1引言
2007年5月,国务院颁布了师范生免费教育政策(国办发〔2007〕34号)｡该政策对师范生在教师教育阶段的学费减免､生活补助,以及毕业后的工作安置､学历深造､违约处理等方面进行了系统的安排,其目的是为师范生长期从教和终身从教提供制度保障,为培养和造就优秀的中小学教师和教育家奠定基础｡
基于免费教育政策的目的,加强对师范生教师职业认同的培养尤为重要｡教师职业认同是个体对与教学有关的活动､知识､信念和态度的表达(Urzu'a&Va'squez,2008);是个体对教师职业相关的经验和价值进行持续的解释和再解释,并获得意义的过程(Flores&Day,2006)｡教师职业认同为教师提供了一个建构其工作和社会地位的认识框架,是教师职业生活的核心组织要素(MacLure,1993),在很大程度上决定着教师的学习效果､教学效果､教育态度､职业承诺以及职业化发展过程(Zhang,Hawk,Zhang,&Zhao,2016;Nias,1989)｡Korthagen(2004)曾用洋葱模型来反映教师职业认同的重要性,他认为要做好教师职业准备,不能仅局限于对教师行为､能力或信念的培养,而应该聚焦于更深层次的内容——教师职业认同——这决定着教师能否长期从教｡
目前,有关教育政策对教师职业认同影响的研究主要以理论推演或质性分析为主,同时,又因不同国家和地区的教育政策不同,对教师职业认同的作用和影响也相应存在差异｡例如,Sachs(2001)就教育政策变革对教师职业认同的影响进行了理论分析,指出了民主和管制两种模式下的教师职业认同差异;Chappell(1999)曾对澳大利亚技术与继续教育协会中,占主流的三种教育争论对教师职业认同的影响进行了分析;Fuller,Goodwyn和FrancisBro-phy(2013)就英国高水平教师评定政策(The Ad-vanced Skills Teacher,AST)对中小学教师职业认同的影响进行了问卷调查和访谈,结果表明,该政策能有效促进教师的职业认同｡就我国的师范生免费教育政策而言,政策内容主要涉及对师范生在教师教育阶段的激励和支持,以及毕业从教后的约束和限制等两个方面｡
有调查表明,师范生对免费教育政策存在一定的消极认知,对教师职业可能存在趋避冲突(例如,林钦,刘启芳,孙倩,2008;王新颖,许颖,2008;张秀,张晓辉,2012);师范生在专业选择与职业规划方面较为盲目,缺乏足够的内在动机,很多师范生并非出于自身意愿而选择教师教育(例如,方增泉,戚家勇,2009;张立昌,阎春,李正根,2011)｡赵宏玉和张晓辉(2015)就师范生对免费教育政策的满意度及其与从教动机､职业认同之间的关系进行了研究,结果发现,师范生对支持性政策的满意度较高,对限制性政策的满意度较低,政策满意度存在明显的内部张力;同时,政策满意度对师范生的职业认同具有显著的预测作用,从教动机在其中发挥部分中介效应｡
鉴于我国师范生免费教育政策的特点,及其政策满意度对从教动机和职业认同的作用机制,师范生的教师教育面临挑战｡Stufflebeam(2000)认为,影响职前教师职业认同的因素主要来自于三个方面,即与教师教育相关的政策､法律､教育类型等背景性因素;职前教师的从教动机､人格特质等人口学变量的输入性因素;以及教师教育过程中接受的教师支持与指导及职业准备程度等过程性因素｡因此,在特定的教育政策及生源状况基础上,教师教育就成为师范生职业认同培养与促进的关键所在｡
有研究者指出,教师教育过程中包含的社会关系和社会支持,特别是教师教育工作者的支持对职前教师的职业认同具有重要影响(Williams,2010;Avalos&Aylwin,2007;Korthagen,2004)｡这种支持主要体现在两个方面,即以促进职前教师的学业成就和专业发展为目的的专业支持或功能支持,以促进职前教师的胜任感和价值感为目的的心理支持或社会支持(Shelton,2003)｡教师支持作为影响师范生职业认同的重要变量,既是对教师教育工作者专业素养和敬业程度的反映,同时也是对教师教育质量和有效性的反映｡因此,在教师教育过程中,师范生的职业认同既受教育政策的影响,同时又受教师教育工作者的影响,并与师范生的从教动机等因素一起构成复杂的作用机制｡特别是,当师范生对教育政策的满意度存在张力时,教师教育过程中教师支持的促进作用就显得尤为重要｡
因此,有必要就政策满意度､教师支持对师范生从教动机､职业认同的作用机制进行研究,并进一步比较政策满意度和教师支持这两方面因素的作用差异｡但目前尚无这方面的研究,Schepens,Aelterman和Vlerick(2009)曾对影响职前教师职业认同的不同因素进行过探索,结果表明,教师教育类型､教师支持､从教动机等变量对职业认同具有显著的预测作用,性别的预测作用不显著,年龄的预测作用只在职业认同的职业定向维度上显著｡但该研究没有关注不同影响因素对职业认同的作用机制,也未就教育政策进行专门的探索｡
着眼于师范生的职业认同培养,本研究聚焦教育政策和教师教育这两个重要的外部条件,拟就师范生对免费教育政策的满意度､教师教育工作者的支持,及其师范生从教动机､职业认同的特点及其相互之间的关系进行研究｡本研究认为:(1)政策满意度和教师支持对师范生的职业认同具有直接的预测作用,其中政策满意度的预测作用显著高于教师支持的预测作用;(2)从教动机在政策满意度与职业认同之间､教师支持与职业认同之间均具有显著的中介作用,其中对政策满意度的中介作用显著高于对教师支持的中介作用｡本研究将对此进行研究和检验,研究结果有助于揭示师范生职业认同的作用机制,并能为相关部门优化教师教育政策､提升教师教育质量提供重要的参考依据｡
2方法
2.1被试及取样
在充分考虑免费师范生所学专业与中小学所设科目在文理科､主副科对应的基础上,采取整群抽样法,以班级为单位,在某部属师范大学抽取768名免费师范生进行集体施测,回收问卷766份,回收率99.7%,被试年龄介于16~25岁｡回收的数据中,删除正负三个标准差以外的极端数据33个,正式统计数据为733个｡其中,男生171名,女生548名,14人性别信息缺失,性别比例符合师范生实际情况;一年级学生206名,二年级学生186名,三年级学生164名,四年级学生176名,1人年级信息缺失;物理专业学生143人､地理专业学生127人､生物专业学生99人､中文专业学生130人､历史专业学生109人､哲学专业学生125人;城市生源学生228人,城镇生源学生215人,农村生源学生284人,6人生源信息缺失｡
2.2研究工具
2.2.1政策满意度问卷
本研究采用赵宏玉和张晓辉(2015)编制的免费教育政策满意度问卷｡该问卷包括支持性政策满意度和限制性政策满意度两个维度,共10个题目,里克特6点评分(1代表“非常不满意”,6代表“非常满意”),得分越高满意度越高｡经检验,该问卷在本研究中总的Cronbachα系数为0.84,限制性政策满意度和支持性政策满意度的Cronbachα系数分别为0.83和0.78｡
2.2.2教师支持问卷
本研究采用Shelton(2003)编制的教师支持感问卷(Faculty Support)｡该问卷包括心理支持和专业支持两个维度,共24个题目,里克特6点评分(1代表“非常不符合”,6代表“非常符合”),得分越高感知到的教师支持就越高｡在本研究中,问卷总的Cronbachα系数为0.96,心理支持和专业支持两个分维度的Cronbachα系数分别为0.94和0.92｡验证性因素分析发现,问卷拟合良好,χ2=569.82,df=237,RMSEA=0.04,CFI=0.97,TLI=0.97｡
2.2.3从教动机问卷
本研究采用Schepens等人(2009)的选择教师教育的动机问卷｡该问卷由两个维度构成,分别反映个体对教师职业的热爱程度和对教学工作的兴趣程度,共4个项目,里克特6点评分(1代表“非常不符合”,6代表“非常符合”),得分越高从教动机越高｡经检验,量表Cronbachα系数为0.82｡由于该问卷每个维度只有2个项目,而且项目内容反映的均是个体对教师或教学工作的内在热爱程度,本研究将其合并为一个维度,作为测量从教动机的指标｡
2.2.4职业认同问卷
本研究选用赵宏玉,兰彦婷､张晓辉和张燕(2012)编制的免费师范生教师职业认同量表｡该量表由内在价值认同､外在价值认同､意志行为认同三个维度构成,共15个题目,里克特6点评分(1代表“非常不认同”,6代表“非常认同”),得分越高认同水平越高｡在本研究中,内在价值认同､外在价值认同､意志行为认同三个维度的Cronbachα系数分别为0.90､0.82､0.79,总量表的Cronbachα系数为0.91｡
2.3共同方法偏差的控制
由于在研究中对同一被试使用了四种问卷进行调查,这容易产生由共同方法变异导致的共同方法偏差,因此在进行数据分析之前,需要对样本数据进行共同方法偏差检验,本研究主要采用Harman单因素检验法(周浩,龙立荣,2004)｡该方法认为,如果对量表的所有变量进行因素分析,结果只析出一个因子或某一个因子的解释力特别大,则可判定存在共同方法偏差｡在本研究中,首先对数据进行KMO检验和Bartlett球形检验,结果显示KMO=0.96,Bartlett值为23524.31,df=1378,p<0.001,因此该数据适合因素分析｡分析后发现,特征值大于1的公因子有9个,其中第一个公因子解释了方差的15.02%,小于40%的临界标准(刘霞,赵景欣,申继亮,2013),表明本研究未明显的共同方法偏差问题｡
2.4数据处理
采用SPSS17.0和Mplus6.0进行数据管理和统计分析｡
3结果
3.1政策满意度､教师支持､从教动机与职业认同的性别､年级特点
使用配对样本t检验和重复测量方差分析对师范生在政策满意度､教师支持和职业认同各维度上的差异进行检验,研究结果表明,师范生对支持性政策的满意度显著高于对限制性政策的满意度(t=-39.42,p<0.001),师范生感知到的心理支持显著高于专业支持(t=8.72,p<0.001),师范生对职业的内在价值认同显著高于外在价值认同和意志行为认同(F(2,1464)=131.07,p<0.001,偏η2=0.15)｡
采用一般线性模型(General linear model)的多变量分析法(Multivariate analysis)进一步检验了各变量在性别和年级上的差异｡结果表明,职业认同的内在价值认同和外在价值认同两个维度上存在显著的性别差异,女生均显著高于男生｡在政策满意度总分及其两个维度,职业认同总分及其三个维度,以及从教动机上,均存在显著的年级差异｡事后检验发现,在政策满意度总分和支持性政策满意度上,四年级显著低于一､二､三年级;在限制性政策满意度上,四年级显著低于一､三年级,二年级显著低于一年级;在职业认同总分､内在价值认同上,四年级均显著低于前三个年级;在外在价值认同上,四年级均显著低于前三个年级,其中三年级又显著低于一､二年级;在意志行为维度上,四年级显著低于二､三年级;在从教动机上,四年级显著低于一､三年级｡
3.2政策满意度､教师支持､从教动机与职业认同的关系
在控制了性别､年级后,政策满意度､教师支持､从教动机和职业认同的总分及各维度之间的皮尔逊偏相关系数都在p<0.001水平上达到了显著正相关｡具体而言,政策满意度及其维度､教师支持及其维度与从教动机之间的偏相关系数均在0.32~0.44之间｡这三个变量及其维度与职业认同及其维度之间的相关系数均在0.27~0.63之间｡这表明,随着政策满意度和教师支持的增加,从教动机及职业认同也有所增加｡各个变量之间的关系较为密切,适合进一步分析｡
3.3政策满意度､教师支持和从教动机对职业认同的影响机制
以政策满意度和教师支持为自变量,从教动机为中介变量,职业认同为因变量建立结构方程,采用Mplus6.0对图1的中介效应模型进行检验｡模型中,政策满意度为潜变量,限制性政策满意度和支持性政策满意度作为其观测变量;教师支持为潜变量,专业支持和心理支持作为其观测变量;从教动机为潜变量,从教动机的四个题目作为其观测变量;职业认同为潜变量,内在价值认同､意志行为认同和外在价值认同作为其观测变量｡结果表明,模型拟合良好,χ2=298.87,df=58,χ2/df=5.15,CFI=0.94,TLI=0.92,RMSEA=0.08,在控制了性别和年级之后,各路径系数均显著｡
用Bootstrap法进行中介效应检验,结果表明:(1)政策满意度对职业认同的直接效应显著,从教动机在两者之间的中介效应显著｡其中,直接效应为0.23(p<0.01),间接效应(中介效应)为0.25(p<0.001)｡(2)教师支持对职业认同的直接效应显著,从教动机在两者之间的中介效应显著｡其中,直接效应为0.30(p<0.001),从教动机的中介效应为0.07(p<0.05)｡由此可见,从教动机在政策满意度与职业认同之间､教师支持与职业认同之间均起部分中介作用｡
进一步比较从教动机在政策满意度与职业认同之间的中介效应､教师支持与职业认同之间的中介效应的大小,结果表明,前者的中介效应显著高于后者的中介效应(t=2.43,p<0.05)｡同时,本研究就政策满意度对职业认同的直接效应､教师支持对职业认同的直接效应也进行了比较,结果表明,这两个路径系数之间的差异不显著(t=-1.06,p>0.05)｡
4讨论
4.1政策满意度､教师支持､从教动机与职业认同的性别与年级特点
对于免费师范生在教师职业认同上存在的性别差异,即在内在价值认同和外在价值认同上女生显著高于男生,这与国内学者(例如,张燕,赵宏玉,齐婷婷,张晓辉,2011;赵宏玉,齐婷婷,张晓辉,闾邱意淳,2011)的研究结果一致,但与Schepens等人(2009)的研究结果不同,这可能与不同研究者对职业认同的界定及其使用的测量工具不同有关｡
Schepens等人认为,教师职业认同由教师效能､职业定向和教学承诺三部分组成,由此发现性别在教师职业认同及其三个维度上均无显著的预测作用｡本研究中的职业认同则侧重于对教师职业特征的价值评价,社会文化环境可能在其中扮演重要角色｡传统的社会文化往往对男性提出了更高的成就要求,男性在职业选择上也更具冒险性,教师职业可以有效满足对女性的家庭和社会期望,但难以有效满足男性的成就需求｡王莉萍(2014)访谈研究发现,女生认为教师职业“稳定､简单”并对此给予了积极意义的理解,而男生则认为“稳定､简单”意味着工作内容的重复､无趣和缺少发展空间｡
对于职业认同上存在的年级差异,特别是四年级师范生在职业认同总分及各维度上都显著低于其他年级这一结果,其原因较为复杂｡有学者认为,职前教师的职业认同在教育实习前后会发生认识上的重大冲突,学生在教育实习之前往往低估了教师职业的复杂性,而参与教育实习就是将他们从理论学习拉回到现实中来的过程,由此表现为职业认同的下降(Hong,2010;Kelchtermans&Ballet,2002)｡
我国的师范生普遍在四年级实施教育实习,本研究在实施时,四年级被试已完成教育实习,这可能是四年级师范生的职业认同水平显著低于其他年级的主要原因｡但需要指出的是,不同学者对职业认同的界定不同,例如,Hong(2010)把职业认同划分为承诺､情感､价值､微观政治､效能五个维度,其研究表明,只有情感维度在教育实习前后有显著下降,其他维度并未有显著变化｡因此,对于四年级师范生职业认同显著低于其他年级这一结果,未来有必要通过追踪研究进一步验证｡
此外,本研究结果显示,在政策满意度和从教动机上,总体呈现出随年级升高,逐渐下降的趋势｡具体而言,在政策满意度总分和支持性政策满意度上,四年级显著低于一､二､三年级;在限制性政策满意度上,四年级显著低于一､三年级,二年级显著低于一年级;在从教动机上,四年级显著低于一､三年级｡这些结果进一步凸显了加强教师支持的重要性,考虑到这些结果与相关研究的一致性(例如,赵宏玉等,2015),在此不再累述｡
4.2政策满意度､教师支持与师范生职业认同的关系
本研究通过相关分析及结构方程模型的分析发现,政策满意度､教师支持均可以正向预测师范生的职业认同,即对免费教育政策的满意度越高,师范生的职业认同感越高;教师教育工作者的支持越高,师范生的职业认同越高｡这一结果既支持了前人的相关研究(例如,赵宏玉等,2015;张晓辉,赵宏玉,2016),同时又为进一步揭示和比较政策满意度和教师支持对师范生职业认同的作用机制提供了基础｡
有关政策满意度与师范生职业认同的关系,我国现行的免费教育政策,特别是与免费师范生未来从教有关的约束性或限制性政策的设置,不可避免会引发师范生对教师职业及未来从教的趋避态度,进而影响师范生的职业认同｡免费教育政策的出台,是基于我国农村地区和偏远地区师资严重缺乏的现状,以鼓励更多的优秀青年长期从教和终身从教,因此,教育政策的设置及其完善都应当围绕促进师范生的职业认同这一重要目标展开｡从现行的政策来看,政策内容主要体现为对师范生在教师教育阶段的激励和支持,以及毕业从教后的约束和限制等两个方面｡如果对师范生未来从教的支持不足或限制过强,就会因政策缺乏激励性而影响师范生的从教动机及职业认同｡
这一结果符合行为主义的操作条件作用原理,该理论认为,加强对个体的强化和激励,有助于塑造个体的行为和态度,特别是当个体缺乏进行某种活动的内在动机时,给予外部强化可以启发､激发个体从事必要的活动,进而促使个体从活动中获得经验､提高效能,并逐渐培养内在动机｡有关教师支持与师范生职业认同的关系,究其原因,在教师教育过程中,一方面,对职前教师增加支持,可以减少他们从学生身份到教师身份的转换难度(McClure,2005),特别是加强专业支持,可以帮助学生建立起对教师职业和教学工作更为全面和客观的认识和评价,并从中获得意义感和价值感｡
另一方面,职前教师对教师或教学的认识主要与他们的学生经历有关(Dome,Prado-Olmos,Ulanoff,Ramos,Vega-Castaneda,&Quiocho,2005),教师教育工作者作为职前教师或师范生的重要他人,通过给予积极的支持,特别是心理支持,有助于形成良好的师生关系,而良好的师生关系本身就能促进学生对教师职业的认识和评价,产生潜移默化的作用｡教师支持与师范生职业认同的这种关系符合班杜拉的社会学习理论及替代性学习的观点(Bandura,1986),该理论认为,人们可以通过观察生活中重要人物的行为而习得社会行为,特别是通过观察榜样的言行,进行相应的练习和实践,并从指导者那里获得反馈和激励｡
4.3政策满意度､教师支持对师范生职业认同的作用:从教动机的中介效应
本研究表明,政策满意度和教师支持不仅能够直接作用于师范生的职业认同,还可以通过从教动机这一中介变量对职业认同产生间接作用｡这不仅进一步证实了从教动机是职业认同重要的预测指标之一(Schepens et al.,2009;赵宏玉等,2015),而且揭示了从教动机在政策满意度､教师支持对职业认同的作用机制中扮演的重要角色｡作为个体动机需要层面的变量,从教动机受政策满意度和教师支持的影响,可以有效预测师范生的职业认同｡
本研究中的从教动机反映的是师范生对教师职业的热爱程度和对教学工作的兴趣程度,这无疑是师范生的理想起点,也是教师教育的培养目标｡但就师范生而言,受教育政策的影响,有些学生并非出于自身意愿而选择教师教育,就业有保障､教育费用低､提前批次录取等往往成为很多学生选择教师教育的主要原因(方增泉等,2009;张立昌等,2011)｡
因此,鉴于从教动机的重要性,应当选拔那些对教师职业和教学工作有内在兴趣和动机的学生,强烈的从教动机不仅有助于职业认同的培养和激发,而且有助于抵御政策､法律､社会等外在环境和教师教育过程中不利因素的影响｡当然,从教动机的形成和发展是个体主客观､内外部多方面因素综合作用的结果,学生自身的个性､认知､效能感等内部因素,以及学习经历､师生关系､社会环境等外部因素都会对从教动机的形成与发展产生影响｡本研究中,政策满意度和教师支持反映的是教育政策和教师教育这两个重要的外部因素,对师范生的从教动机会产生持续而显著的影响｡根据动机强化理论,运用奖赏､评价､激励等外部手段,可以有效激发学生的动机,并引发相应的行为(姚梅林,2006)｡因此,教育政策的激励性越强,越有助于激发师范生的从教动机;教师教育的支持性越强,越有助于提升师范生的从教动机｡
特别是,本研究发现,政策满意度和教师支持对师范生职业认同的直接效应没有显著差异,但政策满意度对从教动机的预测作用显著高于教师支持对从教动机的预测作用,也就是说政策满意度对从教动机的作用更大,对职业认同的间接作用也相应更大｡这一结果使本研究假设1得到部分验证,研究假设2得到完全验证｡这意味着,加强教师教育,特别是加强教师教育工作者对师范生的支持,虽然有助于提升师范生的从教动机和职业认同,并能在一定程度上弥补政策背景中不利因素的影响,但这种作用相对有限,政策满意度的影响更为深远｡事实上,教师教育的功能是基于一定的教育政策背景而实现的,教育政策与教师教育的协同性越强,教师教育及其教师支持的作用才能得到更有效的发挥｡因此,教育政策与教师教育的协同一致是激发和培养师范生从教动机和职业认同的关键｡
4.4本研究的启示与意义
首先,着眼于师范生职业认同的激发和培养,教育政策应当形成有效的内部合力,强化政策对师范生未来从教的激励和引导效应｡就我国现行的免费教育政策而言,政策内容主要体现为对师范生在教师教育阶段的激励和支持,以及未来从教后的约束和限制等两个方面｡因此,对这两方面政策的平衡及其加强对师范生未来从教的激励至关重要｡有研究指出,对教师职业“要求多而回报少”会影响教师的职业地位感､工作士气以及长期留任(Ingersoll&Perda,2008),而职业地位感的驱动首先来自于权力､报酬和声誉,其次是培训､技能､专业知识和社会影响(Hall&Langton,2006)｡因此,着眼于师范生职业认同的培养,未来在加强师范生教师教育阶段的学习和培养要求的同时,应进一步强化对师范生未来从教的激励和支持,使教育政策形成有效的引导效应,防止政策的内部张力过大而影响政策的实效性｡
其次,应当充分发挥教师教育工作者对师范生的全方位支持作用,促进师范生从教动机和职业认同的提升｡教师对学生的支持体现在专业支持和心理支持等多个方面,特别是对于师范生或职前教师而言,这种全方位的支持尤为重要｡与其他职业不同,师范生在教师教育过程中还要继续扮演学生角色,兼具学生和教师的双重身份｡因此,教师教育工作者通过为师范生提供有效的支持,而与师范生建立起来的良好师生关系,本身就具有激励师范生未来从教及促进师范生职业认同的积极作用,正所谓“亲其师而信其道”｡当然,师范生的职业发展离不开“高支持-高压力”的学习环境,给予师范生的支持应当与相应的要求或挑战协同一致｡
此外,在师范生的选拨与培养上,要注重对师范生从教动机的考查和培养｡积极的从教动机是教师教育的理想起点,也是教师教育的培养目标｡特别是,当个体的内部从教动机不强时,激励性的政策措施和有效的教师支持就尤为重要,这为动机的培养及转化提供了条件,也为职业认同的发展提供了可能｡
5结论
作为个体层面的变量,从教动机既与个体的人格特点､成长经历等有关,同时也依赖于有效的外部支持环境和政策激励｡
(1)免费师范生在职业认同及其不同维度上存在显著的性别和年级差异｡其中,女生在内在价值认同､外在价值认同两个维度上均显著高于男生,四年级在职业认同总分及其不同维度上显著低于其他三个年级｡
(2)政策满意度､教师支持及其师范生从教动机和职业认同的总分及各维度之间均呈现显著正相关｡
(3)政策满意度和教师支持对师范生职业认同的直接效应显著,从教动机在政策满意度与职业认同之间､教师支持与职业认同之间均起部分中介作用;其中,从教动机在政策满意度与职业认同之间的中介效应显著高于其在教师支持与职业认同之间的中介效应｡
总之,教师职业认同是在平衡个人､职业和情境的过程中形成的,教育管理部门及师范生培养单位应当在激励性的政策设置和支持性的教育环境等方面,形成协同一致的合力,共同致力于师范生职业认同的培养和提升｡
参考文献:(略)