摘 要 教師情緒和職業(yè)認同感是教師發(fā)展的關(guān)鍵因素，已有研究發(fā)現(xiàn)二者顯著相關(guān)，但未揭示二者從職前到職初的發(fā)展特征和縱向關(guān)聯(lián)。本研究調(diào)查284 名師范生在大三、實習和職初的職業(yè)認同感和后兩個時點的教師情緒，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：實習期職業(yè)認同感高于大三和職初；職初的積極情緒和消極情緒均低于實習期；實習期和職初的職業(yè)認同感僅與積極情緒存在往復式影響。這表明教師教育應基于教師情緒與職業(yè)認同感交互促進的規(guī)律同步推進二者培育。

關(guān)鍵詞 教師教育 職業(yè)認同感 教師情緒 交叉滯后分析

1 引言

國家發(fā)展希望在教育，辦好教育希望在教師。如何提升教師素質(zhì)是當前社會需要解決的議題。除了注重專業(yè)知識等智力因素的培育，教師教育也開始關(guān)注教師職業(yè)認同感和教師情緒等非智力因素的提升。教師職業(yè)認同感是指教師對其職業(yè)及內(nèi)化的職業(yè)角色的認知和體驗，是教師所特有的與其職業(yè)相關(guān)的積極態(tài)度（魏淑華等， 2013）。職業(yè)認同感是教師專業(yè)化發(fā)展的心理基礎(chǔ)（Hanna et al.，2020），與他們的工作滿意度、職業(yè)倦怠、工作壓力和離職傾向等顯著相關(guān)（Izadinia， 2013; Rodriguesamp; Mogarro， 2019），對他們的教學效果和教學監(jiān)控水平也有顯著影響（張曄， 2008）。但有元分析發(fā)現(xiàn)我國教師的職業(yè)認同感僅處于中等偏上水平，仍有較大的提升空間（李倩， 王傳美， 2018），而“雙減”驅(qū)動的教育改革讓當代教師面臨新的挑戰(zhàn)，具備良好的職業(yè)認同感是勝任教師角色的關(guān)鍵（儲朝暉， 2021）。因而，抓住職業(yè)認同感發(fā)展的關(guān)鍵期，探明其形成機制和發(fā)展特征對教師培養(yǎng)具有重要意義。

職前到職初期是教師職業(yè)認同感發(fā)展的關(guān)鍵期。教師職業(yè)認同感的形成和發(fā)展是個體與環(huán)境相互作用的結(jié)果，是量變累積到質(zhì)變突破的過程，可以分為多個階段（楊玲， 2014），其中職前到職初這個階段尤為關(guān)鍵（Deng et al.， 2018）。在該階段教師將經(jīng)歷“初步形成教師職業(yè)認同感、接受現(xiàn)實教學情景檢驗、重塑職業(yè)認同感以適應教師身份”環(huán)節(jié)（Chong et al.， 2011; Timo?t?uk amp; Ugaste， 2012），易受到環(huán)境適應和消極情緒等問題的影響（Schlossberg，2011），因而教師職業(yè)認同感可能存在變化。事實上，已有研究發(fā)現(xiàn)入職一年的新教師的職業(yè)認同感普遍下降（Chong et al.， 2011），教師留任的意圖從職前到職初也逐年下降（Goodwin et al.， 2019），而教師職業(yè)認同感正是影響教師留任意圖的關(guān)鍵因素（Avalos amp; Aylwin， 2007）。綜上，我們假設(shè)教師職業(yè)認同感在職前到職初的角色轉(zhuǎn)換期可能存在逐步下降的趨勢（假設(shè)1）。

教師角色轉(zhuǎn)換期的另一重要變量是教師情緒，即教師在教育教學活動中體驗到的愉快、自豪、憤怒、沮喪和焦慮等情緒，是存在一定時間跨度的情緒狀態(tài)（張憲冰等， 2017），可用教師情緒量表測量（Chen， 2016）。雖有研究報告教師情緒不隨時間而顯著變化（Wang amp; Hall， 2021），但也有追蹤研究發(fā)現(xiàn)教師體驗的“喜歡”等積極情緒隨時間而下降（Buri? amp; Moè， 2020）。實習期的教師主要是教育教學的模仿學習者，無需肩負完全責任，仍有初為人師的驚喜，體驗的積極情緒顯著多于消極情緒（Anttila et al.， 2016）。但教師一旦入職，就從模仿學習者變成了肩負完全責任的教育者，需要跨越從教學理論到教學實踐的鴻溝 （Lee et al.，2013），這讓他們有緊張、無助和憤怒等消極情緒體驗（Pillen et al.， 2013）?？梢?，在職前到職初角色轉(zhuǎn)換期，教師的積極情緒可能下降，消極情緒可能增加（假設(shè)2）。

教師職業(yè)認同感與教師情緒存在密切關(guān)聯(lián)。一方面，教師情緒影響教師職業(yè)認同感。教師成長的各個階段均會體驗不同情緒，這些情緒中的快樂、自豪和愛等積極情緒會增強教師職業(yè)認同感（Chenget al.， 2021; Nichols et al.， 2017），而悲傷、恐懼和憤怒等消極情緒則會降低教師職業(yè)認同感（Cheng etal.， 2021; Yuan amp; Lee， 2016），或是推動教師修正自己原有的職業(yè)認同感（Nichols et al.， 2017）。但上述研究均為質(zhì)性分析或橫斷調(diào)查，不能提供因果層面的參考。盡管Jiang 等人（2021）引入了縱向追蹤，但僅局限于個案分析，難以揭示教師職業(yè)認同感和教師情緒的因果關(guān)聯(lián)。

另一方面，教師職業(yè)認同感也可能反過來影響教師情緒。首先，職業(yè)認同感高的教師選擇該職業(yè)更多出于內(nèi)心對教育事業(yè)的熱愛（丁道群， 蔣珊珊， 2011），可能在教育教學中投入更多熱情（Rotset al.， 2010），進而影響自身的情緒體驗。其次，職業(yè)認同感高的教師會認為自己是負有教育使命的專業(yè)人士，而不是執(zhí)行他人思想的一般雇員，在面臨教育改革等挑戰(zhàn)時情緒波動不會過于激烈（vanVeen amp; Sleegers， 2009）。最后，職業(yè)認同感高的教師會更加合理調(diào)控自己的情緒，使得自己外在情緒顯現(xiàn)與內(nèi)心感受一致，擁有更積極的情緒體驗（衛(wèi)少迪等， 2021）。相反，一些教師在經(jīng)歷職業(yè)初期的不確定性時會懷疑自己的職業(yè)選擇，所遭遇負面反饋就會讓他們產(chǎn)生失望情緒（Timo?t?uk amp; Ugaste，2010），職初遭遇的現(xiàn)實和預期的沖突也會沖擊他們的職業(yè)認同感，讓他們產(chǎn)生緊張情緒（Pillen etal.， 2013）。

總之，已有研究用質(zhì)性訪談（Deng et al.， 2018;Jiang et al.， 2021; Nichols et al.， 2017）和定量的橫斷研究（Cheng et al.， 2021; Pillen et al.， 2013）揭示了職業(yè)認同感與教師情緒的關(guān)聯(lián)。由于質(zhì)性訪談存在異質(zhì)性局限，橫斷調(diào)查也僅能揭示變量間的橫向管理，已有研究不能定量描述職業(yè)認同感和情緒體驗的發(fā)展特征，更難以揭示二者跨時間的交互預測關(guān)系。要解決這些問題，需要引入定量的追蹤研究?；诮處熐榫w塑造了職業(yè)認同感（Cheng et al.， 2021;Jiang et al.， 2021; Nichols et al.， 2017）， 職業(yè)認同感又反過來影響教師情緒（Rots et al.， 2010; van Veen amp;Sleegers， 2009），我們假設(shè)教師職業(yè)認同感和教師情緒可能存在跨時間的縱向預測關(guān)系，其中職業(yè)認同感正向顯著預測積極情緒，負向顯著預測消極情緒（假設(shè)3）。

2 方法

2.1 被試

第一波數(shù)據(jù)（T1）于2018 年11 月抽取了十余所師范大學大三師范生1188 人，年齡20.79 ± 1.14歲，獲得有效問卷985 份，有效回收率82.91%。第二波數(shù)據(jù)（T2）于2019 年11 月取自參與過第一波測查、且在學校實習的師范生386 名①，回收有效問卷340 份，有效回收率88.08%。第三波數(shù)據(jù)（T3）于2020 年11 月取自參與過前兩次測查、畢業(yè)后從事教學工作的326名初任教師，回收有效問卷284份，有效回收率87.12%。最終樣本的人口學特征如表1所示。以T1 數(shù)據(jù)為基準，對流失被試與最后樣本的相關(guān)特征進行卡方檢驗和t 檢驗，發(fā)現(xiàn)流失被試和最終樣本在性別（χ 2（1） = .66， p gt; .05）和初始職業(yè)認同感（t （983） = -2.00， p gt; .05）上均不存在顯著差異。

2.2 研究工具

2.2.1 教師職業(yè)認同感

T1 和T2 數(shù)據(jù)用王鑫強等（2010）編制的《師范生職業(yè)認同感量表》，共12 個題項，分為職業(yè)意愿與期望（如“我希望培養(yǎng)學生的健康人格”）、職業(yè)意志（如“畢業(yè)后若有選擇其他職業(yè)的機會，我還是會選擇做教師”）、職業(yè)價值（如“認為教師的社會地位高”）和職業(yè)效能（如“我能成為一名合格的教師”）四個維度。李克特5 點計分，分值越高表示職業(yè)認同感水平越高。T3 根據(jù)樣本角色變化適當修改題項表述，比如將“畢業(yè)后若有選擇其他職業(yè)的機會，我還是會選擇做教師”改為“即使我有選擇其他職業(yè)的機會，我還是會選擇做教師”。量表四個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在T1 時分別是.85、.75、.80、.87，在T2時分別是.76、.74、.84、.83，在T3 時分別是.76、.84、.84、.85。驗證性因子分析的結(jié)果表明該問卷結(jié)構(gòu)效度良好（T1： χ 2/df =1.84， RMSEA = .05， CFI = .97， TLI = .96， SRMR = .03;T2： χ 2/df = 1.75， RMSEA = .05， CFI = .97， TLI = .96，SRMR = .04; T3： χ 2/df = 2.56， RMSEA = .05， CFI = .94，TLI = .92， SRMR = .06）。

2.2.2 教師情緒

教師情緒量表由Chen（2016）編制，共26 個題項，分為喜歡（如“我熱愛教學工作，因為它很穩(wěn)定”）、快樂（如“自己的學生取得成就時，我感到自豪、驕傲”）、悲傷（如“當學校領(lǐng)導對我的努力和工作視而不見時，我感到沮喪”）、憤怒（如“當社會和大眾誤解我們教師時，我感到很生氣”）和恐懼（如“當工作太多而時間不足時，我感到很有壓力”）五個維度，其中喜歡與快樂為積極情緒，悲傷、憤怒和恐懼為消極情緒。李克特6 點計分，分值越高表示體驗到該情緒的頻率就越高。該量表五個維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在T2 時分別為.80、.88、.85、.85、.85，在T3 時分別為.81、.90、.84、.89、.86。驗證性因子分析結(jié)果表明量表的結(jié)構(gòu)效度良好（T2： χ 2/df = 2.24，RMSEA = .06， CFI = .92， TLI = .90， SRMR = .06; T3：χ 2/df = 2.37， RMSEA = .07， CFI = .91， TLI = .90，SRMR = .06）。

2.3 研究設(shè)計與數(shù)據(jù)處理

采用縱向追蹤設(shè)計對同一被試群體進行3 年追蹤，其中職業(yè)認同感涵蓋大三、實習和入職三月三個時間點，教師情緒涵蓋實習和入職三月兩個時間點。數(shù)據(jù)基于問卷星平臺線上采集。

先用SPSS 22.0 計算各變量的描述統(tǒng)計值以及相關(guān)關(guān)系，然后用Mplus 7.0 構(gòu)建交叉滯后模型。為了讓交叉滯后模型更加簡潔，參照前人研究（Buri? amp;Macuka， 2018），將教師情緒中的喜歡與快樂合并為積極情緒，將悲傷、憤怒和恐懼合并為消極情緒，同時參考前人研究（朱軍成， 王鑫強， 2017），將職業(yè)認同感四個維度合并為職業(yè)認同感，構(gòu)建交叉滯后模型。

2.4 共同方法偏差檢驗

用Harman單因子檢驗進行共同方法偏差檢驗。所有變量在未旋轉(zhuǎn)的情況下的探索性因素分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)特征根大于1 的因素共有18 個，且首個因子的變異解釋量僅為18.31%，低于臨界值40% （周浩，龍立榮， 2004），表明本研究不存在明顯的共同方法偏差。

3 結(jié)果

3.1 教師職業(yè)認同感與教師情緒的發(fā)展特征

不同時間點的教師職業(yè)認同感、積極和消極情緒的描述統(tǒng)計值和相關(guān)系數(shù)如表2 所示。職業(yè)認同感、積極情緒和消極情緒在多個時間點均具有適度的正自相關(guān)，說明這些變量具有一定的跨時間穩(wěn)定性，不同時間點教師的職業(yè)認同感與積極情緒呈正相關(guān)，與消極情緒無顯著相關(guān)。同時，配對樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)教師入職后（4.36 ± .95）的積極情緒顯著低于實習期（4.62 ± .82，t （283）= 5.30， p lt; .001，Cohen' s d = .31），入職后（3.54 ± .97） 的消極情緒顯著低于實習期（3.75 ± .90，t （283） = 3.71， p lt;.001， Cohen' s d = .22）。職業(yè)認同感得分呈先升后降的趨勢，單因素方差分析發(fā)現(xiàn)測量時間的主效應顯著（F （2， 566） = 10.68， p lt; .001， ηp2 = .085），事后比較顯示實習期（4.03 ± .52）的職業(yè)認同感顯著高于大三（3.93 ± .56）和入職初期（3.90 ±.57），后兩者之間無顯著差異。

3.2 職業(yè)認同感與教師情緒的交叉滯后分析

先分別建立教師職業(yè)認同感和教師情緒測量的“形態(tài)不變性、弱不變性、強不變性和嚴格不變性”模型檢驗測量不變性，擬合指數(shù)見表3。根據(jù)王孟成（2014） 推薦，當嚴格限定模型的擬合指數(shù)減去非限定模型的擬合指數(shù)之差的差值小于等于.01 表明限定等值并沒有削弱模型擬合，如表3 所示，教師情緒和職業(yè)認同感的等值性檢驗的ΔCFI 和ΔTLI值均小于或等于.01，證明兩個變量均具有跨時等值性，適合構(gòu)建交叉滯后模型。

構(gòu)建了四種路徑模型M1、M2、M3、M4。其中，M1 只包含自回歸的基線模型，檢驗幾個變量在各個時間點穩(wěn)定性，M2 在M1 基礎(chǔ)上增加了前一時間點積極和消極情緒指向下一時間點職業(yè)認同感；M3在M1 基礎(chǔ)上增加了與M2 中交叉滯后路徑相似但方向相反的路徑；M4 包含上述模型中所有路徑的全模型。使用極大似然估計法依次檢驗了四個模型的擬合情況，各模型擬合指數(shù)如表4 所示。M4 的各項指標最優(yōu)，所以選用M4 做進一步分析。

圖1 顯示了M4 顯著的路徑系數(shù)。在自回歸路徑結(jié)果中，T2 積極情緒正向預測T3 積極情緒（β= .44， p lt; .001），T1 職業(yè)認同感正向預測T2 職業(yè)認同感（β = .66， p lt; .001），T2 職業(yè)認同感也正向預測T3 職業(yè)認同感（β = .48， p lt; .001），這說明積極情緒和職業(yè)認同感有跨時間的穩(wěn)定性。但T2 消極情緒不能顯著預測T3 消極情緒，說明消極情緒的跨時間穩(wěn)定性不高。在交叉滯后模型結(jié)果中，T1 職業(yè)認同感正向預測T2 積極情緒（β = .51， plt; .001），但不能顯著預測T2 消極情緒；同樣，T2 職業(yè)認同感正向預測T3 積極情緒（β = .18， plt; .01），但不能顯著預測T3 消極情緒。另外，T2積極情緒正向預測T3 職業(yè)認同感（β = .19， p lt;.01），但T2 消極情緒不能顯著預測T3 職業(yè)認同感?？傊?，職業(yè)認同感與教師積極情緒存在顯著跨時間的相互預測關(guān)系，但與教師消極情緒的相互預測關(guān)系不顯著。

4 討論

4.1 職前到職初的職業(yè)認同感和教師情緒的發(fā)展特征

本研究發(fā)現(xiàn)教師職業(yè)認同感在大三、實習期和入職三個月三個時點上呈現(xiàn)先升后降的趨勢，這與前人研究中新教師的“職業(yè)認同感和留任崗位意圖呈下降趨勢”等發(fā)現(xiàn)一致（Goodwin et al.， 2019）。與實習期相比，教師職初期的積極情緒和消極情緒都更低，與Buri? 和Moè（2020）報告的在職教師“喜歡”等積極情緒隨時間下降的發(fā)現(xiàn)一致，但與“教師情緒不隨時間而顯著變化”的發(fā)現(xiàn)（Wang amp; Hall，2021）不一致。

這些教師職業(yè)認同感和情緒發(fā)展特征可能與本研究的被試處于角色轉(zhuǎn)換期相關(guān)：他們在這個轉(zhuǎn)換期內(nèi)經(jīng)歷了“大三時的想象、實習時的模仿學習、職初的適應與挑戰(zhàn)”，完成了多次角色轉(zhuǎn)換。對于工作經(jīng)驗不豐富的初任教師而言，備課、上課和學生管理等問題都意味著困境和挑戰(zhàn)，這些困境可能降低他們的積極情緒，同時也降低了他們實習期形成的職業(yè)認同感（Deng et al.， 2018; Timo?t?uk amp;Ugaste， 2012）。這種積極情緒和消極情緒同時存在的現(xiàn)象并不符合“積極和消極情緒相互排斥且對立，個體在同一時間只能體驗其中一極”的情緒雙極模型（Russell amp; Carroll， 1999），但跟主張“積極和消極情緒并不相互排斥”的情緒雙變量模型一致（Larsen et al.， 2001）。本研究中測量的教師情緒是教師對當時情景的情緒狀態(tài)，他們在實習期有憧憬有困境，積極情緒和消極情緒體驗都相對較高，而進入實際崗位后，憧憬跌入現(xiàn)實，困境也慢慢適應，積極情緒和消極情緒都有下降趨勢。這些發(fā)現(xiàn)說明角色轉(zhuǎn)換期教師的職業(yè)認同感和教師情緒可塑性可能更高，是值得關(guān)注的關(guān)鍵期。

4.2 教師職業(yè)認同感縱向預測教師情緒

本研究發(fā)現(xiàn)大三和實習期的職業(yè)認同感均可顯著縱向預測教師積極情緒。前人研究發(fā)現(xiàn)教師職業(yè)認同感可正向預測職業(yè)幸福感（王鋼等， 2017）和工作滿意度（葉寶娟， 鄭清， 2017）等情緒相關(guān)變量，也發(fā)現(xiàn)職業(yè)認同感高的教師情緒調(diào)節(jié)能力更好（衛(wèi)少迪等， 2021）。本研究發(fā)現(xiàn)和這些發(fā)現(xiàn)一致，并可以用社會認同理論來解釋：個體越認同自己的職業(yè)和職業(yè)身份，就越能從自己的職業(yè)活動中體驗“快樂”，也更“喜歡”自己的職業(yè)，也會更努力實現(xiàn)職業(yè)所承載的愿景（Brown， 2000）。

本研究并未發(fā)現(xiàn)職業(yè)認同感可縱向預測消極情緒。這與前人研究中“低職業(yè)認同感會讓教師在課堂互動中感受更多壓力，進而產(chǎn)生害怕、壓力和倦怠等消極情緒”的研究結(jié)果不一致（Schutz，2014）。這可能有兩方面原因，一是本研究測量的“悲傷、憤怒和恐懼”幾種消極情緒更多與情境相關(guān)，不管職業(yè)認同感的高低，初任教師遭遇挫敗時都可能產(chǎn)生消極情緒，但這些情緒多是暫時的，難以與職業(yè)認同感形成顯著的縱向預測關(guān)系；二是教師體驗的積極情緒和消極情緒并不是此消彼長的兩極關(guān)系，他們因為樂觀等個性特征擁有較高水平的積極情緒，也可能被情境誘發(fā)消極情緒（Larsen et al.， 2001）。事實上，教師情緒的積極和消極兩個維度相關(guān)性并不穩(wěn)定，有研究報告二者呈負相關(guān)（Chen， 2016），也有研究報告兩者呈正相關(guān)（Atmaca et al.， 2020）或不相關(guān)（Zhang amp; Tsang， 2021）。

4.3 教師情緒縱向預測職業(yè)認同感

前人研究用質(zhì)性訪談（Deng et al.， 2018; Jiang etal.， 2021; Nichols et al.， 2017）或橫斷調(diào)查（Cheng etal.， 2021; Pillen et al.， 2013）方法證明了教師情緒與教師職業(yè)認同感的關(guān)聯(lián)。Jiang 等人（2021）為期3年的縱向個案研究也發(fā)現(xiàn)教師情緒對教師職業(yè)認同感的塑造作用。與上述發(fā)現(xiàn)一致，本研究采用縱向追蹤證實了教師情緒與教師職業(yè)認同感的關(guān)聯(lián)，并將前人研究中的質(zhì)性描述和橫斷相關(guān)擴展到縱向預測，提供了一定的因果關(guān)聯(lián)證據(jù)。事實上，在教師成長的各個階段都會面臨現(xiàn)實與需求的矛盾，進而產(chǎn)生不同的情緒體驗（Deng et al.， 2018; Timo?t?uk amp;Ugaste， 2012）。

本研究發(fā)現(xiàn)積極情緒體驗正向預測教師職業(yè)認同感，與前人研究一致（Cheng et al.， 2021; Nicholset al.， 2017）。積極情緒促進職業(yè)認同感的現(xiàn)象符合積極情緒的“拓寬和構(gòu)建理論”：積極情緒拓寬了個人的意識，觸發(fā)了其探索性的思想和行動，這些思想和行動反過來又構(gòu)建了個人的社會和心理資源（Fredrickson， 2009）。在本研究中，實習期的積極體驗可能拓寬了教師的思維，使其擁有更多的社會和心理資源，這些資源進一步增進了他們對教師職業(yè)的認同感。本研究發(fā)現(xiàn)消極情緒不能縱向預測職業(yè)認同感的結(jié)果和以往研究結(jié)論不一致（Cheng etal.， 2021; van Veen amp; Sleegers， 2009）。如上一節(jié)所述，若消極情緒受到恰當?shù)膶Υ驼{(diào)節(jié)，教師的職業(yè)認同感就不會受到威脅（Jiang et al.， 2021）， 甚至成為教師修正自己職業(yè)認同感的契機（Nichols et al.，2017）。

綜合來看，教師積極情緒促進教師職業(yè)認同感，而消極情緒對教師職業(yè)認同感沒有顯著影響。這說明積極情緒和消極情緒的合理搭配才是促進教師發(fā)展的關(guān)鍵，如Fredrickson（2009）所述：消極情緒會讓人保持理性，而積極情緒則給人以振作、向上的力量。有適應價值的消極情緒常常自然而來，而具有成長價值的積極情緒卻需要主動培育。

4.4 不足、展望與啟示

本研究用縱向追蹤法描述了教師職業(yè)認同感和教師情緒在職前到職初轉(zhuǎn)換期的發(fā)展特征，發(fā)現(xiàn)了教師職業(yè)認同感和積極情緒存在往復式影響，但消極情緒并非積極情緒的對立面，不會顯著削弱教師職業(yè)認同感。這些發(fā)現(xiàn)推進了教師職業(yè)認同感和教師情緒關(guān)聯(lián)的理解。

但本研究有如下不足需要未來研究關(guān)注。首先，教師情緒通過自陳式問卷測量，難以克服回憶偏差等因素的影響，若引入經(jīng)驗取樣等密集測量，能更為精準地測量教師情緒；其次，只探討了教師職業(yè)認同感和教師情緒的關(guān)聯(lián)，對工作時長和教師人格特征等均未作控制；僅揭示了教師積極情緒和消極情緒對教師職業(yè)認同感的影響不是非此即彼的兩極，但積極情緒和消極情緒如何合理搭配更能促進教師發(fā)展仍需進一步研究。

本研究可為教師教育提供如下參考：首先，教師教育應抓住職前到職初這個關(guān)鍵期開展工作，通過多種形式塑造未來教師的職業(yè)認同感，并教給他們應對困境的方法，降低困境對職業(yè)認同感的消極影響；其次，雖然當前教師資格考核已有職業(yè)認同感方面的考量，但由于教師職業(yè)認同感影響深遠，所以仍有必要強化對申請者教師職業(yè)認同感的考察，精選教師職業(yè)認同感高、有志于扎根教育事業(yè)的人進入教育行業(yè)，這既能促進教育事業(yè)的發(fā)展，又能成就個體成長，形成良性循環(huán)；最后，教師情緒是教師職業(yè)認同感的助推器，研究發(fā)現(xiàn)積極情緒與消極情緒的比值大于等于3 時，人們才會處于幸?？鞓?、蓬勃向上的人生狀態(tài)（Fredrickson amp;Losada， 2005），所以教師教育應培育教師的情緒素養(yǎng)，提升他們獲得適當情緒配比的技能，這能幫助他們應對需求與現(xiàn)實的矛盾，促進其職業(yè)認同感良性發(fā)展。

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