1 问题提出

幼儿教师职业幸福感是幼儿教师在保教活动中因需要得到满足所获得的持续的积极体验(刘秀枝, 2011)。目前探讨其关键影响因素及其作用机制是一个研究热点。由于职业幸福感的工作要求——资源模型(下文简称JD-R模型)整合了工作设计理论和工作压力模型两大研究传统(Bakker & Demerouti, 2013; Brauchli et al., 2013; Prieto et al., 2008)，其比一般主观幸福感影响因素模型更具职业领域特殊性和针对性(Lyubomirsky et al., 2005)，也比要求——控制模型(DC)更富弹性(Bakker & Demerouti, 2013)和推广性(吴亮等, 2010)，因此，JD-R模型自2001年提出起就深受职业心理学界青睐，以Bakker为代表的众多研究者聚焦于JD-R模型的检验、拓展和运用，取得了丰硕研究成果(Bakker & Demerouti, 2013)。鉴于职业幸福感领域中JD-R模型具有解释力足(Bakker & Demerouti, 2013)、认可度高(周帆, 刘大伟, 2013)、推广性强(吴亮等, 2010)等鲜明特点，因此，本研究将其作为重要理论基础，旨在探讨幼儿教师胜任力、职业压力、职业认同以及倦怠对职业幸福感的影响机制。

1.1 JD-R模型

JD-R模型认为(Bakker & Demerouti, 2013; Demerouti et al., 2001)：第一，工作特征可以分为工作要求和资源两类(Demerouti et al., 2001)。其中，工作要求涉及工作的物理、社会和组织方面，是超过雇员工作能力时，可能引起紧张的工作特征。其实，工作要求就是环境压力源(Demerouti et al., 2001)，主要包括工作负荷、时间压力、工作职责、工家冲突、人际要求、情绪要求和物理环境等内容。而工作资源涉及到工作的物理、心理、社会和组织方面，主要由工作控制、社会支持、参与抉择、任务多样性、反馈奖赏等外部资源构成(Demerouti et al., 2001)。第二，对职业幸福感，工作要求和资源的主效应表现为引发两个潜在的相对独立的心理过程(Bakker & Demerouti, 2013)。一是压力过程，也称健康损伤过程或能量耗竭过程，即持续的工作要求耗竭工作者的身心资源，带来职业倦怠等问题，从而导致离职意向、低职业幸福感等不良结果；二是动机过程，即工作资源具有动机作用，能引发工作动机，增加工作投入，从而产生高职业幸福感、高绩效等结果。第三，工作要求和资源可能存在交互作用，对职业幸福感产生联合效应(Bakker & Demerouti, 2013)。具体说来，一方面，工作资源可能缓解工作要求对职业幸福感的影响；另一方面，工作要求也可能放大工作资源对职业幸福感的影响。上述JD-R模型中工作要求和资源的“双过程”以及“联合效应”思想将贯穿整个研究。

1.2 幼儿教师职业认同和职业倦怠的中介作用

如上所述，JD-R模型认为，压力过程主要是职业倦怠产生的消极过程。职业倦怠是个体由于怀疑职业价值和自身工作能力时所产生的一种耗竭状态(Schaufeli, Leiter, & Maslach, 2009)。已有研究就发现，教师职业压力是职业倦怠产生的重要风险性因素，它对职业倦怠存在显著的正向预测作用(Brouwers, Tomic, & Boluijt, 2011; Burke & Greenglass, 1993; 刘毅, 吴宇驹, 邢强, 2009)。同时，已有研究表明，由情绪耗竭、低成就感以及去人性化构成的教师职业倦怠不仅负向预测认知幸福感和情绪幸福感(Fisherman, 2015; 张鑫, 2013)，而且是工作家庭冲突等因素降低职业幸福感的重要中介(杨玲等, 2015)，这些研究均支持教师职业倦怠对职业幸福感存在不利影响。鉴于此，根据JD-R模型的压力过程，整合教师职业倦怠的前因变量和效果变量，提出假设H1:幼儿教师职业倦怠是职业压力影响职业幸福感的中介。

其实，幼儿教师职业幸福感是风险性因素和保护性因素共同作用的结果。除职业压力和倦怠等风险性因素外，教师胜任力等个体资源是重要保护性因素(Akkermans et al., 2013; Bermejotoro et al., 2015)，教师胜任力可能通过职业认同为中介提升职业幸福感。究其缘由，主要原因在于：其一，职业认同是个体对职业的认可和接纳，据此表现出相应的行为方式(王钢等, 2014)。胜任力则是能够真正区分工作业绩优劣的特征(Akkermans et al., 2013)。根据JD-R模型的动机过程，将作为外部资源的工作资源进一步拓展到胜任力等内部个体资源(Bermejotoro et al., 2015)，那些具有胜任力——人格魅力、育人导向和专业素养等的幼儿教师(汤舒俊, 徐红, 2015)，可能更认可和接纳自己所从事的职业，更愿意工作投入(罗小兰, 2015)，更容易产生积极体验。换言之，理论上，幼儿教师胜任力可能通过职业认同提升职业幸福感。其二，有关教师职业认同的实证研究表明(王钢等, 2014)，作为幼儿教师个体资源重要内容的心理资本不仅直接提升职业认同，且通过职业认同提高职业幸福感。而有实证研究指出(Akkermans et al., 2013)，胜任力以与其他个体资源相似的方式促进职业认同的重要内容——职业投入。鉴于此，实证上，教师胜任力可能增加职业认同(杨惠兰, 展宁宁, 陈京军, 何先友, 2015)，从而提高职业幸福感。综上理论和实证依据，提出假设H2:幼儿教师职业认同是胜任力影响职业幸福感的中介。

1.3 幼儿教师胜任力和职业压力的调节作用

除通过重要中介变量间接影响职业幸福感外，幼儿教师胜任力可能调节职业压力对职业倦怠的作用从而影响职业幸福感。JD-R模型就认为，工作要求和资源可能通过两条路径对职业幸福感产生联合效应(Bakker & Demerouti, 2013)。其中，一条重要路径就是工作资源缓解工作要求对职业幸福感的影响，即缓解压力过程。鉴于职业倦怠可能是压力过程中的重要环节，且内部个体资源和外部工作资源均有核心价值(Hobfoll, 2011)，具有动机作用，具有相通性(Akkermans et al., 2013)，因此，胜任力等个体资源可能缓解职业压力对职业倦怠的影响。一些实证研究就表明，乐观、自尊、自主动机、同情满足、职业使命感等个体资源起调节作用，缓解职业压力对职业倦怠的影响(Creed, Rogers, Praskova, & Searle, 2014; Mäkikangas & Kinnunen, 2003; Tremblay & Messervey, 2011; Trépanier, Fernet, & Austin, 2013)，这些实证研究间接支持了该推断。基于此，提出假设H3:幼儿教师胜任力缓解职业压力对职业倦怠的影响。

其实，根据JD-R模型，工作要求和资源对职业幸福感的联合效应还存在另一条重要路径，这就是工作要求放大工作资源对职业幸福感的影响(Bakker & Demerouti, 2013)，即放大动机过程。鉴于职业认同可能是动机过程中影响职业幸福感的重要环节，且内部个体资源和外部工作资源均有核心价值(Hobfoll, 2011)，具有动机作用，具有相通性(Akkermans et al., 2013)。因此，工作要求可能放大胜任力等个体资源对职业认同的影响。一些实证研究间接支持了该推断。比如，Bakker等(2007)对教师群体的研究发现，当处于高工作要求环境时，教师工作资源对工作绩效的积极影响更为显著。再如，相关领域研究证实，工作要求放大政治技能对工作绩效的影响(Blickle et al., 2009)；且高工作要求高工作资源组合下，员工的幸福体验水平最高(李爱梅, 王笑天, 熊冠星, 李斌, 凌文辁, 2015)。为此，根据上述理论和实证研究，结合工作要求就是环境压力源(Demerouti et al., 2001)，我们尝试推测并提出假设H4:幼儿教师职业压力放大胜任力对职业认同的影响。

此外，已有研究表明(刘力全, 2007; 王钢, 黄旭, 鲁雪, 张大均, 2015)，学校性质、每月收入、教师教龄和年龄等对幼儿教师职业压力、职业认同和职业幸福感等可能产生影响。由于它们不是本文研究重点，因此，作为控制变量。

综上所述，根据职业幸福感的JD-R模型，结合理论分析和实证研究，本研究提出四个假设，并将其整合为图 1的有调节的中介模型。探讨以上问题有一定价值。理论方面，有助于检验和发展职业幸福感的JD-R模型，深化教师职业幸福感影响机制研究；实践方面，有助于探寻影响幼儿教师职业幸福感的近端且可控的主要风险性和保护性因素，有针对性提升幼儿教师职业幸福感。

2 研究方法 2.1 研究被试

采用问卷星的网络问卷平台，采取方便取样法，以幼儿园为单位，调查四川、重庆、西藏、贵州和北京五地幼儿教师340名。剔除超过5%题目没有作答、有规律作答以及作答时间少于5分钟，获得有效被试326名，有效率为96%。具体说来，四川、重庆、西藏、贵州和北京五地的私立园各1所，公立园各2所；私立园教师126名，公立园教师200名；被试平均月薪3576.23±1834.69元；平均教龄为7.72±7.43年；平均年龄29.61±7.06岁。

2.2 研究工具 2.2.1 幼儿教师职业幸福感量表

由王钢(2013)修编，包括心理幸福感、情绪幸福感、社会幸福感和认知幸福感4个分量表，共15个题项。每个题项用Likert3点记分，计分范围从“完全不同意”得1分至“完全同意”得3分，心理幸福感、情绪幸福感、社会幸福感和认知幸福感得分越高，说明体验到这种幸福感越多。信效度检验发现，幼儿教师职业幸福感总量表及4个分量表α系数在0.65~0.83之间，重测信度(选取50名幼儿教师间隔8周)在0.72~0.87之间；总量表各因素间的相关系数介于0.34~0.45之间，低于因素与量表间的相关0.59~0.73；量表总得分与情感量表和教师工作满意度量表两个效标得分的相关分别为0.73和0.80。本研究中总量表α系数为0.89，分量表α系数在0.64~0.81之间。

2.2.2 幼儿教师胜任力问卷

由汤舒俊和徐红(2015)研制，包括人格魅力、育人导向、专业素养和职业承诺4个分问卷，共有22个题项。每题项用Likert5点记分，计分范围从“非常不同意”得1分至“非常同意”得5分，得分越高，说明该方面胜任力越强。汤舒俊和徐红所做探索性(4个因素能够解释52.63%的方差变异)以及验证性因素分析表明(χ²/df=2.77，RMSEA=0.07，IFI=0.94，CFI=0.93，GFI=0.92)，整个问卷结构效度良好。本研究中总问卷α系数为0.93，分问卷α系数在0.76~0.91之间。

2.2.3 幼儿教师职业认同问卷

由王彩凤(2009)编制，包括职业认知、职业需要、职业情感和职业意志4个分问卷，共14个题项。每个题项用Likert5点记分，计分范围从“非常不同意”得1分至“非常同意”得5分，职业认知、职业需要、职业情感和职业意志得分越高，说明该方面认同越大。研究表明，总问卷和4个分问卷α系数在0.50~0.79之间；探索性(4个因素能够解释64.89%的方差变异)和验证性因素分析(χ²/df=1.97，RMSEA=0.07，IFI=0.93，CFI=0.92，TLI=0.90) 发现，整个问卷结构效度良好。本研究中总问卷α系数为0.84，分问卷α系数在0.51~0.78之间。

2.2.4 幼儿教师工作压力源问卷

由刘力全(2007)编制，包括职业期望、工作负荷、人际环境、地位发展和幼儿因素5个分问卷，共有38个题项。每题项用Likert5点记分，计分的范围从“压力很大”得5分至“没有压力”得1分，5个分问卷得分越高，说明该方面压力越大。刘力全研究表明，总问卷和分问卷α系数在0.71~0.95之间；探索性(5个因素能够解释54.74%的方差变异)和验证性因素分析显示(χ²/df=2.22，RMSEA= 0.07，IFI=0.97，CFI=0.97，TLI=0.96)，整个问卷结构效度良好。本研究中总问卷α系数是0.96，分问卷α系数在0.69~0.86之间。

2.2.5 教师职业倦怠量表

由Maslach研制，李超平和汪海梅(2009)修编，包括情感枯竭、去人格化和低成就感3个分量表，共15个题项。每题项用Likert7点记分，计分范围从“从不发生”得1分至“天天发生”得7分，情感枯竭、去人格化和低成就感得分越高，说明体验到这方面倦怠越强。李超平和汪海梅(2009)研究发现，3个分量表α系数在0.76~0.90之间；探索性(3个因素能够解释59.79%的方差变异)和验证性因素分析表明(χ²/df=2.88，RMSEA=0.07，IFI=0.90，CFI=0.92，TLI=0.90)，整个问卷结构效度良好。本研究中总量表α系数为0.86，分量表α系数在0.73~0.88之间。

2.3 施测过程

在15名幼儿园园长帮助下，由研究者本人或幼儿园园长利用幼儿园教研时间，以幼儿园为单位，通过微信、QQ等形式邀请四川、重庆、西藏、贵州和北京五地共15所幼儿园的340名幼儿教师使用手机参加网络问卷调查。调查时，首先，被试阅读此次调查的项目信息表，知晓此次调查。其次，被试阅读填写方法以及注意事项，如有不清楚之处立即通过电话、QQ、微信以及面对面等形式咨询研究者本人或幼儿园园长。最后，被试完成测试后，及时告知幼儿园园长和研究者，以便确认。整个测试过程大致需要20分钟。

2.4 数据的统计分析

采用SPSS16.0和AMOS6.0软件进行数据管理和分析。首先，采用主成分分析检验共同方法偏差。主成分分析结果表明(Podsakoff, MacKenzie, Paine, & Bachrach, 2000)，未旋转主成分分析共有13个因子的特征值大于1且第1个因子解释变异量为24.17%，低于40%，说明该研究的共同方法偏差可接受(Ashford & Tsui, 1991)。其次，采用皮尔逊积差相关分析变量间的相关。最后，采用潜变量结构方程模型，分析幼儿教师胜任力、职业压力、职业认同以及职业倦怠对职业幸福感的影响。

3 结果与分析 3.1 变量间的相关分析

使用皮尔逊积差相关分析变量间的相关，结果见表 1。主要变量方面，幼儿教师胜任力分别与职业认同和职业幸福感呈极其显著正相关，与职业倦怠呈极其显著负相关，与职业压力不存在显著相关；职业认同与职业幸福感呈极其显著正相关，分别与职业压力和职业倦怠呈极其显著负相关；职业压力与职业倦怠呈极其显著正相关，分别与职业认同和职业幸福感呈极其显著负相关；职业倦怠同职业幸福感呈极其显著负相关。因此，有必要进一步考察它们之间的关系。控制变量方面，学校性质、每月收入、教师年龄以及教师教龄分别与胜任力、职业认同、职业压力、职业倦怠和职业幸福感之间存在一定程度相关。因此，在模型中有必要加以控制。

3.2 有调节的中介效应检验

先对主要变量和控制变量进行标准化处理(温忠麟, 侯杰泰, Marsh, 2008)，以减少多重共线性，增强模型收敛性。然后根据温忠麟和叶宝娟(温忠麟, 叶宝娟, 2014)的观点，检验有调节的中介效应。第一步，采用结构方程技术，建立简单调节模型M1，旨在检验幼儿教师胜任力和职业压力对职业幸福感的直接效应是否受到对方调节。简单调节模型M1中，控制学校性质、每月收入、教师教龄和年龄影响；同时，职业压力和胜任力为外生潜变量，职业幸福感为内源潜变量，职业压力和胜任力的潜变量交互项采用乘积指标法建构。检验结果表明，模型M1拟合指数分别为χ²/df=5.17，RMSEA=0.06，TLI=0.93，IFI=0.95，CFI=0.95，满足拟合优度条件，拟合良好。具体说来，模型M1中，控制学校性质等变量影响后，胜任力(β=0.32，t=5.07，p＜0.001) 和职业压力(β=-0.25，t=-4.25，p＜0.001) 对职业幸福感的路径系数均极其显著，但职业压力×胜任力(β=-0.03，t=-0.53，p＞0.05) 对职业幸福感的路径系数不显著，职业压力与胜任力之间的相关系数不显著(r=-0.04，t=-0.85，p＞0.05)。这说明幼儿教师胜任力和职业压力对职业幸福感的直接效应不受对方调节。

第二步，根据前文提出的四个研究假设，结合简单调节模型M1的研究结果(直接效应不受调节)，采用结构方程技术，建立图 1所示的有调节的中介模型M2。具体说来，模型M2中同样控制学校性质等变量影响；同时，胜任力和职业压力为外生潜变量，职业认同、职业倦怠和职业幸福感为内源潜变量，职业压力和胜任力的潜变量交互项采用乘积指标法建构。检验结果表明，模型M2拟合指数分别为χ²/df=6.32，RMSEA=0.10，TLI=0.85，IFI=0.89，CFI=0.89，拟合不太理想。鉴于潜变量结构方程模型中，既包括测量方程也包括结构方程，模型更为复杂，模型拟合检验非常重要(温忠麟, 叶宝娟, 2014)。为改善模型拟合情况，根据表 1的相关分析和提示增加两条关系强的路径，即职业压力→职业认同、职业倦怠→职业认同的直接路径，模型M3的拟合指数变为χ²/df=5.40，RMSEA=0.08，TLI=0.90，IFI=0.94，CFI=0.94，拟合良好。下面进一步分析有调节的中介效应模型M3。

3.2.1 职业认同和职业倦怠的中介作用分析

如图 2所示，模型M3中，控制学校性质等影响后，幼儿教师胜任力通过职业认同(0.27×0.46=0.12) 的单独中介效应提高职业幸福感；幼儿教师职业压力分别通过职业倦怠(0.51×-0.16=-0.08) 和职业认同(-0.30×0.46=-0.14) 的单独中介效应，也依次通过职业倦怠和职业认同(0.51×-0.55×0.46=-0.13) 的链式中介效应降低职业幸福感。

进一步使用Bootstrap程序检验中介效应的显著性(Shrout & Bolger, 2002)。采用重复随机抽样法在原始数据(N=326) 中抽取1000个Bootstrap样本，矫正偏差的Bootstrap置信区间检验结果表明，表 2中所有路径系数95%的置信区间没有包括0，这些路径系数显著。换言之，幼儿教师职业认同是胜任力影响职业幸福感的中介，职业倦怠和职业认同是职业压力影响职业幸福感的中介。

3.2.2 职业压力和胜任力的调节作用分析

如图 2所示，模型M3中，幼儿教师职业压力(β=0.51，t=9.70，p＜0.001)、职业压力×胜任力(β=-0.15，t=-2.86，p＜0.01) 对职业倦怠的路径系数均极其显著，说明胜任力在职业压力对职业倦怠的影响中起调节作用。同时，幼儿教师胜任力(β=0.27，t=4.39，p＜0.001)、职业压力(β=-0.30，t=-4.18，p＜0.001)、职业压力×胜任力(β=0.19，t=3.25，p＜0.01) 对职业认同的路径系数均极其显著，说明职业压力在胜任力对职业认同的影响中起调节作用。

为更清楚地揭示交互效应的实质，通过简单斜率检验分别考察胜任力和职业压力的调节作用。具体说来，以幼儿教师胜任力上下1个标准差为界限，将被试分为高胜任力组和低胜任力组，图 3检验结果表明，高胜任力组中(Z_胜任力≥1)，职业倦怠随着职业压力增加表现出上升趋势，但不显著(β=0.04，t=0.15，p＞0.05)；低胜任力组中(Z_胜任力≤-1)，职业倦怠随着职业压力增加表现出显著上升趋势(β=0.63，t=7.97，p＜0.001)。

同样，以幼儿教师职业压力上下1个标准差为界限，将被试分为高职业压力组和低职业压力组，图 4检验结果表明，高职业压力组中(Z_职业压力≥1)，职业认同随着胜任力增加表现显著上升趋势(β=0.57，t=8.55，p＜0.001)；低职业压力组中(Z_职业压力≤-1)，职业认同随着胜任力增加表现出上升趋势，但不显著(β=0.17，t=1.21，p＞0.05)。

4 讨论 4.1 幼儿教师职业认同和职业倦怠的中介作用

本研究表明，幼儿教师职业认同是胜任力提升职业幸福感的中介。该结果支持假设H2的动机过程，也同已有研究结果相似(王钢等, 2014; 杨惠兰等, 2015)。鉴于此，幼儿教师胜任力、心理资本等个体资源(Akkermans et al., 2013)同工作资源一样，具有动机作用；动机过程表现为通过职业认同作为中介提高职业幸福感，作用路径具有“一定特异性”。动机过程作用路径的“特异性”除JD-R模型外，还可由特殊性匹配原理加以解释。特殊性匹配原理认为，前因变量和结果变量之间的关系模式具有“相对专门化”特点，特定性质的前因变量和与之具有匹配性质的结果变量之间联系较紧密，而与之不具有匹配性质结果变量之间的联系则较微弱(William Swann, Chang-Schneider, & McClarty, 2007)。具体到本研究，“相对专门化”特点表现为，幼儿教师胜任力、职业认同和职业幸福感同为积极因素，更具匹配性质，于是幼儿教师胜任力这种似人格特征的保护性因素主要通过职业认同等积极因素影响积极心理——职业幸福感。吴伟炯等(2012)研究就发现，教师的事物型心理资本对工作投入和工作满意度之间的增益螺旋有较大的正向影响，但对工作倦怠和离职意向的负向影响很小甚至可以忽略；同时教师人际型心理资本对工作投入和工作满意度的正向影响远大于对工作倦怠和离职意向的负向影响。该研究与本研究有异曲同工之处。

本研究还表明，幼儿教师职业倦怠是职业压力降低职业幸福感的中介。该结果支持假设H1的压力过程，也同一些研究基本一致。比如，杨玲等(2015)研究发现，中小学教师家庭工作冲突压力并不直接影响职业幸福感，而是通过职业倦怠为中介间接降低职业幸福感。再如，相关领域研究显示(Tziner, Rabenu, Radomski, & Belkin, 2015)，医生职业倦怠在职业压力与职业幸福感之间起中介作用。为此，幼儿教师职业倦怠的确是压力过程的重要环节。

但需指出的是，幼儿教师职业倦怠除了作为单独中介外，职业压力还通过职业认同的单独中介以及职业倦怠——职业认同的链式中介降低职业幸福感。王钢等(2014)研究就表明，幼儿教师职业认同是职业压力降低职业幸福感的中介，该结果支持了职业认同的单独中介。同时，相关领域创伤模型(Sowislo & Orth, 2013)指出，职业倦怠会损害职业认同；张鑫(2013)关于幼儿教师的研究也证实，职业倦怠的确会降低其职业认同。这些研究均支持职业倦怠——职业认同可能起链式中介作用。概而言之，这似乎说明，职业压力过程可能具有多重路径，作用路径具有“不完全特异性”。究其缘由，原因可能在于，工作压力源容易被视为负性刺激，而相比正性刺激，幼儿教师与其他人一样，对负性刺激更为敏感；尤其当注意资源紧张时，负性刺激得到优先加工(黄宇霞, 罗跃嘉, 2009)，产生更广泛更深远影响。进一步说来，这可能跟右侧海马/杏仁核的警觉功能有关联(袁加锦, 李红, 2012)。

4.2 幼儿教师胜任力和职业压力的调节作用

本研究发现，同外部工作资源相似，作为重要内部个体资源的幼儿教师胜任力也能缓解职业压力对职业倦怠的不利影响。具体说来，低胜任力的幼儿教师，其职业倦怠水平随着职业压力水平增加显著升高；而高胜任力的幼儿教师，其职业倦怠低，且其职业倦怠水平不随职业压力水平增加显著升高。该结果支持了假设H3，也与已有研究基本一致(Creed et al., 2014; Mäkikangas & Kinnunen, 2003; Tremblay & Messervey, 2011)。我们推测出现这一结果的原因在于，低胜任力的幼儿教师不但易感知到职业压力，而且易受职业压力所带来的不利影响，由此产生较高的职业倦怠；而高胜任力的幼儿教师不但感知到较少的职业压力，而且即使感知到职业压力，也易将职业压力视为发展机遇，转化为稳定持久的职业动力(王升, 赵双玉, 2008)，不容易产生或产生较低的职业倦怠。鉴于此，幼儿教师胜任力等内部个体资源缓解压力过程。

本研究还发现，幼儿教师职业压力放大胜任力对职业认同的积极影响。具体说来，低职业压力的幼儿教师，其职业认同度不随胜任力增加显著提升；而高职业压力的幼儿教师，其职业认同度随着胜任力增加显著提升。该结果支持了假设H4，也同其他群体的研究相近(Bakker & Demerouti, 2007; Blickle et al., 2009; 李爱梅等, 2015)。进一步分析幼儿教师职业压力放大胜任力对职业认同的积极影响，原因可能在于，在低职业压力高胜任力条件下，幼儿教师容易像其他员工一样，缺乏目标，无所事事(李爱梅等, 2015)，减弱其对职业的接纳和认可，降低其职业认同；而在高职业压力高胜任力的“双高”条件下，更能激发幼儿教师的职业动机，更易动用其工作资源，从而更加接纳和认可该职业，产生更高职业认同。鉴于此，幼儿教师职业压力放大动机过程。

4.3 研究价值及展望

本研究具有一定价值。理论方面，本研究部分检验和发展了职业幸福感的JD-R模型。一方面，幼儿教师职业压力通过职业倦怠降低职业幸福感，并且职业压力放大胜任力对职业认同的积极影响。这些结果支持了JD-R模型的压力过程以及工作要求和个体资源起联合效应。另一方面，幼儿教师胜任力通过职业认同提升职业幸福感，并且胜任力缓解职业压力对职业倦怠的不利影响。为此，教师胜任力等内部个体资源与外部工作资源作用相似，不但具有动机作用(Akkermans et al., 2013)，而且能够缓解压力过程，对教师职业幸福感非常重要。因此，有必要拓展外部工作资源，将胜任力等内部个体资源纳入JD-R模型，进一步增强其解释力和预测力。

实践方面，本研究启示，其一，聚焦幼儿教师职业认同和职业倦怠，“双管齐下”提升其职业幸福感。鉴于幼儿教师职业认同和职业倦怠分别是影响职业幸福感的近端且可控的主要保护性和风险性因素，为此，有效降低其职业倦怠的同时，着力提升其职业认同，这对提升幼儿教师职业幸福感将事半功倍。其二，根据幼儿教师胜任力水平“分层分类”，有针对性提高其职业幸福感。一方面，对低胜任力的幼儿教师，着力提高胜任力和降低职业压力。因为幼儿教师胜任力的提高不仅可以增加职业认同，提升其职业幸福感，而且能够缓解职业压力对职业倦怠的不利影响，促进其职业幸福感。同时，随着幼儿教师职业压力的降低，其职业倦怠减少，职业认同增加，这同样有助于职业幸福感提升。另一方面，对高胜任力的幼儿教师，适当增加职业压力。因为职业压力放大胜任力对职业认同的积极影响，尤其在高职业压力高胜任力的“双高”条件下，幼儿教师有更强的职业认同，产生更高的职业幸福感。

诚然，由于条件所限，本研究尚存需要改进之处。首先，虽然结合已有理论和实证研究成果，采用结构方程技术，探讨了幼儿教师职业幸福感的影响机制，但由于是横断设计，因果关系的确立需要结合纵向设计和实验操作来深化。其次，幼儿教师职业认同问卷的部分分问卷题项偏少(王彩凤, 2009)，α系数略低于0.60，需要进一步完善优化。最后，整合工作要求——资源以及个体要求——资源，进一步探讨幼儿教师职业压力过程的特异性，深化教师职业幸福感影响机制研究。

5 结论

(1) 控制学校性质、每月收入、教师教龄和年龄影响后，幼儿教师职业认同是胜任力提升职业幸福感的单独中介。

(2) 幼儿教师职业倦怠和职业认同是职业压力降低职业幸福感的中介，具体包括职业倦怠和职业认同的单独中介效应以及职业倦怠——职业认同的链式中介效应三条路径。

(3) 幼儿教师胜任力缓解职业压力对职业倦怠的影响；职业压力放大胜任力对职业认同的影响。