全纳教育教师职业使命感对工作幸福感的影响：自我效能感的中介效应 *

张明陈改韩梅王竞一

(1天津理工大学管理学院，天津300384)

(2天津理工大学聋人工学院，天津300384)

(3重庆文理学院经济管理学院，重庆402160)

1 引言

教育部2017 年发布的《第二期特殊教育提升计划（2017–2020 年）》和十九大报告中都明确指出要“办好公平而有质量的教育”，这与全纳教育“追求有质量的教育公平”的核心理念相契合。全纳教育教师在特殊教育领域的人才培养中始终发挥着主导作用，是全纳教育事业发展的核心力量。然而，全纳教育教师在工作中面对更为复杂的教学过程和更为繁重的任务负荷，较之于普通教师更易出现幸福感低落的现象（沈剑娜, 赵斌, 李贤平, 2012）。个体的工作幸福感不仅有助于提高员工的工作绩效（Koys, 2001; Wright &Cropanzano, 2000）、增强工作动力（Kamerāde &Richardson, 2018），还有益于激发乐观的心理环境、拓展认知范围（Feist, 1999），消除面临挫折时的恐惧心理，并激发创新力（郑楠, 周恩毅,2017）。因而，提升全纳教育教师在工作中的幸福感，塑造职业信念，增强职业认同，使其全身心地专注于全纳教育事业，对推进我国教育改革、全面提升我国特殊教育的人才培养效能和学业质量具有非常重要的意义。

职业使命感（career calling）以一种能够实现或获取意义感的特定方式参与生命过程，并以实现社会价值作为动机来源，它包含了一种源于内在的、对职业的积极情感体验和价值认同（Dik &Duffy, 2009）。已有研究指出，职业使命感与职业健康、生活幸福感、工作满意度等积极心理学变量存在显著的内在关联（裴宇晶, 赵曙明, 2015; Dik& Duffy, 2009; Hirsch & Herrmann, 2012;Wrzesniewski, McCauley, Rozin, & Schwartz, 1997），具有职业使命感的教师更易发现工作中的意义，进而提升其职业承诺（Duffy, Allan, & Dik, 2011），其工作投入水平也显著增强（顾江洪, 江新会,丁世青, 谢立新, 黄波, 2018; Hirschi & Herrmann, 2012;Xie, Xia, Xin, & Zhou, 2016）。自我决定理论认为，个体基本需求的满足是实现外在动机内化，促进个体心理成长的必要条件（Ryan & Deci,2000），当自主、胜任以及关系需求得到满足时，个体将会感知到更多的意义感和价值感，有益于身心健康（Gagné & Deci, 2005）。作为一种积极的心理构念，职业使命感展现出一种回归职业初心的强烈信念（Ahn, Dik, & Hornback, 2017），全纳教育教师的工作特性和职业动机需要他们发自内心地热爱工作（赵小云, 薛桂英, 徐丽丽, 2019），才能不断满足岗位的胜任需求，激发内在工作动机，从而在工作中体验到真实的意义感与幸福感。目前，从职业使命感视角揭示教育工作者职业心理的相关研究很少，尚未有以全纳教育教师为研究对象，探讨职业使命感对工作幸福感影响机制的实证研究。本研究以自我决定理论为基础，以全纳教育教师为研究对象，探讨职业使命感对工作幸福感的影响机制，从而揭示全纳教育教师职业心理状态与工作情绪体验之间的内在关联。

1.1 职业使命感与工作幸福感

职业使命感是近年来在社会学、心理学和组织行为学领域赢得广泛关注的一种积极心理构念，Dobrow 和Tosti-Kharas（2011）将其界定为“人们所体验到的、指向某一特定职业领域的、强烈的激情与力量”。具有职业使命感的个体将工作视为个人生活的组成部分，努力工作不是为了获取外在收益，对职业使命的追求是实现人生价值和生活意义的有效途径，有助于增强个体内心对工作的积极评价和认知体验（Dik & Duffy,2009）。研究表明，具有职业使命感的个体感知到工作的意义，进而产生积极的情感体验，有益于提升员工的工作满意度（Duffy & Dik, 2013）。与此同时，具备使命感的个体具有清晰的目标，会对使命指向的领域产生强烈的激情与高度的责任感（Duffy et al., 2011）。面向大学生群体和不同行业企业员工的研究发现，职业使命感对工作意义、工作满意度（Duffy, Allan, Autin, & Douglass,2014）、生活满意度（Duffy & Sedlacek, 2010）、职业满意度（Xie et al., 2016）都具有显著的积极影响。

工作幸福感的内涵主要源于两个研究视角：第一，基于快乐论的主观幸福感视角（subjective well-being, SWB）（Diener, Oishi, & Lucas, 2003），强调对生活的认知评价与情感体验；第二，基于完善观的心理幸福感视角（psychological well-being,PWB）（Ryff, 1989; van Dierendonck, 2004），关注精神层面的体验状态。随后，结合了主观幸福感和心理幸福感的整合幸福感视角被认为是有效构建个体工作幸福感模型的一种重要发展趋势（Page& Vella-Brodrick, 2009）。基于整合幸福感的视角，Warr（1990）以及van Horn, Taris, Schaufeli和Schreurs（2004）相继提出了工作幸福感（work well-being, WWB）包含的不同因素，即情绪幸福感、行为幸福感、认知幸福感、社会幸福感和心身幸福感五个维度。然而，黄亮（2014）在研究中发现，心身幸福感是基于流行病学对健康问题的评估，已经超出前两种视角对工作幸福感的研究范畴，故未将其纳入我国员工工作幸福感的结构研究。本研究依据整合幸福感视角，将工作幸福感界定为个体在工作中的体验和效能的总体质量（黄亮, 彭璧玉, 2015），包含了情绪幸福感、认知幸福感、职业幸福感和社会幸福感四个维度。现实中，工作幸福感不仅有助于降低缺勤率和离职行为，也有助于激发工作激情和个人潜能，提高生产率（陈春花, 宋一晓, 2014）。

依据自我决定理论，当个体的基本心理需求得到满足时，内在动机得以激发，行动的意愿感显著增强，行为的质量水平更高，有助于增强个体的身心健康（Gagné & Deci, 2005）。职业使命感与个体的工作动机紧密关联，甚至可以超越传统因素对工作动机产生更高的影响（Elangovan,Pinder, & McLean, 2010）。在职业使命感的驱动下，个体积极地感知到工作的意义，对工作意义和工作价值产生内在认同（赵宏玉, 张晓辉, 2015），而认同则有助于实现工作幸福感（关荐, 勉小丽, 王雪玲, 2019）。全纳教育教师在追求自我实现的过程中，以内在的职业使命感为源动力，更易于体验到全纳教育工作的真正意义，进而提升对工作的总体认知评价，提升工作幸福感。由此可知，全纳教育教师的职业使命感可能会对工作幸福感产生积极的影响，基于此，本研究提出假设H1：全纳教育教师的职业使命感正向影响工作幸福感。

1.2 自我效能感的中介作用

自我效能感的概念源于认知心理学，是当前积极心理学、组织行为学领域预测个体行为与业绩的关键变量，是个体对完成特定任务所具有行为能力的自信程度（周文霞, 郭桂萍, 2006）。面向青少年的研究发现，学业自我效能感与幸福感显著相关（刘在花, 2017; Bandura, Pastorelli,Barbaranelli, & Caprara, 1999），而自我效能感高的个体通常具有较强的自信，这种自信促使个体产生积极情感，从而增强幸福感（邹璐, 姜莉, 张西超, 胡婧, 张红川, 2014）。职业使命感被认为是一种内在的、持久的驱动力，是持续激发人力资源效能的动力与源泉（Bellah, 2007）。研究发现，职业使命感虽不能直接改善员工的客观绩效，却能显著提升个体在职业中的信念（Hall & Chandler,2005），对自我效能感产生驱动作用（Hirschi &Herrmann, 2012）。国内外面向大学生群体的研究也证实拥有使命感的大学生具备更高的自我效能感（陈鸿飞, 谢宝国, 郭钟泽, 辛迅, 2016; Dik,Sargent, & Steger, 2008）。Clegg 和Spencer（2010）认为自我效能感高的个体在工作中具备更强的自主性，易于感知到工作意义，且会依赖意义感知重塑自己的工作方式，有益于增强工作中的幸福感。综上，具有职业使命感的全纳教育教师很可能具备较高的自我效能感，良好的自我效能感有助于提升职业信念，使得他们易于感知到深刻的工作意义，激发出对全纳教育工作的积极情感，从而增强他们的工作幸福感。因此，全纳教育教师的职业使命感可能会通过自我效能感的中介作用对工作幸福感发挥影响。基于此，本研究提出假设H2：全纳教育教师的自我效能感在职业使命感与工作幸福感之间发挥中介作用。

综上，本研究提出理论模型如图1 所示。

图 1 职业使命感、自我效能感与工作幸福感的理论模型图

2 方法

2.1 研究对象

采用整群抽样方法选取来自于北京、天津以及河北省的全纳教育学校的教师为研究对象，共发放问卷410 份，剔除无效问卷后，最终回收有效问卷共378 份，有效率为92.19%。其中，男教师179 名（47.35%），女教师199 名（52.65%）；工作年限平均10.5 年；已婚教师222 名（58.73%），单身教师156 名（41.27%）；本科248 名（65.61%），研究生130 名（34.39%）。

2.2 研究工具

2.2.1 职业使命感量表

采用Dobrow 和Tosti-Kharas（2011）开发的单维度职业使命感量表（Calling Scale），共12 个题项，如“我热衷于我现在从事的工作”。采用Likert-5级计分，（1=非常不同意，5=非常同意）。量表的Cronbach’s α 系数为0.91，表明内部一致性良好。验证性因素分析结果为χ2/df=1.10，RMSEA=0.02，GFI=0.97，CFI=0.98，表明该量表拟合良好。

2.2.2 工作幸福感量表

采用黄亮（2014）编制的工作幸福感量表，共29 个题项，4 个维度，包含情绪幸福感，例题如“工作使我感到轻松”；认知幸福感，例题如“工作中，我能够容易地集中精神”；职业幸福感，例题如“我能够处理好工作中出现的问题”；社会幸福感，例题如“我对单位有归属感”。采用Likert-5 级计分，（1=非常不同意，5=非常同意）。工作幸福感量表的Cronbach’s α 系数为0.95，其中情绪幸福感、认知幸福感、职业幸福感和社会幸福感四个维度的Cronbach’s α 系数分别为0.89、0.95、0.96、0.92，表明内部一致性良好。验证性因素分析结果为χ2/df=0.97，RMSEA=0.04，GFI=0.97，CFI=0.98，表明该量表拟合良好。

2.2.3 自我效能感量表

采用Zhang 和Schwarze（1995）根据The General Self-Efficacy Scale（GSES）译成的中文量表，共10 个题项，如“如果我尽力去做的话，我总能解决问题的”。采用Likert-5 级计分，（1=非常不同意，5=非常同意）。该量表的Cronbach’s α 系数为0.97，表明内部一致性良好。验证性因素分析结果为χ2/df=1.28，RMSEA=0.03，GFI=0.92，CFI=0.99，表明该量表拟合良好。

2.3 数据处理与共同方法偏差检验

采用SPSS24.0 和MPLUS7.0 对数据进行处理与分析。为检验可能存在的共同方法偏差，对数据进行Harman 单因子检验（Podsakoff, MacKenzie,Lee, & Podsakoff, 2003），未旋转的主成分因素分析结果显示，特征值大于1 的因子有8 个，其中第一个因子解释的变异量为22.91%，低于临界值40%，说明本研究不存在明显的共同方法偏差（Ashford & Tsui, 1991）。

3 结果

3.1 描述统计与相关性分析

本研究中各变量的均值、标准差及变量之间的相关系数如表1 所示。人口统计学变量性别、工作年限、教育程度与三个研究变量不存在显著相关。职业使命感与自我效能感呈显著正相关（r=0.62, p＜0.01），职业使命感与工作幸福感呈显著正相关（r=0.46, p＜0.01），自我效能感与工作幸福感呈显著正相关（r=0.71, p＜0.01）。可见，职业使命感、自我效能感与工作幸福感三个变量之间两两显著相关。

3.2 自我效能感的中介作用分析

本研究采用MPLUS7.0 统计学分析软件对研究模型的拟合度进行检验，指标分别为：χ2/df=1.91，RMSEA=0.06，SRMR=0.05，CFI=0.92，TLI=0.91，各项指数表明模型拟合良好（温忠麟,刘红云, 侯杰泰, 2012）。

表1 各变量的均值、标准差及相关系数（n=378）

本研究采用偏差矫正的百分位Bootstrap 法检验中介效应，重复抽样2000 次，通过计算95%的置信区间对假设进行检验。由表2 和图2 可知，假设模型中，职业使命感对工作幸福感的系数为0.40（p＜0.001, 95%的置信区间为[0.20, 0.64], 不包括0），由此，H1 得到支持。此外，职业使命感对自我效能感的系数为0.62（p＜0.001, 95%的置信区间为[0.24, 0.71], 不包括0）；自我效能感对工作幸福感的系数为0.44（p＜0.001, 95%的置信区间为 [0.44, 0.77], 不包括0）；职业使命感通过自我效能感对工作幸福感的中介效应值为0.27（p＜0.001,95%的置信区间为[0.17, 0.47], 不包括0）。综上，H2 得到支持，即自我效能感在职业使命感对工作幸福感的影响中起中介作用，且中介效应所占的效应比例为40.29%[0.27/(0.27+0.40)]，即职业使命感对工作幸福感的总效应中有40.29%是通过自我效能感实现的，表明自我效能感在职业使命感对工作幸福感的影响中起部分中介作用。

表2 假设模型路径及效应分解（n=378）

图 2 职业使命感、自我效能感和工作幸福感关系的结构方程模型

4 讨论

研究结果表明，全纳教育教师的职业使命感对工作幸福感具有显著正向影响。也就是说，全纳教育教师的职业使命感越高，工作幸福感越强，研究假设H1 获得验证。本研究结果不仅与预期相符，且与以往面向知识型员工、在校大学生的研究相一致，职业使命感对个体的工作幸福感具有正向影响（Duffy & Dik, 2013; Duffy et al., 2014;Duffy & Sedlacek, 2010; Hirschi & Hermann, 2012）。本研究依托自我决定理论，进一步证实了在工作情境下，个体基本心理需求满足时内在心理机制对身心健康（well-being）发挥的重要作用（Gagné& Deci, 2005）。同时，本研究从现实角度启示我们，为实现全纳教育教师的工作幸福感，激发教师的职业使命感是一个关键因素。全纳教育教师工作的特殊性和复杂性决定了他们要真正源于内心地热爱自己的工作，才能对职业充满激情与力量，即使面对困难与挑战，仍然能够展现出积极的情感状态，并将挑战视为不断实现自我、超越自我的过程，最终为全纳教育的人才培养发挥积极作用，这些都源于职业使命感。

本研究结果进一步表明，职业使命感通过自我效能感的部分中介作用影响工作幸福感，这意味着，职业使命感不是单独地、孤立地对全纳教育教师的工作幸福感产生影响，而是通过自我效能感的部分中介作用实现对工作幸福感的影响，研究假设H2 得到支持。自我效能感的部分中介作用不仅证实了已有研究中职业使命感对自我效能感存在的积极影响（陈鸿飞等, 2016; Dik et al.,2008; Hirschi & Herrmann, 2012），也同时验证了自我效能感对工作幸福感的促进作用（邹璐等, 2014;Clegg & Spencer, 2010）。可见，为全面提升全纳教育教师在工作中的幸福感，使其全身心地投入于全纳教育事业，激发职业使命感不是实现工作幸福感的唯一路径，提升教师在工作中的自我效能感，感知工作意义，激发工作中的积极情感也是促进全纳教育教师工作幸福感的有效途径。

4.1 理论价值

本研究主要有如下理论价值。第一，本研究首次探讨职业使命感对全纳教育教师工作幸福感的影响机制。以往的研究大多从胜任力、情绪应对等角度解释全纳教育教师幸福感，本研究首次将职业使命感这一积极内在心理构念应用于全纳教育领域，对全纳教育教师的幸福感进行研究，使研究领域得到拓展。第二，本研究以自我决定理论为基础，构建了全纳教育教师的职业心理状态与工作情绪体验之间的关联模型，揭示了自我效能感在全纳教育教师的职业使命感与工作幸福感之间存在间接影响路径，职业使命感有助于唤醒个体的自我效能感，最终对工作幸福感产生影响。

4.2 不足与展望

首先，研究对象来自于京津冀三个地区抽样的全纳教育教师，但对于国内其他地区的全纳教育教师关注不够。未来可扩大样本来源的范围，对全纳教育教师工作幸福感的普适性影响进行深入探讨。其次，研究对象来自于小学、中学和大学，不同教育层次的教育群体及师资特征有所差异，今后样本可以聚焦于特定教育层次。最后，没有对被调查数据进行追踪调查，未来可采用多时点的数据收集，以降低数据同源偏差等问题。

5 结论

本研究得出如下结论：（1）职业使命感、自我效能感和工作幸福感之间均呈显著正相关；（2）全纳教育教师职业使命感对工作幸福感有显著的正向影响，全纳教育教师的职业使命感越强，工作幸福感越强；（3）全纳教育教师的自我效能感在职业使命感对工作幸福感的影响中起部分中介作用，即职业使命感会通过自我效能感间接影响全纳教育教师的工作幸福感。