师范生共情能力和人格、教师身份认同的关系,本文是关于师范生方面毕业论文格式模板范文与共情和师范生和认同方面毕业论文格式模板范文.
师范生论文参考文献：
摘 要：本研究采用中文版人际反应指针量表（IRI-C）、师范生教师身份认同水平调查表、十条目大五人格量表（TIPI-C）对500名在校师范生的共情能力、人格、教师身份认同进行了调查,并探讨了三者之间的关系,尤其是人格对师范生共情能力和教师身份认同之间的*作用.结果发现：师范生共情能力与教师身份认同呈正相关；外向性、宜人性和尽责性人格在师范生共情能力和教师身份认同之间的关系中存在部分*作用.
关键词：师范生；共情能力；教师身份认同；大五人格
中图分类号：G715
文献标识码：A
文章编号：1672-5727（2017）09-0041-06
一、问题提出
共情（Empathy）的概念有着近百年的历史,在心理学、社会学、哲学等领域都有着大量的研究,而对其定义也大相径庭.总体来讲,呈现出多种取向定义并存的局面,包括情感、认知,以及认知和情感二者兼顾的多维取向[1].从发展心理学的视角来看,共情就是一种个人对应于他人的情绪反应能力[2].在教育领域中,共情表达受认知、情绪、行为以及情境等因素的影响,长期以来,也未形成一个统一的定义[3].Peart和Campbell认为共情是教师能真正站在学生的立场考虑问题,能设身处地地体会学生的情绪体验或处境,从而调整自己的教学和互动方式以促进学生学业、情感、社会化等各方面的发展[4].Nieto认为共情是从那些低效率同行中区分出卓越教师的重要因素[5].共情也被认为是关心、正向以及其他道德发展重任等教育特质之首[6].总体来说,教师共情还是一个没有被广泛研究的领域[7].
Tettegah和Anderson在对师范生的研究中对教师共情进行了明确的定义：教师共情是教师向学生表达关注和采纳学生观点的能力[8].教师是具有很强助人特点的职业,教师应该具有感知当事人的感受,并通过一种有意识或无意识的设身处地的感受、觉知学生感受的过程和采纳学生观点的能力.通过教师对学生的共情性反应,学生与教师之间可以建立一种积极的关系,这种关系不仅可以影响学生在校学习,还可以影响学生的一生.
师范生是准教师,而成为一名好教师的内在动力源自对教师身份的认同.通常来说,对教师身份认同的研究包括三类：认同形成、认同特征以及认同叙事[9-10].从教师身份认同的构成来看,它涉及两种不同的视角：静态上,涵盖师范生对教师身份的认知、情感和行为倾向；动态上,是一个寻求自身与他人（群体）联系而本身又存在个体差异的互动过程中对教师身份的不断确认和建构过程[11].在对教师职业认同的研究中发现,不同的动机对其职业认同存在较大差异[12]；通过共情的人际交往、师生关系等得以体现的教师情感需求、教师的情绪和态度都是影响教师身份认同形成的重要因素[13-14].
教师的人格对学生发展有重要影响.研究发现,教师人格与其职业身份认同有着显著的关系.中小学教师人格四维度上的倾向为外倾、感觉、判断、情感和思维[15]；外向、情绪稳定、适应良好的小学教师对职业身份的认同显著高于内向、情绪不稳定、适应不良的教师[16].
在共情能力与人格类型之间的关系研究中,Barrio 等人发现：共情与大五人格的宜人性、尽责性、开放性、神经质显著相关,与情绪稳定性不相关[17]；Toto等人有类似的发现：共情与大五人格的外倾性、宜人性、尽责性、开放性显著相关,与情绪稳定性不相关,观点采择（认知共情）与宜人性、情绪稳定性、开放性呈显著相关[18]；而Bastik则发现共情与卡特尔十六种人格的有恒性（G）、忧虑性相关[19].教师共情能力与人格关系的研究较为罕见,Klis和Kossewska的研究表明教师的认知共情与其人格的外向性呈正相关[20].目前为止,尚未发现对教师共情与教师身份认同关系的研究,这一问题还需学者进一步探索.
鉴于师范生共情能力和教师身份认同、共情与人格之间的复杂关系,本研究假设,师范生共情能力与教师身份认同的关系,可能受到第三个因素——人格的影响.即是说,人格可能在师范生共情能力和教师身份认同之间的关系中起到*作用.
二、研究方法
(一)研究对象
本研究随机抽取了部分师范类院校在校小学教育、中学教育类专业的师范生,共发放问卷600份,回收问卷552份,回收率为92%；有效问卷共500份,有效率为90.57%.男生66人,占13.20%,女生434人,占86.80%；文科师范生243人,占48.60%,理科师范生257人,占51.40%；一年级生163人,占32.60%,二年级生99人,占19.80%,三年级生108人,占21.60%,四年级生130人,占26.00%.
(二)研究工具
1.人际反应指针量表
采用Dis编制的人际反应指针量表（Interpersonal Reactivity Index,IRI）.该量表共计22个项目,分为四个维度：观点采择、个人痛苦、想象力、共情性关注.量表采用1—5级计分方式计分,1代表非常不符合,2代表有些不符合,3代表还算符合,4代表比较符合,5代表非常符合,得分越高代表共情能力越强.该问卷中文版（IRI-C）的内部一致性系数为 0.75,分半信度为 0.73；重测信度是 0.74,具备良好的信效度[21].在本研究中,以IRI-C总平均分来代表各被试的共情能力.
2.十条目大五人格量表
采用Gosling等人编写的十条目大五人格量表（Ten-item Personality Inventory,TIPI）.该量表共10个项目,分为外向性、宜人性、尽责性、情绪稳定性和开放性五个维度,采用 1—5 级计分方式计分,1 代表非常不符合,2 代表有些不符合,3 代表还算符合,4 代表比较符合,5 代表非常符合.该量表中文版（TIPI－C）的五个分量表内部一致性系数为0.60~0.67,重测信度分别为0.41~0.77.TIPI－C是测量大五人格的可靠而有效的工具[22].
3.师范生教师身份认同水平调查表
采用林一刚和冯虹编制的师范生教师身份认同水平调查表,该调查表包括师范生对教师身份的认知、情感、行为倾向三个维度[11].采用李克特5点计分法,得分越高,就表明师范生教师身份认同程度越高.共22题,其中1—9题属于认知维度,10—18题为情感维度,19—22题为行为倾向维度.其信度系数为 0．92,具有良好的信度.在本研究中,以该调查表的总分来代表师范生教师身份认同的水平.
4.数据处理
使用IBM SPSS Statistics 22.0进行数据录入,并进行描述性统计分析、相关分析和*效应分析.
三、研究结果
(一)师范生教师身份认同现状
如下页表1所示,在年级方面,一年级和四年级师范生教师身份认同各维度及总分均高于二年级、三年级师范生；多元方差分析结果表明：在认知（F（3,484）等于10.948,p<0.001,η2等于0.064）、情感（F（3,484）等于7.002,p<0.001,η2等于0.042）、行为倾向（F（3,484）等于5.344,p<0.001,η2等于0.032）三维度及总分（F（3,484）等于9.353,p<0.001,η2等于0.055）上均存在显著差异.在性别和专业方面,师范生教师身份认同各维度及总分均不存在显著差异（ps＞0.05）.
(二)各变量之间的相关性
经Pearson相关分析发现,观点采择（GDCZ）与外向性（WX）、宜人性（YR）、情绪稳定性（QXWD）、开放性（KF）存在显著性相关；个人痛苦（GRTK）与外向性（WX）、宜人性（YR）、尽责性（JZ）、情绪稳定性（QXWD）存在显著性相关；想象力（XXL）与情绪稳定性（QXWD）存在显著性相关；共情性关注（GQXGZ）与大五人格各维度存在显著性相关；教师身份认同总分（RT）与大五人格各维度、共情各维度均存在显著性相关（见表2）.
(三)人格在师范生共情和教师身份认同之间的*作用检验
本研究中的自变量分别为共情各维度：观点采择（GDCZ）、个人痛苦（GRTK）、想象力（XXL）、共情性关心（GQXGZ）,*变量为大五人格各维度：外向性（WX）、宜人性（YR）、尽责性（JZ）、情绪稳定性（QXWD）、开放性（KF）,因变量为教师身份认同总分（RT）.为了检验大五人格对共情和教师身份认同的*作用,本研究构建了GDCZ→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT、GRTK→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT、GQXGZ→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT三个模型；考虑到XXL与人格的弱相关性,XXL→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT模型不纳入进一步地计算.根据Zhao等人建议的*效应检验程序,并按照Preacher和Hayes提出的使用Bootstrap方法进行多个并列*效应检验[23-24].本研究选择Bootstrap 样本量为5 000,采用偏差矫正,置信区间为95%.具体检验过程如下：查验所有*变量共同*作用（Total Indirect Efect）的大小和显著性；分别剔除其余*变量后,各*变量独立*作用大小和显著性；比较各*变量各自*作用的大小；剔除各*变量后,自变量对因变量的直接作用（Total Effect）.结果见表3.
在模型GDCZ→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT中,共同*作用置信区间为（0.005 0,0.074 6）,不包含0,说明*作用显著,作用大小为0.036 4.在五个*路径中,WX的*作用置信区间为（0.006 3,0.045 0）,YR的*作用置信区间（0.006 4,0.049 4）,都不包含0,说明WX、YR存在显著*作用.而KF、JZ、QXWD的置信区间均包含0,说明*作用不显著.同时,GDCZ→RT的直接效应置信区间（0.290 6,0.454 0）不包含0,说明GDCZ对RT的直接效应显著,作用大小为0.372 3.因此,WX、YR存在部分*作用,KF、JZ、QXWD不存在*作用.
在GRTK→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT中,共同*作用置信区间为（-0.188 5,-0.079 9）,不包含0,说明*作用显著,作用大小为-0.130 1.在五个*路径中,WX的*作用置信区间为（-0.048 7,-0.003 9）,YR的*作用置信区间（-0.043 3,-0.002 7）,JZ的*作用置信区间为（-0.102 4,-0.032 6）,都不包含0,说明WX、YR、JZ存在显著*作用,作用大小分别为：-0.022 1,-0.020 0,-0.062 0.而KF、QXWD的置信区间均包含0,说明*作用不显著.同时,GRTK→RT的直接效应置信区间（0.074 8,0.248 6）不包含0,说明GDCZ对RT的直接效应显著,作用大小为0.161 7.因此,WX、YR、JZ存在部分*作用,KF、QXWD不存在*作用.
在GQXGZ→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT中,共同*作用置信区间为（0.068 8,0.162 0）,不包含0,说明*作用显著,作用大小为0.109 2.在五个*路径中,WX的*作用置信区间为（0.005 9,0.048 1）,YR的*作用置信区间（0.031 4,0.103 5）,JZ的*作用置信区间为（0.012 1,0.057 0）,都不包含0,说明WX、YR、JZ存在显著*作用,作用大小分别为：0.022 5,0.062 8,0.028 8.而KF、QXWD的置信区间分别为（-0.022 0,0.014 6）,（-0.016 1,0.005 0）,均包含0,说明*作用不显著.同时,GQXGZ→RT的直接效应置信区间（0.020 7,0.195 8）不包含0,说明GQXGZ对RT的直接效应显著,作用大小为0.108 2.因此,WX、YR、JZ存在部分*作用,KF、QXWD不存在*作用.
四、讨论
(一)师范生教师身份认同现状
本研究对师范生教师身份认同进行了调查分析,结果发现,在年级上,师范生教师身份认同各维度及总分存在显著差异,一年级和四年级师范生的得分均高于二年级、三年级的师范生,说明一年级、四年级师范生身份认同程度高于二年级、三年级师范生.这可能是因为一年级新生在选择师范类专业时已经对教师这个职业有了一定的理想化,认同度较高；四年级师范生有很多的教学实习,开始接触真实的教学活动,并且处于择业期,因而对教师身份有了更高的认同.这些发现与林一钢和冯虹的研究结果部分一致.在性别和专业类别上,均没有发现显著差异,与林一钢和冯虹的研究结果不一致.可能的原因是：师范生中男生数量有限,在本研究的样本中,男生只占15.21%,而这部分选择师范专业的男生对教师身份与女生一样有较高的认同；在专业类别上,本研究没有调查体艺类师范生,而体艺生的教师身份认同度较高[11].
(二)师范生共情能力、人格与教师身份认同的关系
相关分析结果表明,师范生共情四个维度：观点采择、个人痛苦、想象力、共情性关注与教师身份认同总分均存在显著正相关.具体表现在,观点采择、个人痛苦、想象力、共情性关注能力越高,教师身份认同的程度越高.共情是一种教师特质,教师的共情能力影响学生的发展；同时,因为教师职业具有助人的特点,教师职业本身也需要高共情的人.具有高共情能力的人,能够更敏锐地觉察别人的情绪体验、感受和想法；师生间、教师间共情性的人际沟通,也是教师情感需求的满足通道,幸福感的源泉,是教师身份认同的重要因素[25].
本研究还发现,大五人格五个维度：外向性、宜人性、尽责性、情绪稳定性和开放性也都与师范生教师身份认同呈显著正相关.具体地说,人格中越是外向、宜人、尽责、情绪稳定和开放,其教师身份认同程度越高.这与已有的调查研究发现一致,教师的人格倾向于外倾、宜人、情绪稳定、适应良好对教师职业认同度越高[15-16].
(三)*效应分析
为了探索大五人格的*作用,本研究采用了Bootstrap*效应分析方法.对研究*效应来说,该方法与经典的*效应分析方法相比,具有检验分析更深入、程序更合理、检验方法有效性更高等特点[26].研究结果表明,人格的外向性、宜人性对共情的观点采择、个人痛苦、共情性关注与教师身份认同的关系起到了部分*作用；尽责性对个人痛苦、共情性关注与教师身份认同的关系也起到了部分*作用；人格各维度对想象力和教师身份认同的关系未起到显著的*作用.这可能是因为教师职业需要频繁的人际互动,主动、健谈、活泼、乐观、有幽默感等特质都是良好师生互动的重要因素；宜人性主要体现为个人为他人着想、富有同情心、宽容、心慈的态度；而尽责性表现为个体勤奋、努力、有条理、高效、具有高道德要求等[27].这些特质是教师的职业要求,也与共情能力有着显著的关系.正因为如此,人格对师范生共情能力和教师身份认同起到了*作用.
(四)研究意义、局限与展望
百年大计,教育为本；教育大计,教师为本.2014年教育部发布的《实施卓越教师培养的意见》指出,要培养知识广博、能力全面、热爱教育的教师.教师的人格是卓越教师的基础,共情能力是卓越教师与学生有效互动的决定因素,教师身份认同是卓越教师职业情感的核心内容.
本研究就人格对师范生的共情能力和教师身份认同的关系进行了分析,并对人格的*作用进行了探讨,充实了对教师身份认同相关因素的理论研究,对教育实践也有一定的启发意义：首先,师范生是未来的中小学教师,优秀的教师对青少年、儿童的学业成就、个人发展有着积极的影响.而教师身份认同是成为优秀教师的基石,提高师范生的共情能力有助于提高教师身份认同.其次,在师范生选拔的过程中,充分考虑他们的教师身份认同状况、共情能力、人格状态,将有助于选拔有潜力的优秀师范生；共情能保护教师免受孤独感和职业耗竭症状的困扰[28].因此,在师范生的培养中,可以设置相应的课程模块,提高师范生的共情能力,培养出真正的乐教适教的人才.
本研究可能还存在一些不足,如在取样上,本研究选取了两所地方师范类院校,没有考虑地域或学校层次；并且,由于师范生群体实际情况,样本中女生多于男生,可能对研究结果产生影响.在研究方法上,因为是横断研究,并不能说明共情能力与师范生教师身份认同的因果关系.因此,在今后的研究中,应充分考虑这些因素,更加全面地研究师范生教师身份认同及其相关的心理因素,为师范生的培养提供参考.
五、结论
第一,师范生共情各维度：观点采择、个人痛苦、想象力、共情性关注,都与师范生教师身份认同呈显著正相关.
第二,大五人格的外向性、宜人性和尽责性在师范生共情能力和教师身份认同之间的关系间起到部分*作用.
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（责任编辑：王璐）
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