1 前言

世界卫生组织已经将预防自杀作为一项全球要务。其中，美国大约有13.5%的人曾经具有自杀意念(Al-Maani, 2015)。我国15~34岁人群中，大约有3.5%至7%曾经具有自杀意念或者自杀倾向(Li, Li, & Cao, 2012)，尤其是大学生的自杀概率成逐年上升趋势(冯珊珊, 张雪琴, 2008)。其中，张明和魏义梅(2009) 在师范院校的调查中发现，“大学生有自杀意念及较强自杀意念的检出率分别为13.8%和7.6%”；沈莎(2014) 在“国内五所师范类大学随机抽样的613名师范生调查中，发现16.64%的师范生对自杀持肯定态度”。研究者认为其主要原因是部分师范生对专业的选择不只是出于自我因素考虑，而更多的是出于其他外在因素考虑，如父母意愿或国家优惠政策等(赵宏玉, 齐婷婷, 张晓辉, 闾邱意淳, 2011; 赵宏玉, 张晓辉, 2015)；师范生这种自我因素和外在因素的内在冲突可能会影响师范生的专业学习和未来职业发展，也可能会导致内在职业意愿不强，从而更可能产生不同程度的自杀意念(李高峰, 2011; 姚云, 马龙, 李小红, 2012)。自杀意念是指个体在认知或思想上出现自杀或者自我伤害的想法和计划(Beck, Steer, & Ranieri, 1988; Murrough et al., 2015)。自杀意念也与抑郁、心理健康等因素关系密切(张明, 魏义梅, 2009)，降低自杀意念可以有效缓解个体的自杀行为，提升个体的心理健康水平(Gould, Munfakh, Kleinman, & Lake, 2012)。心理健康的社会学模型认为职业认同或群体认同是影响个体心理健康的重要因素之一(Nakashima, Isobe, & Ura, 2013; 陶西格, 米歇尔, 苏比蒂, 2007)。王鑫强和张大均(2012)的研究也发现，师范生的职业认同与其心理健康存在密切联系，即低职业认同易引发师范生的焦虑和抑郁，是师范生心理健康问题的重要来源。另外，研究表明自杀意念会受到家庭所在地和年龄的影响(刘建平, 杨铖, 2008; 张熳, 2007)。因此，本研究将对家庭所在地和年龄这些变量进行控制的基础上，考察师范生职业认同对自杀意念的影响及其内在作用机制，进而在一定程度上为师范生自杀意念的预防和干预提供重要的理论依据。

师范生的教师职业认同，是指师范生对将要从事的教师职业和当前师范生身份予以认可的程度(Hong, 2010; Izadinia, 2013; Pillen, Beijaard, & Brok, 2013; Trent, 2011; 罗杰, 周瑗, 陈维, 潘运, 赵守盈, 2014; 王鑫强, 曾丽红, 张大均, 李森, 2010)。职业认同作为社会认同的一种特殊表现形式，是个体与职业具有一致性或者从属于职业的知觉，它对个体的工作和学习态度起到决定性的作用，会直接影响个体对职业的认知(Ashforth & Mael, 1989; 罗杰等, 2014; 李永鑫, 李艺敏, 申继亮, 2012)。高职业认同的师范生能够对教师职业感到满意，能克服艰苦的学习环境，专注于专业技能的学习和提高(Abednia, 2012; 张燕, 赵宏玉, 齐婷婷, 张晓辉, 2011)，以乐观的心态在学习中感悟教师职业将带来的人生价值和生命意义(Day, Kington, Stobart, & Sammons, 2006; 蒋晓虹, 2012; 罗杰等, 2014; 王鑫强, 张大均, 薛中华, 齐晓栋, 2012)，具有更多的学业满意度和更少的未来担忧(王鑫强, 张大均, 曾丽红, 2011)。而低职业认同的师范生存在更多的心理健康问题，如焦虑、抑郁等(王鑫强, 张大均, 2012)，其中抑郁是预测师范生自杀意念的“最好指标”(张明, 魏义梅, 2009)。然而，到目前为止，较少有研究者考察师范生的职业认同与自杀意念之间的关系，更少探讨哪些变量可能在职业认同与自杀意念之间发挥调节效应，以及调节效应发挥作用的条件。

根据心理健康的社会-文化模型，在社会文化背景下，男性和女性所期望从事的职业存在性别差异(陶西格, 米歇尔, 苏比蒂, 2007)。一般而言，社会文化对男性的期望较高，尤其期望男性从事社会地位高，工资收入高的职业(李录志, 宋丙英, 王丽, 2011; 王树青, 石猛, 陈会昌, 2010)。然而对于女师范生而言，社会文化以及她们的亲人、朋友一般更多的期望其能从事稳定、且能够很好地照顾家庭的教师职业(李录志, 宋丙英, 王丽, 2011; 周小李, 杜时忠, 2008)。女师范生如果对教师职业的认同越低，意味着其在未来职业这个重大人生问题上，越容易与当前的师范生身份以及周围人们的看法相冲突(并可能丧失选择的自由)，越容易产生自我怀疑和内心冲突。如果职业女性的自我怀疑或内心冲突越多，其自杀意念也会越高(袁艳萍, 田丽丽, 谈继红, 马孟阳, 汤达华, 2012)。王鑫强和张大均(2012) 等人的调查结果也发现女师范生职业认同与心理健康的关系相比男师范生更为密切。因此，本研究推测性别能够调节师范生职业认同与自杀意念之间的关系，女师范生的职业认同对其自杀意念的影响程度可能会更大。

职业认同源自于自我同一性，也是自我同一性的一种表现形式，对个体的职业发展具有重要的影响(高艳, 乔志宏, 宋慧婷, 2011)。研究表明，自我同一性与抑郁成显著的负相关，并且可以有效地预测个体的抑郁状况(易晓明, 2015)。调查研究也发现，职业认同与抑郁存在显著的负相关，即职业认同越低，抑郁水平越高(张斌, 陈燕, 王叶飞, 谢雨珍, 邱致燕, 2015；王鑫强, 张大均, 2012)。另外，多项研究发现抑郁与自杀意念存在显著的正相关，抑郁是影响自杀意念的重要影响因素(Brådvik, Mattisson, Bogren, & Nettelbladt, 2008; 刘晓秋, 白志军, 2014; 王倩倩, 杨振斌, 李焰, 2014)。因此，本研究推测抑郁在职业认同与自杀意念之间可能起到中介作用。同时多项研究表明，职业认同与抑郁之间的关系存在性别差异，女师范生的职业认同对抑郁的影响显著高于男师范生的(王鑫强, 张大均, 2012; Lei, Guo, & Liu, 2012)。因此，我们进一步推测抑郁可能在性别调节师范生职业认同和自杀意念的关系中起到中介作用，即与男师范生相比，女师范生的职业认同越低越可能产生抑郁，而抑郁的不断增加会提高女师范生的自杀意念。

综上所述，本研究拟基于心理健康的社会学模型和社会-文化模型，将抑郁和性别作为重要的影响因素，探究它们在师范生职业认同影响自杀意念的过程中所起的作用，且建构一个有中介的调节模型(如图 1)。具体来说，本研究主要关注以下问题：(1) 考察师范生的职业认同与自杀意念之间的关系；(2) 探究性别是否调节师范生的职业认同与自杀意念之间的关系；(3) 考察性别的调节效应是否是通过抑郁这一中介变量而起作用。

2 方法 2.1 被试

选取某师范大学的师范生，采取整群抽样法，以班级为单位发放720份问卷，回收的有效问卷为700份，问卷有效回收率为97.2%。在性别分布上，男生有201人(28.7%)，女生有499人(71.3%)，与以往师范生的性别调查比例相似(魏彩红, 张晓辉, 赵宏玉, 张秀, 闫芳, 2013)，同时也与该师范大学师范生存在的男女比例相似；在年级分布上，包括大二(330人)和大三年级(370人)的师范生(大一新生刚入学，大四则已进入实习岗位，均未进行调查)，且职业认同在年级分布上没有显著差异(t(698)= 1.30, p > 0.05)；在年龄分布上，18到24岁之间，平均年龄20.27岁，标准差0.99岁；在家庭所在地分布上，农村占46.0%，城镇占54.0%。

2.2 工具 2.2.1 师范生职业认同感量表(PISNS)

采用王鑫强等人(2010)编制的师范生职业认同感量表(Professional Identification Scale for Normal Students，PISNS)测量师范生的职业认同感。该量表包括职业意愿与期望、职业意志、职业价值、职业效能等四个维度，共12个条目采用从1 (完全不同意)到5 (完全同意)的5点计分方式。量表得分越高，表明师范生的教师职业认同感越高。在本研究中，该量表的内部一致性信度为0.84；验证性因素分析结果表明，χ²/df=5.39, RMSEA=0.08, 模型的IFI、NFI、TLI、CFI等相对拟合指数在0.91到0.94之间，其拟合指数均在较好的接受范围之内。这说明该量表的总体质量较高，具有较好的信效度。

2.2.2 自杀意念自评量表(SIOSS)

采用夏朝云等人(2012)翻译并修订的自杀意念自评量表(Self-Rating Idea Of Suicide Scale, SIOSS)测量师范生的自杀意念。该量表包括绝望、乐观、睡眠和掩饰四个维度，共26道题，采用1 (是)和0 (否)的计分方式。掩饰维度用于判断测量结果是否可靠，若掩饰分≧4分，则认为被试未认真作答，测量结果不可靠。绝望、乐观和睡眠等三个维度题目的总分即为自杀意念分数，得分越高，表明师范生的自杀意念越强，若该得分≧12分，则认为该被试有自杀意念。在本研究中，该量表的内部一致性信度为0.81。

2.2.3 流调中心用抑郁自评量表(CES-D)

采用Radloff (1977)编制的流调中心用抑郁自评量表(Center for Epidemiological Studies Depression Scale, CES-D)测量师范生的抑郁水平。该量表包括抑郁情绪、躯体状况、积极情绪及活动迟滞和人际关系等四个维度，共20道题，采用0 (近一周出现该感觉的天数少于1天)到3 (近一周出现该感觉的天数少于5天)的4点计分方式。量表得分越高，说明抑郁程度越高。在本研究中，该量表的内部一致性信度为0.87。

2.3 共同方法偏差检验

基于同一批被试接受三个问卷的调查，为了检验是否存在共同方法变异而导致共同方法偏差，研究者在数据分析之前对数据进行了共同方法偏差检验(周浩, 龙立荣, 2004)。Harman单因子检验结果显示，特征根大于1的因子共有15个，且第一个因子的解释变异量是16.57%，小于临界标准40%，由此可知本研究不存在显著的共同方法偏差(熊红星, 张璟, 叶宝娟, 郑雪, 孙配贞, 2012)。

3 结果 3.1 各变量的描述性统计结果

职业认同在性别上存在显著差异(t(698) = -5.00, p＜0.001)，女师范生的职业认同得分(3.50 ± 0.53) 显著高于男师范生的(3.26 ± 0.60)。抑郁在性别上存在显著差异(t (698) = -2.44, p＜0.05)，女师范生的抑郁得分(15.94 ± 7.90) 显著低于男师范生的(16.14 ± 8.10)。男、女师范生自杀意念的检出率分别占总数的2.14%和5.43%，且存在显著的性别差异(χ²= 10.27, p＜0.01)。另外，自杀意念得分在年龄分布上存在显著的影响(F(6, 690) =2.22, p＜0.05)；自杀意念得分在家庭所在地分布上存在显著的影响(t(698)=3.90, p＜0.001)；因此，本研究将在分层回归分析中对家庭所在地和年龄等影响自杀意念的变量进行控制。

3.2 师范生职业认同、抑郁和自杀意念之间的相关分析

对师范生职业认同、抑郁和自杀意念进行相关分析，结果发现：职业认同与自杀意念(r =-0.17, p＜0.001)、抑郁(r = -0.15, p＜0.001) 呈显著的负相关，自杀意念和抑郁呈显著的正相关(r = 0.65, p＜0.001)。

3.3 职业认同与自杀意念之间的关系：有中介的调节模型检验

根据叶宝娟和温忠麟(2013) 的检验方法，有中介的调节效应需要满足以下三个条件：“(1) Y对X、U和UX的回归，UX的系数显著；(2) W对X、U和UX的回归，UX的系数显著；(3) Y对X、U、UX和W的回归，W的系数显著；如果UX的系数显著，那么U的调节效应部分通过中介变量W而起作用”。本研究的模型估计如果满足以下三个条件，则表明存在有中介的调节效应：(1) 性别对师范生职业认同和自杀意念关系的调节效应显著；(2) 性别对师范生职业认同和抑郁关系的调节效应显著；(3) 抑郁和师范生自杀意念的关系显著。

除家庭所在地、性别和年龄外，首先对全样本进行去中心化处理。然后，采用分层回归分析，在控制家庭所在地和年龄等人口学变量后，考察性别对师范生职业认同和自杀意念关系的调节作用。如表 1所示，第一步放入家庭所在地和年龄，R²为0.02。第二步放入师范生职业认同、性别，结果发现职业认同(β = -0.20，p＜0.001)、性别(t = -0.09, p＜0.05) 对自杀意念都具有显著的负向预测作用，ΔR²为0.04。第三步放入师范生职业认同与性别的交互项，结果发现该交互项对自杀意念的预测作用显著，表明性别对职业认同与自杀意念关系的调节效应显著(β = 0.15, p＜0.01)，ΔR²= 0.02。为进一步解释调节效应，分别取性别为0和1 (0=女, 1=男)，绘制了交互效应图(图 2)，图中的直线斜率反应了师范生职业认同对自杀意念的影响大小。简单斜率检验表明(Dearing & Hamilton, 2006)，女师范生会随着职业认同的增加，自杀意念表现出极其显著的下降趋势(β= -0.29, p＜0.001)；男师范生随着职业认同的增加，自杀意念仅仅表现出显著的下降趋势(β= -0.14, p＜0.05)。然而与男师范生相比，女师范生的职业认同对其自杀意念具有更高的预测效应。因此，结果表明职业认同与自杀意念之间的关系受到了性别的调节。

同样采用分层回归分析，在控制了家庭所在地和年龄的基础上，考察性别对师范生职业认同和抑郁关系的调节作用。如表 2所示，方程第一步放入家庭所在地和年龄，R²为0.01。第二步放入职业认同、性别，结果发现职业认同对抑郁具有显著的负向预测作用(β= -0.16, p＜0.001)，ΔR²为0.03。第三步放入职业认同与性别的交互项，结果发现该交互项对抑郁的预测作用显著，表明性别对职业认同与抑郁关系的调节效应显著(β=0.13, p＜0.01)，ΔR²为0.01。为进一步解释调节效应，分别取性别为0和1 (0=女, 1=男)，绘制了交互效应图(图 3)，图中的直线斜率反应了师范生职业认同对抑郁的影响大小。简单斜率检验表明(Dearing & Hamilton, 2006)，女师范生随着职业认同的增加，抑郁水平表现出极其显著的下降趋势(β =-5.00, p＜0.001)；男师范生随着职业认同感的增加，抑郁水平也表现出极其显著的下降趋势(β = -2.22, p＜0.001)。然而相对于男师范生而言，女师范生的职业认同对其抑郁水平具有更高的预测作用。

在表 1中，第四步放入抑郁，结果发现抑郁对自杀意念有显著的正向预测作用(β = 0.62, p＜0.001)，ΔR²为0.36，职业认同与性别的交互项对自杀意念的调节效应依然显著(β = 0.07, p＜0.05)，根据叶宝娟和温忠麟(2013) 的检验方法，结合表 2的研究结果，这综合说明性别的调节作用部分通过抑郁这一中介变量实现。即相对于男师范生来说，女师范生的职业认同越低，自杀意念和抑郁的上升更快，女师范生的职业认同越高，自杀意念和抑郁的下降也更快。具体来说，在职业认同与自杀意念的关系中，性别的调节效应为0.15，其中直接调节效应为0.08，间接调节效应为0.07，间接效应占总调节效应的比例为46.7%。

4 讨论 4.1 师范生职业认同与自杀意念之间的关系

本研究结果显示，男、女师范生的自杀意念检出率分别占总数的2.14%和5.43%，其中女性的自杀意念检出率显著高于男性。另外，师范生职业认同的性别差异显著，女性的职业认同显著高于男性，这与以往的研究结果一致(王鑫强, 张大均, 2012; 武旭召, 孙卫, 杜田, 2010)。职业认同作为一种积极的职业态度，是个体自我肯定、自我接纳的重要心理源泉(蒋晓虹, 2012; 罗杰等, 2014)，相对于低职业认同师范生，高职业认同师范生对职业生活事件存在积极的认知加工偏差，具有更好的职业心态(wang, zhu, Liu & chen, 2017)。本研究发现职业认同对自杀意念具有重要的预测作用，即职业认同越高，个体的自杀意念越低；反之，师范生对教师职业的认同较低，可能会对他们造成一定的存在性危机(existential crisis)，要面对诸如“我要做什么？”、“我要从事教师职业吗？”、“我认同教师职业吗？”等深层次的价值观问题，导致个体的内心冲突和焦虑，带来一定的心理问题和心理危机(陈章龙, 周红, 2009)，从而易引发自杀意念。

4.2 性别的调节作用

本研究结果发现，性别在师范生职业认同与自杀意念之间起到调节作用。其中，女师范生相比男师范生，其职业认同对自杀意念具有更好的预测效应，这一结果支持了前人的研究(Greenaway et al., 2015; Jetten, Haslam, & Haslam, 2012; Khan et al., 2014)。女师范生的职业认同之所以与自杀意念的关系更为紧密，究其原因：一方面，教师职业是家庭教育的延伸，也是女性的理想职业。当女师范生对教师职业的认同程度较高时，那么这种期望与现实之间的统一在一定程度上可以有效提升个体的学习满意度和生活满意度，大幅度降低自杀意念。另一方面，在传统意义上教师职业是一份较为稳定的“铁饭碗”，父母更愿意说服甚至强迫孩子从事这份职业。而相对男师范生而言，女师范生一般会顺从父母的意愿，压抑自己的内心冲突(Ambrosini & Stanghellini, 2012)，随着职业认同的不断降低而引发心理健康问题，严重者还会产生自杀意念甚至实施自杀行为。这提示我们，应重点关注女师范生的职业认同，同时也要重视社会文化和个体意愿之间的相互关系，以进一步阐释、预防和干预师范生因为教师职业认同而导致的自杀意念。

4.3 抑郁的中介作用

本研究结果发现，性别对师范生职业认同与自杀意念关系的调节作用有一部分是通过抑郁这个中介变量实现的，即抑郁在性别对师范生职业认同和自杀意念关系的调节中起到部分“桥梁”作用。这种“桥梁”作用具体表现为：相对于男师范生，女师范生的低职业认同会让其陷入来自社会文化及家庭期望的双重压力，可能产生更多的抑郁；而抑郁的累积会对师范生的自杀意念产生重要影响，这与以往的研究是一致的(Brådvik, Mattisson, Bogren, & Nettelbladt, 2008; 刘晓秋, 白志军, 2014; 王倩倩, 杨振斌, 李焰, 2014)。然而，相对于男师范生来说，具有高职业认同的女师范生，由于自我职业意愿与社会文化及家庭的期望高度一致，会让其对生活更为满意，自我肯定更多，未来担忧更少，很少出现抑郁等消极情绪(王鑫强, 张大均, 曾丽红, 2011; 王鑫强, 张大均, 2012)，其自杀意念也越低。社会-文化模型认为文化因素影响个体看待事物的方式和态度(陶西格, 米歇尔, 苏比蒂, 2007)。那么，相对于女师范生而言，男师范生的低职业认同对其抑郁等心理健康的影响相对于较少，主要是因为社会文化对男性和女性所期望从事的职业存在性别差异。一般而言，社会文化对男性的期望较高，尤其期望男性从事社会地位高，工资收入高的职业(李录志, 宋丙英, 王丽, 2011; 王树青, 石猛, 陈会昌, 2010)。那么，相对于女师范生来说，男师范生对教师的低职业认同也符合社会文化对男性的职业期望，即使其职业认同低，仍然不会对其心理健康产生较大的影响。

4.4 研究的启示

综上，研究结果表明师范生个体可能会因为缺乏或者低职业认同而产生抑郁和自杀意念，还会因为来自传统文化观念和社会期望等因素的约束，累积抑郁等消极的情绪，发展为自杀意念的易感人群。该结果提示我们在对师范生自杀意念干预工作的重点应在于积极预防，在师范生未产抑郁和自杀意念时，积极提高其职业认同感，从源头解决职源性心理健康危机(王鑫强等, 2012)，并考虑职业认同在师范生心理健康问题中的性别差异(苏春青, 2011)。在师范生的培养过程中，学校和老师们应重点关注低职业认同的女师范生在心理健康问题上的心理和行为表现。虽然教师职业长期以来都是女性的理想职业，但是在其填报志愿上，学校要做好正确的引导，尤其是对于女师范生而言，更应该还原教师职业的发展现状，让家长和学生都对教师职业有一个更加深入的职业认知。同时，还可以通过教师职业认同量表进行职前测验，建立师范生的准入机制，从而在源头上有效的规避那些低教师职业认同的学生进入师范生队伍(魏彩红, 张晓辉, 赵宏玉, 张秀, 闫芳, 2013)。此外，在其培养过程中，学校和老师们要及时注意和疏导女师范生的消极情绪，可采用存在主义疗法来帮助那些因为职业认同低而引发心理健康问题的女师范生，重点处理好存在的主题(如死亡问题、职业自由问题以及对自己和他人的责任等问题)，勇敢地面对现在和将来，对自己的职业做出选择，为自己的选择及行为负责，从而澄清或重新获得生存的意义感(安献丽, 2003; 吕伟红, 2011)；也还可以通过教育实习，来帮助教师职业认同不高的女师范生在实践中提升自我效能感(杨翠娥, 2011)，理解教师教育，形成对教师职业的价值感和使命感(张春雨, 韦嘉, 张进辅, 李喆, 2013)，从而在未来的教师职业中健康成长和发展。

4.5 研究的局限和展望

本研究揭示了性别调节师范生职业认同与自杀意念关系之间可能的机制，但是仍然存在以下不足。首先，本研究采用的横断研究方式不能充分地揭示师范生职业认同与自杀意念之间的因果关系，因此在未来的研究中，研究者可以考虑采用纵向追踪研究或者实验研究来进一步的厘清和验证它们之间存在的因果关系。其次，在本研究中，师范生职业认同采用外显测量的方式，那么未来的研究可以从内隐测量的方式，探究内隐师范生职业认同与自杀意念之间是否也存在这种关系？这需要进一步的研究。

5 结论

(1) 女师范生的职业认同水平和自杀意念检出率都显著高于男师范生。

(2) 师范生职业认同与自杀意念的关系受到性别的调节。

(3) 性别对师范生职业认同和自杀意念关系的调节部分通过抑郁这一中介变量来实现。