家庭沖突上不存在顯著差異。

3.農村中學教師角色認同、工作家庭沖突與工作投入的相關分析

相關分析結果表明：工作投入各因子分及總分與角色認同各因子及總分均呈極其顯著的正相關，與FIW各維度分及其總分呈顯著負相關；工作投入的活力因子分與WIF心理資源沖突維度分呈顯著正相關，奉獻因子分與WIF情緒情感沖突維度分呈顯著負相關(見表4)。

表4 角色認同、工作家庭沖突與工作投入的相關系數(r)

4.農村中學教師角色認同、工作家庭沖突對工作投入的回歸分析

為進一步考察角色認同和工作家庭沖突對工作投入的影響，以角色認同各因子和工作家庭沖突各維度為自變量，以工作投入總分為因變量，進行層次逐步回歸分析。將角色認同各因子和工作家庭沖突各維度分別作為兩個層次，每層內再進行逐步回歸。結果顯示(見表5)，角色認同中的角色行為和角色情感、工作家庭沖突中的FIW情緒情感沖突和WIF心理資源沖突對工作投入總分有顯著影響，其中FIW情緒情感沖突對工作投入具有負向預測作用。

表5 角色認同、工作家庭沖突對工作投入的層次逐步回歸

引入的變量RR2⊿R2⊿FBBetat第一步角色行為0.3810.1450.14556.105***0.8550.2303.541***角色情感0.4100.1680.0228.872**0.4360.1392.088*第二步FIW情緒情感0.4390.1920.02510.029**-1.017-0.210-3.807***WIF心理資源0.4560.2080.0156.222*0.5131.312.494*

四、討論

本研究表明，農村中學教師角色認同程度很低，工作—家庭沖突超過家庭—工作沖突。既然農村教師的角色認同程度低，為什么他們還會知覺到工作對家庭的沖突大于家庭對工作的沖突呢？可能的原因如下：一是職前教師角色認同培訓的缺失。很多農村學校在接納新教師時沒有進行教師角色認同培訓。一些地方即使進行職前培訓，也多是籠統地講一講職業要求，而沒有針對性地進行教師職業價值觀教育和教師職業情感培養，致使一些農村教師從一開始對教師角色都存在模糊認識和模糊定位，認為只要能教課就行，只要有知識都能教得下來；對農村教師崗也顧慮重重，很多教師把教師職業當作“飯碗”或暫時的跳板。事實上，只有將教育視為有價值的事業，將教師職業視為實現生命價值的舞臺，而不僅是謀生的手段，才能享受到教育的快樂和當教師的幸福[10]，才能積極承擔教師職業所要求的一切責任與義務。只有這樣，新教師才會在內心接納教師職業角色。二是受農村環境的影響。目前農村對農村教師的認同感較低，認為在農村當教師就是看管孩子，學校是看管孩子的地方，教師就是“孩子王”；雖然有“飯碗”，但是收入低，不如外出打工掙錢；一旦學生有什么事情，還有可能受到人身攻擊；整天和孩子打交道，交往相對封閉，不易出成就。所以，很多人認為只有那些循規蹈矩、因循守舊、不愿出去闖蕩或沒有能力出去闖蕩的人，才去當教師。這樣就導致一些教師對自身的身份和價值感認同較低。三是農村條件相對較差，生活不便，加上工資待遇低，導致人心思走。農村教師畢竟身為人民教師，是人類靈魂的塑造者，肩負著培育祖國未來的神圣使命，承擔著“教書育人” 的偉大任務，他們深知肩上擔子的份量，體味著內心的良知，所以工作上不敢懈怠。當工作與家庭沖突時，他們從情感上傾向于家庭，但從心理資源的調用和行為方式的運用上更傾向于工作，所以他們知覺到的工作家庭沖突較大。

農村中學男教師的角色認同高于女教師。這與沈之菲[11]、胡葦的研究結果不一致。這可能與研究對象的地域性和學段有關。沈之菲的研究對象是上海市的中小學教師，胡葦的研究對象是成都市的中小學教師，大城市的就業機會多，其他行業收入也高。相對這兩個大城市而言，河南農村就業機會更少，能找到一個穩定的工作已經相當不易，能在三尺講臺上發揮其才能，能把自己的知識傳授給學生，能把自己的要求轉化為學生進步的動力，能看著一批批學生走出校門，進入高一級學校，也是一種幸福和成就。對于男教師而言，中學課程的教學輕而易舉，教育成長變化中的學生游刃有余，所以，對教師職業角色認同較好。對女教師而言，課程的壓力、家庭的瑣事、逆反且疏于家教的學生，令其感到應接不暇。雖然女教師細心，但也可能會因此導致失去耐心和熱情，因而表現出較低的認同感。

班主任角色行為分顯著高于非班主任，這與事實相符合。一般情況下，班主任的確比其他任課教師付出得多。因為班主任不僅負責管理班級的各項工作，協調任課教師，還負責與學校領導及學生家長溝通。除此之外，有些班主任責任感很強，為了學生的成績，為了班級的發展，整天“泡”在教室里，在遵守教師職業道德操守上身先示范，在承擔工作任務上積極主動，樂于付出和奉獻，對教師職業有較高的認同感。現在，很多農村中學實行班主任聘任制，再由班主任聘任任課老師，這對激發班主任的工作熱情及對自我的認同起到積極促進作用。

角色認同對工作投入有顯著的正向影響，FIW情緒情感沖突對工作投入具有負向預測作用。從工作投入的概念看，工作投入是個體將自我與工作角色相結合，在工作角色中展現自己。當工作投入較高時，個體會將自己的精力投入到角色行為中，并在角色中展現自我；相反，當工作投入較低時，個體則會將自我抽離于工作角色之外，難以創造出工作角色所需要的績效，并有可能產生離職意愿[12]。教育實踐表明，一個角色認同程度高的教師，因為喜歡這一職業，往往愛崗敬業、樂于奉獻，對教育教學工作充滿熱情，愿意投入更多的時間和精力。同時，他們的自我效能感較高，對自己的工作能力和教育成效抱有較高的信心。他們把教師職業當做發揮自己特長、實現自己人生價值的平臺。這些行為反過來又強化了他們對教師職業的角色認同。家庭干擾工作中的情緒情感沖突對工作投入產生顯著負面影響。這可能有兩方面的原因：一是受傳統觀念的影響。在我國的傳統觀念里，人們是非常重視家庭的，因為家是溫馨的港灣，家是最終的歸宿，家是幸福的象征，家是活力的源泉，所以，在很多人眼里，家庭大于工作。二是在很大程度上與一些教師對學校管理的滿意度有關。農村學校管理不公平、競爭不合理的現象較為突出。一些教師看在眼里、記在心里，認為不公平、不合理的管理使他們失去了發展的機會，阻礙了他們的進步，扼殺了他們的創造性與積極性，為尋求心理平衡，當家庭與工作沖突時，他們情感上更傾向于照顧好自己的家庭。

根據以上研究，我們得出以下結論：農村中學教師角色認同程度很低，工作干擾家庭超過家庭干擾工作，角色認同和工作家庭沖突對教師的工作投入產生重要影響。

注 釋：

①從教原因是指對教師職業感興趣、教師職業穩定、受教師和家長等人影響、無奈選擇等方面。

[1]安海燕,劉洪福,赫英娟.大學生的主觀幸福感與角色認同的關系研究[J].教育探索,2010(4).

[2]Schaufeli W B, Salanova M,Bakker A B. et al The measurement of engagement and burnout: a two sample confirmatory factor analytic approach[J].Journal of Happiness Studies,2002(3).[3]Keller,R T.Job involvement and organizational commitment as longitudinal predicators of job perfonnance:A study of scientists and engineers[J].Journal of Applied Psychology, 1997 (4).

[4]Mathieu J E, Zajac D M. A review and meta-analysis of the antecedentscorrelates and consequences of organizational commitment[J].Psychological Bulletin, 1990 (2).

[5]劉思雨.組織支持、工作家庭沖突與工作投入的關系研究[D].長沙：湖南師范大學,2010.

[6]Rothbard NP. Enriching or depleting? The dynamics of engagement in work and family roles[J]. Administrative Science Quarterly, 2001 (4).

[7]汪晗.中學教師工作投入及其相關因素的關系[D].開封：河南大學,2007.

[8]吳明霞,張大均,陳旭，等. 中小學教師工作家庭沖突的測量[J].心理發展與教育,2009(1).

[9]胡葦.中學教師角色認同結構及其特點研究. [D].西南大學,2011.

[10]寧金平.職前教師角色認同的培育途徑[J].教育評論,2014(5).

[11]沈之菲.新課程背景下上海市中小學教師職業角色認同的研究[J].心理科學,2005 (3).

[12]李銳,凌文輇.工作投入研究的現狀[J].心理科學進展, 2007 (2).

【責任編輯：孫艷秋】

2015-09-02

賈文華(1970—)，女，河南商丘人，教授，主要從事發展與教育心理研究。

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1672-3600(2015)11-0118-05