學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系：生涯適應(yīng)力與專業(yè)承諾的鏈式中介效應(yīng)

張玉琴

（西安文理學(xué)院學(xué)前教育學(xué)院，陜西西安 710065）

一、問題的提出

Kuh 認為：“教育質(zhì)量高低的核心要素是學(xué)習(xí)者的投入程度?！盵1]學(xué)習(xí)投入是反映學(xué)生主動學(xué)習(xí)的重要指標，關(guān)涉著學(xué)生的學(xué)習(xí)收獲、專業(yè)興趣和學(xué)習(xí)滿意度。學(xué)習(xí)投入是指學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過程中保持持續(xù)的、積極的情感心理狀態(tài)，涵蓋活力、奉獻和專注三個維度。[2]現(xiàn)有研究較為關(guān)注研究型大學(xué)生學(xué)習(xí)投入，鮮有涉及地方本科院?；蚰骋痪唧w專業(yè)?；趯W(xué)前教育專業(yè)學(xué)習(xí)的特殊性與定向性，本研究擬探討學(xué)前教育學(xué)生學(xué)習(xí)投入的特點及影響機理，力圖為地方本科院校學(xué)前教育人才培養(yǎng)改革和評價提供理論借鑒和事實依據(jù)。

領(lǐng)悟社會支持是指個體對自身被外界支持程度的主觀感受與評價,[3]是在個體屬性和壓力情境的共同合力下形成，且與個體成熟和應(yīng)對技能發(fā)展息息相關(guān)。[4]社會支持緩沖效應(yīng)理論認為，個體若能積極悅納來自家庭、朋友和他人的主客觀支持，就可以緩沖個體所承受的各種壓力。個體感知到的社會支持越多，越容易獲得較強的支持體驗，就越能激發(fā)其主動尋找各種可利用資源，產(chǎn)生相應(yīng)的行為體現(xiàn)。學(xué)習(xí)投入作為一種積極的心理狀態(tài)，學(xué)生不僅能感知教師的自主支持，激發(fā)內(nèi)部動機、增加滿足感和提升學(xué)習(xí)投入，[5]而且家庭學(xué)習(xí)支持也能發(fā)揮激勵作用，[6]如家庭社會經(jīng)濟地位可通過領(lǐng)悟社會支持間接影響學(xué)習(xí)投入。[7]學(xué)生感悟的社會支持越豐富，學(xué)習(xí)投入就越強。[8]故此，本研究假設(shè)領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入有直接預(yù)測效應(yīng)。

生涯適應(yīng)力是指應(yīng)對生涯任務(wù)或面臨生涯轉(zhuǎn)型時，個體主動采取自我調(diào)適策略不斷適應(yīng)生涯角色的一種心理資源，[9]生涯適應(yīng)力共有關(guān)注、控制、好奇和自信四個維度。職業(yè)理論家在探索一系列多元預(yù)測生涯適應(yīng)力的因子集時發(fā)現(xiàn)，社會因素是影響生涯適應(yīng)力的重要外源性因素。[10]研究顯示，領(lǐng)悟社會支持是個體生涯適應(yīng)力發(fā)展的重要預(yù)測變量，[11]且不同來源社會支持對大學(xué)生生涯適應(yīng)力作用有所差異。[12]]目前，關(guān)于生涯適應(yīng)力與學(xué)習(xí)投入的關(guān)系研究尚未述及，只能梳理文獻依稀探尋，如，清晰有效的職業(yè)生涯信息能提升學(xué)生的學(xué)習(xí)參與度,[13]合理的生涯規(guī)劃對學(xué)習(xí)投入有直接促進作用。[14]此外，自我效能感（類似生涯自信）的變化也與學(xué)生投入變化一致。[15]因此，本研究假設(shè)生涯適應(yīng)力在領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入關(guān)系間有顯著中介效應(yīng)。

專業(yè)承諾是指大學(xué)生認同所學(xué)專業(yè)并愿為之付出相應(yīng)努力的積極態(tài)度和行為，[16]專業(yè)承諾涵蓋情感承諾、繼續(xù)承諾、規(guī)范承諾和理想承諾四個維度。研究表明，大學(xué)生社會支持與專業(yè)承諾呈顯著正相關(guān)，環(huán)境支持、同伴支持與家人支持是專業(yè)承諾的有效預(yù)測變量,[17]而且社會支持借助專業(yè)承諾間接影響學(xué)習(xí)投入。[18]從某種意義上來講，社會支持作為外源性因素，可以通過某種內(nèi)在心理變量影響個體心理和行為。[19]專業(yè)承諾則作為影響學(xué)習(xí)投入的內(nèi)部驅(qū)動，承擔著社會支持與學(xué)習(xí)投入的中介橋梁。因此，本研究假設(shè)專業(yè)承諾在領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入間有顯著中介效應(yīng)。

綜上所述，學(xué)術(shù)界對領(lǐng)悟社會支持、生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾及學(xué)習(xí)投入的關(guān)系已分別做簡單探究，但對各變量間的內(nèi)在作用機制系統(tǒng)研究卻少之又少。生涯適應(yīng)力是西方職業(yè)心理學(xué)的一個新興概念，一直被視為充當個體用以吸納外部正能量效應(yīng)的載體，[20]是聯(lián)結(jié)個體外部條件、內(nèi)部驅(qū)動力以及兩者相互作用的關(guān)鍵變量。生涯適應(yīng)力在社會支持的積極促進作用下，可以激發(fā)個體情感依賴和認同的產(chǎn)生，[21]進而影響學(xué)習(xí)投入。基于此，本研究假設(shè)學(xué)前教育學(xué)生生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾在領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入關(guān)系中起鏈式中介效應(yīng)。

二、研究方法

（一）研究對象

以山西省和陜西省4 所地方本科院校學(xué)前教育專業(yè)學(xué)生為例，共有891名學(xué)生參與了調(diào)研。經(jīng)異常值檢驗，回收有效問卷875 份，有效率達98.20%。其中，男生34 人，女生841 人；大一315人，大二229人，大三193人，大四138人；農(nóng)村生源663 人，城市生源212 人；未來擬從事幼教246 人，未來不從事幼教111人，不清楚是否從事幼教518人。

（二）研究工具

領(lǐng)悟社會支持測量采用Blumenthal 介紹的由Zimet 等編制，姜乾金修訂的領(lǐng)悟社會支持量表(Perceived Social Support Scale，PSSS)，包含家庭支持、朋友支持和其他支持三個維度，每個維度由4 個題目組成，共12 個題目。采用李克特七級評分制（從1 到7 為“極不同意”到“極同意”）。本研究總量表克隆巴赫α系數(shù)為0.93，各維度克隆巴赫α 系數(shù)依次為0.84、0.91 和0.82。驗證性因素指數(shù)擬合較好：χ2/df=6.23，CFI=0.96，TLI=0.95，RM?SEA=0.08。

生涯適應(yīng)力測量采用侯志瑾等編制的生涯適應(yīng)量表（Career Adapt- Ability Scale- China,CAAS-China），包括生涯關(guān)注、生涯控制、生涯好奇和生涯自信四個維度，每個維度由6 個題目組成，共24個題目。采用李克特五級評分制（從1到5為“不強”到“非常強”）。本研究總量表克隆巴赫α 系數(shù)為0.97，各維度克隆巴赫α 系數(shù)依次為0.91、0.92、0.93和0.94。驗證性因素指數(shù)為：χ2/df=4.83，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.07，結(jié)構(gòu)效度良好。

專業(yè)承諾測量采用連榕等編制的大學(xué)生專業(yè)承諾量表（Professional Commitment of Undergrad?uates Scales，PCUS），含有情感承諾、繼續(xù)承諾、規(guī)范承諾和理想承諾四個維度，共27 個項目。采用李克特五級評分制（從1 到5 為“完全不符合”到“完全符合”）。研究中總量表克隆巴赫α 系數(shù)為0.91，各維度克隆巴赫α 系數(shù)依次為0.77，0.78，0.81和0.86。驗證性因素指數(shù)為：χ2/df=4.65，CFI=0.92，TLI=0.90，RMSEA=0.07，結(jié)構(gòu)效度良好。

學(xué)習(xí)投入測量采用李西營翻譯修訂的Schaufeli 學(xué)習(xí)投入量表（the Utrecht Work Engage?ment Scale-Student,UWES-S），包括動機、精力和專注三個維度，共17 個題目。采用李克特七級評分制（從1 到7 為“從來沒有”到“總是”）。研究中總量表克隆巴赫α系數(shù)為0.96，各維度克隆巴赫α系數(shù)依次為0.89、0.90和0.88。驗證性因素分析表明，該量表結(jié)構(gòu)效度良好：χ2/df=6.08，CFI=0.95，TLI=0.94，RMSEA=0.08。

（三）數(shù)據(jù)收集與處理

由四所院校學(xué)前教育專業(yè)負責(zé)人實施調(diào)研，統(tǒng)一指導(dǎo)語，被試均自愿參與調(diào)研。采用SPSS26.0和AMOS24.0進行數(shù)據(jù)整理與分析。

（四）共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因素分析法，將4 個量表所有項目進行探索性因素分析，未設(shè)定旋轉(zhuǎn)和抽取的因子數(shù)，結(jié)果顯示共有13個因子的特征根大于1，且第一個因子解釋變異量為29.03%，低于臨界值40%，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

三、研究結(jié)果

（一）領(lǐng)悟社會支持、生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾與學(xué)習(xí)投入的特點及人口學(xué)差異性檢驗

由表1 可見，學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持（5.00±0.92）處于中等以上較高水平；生涯適應(yīng)力（3.49±0.73）、專業(yè)承諾（3.78±0.59）、學(xué)習(xí)投入（4.48±0.74）均處于中等水平。

表1 各變量描述統(tǒng)計與人口學(xué)差異性檢驗

領(lǐng)悟社會支持方面，城市生源學(xué)生顯著高于農(nóng)村學(xué)生（t=2.34，p<0.05）。職業(yè)愿景上也存在顯著差異（F=6.84，p<0.01），事后檢驗發(fā)現(xiàn)，未來擬從事幼教的學(xué)生領(lǐng)悟社會支持顯著高于未來不從事幼教（LSD=0.38，p<0.05）和不清楚未來是否從事幼教的學(xué)生（LSD=0.17，p<0.05），且未來不從事幼教的學(xué)生領(lǐng)悟社會支持顯著低于未來不清楚是否從事幼教的學(xué)生（LSD=-0.21，p<0.05）。領(lǐng)悟社會支持在性別（t=0.94，p>0.05）和年級（F=0.95，p>0.05）上不存在顯著性差異。

生涯適應(yīng)力方面，男生顯著高于女生（t=2.42，p<0.05），城市生源學(xué)生顯著高于農(nóng)村學(xué)生（t=2.75，p<0.01）。生涯適應(yīng)力在未來職業(yè)愿景上存在顯著差異（F=3.15，p<0.05），事后檢驗發(fā)現(xiàn)，未來不從事幼教的學(xué)生生涯適應(yīng)力顯著高于不清楚未來是否從事該職業(yè)的學(xué)生（LSD=0.17，p<0.05）。生涯適應(yīng)力不存在年級差異（F=0.48，p>0.05）。

專業(yè)承諾方面存在年級上的顯著差異（F=6.49，p<0.001），事后檢驗顯示，大一學(xué)生專業(yè)承諾顯著高于大二（LSD=0.19，p<0.05）和大四學(xué)生（LSD=0.21，p<0.05）。職業(yè)愿景上也存在顯著差異（F=29.53，p<0.001），事后檢驗發(fā)現(xiàn)，未來擬從事幼教的學(xué)生專業(yè)承諾依次高于不清楚是否從事（LSD=0.29，p<0.05）和未來不從事的學(xué)生（LSD=0.42，p<0.05），且未來不從事幼教的學(xué)生專業(yè)承諾顯著低于未來不清楚是否從事幼教的學(xué)生（LSD=-0.13，p<0.05）。專業(yè)承諾不存在性別（t=0.26，p>0.05）和生源（t=0.52，p>0.05）差異。

學(xué)習(xí)投入方面，城市生源學(xué)生顯著高于農(nóng)村學(xué)生（t=2.83，p<0.01）。職業(yè)愿景上也存在顯著差異（F=3.97，p<0.05）,事后檢驗發(fā)現(xiàn)，未來從事幼教的學(xué)生學(xué)習(xí)投入顯著高于不清楚未來是否從事幼教的學(xué)生（LSD=0.20，p<0.05）。學(xué)習(xí)投入不存在性別（t=0.66，p>0.05）和年級（F=1.02，p>0.05）的顯著性差異。

（二）領(lǐng)悟社會支持、生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾與學(xué)習(xí)投入的相關(guān)分析

表2相關(guān)分析結(jié)果顯示，領(lǐng)悟社會支持與生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾及學(xué)習(xí)投入均呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)介于0.29-0.41。

表2 各變量相關(guān)系數(shù)分析

（三）領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入的鏈式中介效應(yīng)檢驗

采用結(jié)構(gòu)方程模型分析生涯適應(yīng)力和專業(yè)承諾在領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入關(guān)系中的鏈式中介效應(yīng)。

首先，以領(lǐng)悟社會支持為自變量，學(xué)習(xí)投入為因變量建立結(jié)構(gòu)方程模型。結(jié)果顯示，領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入的直接預(yù)測作用模型擬合良好，各擬合指數(shù)分別為：χ2/df=5.79，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.07，說明領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入有顯著的直接正向預(yù)測效應(yīng)（β=0.35，p<0.01）。

其次，以領(lǐng)悟社會支持為自變量，學(xué)習(xí)投入為因變量，生涯適應(yīng)力與專業(yè)承諾為鏈式中介變量構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型（見圖1）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該模型擬合指數(shù)分別為：χ2/df=5.28，CFI=0.97，TLI=0.96，RMSEA=0.07，模型擬合良好。領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入的直接正向預(yù)測效應(yīng)不顯著（β=0.01，p>0.05），對生涯適應(yīng)力（β=0.42，p<0.001）、專業(yè)承諾（β=0.27，p<0.001）的直接正向預(yù)測效應(yīng)均顯著。生涯適應(yīng)力對專業(yè)承諾（β=0.32，p<0.001）和學(xué)習(xí)投入（β=0.37，p<0.001）直接正向預(yù)測效應(yīng)均顯著，專業(yè)承諾對學(xué)習(xí)投入直接正向預(yù)測效應(yīng)顯著（β=0.46，p<0.001）。綜上，領(lǐng)悟社會支持主要通過生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾的中介作用以及二者鏈式中介作用影響學(xué)習(xí)投入。領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入的總效應(yīng)量為0.36，間接效應(yīng)量為0.35，占總效應(yīng)量的97.22%。

圖1 生涯適應(yīng)力與專業(yè)承諾的鏈式中介效應(yīng)

采用偏差校正Bootstrap 法檢驗中介效應(yīng)顯著性，從875名學(xué)前教育學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)中隨機重復(fù)抽取2000 個樣本進行，若95%中介效應(yīng)置信區(qū)間不包括0，表明中介效應(yīng)顯著。如表3 所示，生涯適應(yīng)力在領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)值為0.16，95%置信區(qū)間[0.12，0.20]不包括0，中介效應(yīng)顯著，即生涯適應(yīng)力在領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入影響中有顯著中介效應(yīng)；專業(yè)承諾在領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入中的中介效應(yīng)值為0.13，95%置信區(qū)間[0.09，0.17]不包括0，中介效應(yīng)顯著，即專業(yè)承諾在領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入影響中有顯著中介效應(yīng)；生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾在領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入間鏈式中介效應(yīng)值為0.06，95%置信區(qū)間[0.05，0.09]不包括0，鏈式中介效應(yīng)顯著，即生涯適應(yīng)力與專業(yè)承諾在領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入影響中起顯著鏈式中介效應(yīng)。

表3 中介效應(yīng)顯著性檢驗—Bootstrap法分析

進一步檢驗生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾兩個中介變量的效應(yīng)值差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“領(lǐng)悟社會支持-生涯適應(yīng)力-學(xué)習(xí)投入”與“領(lǐng)悟社會支持-專業(yè)承諾-學(xué)習(xí)投入”的中介效應(yīng)值差異量為0.03，95%置信區(qū)間[-0.03，0.10]包含0，說明兩個變量的獨立中介效應(yīng)不存在顯著差異。

四、討論

（一）領(lǐng)悟社會支持、生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾與學(xué)習(xí)投入的特點及人口學(xué)差異分析

本研究顯示，學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持處于中等以上較高水平，且無性別和年級差異，但存在生源與職業(yè)愿景的顯著差異。原因可能在于：第一，近年來國家對學(xué)前教育的高度重視和政策保障，全社會對幼兒教師的關(guān)注度也持續(xù)升溫，學(xué)前學(xué)生已能感知到社會各界的廣泛支持。第二，領(lǐng)悟社會支持蘊含個體與家人、朋輩等人際的體驗呼應(yīng)和情緒共享，[22]它是激發(fā)個體積極行為不可或缺的情感依戀和人文關(guān)懷。從人際交互的復(fù)雜性與開放性角度而言，城市學(xué)生更易感知與獲取到家人和朋輩的精神支持和鼓勵。第三，職業(yè)愿景清晰的學(xué)生，無論未來是否從事幼教，都能較好進行自我職業(yè)生涯管理。尤其是未來從事幼教的學(xué)生，專業(yè)與職業(yè)愿景一致，他們會更加積極領(lǐng)悟來自多方的支持。

本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育學(xué)生生涯適應(yīng)力處于中等水平，且不存在年級差異，但男生生涯適應(yīng)力顯著高于女生，未來不從事幼教的學(xué)生生涯適應(yīng)力顯著高于不清楚未來是否從事幼教的學(xué)生，這與先前研究一致，[23]且城市學(xué)生顯著高于農(nóng)村學(xué)生。究其原因在于：第一，我國學(xué)前教育跨越式發(fā)展為學(xué)前學(xué)生生涯發(fā)展提供了良好的契機，激發(fā)了他們的專業(yè)自信和生涯自信。第二，由于根深蒂固的傳統(tǒng)性別職業(yè)刻板印象，學(xué)前男生在生涯發(fā)展空間相對較廣，他們會更加關(guān)注自我生涯前景。第三，職業(yè)愿景明晰的學(xué)生擁有較強的生涯關(guān)注和生涯自信，在職業(yè)決策時表現(xiàn)較為自主和獨立。第四，家庭社會經(jīng)濟地位是大學(xué)生生涯發(fā)展的有力預(yù)測源，[24]城市生源學(xué)生獲得職業(yè)信息、生涯引導(dǎo)和情感支持方面相對較多，尤其是父母的“代際傳遞效應(yīng)”更能提升子女的生涯適應(yīng)力。

本研究表明，學(xué)前教育學(xué)生專業(yè)承諾處于中等水平，且不存在性別和生源差異，但大一學(xué)生專業(yè)承諾顯著高于大二和大四，未來擬從事幼教學(xué)生的專業(yè)承諾顯著高于未來不從事和不清楚是否從事幼教的學(xué)生，原因可能在于：第一，新時代社會對高素質(zhì)高學(xué)歷幼兒教師的迫切需求，某種程度上提升了學(xué)前學(xué)生的職業(yè)情懷和職業(yè)堅守，但整體還有待提高。第二，新生入學(xué)專業(yè)教育與生涯教育點燃了大一學(xué)生對學(xué)前專業(yè)的濃厚熱情，但大二后續(xù)學(xué)習(xí)中理想與現(xiàn)實的心理落差及大四面臨的就業(yè)壓力，專業(yè)承諾呈下降態(tài)勢。第三，專業(yè)承諾是與學(xué)生職業(yè)生涯發(fā)展緊密相關(guān)的過程變量，[25]未來從事幼教的學(xué)生擇業(yè)動機明確，他們能科學(xué)合理進行自我生涯規(guī)劃，更愿意發(fā)揮所長實現(xiàn)自己的職業(yè)理想和抱負。

本研究顯示，學(xué)前教育學(xué)生學(xué)習(xí)投入居于中等水平，且不存在性別和年級差異，但城市生源學(xué)生的學(xué)習(xí)投入顯著高于農(nóng)村學(xué)生，未來從事幼教學(xué)生的學(xué)習(xí)投入顯著高于不清楚未來是否從事幼教的學(xué)生。原因可能在于：第一，當前各高校積極參與學(xué)前師范專業(yè)認證，不斷完善人才培養(yǎng)方案，著力強化課程建設(shè)和教育實踐，一定程度上激發(fā)了學(xué)前學(xué)生的學(xué)習(xí)動機。第二，鑒于學(xué)前專業(yè)對藝術(shù)等綜合能力有較強的特殊要求，城市學(xué)生從小接受藝術(shù)熏陶機會較多，有助于他們在專業(yè)學(xué)習(xí)上時發(fā)揮所長。第三，期望理論認為，恰當明晰的目標能使人產(chǎn)生心理動力，激發(fā)其熱情，進而產(chǎn)生積極行為?？梢姡磥韽氖掠捉搪殬I(yè)的學(xué)生在學(xué)習(xí)上會傾注更多的熱情和精力。

（二）領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入的直接影響分析

社會支持影響個體的認知評價，有利于個體對環(huán)境適應(yīng)性的提高。[26]本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入有顯著直接預(yù)測效應(yīng)。社會學(xué)習(xí)理論認為，個體的行為是認知、行為與環(huán)境三元交互作用產(chǎn)生的，當人與環(huán)境相互結(jié)合，且被適當行為激活時，環(huán)境便能發(fā)揮其對行為的決定作用。一方面，學(xué)習(xí)投入的概念更強調(diào)院校的責(zé)任，[27]地方院校從理念、師資及實訓(xùn)等方面為學(xué)生提供了良好的學(xué)習(xí)條件與專業(yè)引領(lǐng)，能有效增加學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。另一方面，根據(jù)榜樣學(xué)習(xí)理論，學(xué)前學(xué)生可以通過觀察身邊重要人物的示范行為（如優(yōu)秀高校專業(yè)教師、幼兒園一線教師或者畢業(yè)學(xué)生的榜樣示范），獲取積極的情感體驗和專業(yè)認同，從而更加投入于專業(yè)學(xué)習(xí)。

（三）生涯適應(yīng)力與專業(yè)承諾的鏈式中介作用

領(lǐng)悟社會支持是生涯適應(yīng)力的重要前因變量，生涯適應(yīng)力是個體生涯發(fā)展過程中面臨社會和職業(yè)挑戰(zhàn)時的關(guān)鍵核心能力，是應(yīng)對不確定現(xiàn)實任務(wù)時的因應(yīng)準備程度。社會對高質(zhì)量善保教幼兒教師的訴求必然要求學(xué)前學(xué)生積極調(diào)適自我角色與環(huán)境的博弈，實現(xiàn)“學(xué)校-職場”轉(zhuǎn)變的順利過渡和相互匹配。[28]學(xué)前學(xué)生在不斷建構(gòu)自我與環(huán)境間順應(yīng)的同時，也獲得了積極的學(xué)習(xí)體驗與成長，促進了更多的學(xué)習(xí)投入。因此，生涯適應(yīng)力在領(lǐng)悟社會支持和學(xué)習(xí)投入中有顯著中介效應(yīng)。

社會支持是通過社會、人際關(guān)系進行的一種社會資源交換。[29]根據(jù)社會交換理論，個體領(lǐng)悟社會支持越豐富，與組織或?qū)I(yè)的情感紐帶越強烈，進而會更加主動投入學(xué)習(xí)。本研究結(jié)果表明，學(xué)前學(xué)生通過多方途徑獲悉國家對學(xué)前事業(yè)的政策支持、體悟社會對幼兒教師職業(yè)的認知改觀以及洞察學(xué)前未來良好的發(fā)展前景時，基于互惠原則，他們會投入更多的精力學(xué)習(xí)，以實現(xiàn)自己的理想和抱負。可見，學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持主要是通過專業(yè)承諾的中介影響學(xué)習(xí)投入。

本研究鏈式中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入直接效應(yīng)不顯著，但間接效應(yīng)占總效應(yīng)量的97.22%，這一結(jié)果既能從量化上驗證學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入的中介機制，凸顯生涯適應(yīng)力與專業(yè)承諾中介變量的重要性，又能從理論上拓展領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入的內(nèi)在作用機理，亦可揭示生涯適應(yīng)力與專業(yè)承諾的鏈式中介作用，為后續(xù)有關(guān)學(xué)習(xí)投入研究提供有力的借鑒價值。根據(jù)生涯建構(gòu)理論，生涯適應(yīng)力高的個體會主動關(guān)注生涯目標，在生涯發(fā)展中會不斷增強自我控制感和探索心，隨時調(diào)整生涯規(guī)劃，設(shè)定適宜目標，并以更加飽滿的熱情付諸實際行動。學(xué)前教育學(xué)生在感知社會支持時，會將從外界環(huán)境獲悉到的生涯發(fā)展訊息內(nèi)化為激勵資源，進而開展積極心理建構(gòu)，以增進生涯關(guān)注和生涯自信，增強專業(yè)情感，提升專業(yè)承諾，從而激發(fā)他們學(xué)習(xí)的動機、精力和專注。總之，提高學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持對學(xué)習(xí)投入的積極作用，理應(yīng)著重加強他們的生涯適應(yīng)力與專業(yè)承諾，以更加有效提升其學(xué)習(xí)投入度。

五、結(jié)論與建議

本研究得出以下結(jié)論：（1）學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持、生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾與學(xué)習(xí)投入整體處于中等及以上水平，仍有一定的提升空間。（2）學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持、生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾與學(xué)習(xí)投入在人口學(xué)變量上的特點各異。（3）生涯適應(yīng)力、專業(yè)承諾在學(xué)前教育學(xué)生領(lǐng)悟社會支持與學(xué)習(xí)投入中發(fā)揮鏈式中介效應(yīng)。

基于研究結(jié)果提出如下建議：（1）政府應(yīng)繼續(xù)加大對學(xué)前教育的社會支持力度，形成多方關(guān)懷機制。（2）院校應(yīng)引領(lǐng)學(xué)前學(xué)生建構(gòu)職業(yè)生涯管理體系，協(xié)助學(xué)生明晰生涯路徑。（3）院校應(yīng)統(tǒng)籌學(xué)前專業(yè)辦學(xué)定位和課程建設(shè)，鼓勵學(xué)生堅守專業(yè)承諾。（4）學(xué)生應(yīng)整合內(nèi)外資源激發(fā)內(nèi)部驅(qū)動力，增加學(xué)習(xí)投入。