師范生共情能力與人格、教師身份認(rèn)同的關(guān)系

譚鈞文+李航

摘要：本研究采用中文版人際反應(yīng)指針量表（IRI-C）、師范生教師身份認(rèn)同水平調(diào)查表、十條目大五人格量表（TIPI-C）對(duì)500名在校師范生的共情能力、人格、教師身份認(rèn)同進(jìn)行了調(diào)查，并探討了三者之間的關(guān)系，尤其是人格對(duì)師范生共情能力和教師身份認(rèn)同之間的中介作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：師范生共情能力與教師身份認(rèn)同呈正相關(guān)；外向性、宜人性和盡責(zé)性人格在師范生共情能力和教師身份認(rèn)同之間的關(guān)系中存在部分中介作用。

關(guān)鍵詞：師范生；共情能力；教師身份認(rèn)同；大五人格

中圖分類號(hào)：G715 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1672-5727（2017）09-0041-06

一、問(wèn)題提出

共情（Empathy）的概念有著近百年的歷史，在心理學(xué)、社會(huì)學(xué)、哲學(xué)等領(lǐng)域都有著大量的研究，而對(duì)其定義也大相徑庭?？傮w來(lái)講，呈現(xiàn)出多種取向定義并存的局面，包括情感、認(rèn)知，以及認(rèn)知和情感二者兼顧的多維取向[1]。從發(fā)展心理學(xué)的視角來(lái)看，共情就是一種個(gè)人對(duì)應(yīng)于他人的情緒反應(yīng)能力[2]。在教育領(lǐng)域中，共情表達(dá)受認(rèn)知、情緒、行為以及情境等因素的影響，長(zhǎng)期以來(lái)，也未形成一個(gè)統(tǒng)一的定義[3]。Peart和Campbell認(rèn)為共情是教師能真正站在學(xué)生的立場(chǎng)考慮問(wèn)題，能設(shè)身處地地體會(huì)學(xué)生的情緒體驗(yàn)或處境，從而調(diào)整自己的教學(xué)和互動(dòng)方式以促進(jìn)學(xué)生學(xué)業(yè)、情感、社會(huì)化等各方面的發(fā)展[4]。Nieto認(rèn)為共情是從那些低效率同行中區(qū)分出卓越教師的重要因素[5]。共情也被認(rèn)為是關(guān)心、正向以及其他道德發(fā)展重任等教育特質(zhì)之首[6]?？傮w來(lái)說(shuō)，教師共情還是一個(gè)沒(méi)有被廣泛研究的領(lǐng)域[7]。

Tettegah和Anderson在對(duì)師范生的研究中對(duì)教師共情進(jìn)行了明確的定義：教師共情是教師向?qū)W生表達(dá)關(guān)注和采納學(xué)生觀點(diǎn)的能力[8]。教師是具有很強(qiáng)助人特點(diǎn)的職業(yè)，教師應(yīng)該具有感知當(dāng)事人的感受，并通過(guò)一種有意識(shí)或無(wú)意識(shí)的設(shè)身處地的感受、覺(jué)知學(xué)生感受的過(guò)程和采納學(xué)生觀點(diǎn)的能力。通過(guò)教師對(duì)學(xué)生的共情性反應(yīng)，學(xué)生與教師之間可以建立一種積極的關(guān)系，這種關(guān)系不僅可以影響學(xué)生在校學(xué)習(xí)，還可以影響學(xué)生的一生。

師范生是準(zhǔn)教師，而成為一名好教師的內(nèi)在動(dòng)力源自對(duì)教師身份的認(rèn)同。通常來(lái)說(shuō)，對(duì)教師身份認(rèn)同的研究包括三類：認(rèn)同形成、認(rèn)同特征以及認(rèn)同敘事[9-10]。從教師身份認(rèn)同的構(gòu)成來(lái)看，它涉及兩種不同的視角：靜態(tài)上，涵蓋師范生對(duì)教師身份的認(rèn)知、情感和行為傾向；動(dòng)態(tài)上，是一個(gè)尋求自身與他人（群體）聯(lián)系而本身又存在個(gè)體差異的互動(dòng)過(guò)程中對(duì)教師身份的不斷確認(rèn)和建構(gòu)過(guò)程[11]。在對(duì)教師職業(yè)認(rèn)同的研究中發(fā)現(xiàn)，不同的動(dòng)機(jī)對(duì)其職業(yè)認(rèn)同存在較大差異[12]；通過(guò)共情的人際交往、師生關(guān)系等得以體現(xiàn)的教師情感需求、教師的情緒和態(tài)度都是影響教師身份認(rèn)同形成的重要因素[13-14]。

教師的人格對(duì)學(xué)生發(fā)展有重要影響。研究發(fā)現(xiàn)，教師人格與其職業(yè)身份認(rèn)同有著顯著的關(guān)系。中小學(xué)教師人格四維度上的傾向?yàn)橥鈨A、感覺(jué)、判斷、情感和思維[15]；外向、情緒穩(wěn)定、適應(yīng)良好的小學(xué)教師對(duì)職業(yè)身份的認(rèn)同顯著高于內(nèi)向、情緒不穩(wěn)定、適應(yīng)不良的教師[16]。

在共情能力與人格類型之間的關(guān)系研究中，Barrio 等人發(fā)現(xiàn)：共情與大五人格的宜人性、盡責(zé)性、開(kāi)放性、神經(jīng)質(zhì)顯著相關(guān)，與情緒穩(wěn)定性不相關(guān)[17]；Toto等人有類似的發(fā)現(xiàn)：共情與大五人格的外傾性、宜人性、盡責(zé)性、開(kāi)放性顯著相關(guān)，與情緒穩(wěn)定性不相關(guān)，觀點(diǎn)采擇（認(rèn)知共情）與宜人性、情緒穩(wěn)定性、開(kāi)放性呈顯著相關(guān)[18]；而B(niǎo)astik則發(fā)現(xiàn)共情與卡特爾十六種人格的有恒性（G）、憂慮性相關(guān)[19]。教師共情能力與人格關(guān)系的研究較為罕見(jiàn)，Klis和Kossewska的研究表明教師的認(rèn)知共情與其人格的外向性呈正相關(guān)[20]。目前為止，尚未發(fā)現(xiàn)對(duì)教師共情與教師身份認(rèn)同關(guān)系的研究，這一問(wèn)題還需學(xué)者進(jìn)一步探索。

鑒于師范生共情能力和教師身份認(rèn)同、共情與人格之間的復(fù)雜關(guān)系，本研究假設(shè)，師范生共情能力與教師身份認(rèn)同的關(guān)系，可能受到第三個(gè)因素——人格的影響。即是說(shuō)，人格可能在師范生共情能力和教師身份認(rèn)同之間的關(guān)系中起到中介作用。

二、研究方法

（一）研究對(duì)象

本研究隨機(jī)抽取了部分師范類院校在校小學(xué)教育、中學(xué)教育類專業(yè)的師范生，共發(fā)放問(wèn)卷600份，回收問(wèn)卷552份，回收率為92%；有效問(wèn)卷共500份，有效率為90.57%。男生66人，占13.20%，女生434人，占86.80%；文科師范生243人，占48.60%，理科師范生257人，占51.40%；一年級(jí)生163人，占32.60%，二年級(jí)生99人，占19.80%，三年級(jí)生108人，占21.60%，四年級(jí)生130人，占26.00%。

（二）研究工具

1.人際反應(yīng)指針量表

采用Davis編制的人際反應(yīng)指針量表（Interpersonal Reactivity Index，IRI）。該量表共計(jì)22個(gè)項(xiàng)目，分為四個(gè)維度：觀點(diǎn)采擇、個(gè)人痛苦、想象力、共情性關(guān)注。量表采用1—5級(jí)計(jì)分方式計(jì)分，1代表非常不符合，2代表有些不符合，3代表還算符合，4代表比較符合，5代表非常符合，得分越高代表共情能力越強(qiáng)。該問(wèn)卷中文版（IRI-C）的內(nèi)部一致性系數(shù)為 0.75，分半信度為 0.73；重測(cè)信度是 0.74，具備良好的信效度[21]。在本研究中，以IRI-C總平均分來(lái)代表各被試的共情能力。

2.十條目大五人格量表

采用Gosling等人編寫的十條目大五人格量表（Ten-item Personality Inventory，TIPI）。該量表共10個(gè)項(xiàng)目，分為外向性、宜人性、盡責(zé)性、情緒穩(wěn)定性和開(kāi)放性五個(gè)維度，采用 1—5 級(jí)計(jì)分方式計(jì)分，1 代表非常不符合，2 代表有些不符合，3 代表還算符合，4 代表比較符合，5 代表非常符合。該量表中文版（TIPI-C）的五個(gè)分量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.60～0.67，重測(cè)信度分別為0.41～0.77。TIPI-C是測(cè)量大五人格的可靠而有效的工具[22]。endprint

3.師范生教師身份認(rèn)同水平調(diào)查表

采用林一剛和馮虹編制的師范生教師身份認(rèn)同水平調(diào)查表，該調(diào)查表包括師范生對(duì)教師身份的認(rèn)知、情感、行為傾向三個(gè)維度[11]。采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，得分越高，就表明師范生教師身份認(rèn)同程度越高。共22題，其中1—9題屬于認(rèn)知維度，10—18題為情感維度，19—22題為行為傾向維度。其信度系數(shù)為 0.92，具有良好的信度。在本研究中，以該調(diào)查表的總分來(lái)代表師范生教師身份認(rèn)同的水平。

4.數(shù)據(jù)處理

使用IBM SPSS Statistics 22.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入，并進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析、相關(guān)分析和中介效應(yīng)分析。

三、研究結(jié)果

（一）師范生教師身份認(rèn)同現(xiàn)狀

如下頁(yè)表1所示，在年級(jí)方面，一年級(jí)和四年級(jí)師范生教師身份認(rèn)同各維度及總分均高于二年級(jí)、三年級(jí)師范生；多元方差分析結(jié)果表明：在認(rèn)知（F（3，484）=10.948，p<0.001，η2=0.064）、情感（F（3，484）=7.002，p<0.001，η2=0.042）、行為傾向（F（3，484）=5.344，p<0.001，η2=0.032）三維度及總分（F（3，484）=9.353，p<0.001，η2=0.055）上均存在顯著差異。在性別和專業(yè)方面，師范生教師身份認(rèn)同各維度及總分均不存在顯著差異（ps>0.05）。

（二）各變量之間的相關(guān)性

經(jīng)Pearson相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，觀點(diǎn)采擇（GDCZ）與外向性（WX）、宜人性（YR）、情緒穩(wěn)定性（QXWD）、開(kāi)放性（KF）存在顯著性相關(guān)；個(gè)人痛苦（GRTK）與外向性（WX）、宜人性（YR）、盡責(zé)性（JZ）、情緒穩(wěn)定性（QXWD）存在顯著性相關(guān)；想象力（XXL）與情緒穩(wěn)定性（QXWD）存在顯著性相關(guān)；共情性關(guān)注（GQXGZ）與大五人格各維度存在顯著性相關(guān)；教師身份認(rèn)同總分（RT）與大五人格各維度、共情各維度均存在顯著性相關(guān)（見(jiàn)表2）。

（三）人格在師范生共情和教師身份認(rèn)同之間的中介作用檢驗(yàn)

本研究中的自變量分別為共情各維度：觀點(diǎn)采擇（GDCZ）、個(gè)人痛苦（GRTK）、想象力（XXL）、共情性關(guān)心（GQXGZ），中介變量為大五人格各維度：外向性（WX）、宜人性（YR）、盡責(zé)性（JZ）、情緒穩(wěn)定性（QXWD）、開(kāi)放性（KF），因變量為教師身份認(rèn)同總分（RT）。為了檢驗(yàn)大五人格對(duì)共情和教師身份認(rèn)同的中介作用，本研究構(gòu)建了GDCZ→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT、GRTK→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT、GQXGZ→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT三個(gè)模型；考慮到XXL與人格的弱相關(guān)性，XXL→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT模型不納入進(jìn)一步地計(jì)算。根據(jù)Zhao等人建議的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，并按照Preacher和Hayes提出的使用Bootstrap方法進(jìn)行多個(gè)并列中介效應(yīng)檢驗(yàn)[23-24]。本研究選擇Bootstrap 樣本量為5 000，采用偏差矯正，置信區(qū)間為95%。具體檢驗(yàn)過(guò)程如下：查驗(yàn)所有中介變量共同中介作用（Total Indirect Efect）的大小和顯著性；分別剔除其余中介變量后，各中介變量獨(dú)立中介作用大小和顯著性；比較各中介變量各自中介作用的大小；剔除各中介變量后，自變量對(duì)因變量的直接作用（Total Effect）。結(jié)果見(jiàn)表3。

在模型GDCZ→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT中，共同中介作用置信區(qū)間為（0.005 0，0.074 6），不包含0，說(shuō)明中介作用顯著，作用大小為0.036 4。在五個(gè)中介路徑中，WX的中介作用置信區(qū)間為（0.006 3，0.045 0），YR的中介作用置信區(qū)間（0.006 4，0.049 4），都不包含0，說(shuō)明WX、YR存在顯著中介作用。而KF、JZ、QXWD的置信區(qū)間均包含0，說(shuō)明中介作用不顯著。同時(shí)，GDCZ→RT的直接效應(yīng)置信區(qū)間（0.290 6，0.454 0）不包含0，說(shuō)明GDCZ對(duì)RT的直接效應(yīng)顯著，作用大小為0.372 3。因此，WX、YR存在部分中介作用，KF、JZ、QXWD不存在中介作用。

在GRTK→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT中，共同中介作用置信區(qū)間為（-0.188 5，-0.079 9），不包含0，說(shuō)明中介作用顯著，作用大小為-0.130 1。在五個(gè)中介路徑中，WX的中介作用置信區(qū)間為（-0.048 7，-0.003 9），YR的中介作用置信區(qū)間（-0.043 3，-0.002 7），JZ的中介作用置信區(qū)間為（-0.102 4，-0.032 6），都不包含0，說(shuō)明WX、YR、JZ存在顯著中介作用，作用大小分別為：-0.022 1，-0.020 0，-0.062 0。而KF、QXWD的置信區(qū)間均包含0，說(shuō)明中介作用不顯著。同時(shí)，GRTK→RT的直接效應(yīng)置信區(qū)間（0.074 8，0.248 6）不包含0，說(shuō)明GDCZ對(duì)RT的直接效應(yīng)顯著，作用大小為0.161 7。因此，WX、YR、JZ存在部分中介作用，KF、QXWD不存在中介作用。

在GQXGZ→KF/WX/YR/JZ/QXWD→RT中，共同中介作用置信區(qū)間為（0.068 8，0.162 0），不包含0，說(shuō)明中介作用顯著，作用大小為0.109 2。在五個(gè)中介路徑中，WX的中介作用置信區(qū)間為（0.005 9，0.048 1），YR的中介作用置信區(qū)間（0.031 4，0.103 5），JZ的中介作用置信區(qū)間為（0.012 1，0.057 0），都不包含0，說(shuō)明WX、YR、JZ存在顯著中介作用，作用大小分別為：0.022 5，0.062 8，0.028 8。而KF、QXWD的置信區(qū)間分別為（-0.022 0，0.014 6），（-0.016 1，0.005 0），均包含0，說(shuō)明中介作用不顯著。同時(shí)，GQXGZ→RT的直接效應(yīng)置信區(qū)間（0.020 7，0.195 8）不包含0，說(shuō)明GQXGZ對(duì)RT的直接效應(yīng)顯著，作用大小為0.108 2。因此，WX、YR、JZ存在部分中介作用，KF、QXWD不存在中介作用。endprint

四、討論

（一）師范生教師身份認(rèn)同現(xiàn)狀

本研究對(duì)師范生教師身份認(rèn)同進(jìn)行了調(diào)查分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在年級(jí)上，師范生教師身份認(rèn)同各維度及總分存在顯著差異，一年級(jí)和四年級(jí)師范生的得分均高于二年級(jí)、三年級(jí)的師范生，說(shuō)明一年級(jí)、四年級(jí)師范生身份認(rèn)同程度高于二年級(jí)、三年級(jí)師范生。這可能是因?yàn)橐荒昙?jí)新生在選擇師范類專業(yè)時(shí)已經(jīng)對(duì)教師這個(gè)職業(yè)有了一定的理想化，認(rèn)同度較高；四年級(jí)師范生有很多的教學(xué)實(shí)習(xí)，開(kāi)始接觸真實(shí)的教學(xué)活動(dòng)，并且處于擇業(yè)期，因而對(duì)教師身份有了更高的認(rèn)同。這些發(fā)現(xiàn)與林一鋼和馮虹的研究結(jié)果部分一致。在性別和專業(yè)類別上，均沒(méi)有發(fā)現(xiàn)顯著差異，與林一鋼和馮虹的研究結(jié)果不一致?？赡艿脑蚴牵簬煼渡心猩鷶?shù)量有限，在本研究的樣本中，男生只占15.21%，而這部分選擇師范專業(yè)的男生對(duì)教師身份與女生一樣有較高的認(rèn)同；在專業(yè)類別上，本研究沒(méi)有調(diào)查體藝類師范生，而體藝生的教師身份認(rèn)同度較高[11]。

（二）師范生共情能力、人格與教師身份認(rèn)同的關(guān)系

相關(guān)分析結(jié)果表明，師范生共情四個(gè)維度：觀點(diǎn)采擇、個(gè)人痛苦、想象力、共情性關(guān)注與教師身份認(rèn)同總分均存在顯著正相關(guān)。具體表現(xiàn)在，觀點(diǎn)采擇、個(gè)人痛苦、想象力、共情性關(guān)注能力越高，教師身份認(rèn)同的程度越高。共情是一種教師特質(zhì)，教師的共情能力影響學(xué)生的發(fā)展；同時(shí)，因?yàn)榻處熉殬I(yè)具有助人的特點(diǎn)，教師職業(yè)本身也需要高共情的人。具有高共情能力的人，能夠更敏銳地覺(jué)察別人的情緒體驗(yàn)、感受和想法；師生間、教師間共情性的人際溝通，也是教師情感需求的滿足通道，幸福感的源泉，是教師身份認(rèn)同的重要因素[25]。

本研究還發(fā)現(xiàn)，大五人格五個(gè)維度：外向性、宜人性、盡責(zé)性、情緒穩(wěn)定性和開(kāi)放性也都與師范生教師身份認(rèn)同呈顯著正相關(guān)。具體地說(shuō)，人格中越是外向、宜人、盡責(zé)、情緒穩(wěn)定和開(kāi)放，其教師身份認(rèn)同程度越高。這與已有的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)一致，教師的人格傾向于外傾、宜人、情緒穩(wěn)定、適應(yīng)良好對(duì)教師職業(yè)認(rèn)同度越高[15-16]。

（三）中介效應(yīng)分析

為了探索大五人格的中介作用，本研究采用了Bootstrap中介效應(yīng)分析方法。對(duì)研究中介效應(yīng)來(lái)說(shuō)，該方法與經(jīng)典的中介效應(yīng)分析方法相比，具有檢驗(yàn)分析更深入、程序更合理、檢驗(yàn)方法有效性更高等特點(diǎn)[26]。研究結(jié)果表明，人格的外向性、宜人性對(duì)共情的觀點(diǎn)采擇、個(gè)人痛苦、共情性關(guān)注與教師身份認(rèn)同的關(guān)系起到了部分中介作用；盡責(zé)性對(duì)個(gè)人痛苦、共情性關(guān)注與教師身份認(rèn)同的關(guān)系也起到了部分中介作用；人格各維度對(duì)想象力和教師身份認(rèn)同的關(guān)系未起到顯著的中介作用。這可能是因?yàn)榻處熉殬I(yè)需要頻繁的人際互動(dòng)，主動(dòng)、健談、活潑、樂(lè)觀、有幽默感等特質(zhì)都是良好師生互動(dòng)的重要因素；宜人性主要體現(xiàn)為個(gè)人為他人著想、富有同情心、寬容、心慈的態(tài)度；而盡責(zé)性表現(xiàn)為個(gè)體勤奮、努力、有條理、高效、具有高道德要求等[27]。這些特質(zhì)是教師的職業(yè)要求，也與共情能力有著顯著的關(guān)系。正因?yàn)槿绱?，人格?duì)師范生共情能力和教師身份認(rèn)同起到了中介作用。

（四）研究意義、局限與展望

百年大計(jì)，教育為本；教育大計(jì)，教師為本。2014年教育部發(fā)布的《實(shí)施卓越教師培養(yǎng)的意見(jiàn)》指出，要培養(yǎng)知識(shí)廣博、能力全面、熱愛(ài)教育的教師。教師的人格是卓越教師的基礎(chǔ)，共情能力是卓越教師與學(xué)生有效互動(dòng)的決定因素，教師身份認(rèn)同是卓越教師職業(yè)情感的核心內(nèi)容。

本研究就人格對(duì)師范生的共情能力和教師身份認(rèn)同的關(guān)系進(jìn)行了分析，并對(duì)人格的中介作用進(jìn)行了探討，充實(shí)了對(duì)教師身份認(rèn)同相關(guān)因素的理論研究，對(duì)教育實(shí)踐也有一定的啟發(fā)意義：首先，師范生是未來(lái)的中小學(xué)教師，優(yōu)秀的教師對(duì)青少年、兒童的學(xué)業(yè)成就、個(gè)人發(fā)展有著積極的影響。而教師身份認(rèn)同是成為優(yōu)秀教師的基石，提高師范生的共情能力有助于提高教師身份認(rèn)同。其次，在師范生選拔的過(guò)程中，充分考慮他們的教師身份認(rèn)同狀況、共情能力、人格狀態(tài)，將有助于選拔有潛力的優(yōu)秀師范生；共情能保護(hù)教師免受孤獨(dú)感和職業(yè)耗竭癥狀的困擾[28]。因此，在師范生的培養(yǎng)中，可以設(shè)置相應(yīng)的課程模塊，提高師范生的共情能力，培養(yǎng)出真正的樂(lè)教適教的人才。

本研究可能還存在一些不足，如在取樣上，本研究選取了兩所地方師范類院校，沒(méi)有考慮地域或?qū)W校層次；并且，由于師范生群體實(shí)際情況，樣本中女生多于男生，可能對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響。在研究方法上，因?yàn)槭菣M斷研究，并不能說(shuō)明共情能力與師范生教師身份認(rèn)同的因果關(guān)系。因此，在今后的研究中，應(yīng)充分考慮這些因素，更加全面地研究師范生教師身份認(rèn)同及其相關(guān)的心理因素，為師范生的培養(yǎng)提供參考。

五、結(jié)論

第一，師范生共情各維度：觀點(diǎn)采擇、個(gè)人痛苦、想象力、共情性關(guān)注，都與師范生教師身份認(rèn)同呈顯著正相關(guān)。

第二，大五人格的外向性、宜人性和盡責(zé)性在師范生共情能力和教師身份認(rèn)同之間的關(guān)系間起到部分中介作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳晶，史占彪，張建新.共情概念的演變[J].中國(guó)臨床心理學(xué)雜志，2007，15（6）：664-667.

[2]徐凱文. Empathy：本源，內(nèi)涵與譯名[J].中國(guó)心理衛(wèi)生雜志，2010，24（6）：407-408.

[3]Warren C. Scale of Teacher Empathy for African American Males（S-TEAAM）：Measuring Teacher Conceptions and the Application of Empathy in Multicultural Classroom Settings[J].Journal of Negro Education，2015，84（2）：154-174.

[4]Peart N A，Campbell F A. At-Risk Students' Perceptions of Teacher Effectiveness[J].Journal for A Just & Caring Education，1998，5（3）：269-84.endprint

[5]Nieto S. Solidarity，courage and heart：What teacher educators can learn from a new generation of teachers[J].Intercultural education，2006，17（5）：457-473.

[6]Noddings N. An Ethic of Caring and Its Implications for Instructional Arrangements[J].American Journal of Education，1988，96（2）：215-230.

[7]Barr J J. The relationship between teachers empathy and perceptions of school culture[J].Educational Studies，2011，37（3）：365-369.

[8]Tettegah S，Anderson C J. Pre-service teachers empathy and cognitions：Statistical analysis of text data by graphical models[J].Contemporary Educational Psychology，2007，32（1）：48-82.

[9]Beijaard D，Meijer P C，Verloop N. Reconsidering research on teachers professional identity[J].Teaching and teacher education，2004，20（2）：107-128.

[10]Mason R. Preservice Teacher Identity[M].Dimensions in Mentoring. SensePublishers，2012：5-12.

[11]林一鋼，馮虹.師范生教師身份認(rèn)同的實(shí)證研究[J].教育發(fā)展研究，2013（10）：78-82.

[12]宋廣文，魏淑華.影響教師職業(yè)認(rèn)同的相關(guān)因素分析[J].心理發(fā)展與教育，2006，22（1）：80-86.

[13]李茂森.教師身份認(rèn)同的影響因素分析[J].教育發(fā)展研究，2009（6）：44-47.

[14]Zembylas M. Emotions and teacher identity：A poststructural perspective[J].Teachers and Teaching：theory and practice，2003，9（3）：213-238.

[15]梁進(jìn)龍，萬(wàn)明鋼.中小學(xué)教師人格類型與職業(yè)認(rèn)同的關(guān)系研究[J].教育學(xué)術(shù)月刊，2011（12）：8-10.

[16]杜軍.不同來(lái)源小學(xué)教師人格因素與職業(yè)認(rèn)同關(guān)系的比較研究[J].上海教育科研，2014（7）：37-40.

[17]Barrio V，Aluja A，García L F. Relationship between empathy and the big five personality traits in a sample of Spanish adolescents[J].Social Behavior and Personality：an international journal，2004，32（7）：677-681.

[18]Toto R L，Man L，Blatt B，et al. Do empathy，perspective-taking，sense of power and personality differ across undergraduate education and are they inter-related？[J].Advances in Health Sciences Education，2015，20（1）：23-31.

[19]Bastick T.Personality factors of empathy[J].College Faculty，1999：6.

[20]Klis M，Kossewska J. Empathy in the Structure of Personality of Special Educators[J].Elementary Secondary Education，1996（12）：2-12.

[21]張鳳鳳，董毅，汪凱，等.中文版人際反應(yīng)指針量表（IRI-C）的信度及效度研究[J].中國(guó)臨床心理學(xué)雜志，2010，18（2）：155-157.

[22]李金德.中國(guó)版10項(xiàng)目大五人格量表（TIPI-C）的信效度檢驗(yàn)[J].中國(guó)健康心理學(xué)雜志，2013，21（11）：1688-1692.

[23]Zhao X，Lynch J G，Chen Q. Reconsidering Baron and Kenny：Myths and truths about mediation analysis[J].Journal of consumer research，2010，37（2）：197-206.

[24]Preacher K J，Hayes A F. Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models[J].Behavior research methods，2008，40（3）：879-891.

[25]Shapiro S. Revisiting the teachers' lounge：Reflections on emotional experience and teacher identity[J]. Teaching and Teacher Education，2010，26（3）：616-621.

[26]陳瑞，鄭毓煌，劉文靜.中介效應(yīng)分析：原理、程序、Bootstrap方法及其應(yīng)用[J].營(yíng)銷科學(xué)學(xué)報(bào)，2013（4）：120-135.

[27]Benet-Martínez V，John O P. Los Cinco Grandes across cultures and ethnic groups：multitrait multimethod analyses of the Big Five in Spanish and English.[J].Journal of Personality & Social Psychology，1998，75（3）：729-50.

[28]Klis M，Kossewska J. Empathy in the Structure of Personality of Special Educators[J].Elementary Secondary Education，1996（12）.

（責(zé)任編輯：王璐）endprint