中學體育教師職業壓力與職業認同的關系：主觀幸福感的中介作用和性別的調節作用*

彭 昆

(河南工學院 體育部，河南 新鄉 453003)

0 引言

近年來，職業認同逐漸成為社會心理學研究的熱門話題，對教師職業認同的研究也是如此。教師職業認同是指教師從內心接受并認可自己的工作，它不僅是教師對自身工作的一種積極感知與評價[1]，而且也是教師自我成長的內動力。研究發現，教師職業認同是教師在教學過程中做各種決定的基礎，與教師的自我效能感和教學方式、學生的學習效果、學校的教育質量密切相關[2,3]。對中學體育教師職業認同及影響因素進行探討，有助于我國青少年身心健康和教育的全面發展。

在職業認同的諸多影響因素中，職業壓力是一個重要的預測變量[4]。教師職業壓力是指教師在教育教學過程中由于工作對象、負荷、環境等因素而產生的消極情感體驗，對教師發展有重要影響，關系到教師隊伍的建設質量[5]。有研究指出，職業壓力可以直接影響幼兒教師的職業認同[6]，包括角色沖突、角色超負載在內的壓力源對教師職業認同有負向影響[7]。在日常教學中體育教師不可避免地要面對惡劣的室外環境，還要承擔促進學生體質健康、避免課堂傷害事故、提高體育生升學率等任務，受到來自學校、學生、家長等各方面的壓力。

主觀幸福感指評價者對自身生活質量的整體評估，包含認知、體驗到的積極情緒和消極情緒等內容，具有主觀性、整體性和相對穩定性的特點[8]。王鋼等人認為，教師的工作特性帶來了較大的職業壓力，進而對教師的幸福感造成負面的影響[9]。通過提高主觀幸福感，可以增加員工對積極情感的體驗，從而有利于其職業認同的發展[10,11]。而對不同性別教師的職業認同進行研究后發現，男性教師的職業壓力顯著高于女性教師[12]，主觀幸福感顯著低于女性教師[11,13]。

綜上可見，教師的職業壓力、主觀幸福感對教師職業認同存在影響，并且在不同性別上也存在差異，但是其中的影響機制尚未明晰。本研究主要探索中學體育教師職業壓力、主觀幸福感對職業認同的影響機制，并考察性別因素在其中的調節作用。

1 研究方法

1.1 被試

以上海、天津、山東、河南等地的中學體育教師為調查對象，共發放問卷700份，回收有效問卷584份，有效回收率83.4%。其中男性371人，女性213人；初中教師286人，高中教師298人。

1.2研究工具

1.2.1 職業壓力

研究采用朱從書、申繼亮、劉加霞編制的中學教師職業壓力量表[14]。量表包含學生因素、考試壓力、自我發展需要、家庭人際、工作負荷、職業期望6個維度，其中學生因素包括13個題目，考試壓力包括9個題目，自我發展需要包括9個題目，家庭人際包括6個題目，工作負荷包括5個題目，職業期望包括4個題目，共46個題目。采用Likert5點計分法(1表示“沒有壓力”，5表示“壓力很大”)，總分越高，表示教師職業壓力越大。本研究中量表整體和各維度的Cronbach’s α系數分別為0.943、0.839、0.866、0.765、0.793、0.835、0.704。

1.2.2 主觀幸福感

苗元江編制的綜合幸福感問卷包含心理幸福感和主觀幸福感兩個分量表，本研究采用其中的主觀幸福感量表[15]。主觀幸福感量表包含生活滿意度、正性情緒和負性情緒3個維度。生活滿意度包括5個題目，正性情緒包括6個題目，負性情緒包括6個題目，共17個題目。量表采用Likert7點計分法(1表示“明顯不符合”，7表示“明顯符合”)，總分越高，表示主觀幸福感越強烈。本研究中量表整體和各維度的Cronbach’s α系數分別為0.921、0.883、0.860、0.810。

1.2.3 職業認同

采用魏淑華、宋廣文、張大均編制的中學教師職業認同量表[16]。量表包含角色價值觀、職業行為傾向、職業價值觀、職業歸屬感4個維度。角色價值觀包括6個題目，職業行為傾向包括5個題目，職業價值觀包括4個題目，職業歸屬感包括3個題目，共18個題目。量表采用Likert5點計分法(1表示“非常不符合”，5表示“非常符合”)，總分越高，表示職業認同程度越高。本研究中量表整體和各維度的Cronbach’s α系數分別為0.909、0.809、0.828、0.848、0.779。

1.3 施測程序與數據處理

由經過培訓的體育學和心理學研究生擔任主試，對調查對象進行施測，并當場回收問卷，整個測試大約40分鐘完成。問卷數據通過SPSS和AMOS軟件進行錄入與分析。

2 研究結果

2.1 共同方法偏差

主要從程序控制和統計控制兩個方面對共同方法偏差進行控制：程序控制方面，采用具有高信效度且已被眾多學者驗證并使用過的測量工具，在測試過程中嚴格按照心理測量學要求和程序進行；統計控制方面，進行Harman單因素檢驗，將三個變量放在一起進行探索性因素分析，結果發現特征根值大于1的因子有7個，最大因子的解釋變異量為17.8%，小于閾值40%[17,18]，說明數據適合繼續分析。

2.2 描述性統計與相關分析

對中學體育教師職業壓力、主觀幸福感和職業認同進行描述統計(見表1)。從表1可知，中學體育教師的職業壓力均值為3.97±0.64(Likert5點計分)，主觀幸福感的均值為4.29±0.94(Likert7點計分)，職業認同的均值為3.03±0.62(Likert5點計分)，這表明中學體育教師感受到的壓力較大，而主觀幸福感和職業認同均處于中等水平。

對職業壓力、主觀幸福感、職業認同進行相關分析發現，職業壓力與主觀幸福感、職業認同呈顯著負相關，主觀幸福感和職業認同呈顯著正相關；性別、學歷、職稱也與職業壓力、主觀幸福感、職業認同呈現不同程度的相關。具體數據見表1。

表1 職業壓力、主觀幸福感、職業認同的相關分析

2.3 主觀幸福感的中介作用

2.3.1 模型構建

按照溫忠麟的中介效應檢驗步驟[19]，首先構建認同職業壓力影響中學體育教師職業的模型。由于性別、學歷、職稱與職業壓力和職業認同相關顯著，因此將性別、學歷、職稱作為控制變量，對職業壓力對職業認同的直接影響模型進行分析，結果顯示模型擬合度良好(X2/df=2.79，RMSEA=0.057，GFI=0.921，AGFI=0.908，RMR=0.05，TLI=0.904)，職業壓力對中學體育教師職業認同的影響路徑系數顯著(β=-0.50，p<0.001)，因此可以進一步進行中介分析。

以職業壓力(學生因素、考試壓力、自我發展需要、家庭人際、工作負荷、職業期望)為自變量，主觀幸福感(生活滿意度、正性情緒、負性情緒)為中介變量，職業認同(角色價值觀、職業行為傾向、職業價值觀、職業歸屬感)為因變量，性別、學歷、職稱為控制變量進行結構方程建模。結果顯示(見圖1)，模型擬合較好(X2/df=1.85，RMSEA=0.061，GFI=0.901，AGFI=0.916，RMR=0.04，TLI=0.917)，且在模型中職業壓力對職業認同的直接影響系數顯著(β=-0.29，p<0.001)，職業壓力對主觀幸福感的路徑系數顯著(β=-0.28，p<0.001)，主觀幸福感對職業認同的路徑系數顯著(β=0.75，p<0.001)。

圖1 主觀幸福感在職業壓力和對中學體育教師職業認同之間的中介作用模型圖

2.3.2 中介變量的間接效應檢驗

Hayes(2009)[20]認為，中介路徑的前半路徑和后半路徑分別顯著，并不代表整條中介路徑顯著，建議采用Bootstrap法進行中介路徑間接效應的檢驗。因此，本研究采用Bootstrap法檢驗主觀幸福感中介效應的顯著性。按照Bootstrap法檢驗要求，首先在原有樣本中通過抽取、放回的方式，隨機抽取5000個樣本，然后在AMOS軟件中進行分析，計算平均路徑系數。當平均路徑系數95%的置信區間不包含0時，則表明中介效應顯著；當平均路徑系數95%的置信區間包含0時，則表明中介效應不顯著[21]。

本研究中，職業壓力和中學體育教師職業認同的間接效應95%的置信區間為[0.015，0.076]，不包含0，說明主觀幸福感的中介效應達到顯著水平，也就是說，主觀幸福感在職業壓力和職業認同之間存在中介作用。職業壓力對中學體育教師職業認同的直接效應值為0.29，間接效應值為0.21。效果量為中介效應值除以總效應值[19]，主觀幸福感的中介效應效果量為72.4%。

2.4 性別的調節作用

依據邱皓政[22]、李麗[23]的多樣本統計分析，以性別為類別變量，進行多群組結構方程模型分析，考察性別對中介效應模型的調節作用。男性、女性兩個模型間△Χ2=67.394，△df=37，P=0.002，表示男教師和女教師的“職業壓力—主觀幸福感—職業認同”路徑系數存在顯著差異(見圖2、圖3)。女性教師職業壓力與職業認同的直接作用和間接作用均顯著(P<0.01)，而男性教師職業壓力對職業認同的直接作用顯著，間接作用不顯著(P>0.05)。

圖2 女性教師職業壓力—主觀幸福感—職業認同路徑〗

圖3 男性教師職業壓力—主觀幸福感—職業認同路徑

3 討論

本研究顯示，中學體育教師面臨的職業壓力較大，主觀幸福感和職業認同處于中等水平，其中職業壓力與主觀幸福感、職業認同顯著負相關，主觀幸福感與職業認同顯著正相關，這與王鋼[6]、張西超[24]等人的研究結果一致，說明職業壓力、主觀幸福感是職業認同的重要相關因素。但是相較其他學科，本研究發現中學體育教師的職業壓力更大，職業認同感更低。究其原因可能是由于：一方面，近年來學生體育課堂傷害事故頻發，體育教師在正常教學的同時，還要預防體育課堂傷害事故的發生，導致中學體育教師承受較大的壓力；另一方面，中學體育教師不僅在待遇上與其他學科教師被區別對待，而且背負著社會對體育教師的偏見，同時卻又承擔著初中升高中、體育生高考等升學壓力，因此主觀幸福感、職業認同感普遍不高。

本研究構建的結構方程模型經檢驗數據擬合良好，直接作用和間接作用均顯著，說明主觀幸福感在中學體育教師的職業壓力和職業認同之間起部分中介作用，也就是說，職業壓力不僅可以直接影響中學體育教師的職業認同，還可以通過主觀幸福感產生間接影響。這說明，當承受的壓力較大時，會影響中學體育教師對自身生活、工作的評價與感知，也從側面表明減輕中學體育教師的職業壓力，有助于提升他們的心理健康水平和教學效果。

現有的研究雖然討論了不同性別的教師在職業壓力、職業認同、主觀幸福感上的差異，但是尚未對具體影響路徑進行比較。本研究發現，性別因素對中介模型具有顯著的調節作用，即構建的中介模型對女性教師群體更為適合。這可能是因為女性情感細膩，對待事情以感性為主，容易把工作上的感受帶入生活中，因此工作壓力較大時，常會影響個人生活；而男性則表現得較為理性，尤其是體育教師，能夠在一定程度上將生活與工作分開，面對工作上的壓力時雖然也會通過某些方式表達自己的感受，但是并不會影響個人的生活，因而職業壓力對男性教師的主觀幸福感影響較小。

4 結論

(1)中學體育教師職業壓力對職業認同有顯著的負向預測作用，即中學體育教師的職業認同隨著職業壓力的提高而降低。

(2)中學體育教師的主觀幸福感在職業壓力和職業認同之間起部分中介作用，即職業壓力不僅可以直接影響職業認同，還可以通過主觀幸福感間接影響中學體育教師的職業認同。

(3)性別在中學體育教師職業壓力對職業認同的影響過程中起調節作用，即對于女性教師，職業壓力不僅可以直接影響職業認同，還可以通過主觀幸福感起間接作用，而對于男性教師，職業壓力則直接作用于職業認同，不存在中介作用。