教師關懷與高職畢業(yè)生就業(yè)壓力的關系：就業(yè)自我效能感的中介作用

■彭 旺，李五祥

（貴州輕工職業(yè)技術學院，貴州 貴陽 550025）

國家大力發(fā)展職業(yè)教育的前提下，職校生的就業(yè)壓力逐年升高。研究發(fā)現(xiàn)，就業(yè)壓力是大學生心理健康的重要影響因素[1]。而面臨著學歷劣勢的高職畢業(yè)生，就業(yè)壓力對心理健康的消極影響無疑會更大[2]。此次研究著眼于高職畢業(yè)生就業(yè)壓力，探討其影響因素，以期為緩解高職畢業(yè)生就業(yè)心理壓力，提高心理健康水平，提出具有針對性的建議。

校園環(huán)境作為高職生活動的主要場所，教師行為對高職生的影響是直接而深刻的[3]。自我決定理論認為，個體雖然傾向于按照自身價值觀和個人愛好來進行工作和開展活動，但同時個體的動機和行為也會受到他人的影響[4][5]。那么在校園環(huán)境里，教師如果能夠給與學生足夠的關懷與支持，將會大大減輕心理壓力帶來的消極后果[6]，從而實現(xiàn)學生就業(yè)壓力耐受性的提高。因此，此次研究提出假設H1:教師關懷對高職畢業(yè)生的就業(yè)壓力具有負向的預測作用。

畢業(yè)生對自己找到一份滿意的工作的信心及自信程度，被稱為就業(yè)自我效能[7]。自我效能感作為一種重要的心理資源，能夠有效增強個體的心理耐挫力，降低壓力的負面作用[8]。研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新自我效能感能夠有效增強學生的自主創(chuàng)業(yè)積極性，緩解大學生就業(yè)壓力[9]。袁勇的研究也發(fā)現(xiàn)，擇業(yè)自我效能感的提高能夠有效降低高職學生就業(yè)心理壓力，包括就業(yè)恐懼、就業(yè)焦慮及就業(yè)抑郁等[10]。因此，此次研究提出假設H2：就業(yè)自我效能感對高職畢業(yè)生就業(yè)壓力具有負向預測作用。

根據(jù)班杜拉關于自我效能感的定義，他人的期望、關懷和支持都會影響到個體的自我效能[11]。當高職生越能感受到老師越多的支持與關懷時，其自我效能感就會越高[12]。已有相關研究證明，社會支持對高職生職業(yè)決策自我效能感有極其顯著的預測作用[13]，而對高職生群體而言，來自教師的支持與關懷是他們社會支持中的主要組成部分。因此，提出假設H3:教師關懷對就業(yè)自我效能感具有正向的預測作用。

綜合前文觀點，教師關懷很有可能通過就業(yè)自我效能感來影響就業(yè)壓力。據(jù)此，提出假設H4：就業(yè)自我效能感在教師關懷與就業(yè)壓力之間存在中介效應。

一、對象與方法

（一）對象

采取方便抽樣的方法，以貴陽市內3所高職院校應屆畢業(yè)生作為研究對象，發(fā)放問卷1500份，剔除無效問卷132份，得到有效問卷1368份。其中，女生635人，占46.45%，男生733人，占53.6%；生源地來自農村920人，占67.3%，來自城鎮(zhèn)448人，占比32.7%。

（二）研究工具

1.教師關懷行為問卷

教師關懷的測量使用雷浩等[14]編制的感知教師關懷行為問卷。量表共17題，分為盡責性（7題）、支持性（5題）、包容性（5題）三個維度。采用7點計分，從“1”（非常不符合）到“7”（非常符合），得分越高，表明學生感知教師關懷行為越多。根據(jù)相關研究[15]建議，基于問卷的研究應該使用驗證性因子分析（CFA）進行量表評價以及信度分析。本研究中該量表CFA結果顯示擬合良好：X2/df=1.13，CFI=0.998，TLI=0.997，RMSEA=0.01(0.001,0.017)，SRMR=0.019。盡責性、支持性、包容性三個維度和整體量表的 Cronbach's α 系數(shù)分別為：0.86、0.77、0.77、0.84。

2.就業(yè)壓力問卷

使用柳中華[16]編制的大學生就業(yè)壓力問卷。量表共14題，分為家庭原因（3題）、學校原因（4題）、專業(yè)原因（3題）、自身原因（4題）四個維度。采用7點計分，從“1”（完全不符合）到“7”（完全符合）。得分越高，表明學生體驗到的就業(yè)壓力越大。本研究中，該量表CFA結果顯示擬合良 好 ：X2/df=1.16，CFI=0.997，TLI=0.996，RMSEA=0.011(0.001,0.018)，SRMR=0.021。家庭原因、學校原因、專業(yè)原因、自身原因和整體量表的Cronbach's α系數(shù)分別為：0.60、0.74、0.74、0.77、0.82。

3.就業(yè)自我效能感問卷

使用劉永賢[7]編制的大學生就業(yè)自我效能感問卷。量表共18題，分為目標（5題）、自我了解（6題）、職業(yè)信息獲取（3題）、擇業(yè)應對（4題）四個維度。采用7點計分，從“1”（完全不符合）到“7”（完全符合）。得分越高，表明學生就業(yè)自我效能感越好。本研究中該量表CFA結果顯示擬合良好：X2/df=1.28，CFI=0.995，TLI=0.994，RMSEA=0.014(0.001,0.022)，SRMR=0.019。目標、自我了解、職業(yè)信息獲取、擇業(yè)應對和整體量表的Cronbach's α系數(shù)分別為：0.79、0.83、0.73、0.67、0.83。

（三）研究程序

本研究通過問卷調查法，以班級為單位進行集中施測，主試為接受過培訓的輔導員。施測以不記名方式進行，要求被試按照自身實際情況進行填答。

數(shù)據(jù)使用SPSS22.0進行管理、信度分析、相關分析以及回歸分析，Mplus7.4進行驗證性因素分析及結構方程中介分析。

二、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

使用自陳報告的方式來進行研究的數(shù)據(jù)，可能會有共同方法偏差的問題出現(xiàn)[17]。為了提高研究的嚴謹程度，根據(jù)相關研究建議[18]，在數(shù)據(jù)收集后通過Harman單因素檢驗法進行檢驗。Harman單因素檢驗的結果顯示有11個因子數(shù)特征值大于1，且特征值最大的因子解釋的方差變異量為14.95%，遠小于40%的臨界標準。因此，本研究中的共同方法偏差不嚴重，不會影響到研究結果。

（二）各變量間相關關系

各變量間相關關系矩陣如表1所示，教師關懷與就業(yè)自我效能感顯著正相關；教師關懷與就業(yè)壓力顯著負相關；就業(yè)自我效能感和就業(yè)壓力呈顯著負相關。

（三）教師關懷和就業(yè)自我效能感對就業(yè)壓力的分層回歸分析

將就業(yè)壓力當作因變量，教師關懷和就業(yè)自我效能感作為自變量，采用分層回歸分析方法，進一步考察在控制性別與地區(qū)之后，教師關懷和就業(yè)自我效能感對就業(yè)壓力的影響，得到結果如表2。在回歸方程中，將性別和地區(qū)作為自變量一起放入第一層，教師關懷作為自變量放入第二層，就業(yè)自我效能感作為自變量放入第三層，計算R方變化量及F值變化是否顯著。

表1 教師關懷、就業(yè)自我效能感與就業(yè)壓力的相關矩陣

表2 教師關懷和就業(yè)自我效能對就業(yè)壓力的分層回歸分析（標準化）

（四）就業(yè)自我效能感在教師關懷和就業(yè)壓力間的中介效應

根據(jù)相關研究[19]，當問卷信度低于0.9時，建議將變量視為潛變量進行基于結構方程的中介分析。因此，得到結構方程模型見圖1，中介效應分析效應量見附表1。

圖1中，f1-f3分別為教師關懷、就業(yè)自我效能感和就業(yè)壓力三個潛變量，y1-y11則為三個潛變量分別對應的11個維度。在此模型中，各項擬合指標為：X2/df=1.57，CFI=0.988，TIL=0.984，RMSEA=0.02(0.01,0.03)，SRMR=0.018。

根據(jù)附表1，不管是偏差校正置信區(qū)間（Bias-Corrected CI）還是百分位置信區(qū)間（PercentileCI），間接效應（中介效應）的Bootstrap區(qū)間都沒有包含0，說明中介成立。另外，直接效應的Bootstrap區(qū)間也沒有包含0，表明直接效應顯著，說明了就業(yè)自我效能感在教師關懷與就業(yè)壓力之間的中介為部分中介，中介效應占總效應比值為45.98%。

三、討論

（一）教師關懷對就業(yè)壓力的預測作用

本研究考察了高職生的教師關懷、就業(yè)自我效能感、就業(yè)壓力三者之間的關系。根據(jù)研究結果，教師關懷與高職畢業(yè)生的就業(yè)壓力之間呈顯著的負相關。按照自我決定理論的觀點，高職畢業(yè)生感受到來自他們的重要他人——教師這一群體的支持、關懷行為時，他們在求職過程中所感受到的就業(yè)壓力就會有所減小。這一結果與舒曉麗[20]的發(fā)現(xiàn)一致，良好的社會支持，可以減輕大學畢業(yè)生的就業(yè)壓力。此外，教師關懷與就業(yè)自我效能感呈顯著的正相關，與自我效能感的理論相符[11]。教師關懷所帶來的支持感能夠給學生積極的心理體驗，增強他們的就業(yè)自我效能感。許多研究也發(fā)現(xiàn)，良好的社會支持對就業(yè)自我效能感有積極的促進作用[12][13]。所以，如果提供更多的教師關懷，高職畢業(yè)生的就業(yè)自我效能感也會相應地有所提升。同時，就業(yè)自我效能感與高職畢業(yè)生就業(yè)壓力呈顯著的負相關。就業(yè)自我效能感作為自我效能感的一種，它對就業(yè)行為有著積極的影響。一例對大學畢業(yè)生求職的相關研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感與求職行為的成果呈顯著相關[21]，就業(yè)自我效能感越高的學生，對自己找到一份滿意工作的信心也會越高，面對求職過程中的各種難題困境時，他們能夠積極樂觀地尋找出更多更好的辦法來解決，因而負面和消極的情緒狀態(tài)持續(xù)的時間很少，相應的體驗到的就業(yè)壓力也就越小。

圖1 基于結構方程模型的中介效應

（二）就業(yè)自我效能感在教師關懷與就業(yè)壓力之間的中介作用

結構方程的中介分析的結果顯示就業(yè)自我效能感在教師關懷與高職畢業(yè)生就業(yè)壓力之間起部分中介作用。這表明了教師關懷對高職畢業(yè)生就業(yè)壓力的影響是一個復雜的過程：一方面，教師關懷作為社會支持的重要組成部分，可以直接緩解高職畢業(yè)生面臨就業(yè)壓力時帶來的消極影響。王德強[1]的研究也支持了這一觀點，在足夠的教師支持下，高職畢業(yè)生的負性情緒體驗更少，就業(yè)壓力耐受力明顯提高。另一方面，教師關懷可以透過就業(yè)自我效能感這一中介變量，間接地減弱高職畢業(yè)生的就業(yè)壓力。這意味著關注教師關懷對就業(yè)壓力的作用時，還應注意到學生的就業(yè)自我效能感。積極就業(yè)自我效能感，不僅僅能夠直接減弱高職畢業(yè)生感受到的就業(yè)壓力水平，還能提高教師關懷的積極作用。

（三）研究啟示

本研究在探明教師關懷和高職畢業(yè)生就業(yè)壓力關系的基礎上，進一步揭示了教師關懷通過提升高職畢業(yè)生的就業(yè)自我效能感，從而緩解就業(yè)壓力的中介作用機制，本研究結果為理解與提高教師關懷來減弱高職畢業(yè)生就業(yè)壓力提供了研究基礎。同時，本研究的結果對于高職畢業(yè)生的就業(yè)指導工作也具有一定的啟發(fā)性。教師關懷可以顯著地負向預測高職生的就業(yè)壓力。因此，在對畢業(yè)生的教育和管理時，高校和教育工作者們應該利用多種途徑讓學生感受到關懷，比如舉辦招聘會、提供就業(yè)指導、簡化畢業(yè)手續(xù)辦理流程等。

附表1 中介效應分析