1 引言
师范生公费教育是一项促进教育公平的重要政策，对着力解决农村学校师资紧缺问题、促进教育均衡发展具有重要意义。自2007年起，我国就已开始在六所部属师范院校实施师范生公费教育政策。截至2023年，六所部属师范院校已累计招收公费师范生约15万人(吴丹, 2024)，地方师范院校公费师范生年度招生人数保持稳定并不断攀升(李广 等, 2024)。
然而，作为我国基础教育师资储备的中坚力量，公费师范生群体在培养实践中却面临多重困境。研究表明，该群体的心理问题发生率高于普通大学生群体(吕乐, 2018; 袁璐 等, 2014)。研究进一步揭示，公费师范生存在学习内驱力不足(李芳霞, 2016)、职业认同度偏低等深层问题。值得关注的是，近年来该群体违约现象呈上升态势(张源源, 薛芳芳, 2022)，这一趋势已引发教育界和社会各界的持续关注与深度思考。
有研究表明，缺乏相应的职业认同感是公费师范生违约的重要原因(陈菁 等, 2023)。职业认同通常被定义为个体在与职业环境的互动中形成的自我认知(Fugate et al., 2004)，即通过职业角色回答“我是谁”(Holland et al., 1993)。但归根溯源，职业认同仅是身份认同在职业领域的具体映射，是身份认同的具体表现形式。身份认同作为更广泛的心理建构，涵盖个体对多重角色的认知、情感与行为整合(张淑华 等, 2012; Burke & Tully, 1977)。已有大量研究基于身份认同对个体行为意图(Nash & Wakefield, 2022; Wolstenholme et al., 2021)和身心健康(Charng et al., 1988)进行解释和预测。因此，基于身份认同视角开展公费师范生研究非常必要，这将有助于厘清公费师范生“学习动机不高、违约意图渐长、身心健康堪忧”的现实问题。已有关于公费师范生身份认同的实证研究较少，特别是针对公费师范生身份认同的测量工具相对有限。因此，本研究编制公费师范生身份认同量表，以弥补现有测量工具的不足，从而更好地促进公费师范生相关研究的开展。
身份认同是个体对自我身份的确认和对所属群体的认知，伴随着情感体验和对行为模式进行整合的心理历程(张淑华 等, 2012)，对个体自尊、动机、行为方式、承诺等方面具有重要作用(Foote, 1951; Stets & Burke, 2000)。在理论阐述方面，身份理论(identity theory)强调身份的核心是将自我归类为某一角色的占有者，并将与该角色及其表现相关的意义纳入自我(Burke & Tully, 1977; Thoits, 1983)。例如，大学生根据自己在学术方面的责任及学业表现将自我归类为学生，从而确认自己的学生身份(Reitzes & Burke, 1980)。社会认同理论(social identity theory)进一步指出，个体本质上是在对自身所属的特定社会群体的感知中建构身份(Abrams & Hogg, 1988; Tajel, 1978)，并且在身份建构中逐渐形成对所属群体的认知与情感体验，最终影响自我行为选择(Tajel, 1978)。总体而言，身份理论侧重于个体对特定角色中的自我认同，而社会认同理论则在此基础上强调个体如何与所属群体形成更深层次的认知和情感联系。二者相辅相成，为理解身份认同提供了全面的视角。
身份认同作为个体对自我社会定位的认知建构(张淑华 等, 2012)，本质上包含身份归属的辨识过程与价值内化的认同机制(曲正伟, 2007)。既有研究在特定群体身份认同的理论建构中，普遍遵循身份认知与价值认同的二元分析框架(林一钢, 冯虹, 2013)。具体而言，身份辨识以个体或群体的符号特征为表征依据，而身份确认则通过与之对应的权利义务体系得以制度化(Bazargan-Forward, 2019; Kowalski, 2007)。研究显示，公费师范生存在显著的身份复合性特征：既具有普通师范生的双重角色定位—作为专业学习者的学生身份与承担教学实践的准教师身份(黄俊官, 2022)，更呈现出独特的制度性契约特征。其特殊性源于法定协议确立的权责关系：通过签署公费教育协议，该群体在获得学费减免与生活补助的同时，必须履行服务期不少于六年的定向从教义务(王清涛, 2019)。通过契约签订，个体的权利和义务得以确认(薛佳, 2021)。权利和义务的差异化分配正是身份建构的核心机制(Bazargan-Forward, 2019; Kowalski, 2007)。据此，本研究提出公费师范生身份系统的三重构成理论：在传统“学生−教师”二元身份基础上，契约关系衍生的“履约者”身份构成其制度性标识，三者共同形成稳定的三角支撑结构，构成公费师范生身份认同整体。
基于此，本研究将公费师范生身份认同概念操作化为：公费师范生对“学生”“教师”“履约者”三维身份的认知整合过程，包含身份辨识的理性认知、价值内化的情感认同以及角色实践的行为倾向三个层面。
尽管研究普遍认为公费师范生身份认同对学习动机、从教意愿及职业认同等具有重要预测作用(覃小琼 等, 2010)，但现有研究多停留于理论探讨，缺乏实证研究支持。开展实证研究的前提是可靠的测量工具，但国内尚无成熟的、标准化的公费师范生身份认同量表，亟须借鉴经典身份认同测量工具的编制思路，推进相关心理测量研究。
因此，本研究以身份理论和社会认同理论为依据，从学生、教师和履约者三个维度，基于认知、情感、行为三个方面编制公费师范生身份认同量表，并对其信效度进行了全面检验，以期为公费师范生身份认同的实证研究提供科学的测量工具。
2 研究方法
2.1 研究对象
以线上发送问卷的方式通过问卷星平台(https://www.wjx.cn)在2所部属和4所省属高校中招募在校公费师范生被试1063名，其中28份问卷因被试重复填写被删除，共回收有效问卷1035份(有效率为97.37%)。将1035份有效问卷随机分为样本1和样本2。
样本1：用于项目分析和探索性因素分析。共517份数据，其中大一107人，大二125人，大三122人，大四163人。被试的年龄为17～26岁，平均年龄为20.83±1.47岁，其中男性162人。
样本2：用于验证性因素分析、信效度检验及性别不变性检验。共518份数据，其中大一104人，大二132人，大三138人，大四144人。被试的年龄为17～24岁，平均年龄为20.69±1.79岁，其中男性159人。
为对公费师范生身份认同量表的重测信度进行检验，选择140名在校公费师范生进行重测，间隔时间为3个月，获得有效匹配数据136对(有效率为97.14%)。将有效匹配数据分为样本3。
样本3：用于重测信度分析。共136对数据，被试的年龄为18～23岁，平均年龄为20.40±1.00岁，其中男性共36人。
2.2 研究工具
2.2.1 公费师范生身份认同量表
首先，通过系统梳理相关文献，同时访谈部分公费师范生，形成包含33个条目的初始条目池，涵盖“学生”“教师”“履约者”三个维度，分别含10、11、12个条目。随后，邀请5位专家评估条目的内容效度，其中3位为心理学博士(高校教师)，另2位为本科生辅导员(均具有丰富公费师范生带教经验，对群体特点及相关政策理解深刻)。专家需就各个条目的维度归属、表述清晰度、有无歧义，以及被试群体适用性等方面提出意见。据专家评审反馈，删去了如“教师的待遇很好”“我知道自己签订了公费师范生协议”等关联较弱的条目。将条目“成为公费师范生意味着我需要履行一定的义务”修订为“签订公费师范生协议意味着我需要履行相应的合约义务”，以更贴合“履约者”身份维度的内涵界定。此轮修订最终保留29个条目。最后，邀请12位在校公费师范生对量表各条目的语义清晰度与用词恰当性进行评价，最终形成包含26个条目的正式量表。量表采用李克特5点计分法，计分标准为从“1”到“5”按照程度变化代表“非常不同意”到“非常同意”。三个维度总分越高，说明被试越认同自己的公费师范生身份。
2.2.2 自尊量表
已有研究表明身份认同对个体自尊具有重要影响(张莹瑞, 佐斌, 2006)，且以往研究将自尊量表作为身份认同效标检验的工具(Vandiver et al., 2002)，因此当前研究使用自尊量表检验公费师范生身份认同的结构效度。采用季益富和于欣(1999)修订的自尊量表(the Self-Esteem Scale, SES)，共10个题目，正向题和反向题各5个，量表所有题目采用4点计分，总分越高，说明被试的自尊水平越高。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.87。
2.2.3 集体身份量表
集体身份是个体身份认同的重要表现形式(Brewer & Gardner, 1996; Simon & Klandermans, 2001)，已有研究表明，来自集体主义文化背景下的人在报告自我身份时，更倾向于报告自己的集体身份(Carpenter & Karakitapoglu-Aygün, 2005)。因此当前研究选用Cheek和Cheek(2018)编制的身份认同量表中的集体身份分量表作为检验结构效度的工具。在对该分量表中某些与本土语境表述不符的题目进行删除处理后，最终保留3个题目，量表采用5点计分，总分越高，说明被试越认同集体身份。在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.84。
2.3 数据处理
采用SPSS27.0软件对所得数据进行项目分析、探索性因素分析、信度分析和相关分析等，采用Mplus8.3软件进行验证性因素分析和测量等值性检验。
3 结果
3.1 项目分析
将样本1(n=517)按量表总分从高到低排序，采用独立样本t检验比较高分组(前27%)和低分组(后27%)在每个条目上得分的差异(胡月琴, 甘怡群, 2008)。结果显示，高分组和低分组在每个条目上的得分差异均显著(p<0.001)。同时，各条目得分与其所属分量表均分的皮尔逊积差相关系数在0.43到0.85之间，均达统计显著水平(p<0.001)，表明所有条目均具有较好的区分度。因此，26个条目全部保留。
3.2 探索性因素分析
探索性因素分析结果显示，KMO值为0.89，Bartlett球度检验系数为3962.80，自由度为105，p<0.001，表明数据适合进行因素分析。采用最大似然法对样本1(n=517)的数据提取公因子，并参考相关研究的方法以最大方差法进行因子旋转(吕催芳 等, 2024)。因子抽取与条目筛选依据以下统计学标准：
表1 探索性因素分析各条目因子载荷 |
| 条目 | 学生 | 教师 | 履约者 |
| S5当听到别人叫我大学生时，我会很开心 | 0.80 | ||
| S1我倾向于用大学生这个身份进行自我介绍 | 0.62 | ||
| S4我对自己的大学生身份很满意 | 0.76 | ||
| S8我总想着做些什么以符合大学生这个身份 | 0.45 | ||
| S2作为大学生，我知道应该如何学习和生活 | 0.41 | ||
| T6我一直梦想着成为一名教师 | 0.77 | ||
| T4如果今后能成为一名教师，我会很开心 | 0.76 | ||
| T5如果能被别人称呼为教师，我会觉得很自豪 | 0.72 | ||
| T7我经常主动参加与教师技能训练相关的活动 | 0.50 | ||
| T1教师是一个很受人尊重的职业 | 0.48 | ||
| P1签订公费师范生协议意味着我需要履行相应的合约义务 | 0.76 | ||
| P8我会按照签订的公费师范生协议履行相应的义务 | 0.73 | ||
| P2我知道公费师范生协议中包含哪些需要履行的合约义务 | 0.76 | ||
| P9我会主动寻找信息资源来确保我能够有效地履行公费师范生协议 | 0.68 | ||
| P4我很乐意履行公费师范生协议中所要求的合约义务 | 0.72 | ||
| 因子特征值 | 2.41 | 2.65 | 3.11 |
| 解释变异量(%) | 5.48 | 10.79 | 38.16 |
3.3 验证性因素分析
首先使用SPSS27.0对样本2(n=518)进行Kolmogorov-Smirnov正态性检验。结果显示，各条目p值均小于0.001，表明数据非正态分布，因此使用稳健极大似然估计法(MLR)对样本2中的15个条目做验证性因素分析(Li, 2016)。以三因子结构为基准模型，同时根据各因子间的相关关系，构建4个假设模型以检验量表的结构效度。结果表明，三因子模型拟合较好(χ2/df=2.91, CFI=0.94, TLI=0.93, RMSEA=0.06, SRMR=0.05)，显著优于其他4个模型(见表2 )。在三因子模型中，所有条目与其所在维度的标准化路径值在0.52～0.89之间，均达到显著性水平(p<0.001)，各维度之间的相关在0.46～0.63之间(见图1 )。
表2 验证性因素分析模型拟合指数(n=518) |
| 模型 | χ2 | df | χ2/df | CFI | TLI | RMSEA | SRMR |
| 单因子模型 | 1010.15 | 90 | 11.22 | 0.66 | 0.60 | 0.15 | 0.10 |
| 两因子模型一 | 703.30 | 89 | 7.90 | 0.77 | 0.73 | 0.12 | 0.08 |
| 两因子模型二 | 600.36 | 89 | 6.75 | 0.81 | 0.78 | 0.11 | 0.08 |
| 两因子模型三 | 728.61 | 89 | 8.19 | 0.76 | 0.72 | 0.12 | 0.10 |
| 三因子模型 | 253.06 | 87 | 2.91 | 0.94 | 0.93 | 0.06 | 0.05 |
注：基准模型：学生、教师、履约者；两因子模型一：在基准模型基础上，将教师和履约者合并为一个因子；两因子模型二：在基准模型基础上，将学生和教师合并为一个因子；两因子模型三：在基准模型基础上，将学生和履约者合并为一个因子。 |
3.4 聚合效度与区分效度检验
基于CFA结果，采用组合信度(CR)和平均萃取变异量(AVE)对样本2(n=518)进行聚合效度和区分效度检验。结果显示，学生、教师和履约者的CR分别为0.82、0.86、0.88，均大于0.70，AVE分别为0.48、0.55、0.58，均大于各维度相关系数的平方。表明该量表具有较好的聚合效度和区分效度(Netemeyer et al., 1990)。
3.5 结构效度检验
公费师范生身份认同量表与效标的皮尔逊积差相关分析结果见表3 。结果表明，学生、教师、履约者与集体身份、自尊均呈显著正相关。
表3 公费师范生身份认同量表与效标量表的相关系数(n=518) |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
| 1.总量表 | 3.88 | 0.55 | |||||
| 2.学生 | 3.61 | 0.68 | 0.80*** | ||||
| 3.教师 | 3.75 | 0.74 | 0.87*** | 0.55*** | |||
| 4.履约者 | 4.26 | 0.61 | 0.77*** | 0.40*** | 0.53*** | ||
| 5.集体身份 | 3.92 | 0.73 | 0.58*** | 0.47*** | 0.48*** | 0.48*** | |
| 6.自尊 | 2.96 | 0.48 | 0.39*** | 0.29*** | 0.36*** | 0.31*** | 0.31*** |
注：***p<0.001。 |
3.6 信度检验
采用Cronbach’s α系数检验量表的内部一致性信度，公费师范生身份认同量表以及各分维度的Cronbach’s α系数在0.81～0.89之间，分半信度在0.70～0.81之间，重测信度在0.50～0.71之间(见表4 )。这表明公费师范生身份认同量表具有较高的信度。
表4 公费师范生身份认同量表的信度分析 |
| 总量表 | 学生 | 教师 | 履约者 | |
| 内部一致性信度 | 0.89 | 0.81 | 0.84 | 0.88 |
| 分半信度 | 0.70 | 0.78 | 0.78 | 0.81 |
| 重测信度 | 0.67 | 0.63 | 0.71 | 0.50 |
3.7 跨性别等值性检验
鉴于性别是影响身份认同建构过程的重要社会分层变量(Cramer, 2000)，使用稳健极大似然估计法(MLR)检验公费师范生身份认同量表的跨性别等值性，其拟合指数见表5 。结果表明，形态等值模型的各项拟合指数较为理想，满足进行随后等值检验的条件。随后的限定模型检验结果显示，ΔCFI均小于0.01，ΔRMSEA均小于0.015，表明公费师范生身份认同量表具有跨性别的测量等值性(Meade & Bauer, 2007)。
表5 公费师范生身份认同量表的跨性别等值性检验(n=518) |
| 模型 | χ2 | df | CFI | RMSEA | ΔCFI | ΔRMSEA |
| 形态等值 | 395.46 | 174 | 0.92 | 0.07 | ||
| 弱(单位)等值 | 411.67 | 186 | 0.92 | 0.07 | <0.01 | <0.015 |
| 强(尺度)等值 | 438.30 | 198 | 0.92 | 0.07 | <0.01 | <0.015 |
| 误差方差等值 | 416.80 | 213 | 0.91 | 0.07 | <0.01 | <0.015 |
4 讨论
本研究基于身份理论和社会认同理论编制公费师范生身份认同量表并进行检验。结果发现，公费师范生身份认同包括学生、教师和履约者三个维度，量表具备良好的信效度指标和跨性别不变性，适用于未来相关研究的开展。
在量表因子结构方面，研究首先通过探索性因素分析识别出公费师范生身份认同量表的潜在维度，结果支持三因子结构，包括学生、教师和履约者，共15个条目，每一因子各包含5个条目。这一结构与本研究在理论建构阶段所提出的身份认同三重内涵高度契合。在验证性因素分析阶段，研究构建并比较了多种竞争模型，包括单因子模型、双因子模型与理论提出的三因子模型。结果显示，三因子模型拟合效果最优。这进一步支持了量表的结构效度，说明该工具能够稳定地测量身份认同的三种内在构念，并在统计上具备良好的区分性和解释力。具体而言，学生维度反映的是公费师范生对其大学生身份的认知与满意度，并由此影响其在学习与生活中的行为表现；教师维度聚焦于其对未来教师角色的认知、情感投入以及与教师职业发展相关的行为倾向，代表公费师范生的职前职业身份。但值得强调的是，公费师范生的教师身份认同不仅是对未来职业角色的自我定位，更是一种制度“规定性”的前置身份认知；履约者维度则体现了该群体与一般师范生的关键区别，具体表现为对公费教育协议中所规定义务的认知、情感态度以及相应的行为倾向，是身份认同中“制度性约束与自我认知融合”的核心特征。此外，三因子之间存在显著相关但又相互独立，提示身份认同并非单一维度的心理结构，而是融合了多重社会角色的复合体。这种结构特征与身份理论和社会认同理论的基本观点相一致。
信度分析结果显示，各分维度量表的内部一致性信度在0.81～0.89之间，分半信度在0.70～0.81之间，重测信度在0.50～0.71之间。这表明公费师范生身份认同量表具有较好的信度。信度指标符合测量学要求。可以使用总量表和三个分量表进行相应的施测和检验。此外，采用多组验证性因素分析检验公费师范生身份认同量表在不同亚群中的测量等值性。结果表明，公费师范生身份认同量表具有跨性别的测量等值性。这说明该量表适用于在不同性别群体间开展施测和比较研究。
结构效度分析结果发现，一方面，学生、教师、履约者与自尊均呈显著正相关，进一步验证了大多数研究中关于身份认同与自尊的关系(张莹瑞, 佐斌, 2006)。另一方面，当前研究结果还表明，学生、教师、履约者与集体身份均呈显著正相关，这与以往关于身份认同与集体身份的研究结果一致(Cheek & Cheek, 2018)。集体主义文化下，自我身份往往融入集体或者至少与集体相关联(Brewer & Gardner, 1996; Hogg & Turner, 1987)。中国是一个典型的集体主义文化国家，对于中国文化背景下的公费师范生来说，其越认同自己的公费师范生身份，也意味着越认同自己相应的集体身份。
本研究在概念层面澄清公费师范生相对特异的身份认同问题，编制具备良好信效度的公费师范生身份认同量表，为后续实证研究的顺利开展打下方法学基础，具有重要的理论意义和应用价值。但本研究也存在一些不足之处。首先，在被试选取上以省属师范院校为主，其中涉及部分部属师范院校，未来的研究可以进一步在以部属公费师范生为主体的样本中进行适用性检验，同时建议通过多组验证性因素分析(如跨院校层级)检验量表的测量等值性。其次，当前研究已初步验证量表具备良好的结构效度，未来还可以尝试纳入公费师范生的实际行为指标(如学业成绩、实际履约率等)，以检验量表对现实行为的预测效度。再次，当前量表条目在测量精度上仍有提升空间。本研究显示，学生、教师和履约者三个维度间的相关性较高，提示可能存在一个更高阶的总体身份认同因子，未来可探索双因子模型，以区分总体认同与子维度的独立贡献，从而更精准地解析量表结构。另外，未来研究可以追踪身份认同的动态变化，或结合机器学习技术优化条目组合，进一步提升量表的生态效度与预测能力。
此外，本研究结果表明学生、教师和履约者身份认同均与自尊和集体身份呈显著正相关，这可能反映了变量间的某种影响关系。但由于横断研究的相关检验结果并不能真正说明因果关系，未来研究可以进一步借助跨时程的纵向研究方法以增强变量间的因果解释效力。最后，考虑到作为一种变化发展过程的身份认同(Hogg & Tunner, 1987)能够提供对个体行为意图的独特解释(Fielding et al., 2008; Rise et al., 2010; Sheeran, 2002)。因此，未来研究可以在连续时间线索的条件下，重点关注公费师范生身份认同对个体诸如学习动机、履约意图乃至健康行为等变量的影响作用及其内部过程，以厘清公费师范生认同对个体影响的长效机制。
5 结论
公费师范生身份认同量表由学生、教师和履约者三个维度构成，量表具有良好信效度，可以作为评估公费师范生身份认同的有效工具。