中职生生涯阻碍知觉与专业承诺的关系：一个有调节的中介模型

摘 要 专业承诺是衡量个体学习积极性的重要指标。为探求中职生生涯阻碍知觉与专业承诺的关系，将生涯决策自我效能作为中介变量，学校参与作为调节变量，引入到生涯阻碍知觉与专业承诺的作用机制中，构建有调节的中介效应模型并加以检验。通过中职生生涯阻碍知觉量表、生涯决策自我效能量表、学校参与量表和专业承诺量表对广西2037名中职生进行测量，研究发现：生涯阻碍知觉负向预测专业承诺；生涯决策自我效能在生涯阻碍知觉与专业承诺之间起部分中介作用；学校参与能有效调节“生涯阻碍知觉—生涯决策自我效能—专业承诺”中介模型的后半段路径。据此提出，要通过减少学业阻碍、提升生涯决策自我效能、提高学校参与度等策略来提高中职生的专业承诺，以实现中职教育高质量发展。

关键词 中职生；生涯阻碍知觉；专业承诺；生涯决策自我效能；学校参与

中图分类号 G718.3 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2024）02-0062-06

作者简介

陈宛玉（1987- ），男，广西师范大学教育学部讲师，心理学博士，硕士生导师，研究方向：生涯发展与教育（桂林，541004）；黄华娟（1997- ），女，广西体育高等专科学校教师，研究方向：职业教育

基金项目

2022年度广西师范大学研究生教育创新计划项目“中职生生涯障碍的特点、影响机制及干预研究”（JYCX2022026），主持人：刘蓓云

专业承诺是指个体认同所学专业并愿意付出相应努力的积极态度和行为[1]，综合了个体内部心理状态和外在行为。学生的专业承诺是学习质量与就业结果的重要影响因素，在就业市场竞争日趋激烈的背景下，中职学生专业承诺不高的问题受到广泛关注，表现为学生虽就读于有市场需求且发展前景光明的专业，却不能以正确的态度对待专业学习[2]。专业承诺不高会导致学生在现实就业中因学历限制、专业知识与技能匮乏等不能在就业市场中发挥选择自主权，进而面临专业不对口、工作稳定性差等危机，也会进一步影响我国中等职业技术教育高质量发展。因此，研究中职生专业承诺的影响因素，提高专业承诺水平以促进中职生顺利就业具有极其重要的现实意义。

一、文献综述与研究假设

（一）生涯阻碍知觉和专业承诺的关系

以往对中职生“专业承诺”的影响因素研究中，主要集中在心理资本、自我效能、学习兴趣等内部积极因素，忽视了内部消极因素。生涯阻碍知觉是直接对专业承诺产生影响的重要因素之一，是指个体对其生涯发展有负面影响的因素的认知和评价[3]。专业承诺有其前提条件，如专业能力、人格特质等，除此之外，生涯阻碍知觉会影响专业承诺的执行力。如果不能积极应对阻碍，学生就会产生焦虑，对下一步的专业学习产生畏惧心理。研究发现，当学生遇到具有挑战性的生涯阻碍，他们会进行较少的生涯探索，感知到的生涯阻碍会对学生的专业探索产生抑制作用，原本能够认同自己所学专业的学生会逐渐开始怀疑自己当初的选择，甚至会放弃学业[4]。对大部分中职生而言，由于感知到自身、家庭、学校、社会等方面的阻碍，对专业学习缺乏理性认识，因而在学习上缺乏主动性，对未来发展充满困惑。可见，生涯阻碍知觉在一定程度上改变了中职生对所学专业的积极态度，减少了专业探索的行为，弱化了个体对专业承诺的倾向。因此，本研究提出假设H1：生涯阻碍知觉负向预测专业承诺。

（二）生涯决策自我效能在生涯阻碍知觉和专业承诺之间的中介作用

生涯决策自我效能是指决策者对自身成功完成生涯决策任务所具有的能力的自我评估或信心程度[5]，体现了个体对自身生涯能力的了解与掌握程度，对个体追求学业成功发挥着指导性的作用。在实际生活中，当中职生感知到学业上的压力与阻碍，会对生涯决策与实施行动失去信心，进而降低生涯目标，做出生涯妥协[6]，对未来发展也产生焦虑和担忧，因此推测生涯阻碍知觉负向预测生涯决策自我效能。研究发现，当个体感知到生涯阻碍时，高生涯决策自我效能的个体更能主动搜集专业和职业相关的信息并利用这些信息来创建和达成自己的专业承诺和职业目标[7]，表明生涯决策自我效能能够提高个体面对自我生涯问题的强度，即使面对生涯阻碍，对生涯结果不确定，也能够坚定专业学习态度，保持初心，朝着未来的职业目标前进，努力达到或超过设定的标准，可推测生涯阻碍知觉可以通过生涯决策自我效能提升个体的专业探索和职业探索。因此，本研究提出假设H2：生涯决策自我效能在生涯阻碍知觉对专业承诺的影响中起中介作用。

（三）学校参与的调节作用

学校参与是指学生对学校及其学习活动的兴趣和参与程度，包括行为参与、情感参与和认知参与[8]。研究发现，部分经历学业失败的青年会对学习活动失去兴趣，拒绝参与学校相关学习活动，由于没有取得学业成就、缺乏学历条件，未来的职业机会被截断[9]。相反，学校参与程度高的个体能在专业学习中投入更多的努力，有效地运用学校的各种资源充实自我，匹配到更多的发展机会。而生涯决策过程正是一个受各种价值判断、欲望和信念影响的动态过程[10]，个体对某种专业和职业的选择是基于他们的兴趣偏好、道德以及获得感。学校参与程度高的个体获得较多的实践锻炼，并将学习知识与经验转化为决策自我效能，做事情更为果断，在未来的生涯决策中保持更高的自信，从而促进学业上的探索和相关学业成就的实现。也有研究发现个体通过积极参与课堂学习从而维持他们在课堂上的社会地位，这样他们才能提高学业成绩，因此学校参与程度高的个体通常会表现出积极的学习态度，也会取得更高的学术成就[11]。在识别了学校参与的重要性后，本研究提出假设H3：学校参与在生涯决策自我效能与专业承诺的关系中起调节作用。

本研究构建了一个有调节的中介模型，探讨中职生生涯阻碍知觉对专业承诺的影响及内在机制，考察生涯决策自我效能在生涯阻碍知觉与专业承诺之间的中介作用以及学校参与的调节作用，为提高中职生专业承诺水平提供借鉴。

二、研究方法

（一）研究对象

本研究采用问卷调查法，选取广西两所中职学校的学生参与本次调查。共发放问卷2037份，回收有效问卷1990份，有效率为97.69%。其中男生909人（45.7%）；女生1081人（54.3%）；年龄为15～20岁（M=16.23，SD=0.97）；中职一年级学生为1166人（58.6%），中职二年级学生为691人（34.7%），中职三年级学生为133人（6.7%）；来自城镇学生为281人（14.1%），来自农村学生为1709人（85.9%）。

（二）研究工具

1.中职生生涯阻碍知觉量表

采用自编的中职生生涯阻碍知觉量表[12]，包括外部指导欠缺、父母支持匮乏、生涯探索不明、心理资源缺乏、实践能力不足5个维度，共28道题目。量表采用5级评分法，从“完全不同意”到“完全同意”，分别赋分1～5，累计总分越高代表个体的生涯阻碍知觉水平越高。本研究中该量表Cronbach’s α系数为0.961。

2.专业承诺量表

采用Roy Suddaby等人编制的专业承诺量表[13]。主要用于衡量个体对所学专业的喜欢、留恋程度。该量表共7道题目，采用5级评分法，从“非常不同意”到“非常同意”，分别赋分1～5，累计总分越高代表专业承诺水平越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.926。

3.学校参与量表

采用Li等人编制的学校参与量表[14]，包含行为参与、情感参与和认知参与3个维度，共15道题目，行为投入采用4级评分法，从“从未”到“总是”，分别赋分1～4，情感参与和认知参与采用4级评分法，从“非常不同意”到“非常同意”，累计总分越高说明学校参与程度越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.829。

4.生涯决策自我效能量表

采用自编的生涯决策自我效能量表[15]，共8个题目，采用5级评分法，“从完全没信心”到“完全有信心”，分别赋分1～5，得分越高代表生涯决策自我效能感越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.944。

（三）数据处理

采用SPSS 25.0对数据进行描述性统计和相关分析，并运用SPSS宏程序PROCESS进行有调节的中介效应检验。

三、研究结果

（一）共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验，结果显示有10个特征根大于1，方差解释率最高的特征根值为30.35%，低于40%，表明各个变量之间不存在严重的共同方法偏差，可进一步分析。

（二）描述统计与相关分析

对生涯阻碍知觉、生涯决策自我效能、学校参与、专业承诺进行相关分析，结果见表1。中职生的生涯阻碍知觉分别与学校参与、生涯决策自我效能、专业承诺呈显著负相关（p＜0.001），学校参与分别与生涯决策自我效能、专业承诺呈显著正相关（p＜0.001），生涯决策自我效能与专业承诺呈显著正相关（p＜0.001）。

表1 中职生生涯阻碍知觉、生涯决策自我效能、学校参与、专业承诺的相关性

变量 M SD 1 2 3 4

1.生涯阻碍知觉 2.69 0.64 1

2.学校参与 2.85 0.41 -0.19*** 1

3.生涯决策自我效能 3.55 0.64 -0.25*** 0.54*** 1

4.专业承诺 3.62 0.64 -0.25*** 0.60*** 0.76*** 1

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

（三）生涯决策自我效能的中介效应检验

根据上述相关分析的结果，进一步做生涯决策自我效能在生涯阻碍知觉与专业承诺之间的中介效应检验。基于Hayes编制的SPSS宏程序PROCESS3.3中的模型4，采用中介效应检验流程[16]，结果见表2、表3。具体而言，中职生生涯阻碍知觉对专业承诺有显著的负向预测作用（β=-0.25，p<0.001），直接效应占25.59%，假设H1成立。生涯阻碍知觉对生涯决策自我效能具有负向预测作用（β=-0.25，p<0.001）。将生涯决策自我效能作为中介变量后，生涯阻碍知觉对专业承诺仍然有显著的负向预测作用（β=-0.07，p<0.001），小于加入中介变量前的β系数，表明生涯阻碍知觉对专业承诺的直接效应减弱，生涯决策自我效能在生涯阻碍知觉对专业承诺的影响中起着部分中介作用，即生涯阻碍知觉通过生涯决策自我效能间接影响专业承诺，中介效应占74.41%，假设H2成立。

表2 生涯决策自我效能的中介模型检验

回归方程 拟合指标 系数显著性

结果变量 预测变量 R R2 F（df） β t

专业承诺 生涯阻碍知觉 0.25 0.06 134.78（1）*** -0.25 -11.61***

生涯决策自我效能 生涯阻碍知觉 0.25 0.06 133.16（1）*** -0.25 -11.54***

专业承诺 生涯阻碍知觉 0.77 0.59 1409.27（2）*** -0.07 -4.35***

生涯决策自我效能 0.75 50.13***

表3 中介效应的分解表

生涯阻碍知觉→专业承诺 效应值 标准误差 效果量 偏差校正的95%CI

上限 下限

总效应 -0.254 0.02 100% -0.297 -0.212

直接效应 -0.065 0.02 25.59% -0.095 -0.036