解 鵬， 徐向明， 李健寧

(1.蘇州農(nóng)業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院，江蘇蘇州 215008； 2.蘇州大學(xué)教育學(xué)院，江蘇蘇州 215123)

技術(shù)技能型農(nóng)業(yè)人才是促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，農(nóng)業(yè)高職院校教師水平是能否培養(yǎng)技術(shù)技能型農(nóng)業(yè)人才的關(guān)鍵因素，而農(nóng)業(yè)高職院校教師對教書育人的心理認(rèn)同是他們履職盡責(zé)的心理基礎(chǔ)。人們對教師職業(yè)認(rèn)同的關(guān)注，源于對現(xiàn)實(shí)中強(qiáng)調(diào)教師工具價(jià)值、忽視教師主體價(jià)值、導(dǎo)致教師自我迷失等傾向的反思。大量研究表明，教師職業(yè)認(rèn)同對工作滿意度、職業(yè)幸福感、教學(xué)績效、職業(yè)倦怠、離職傾向等有著顯著影響。近5年來，中外學(xué)者對教師職業(yè)認(rèn)同與教師效能感、應(yīng)對方式之間的關(guān)系進(jìn)行了初步探討，但研究成果不多，研究結(jié)論不一致，對農(nóng)業(yè)高職院校教師群體的研究尚屬空白。

根據(jù)班杜拉(Bandura A)的自我效能理論(self-efficacy theory)，一般認(rèn)為教師效能是教師對教學(xué)功能和教學(xué)能力的主觀判斷[1]。沃爾福克(Woolfolk A E)將教師效能區(qū)分為一般教學(xué)效能(general teaching efficacy，簡稱GTE)和個(gè)人教學(xué)效能(personal teaching efficacy，簡稱PTE)，前者是教學(xué)抵消學(xué)生個(gè)人背景中消極影響的能力，后者是一個(gè)特定教師具有的這種能力[2]，兩者分別與班杜拉提出的結(jié)果預(yù)期(outcome expectation)和效能預(yù)期(efficacy expectation)對應(yīng)。孫利等的研究表明，教師職業(yè)認(rèn)同與教師效能感關(guān)系密切，前者對后者可能具有一定的預(yù)測力[3-7]。

按照?？寺屠账?Folkman S & Lazarus R S)的理解，通常認(rèn)為應(yīng)對方式(ways of coping)是個(gè)體在經(jīng)受困難或挫折時(shí)所采取的認(rèn)知和行為方式[8]。解亞寧認(rèn)為，雖然應(yīng)對方式很多，但是有的以積極成分為主，而有的以消極成分為主，根據(jù)此特征大致歸為2類，即積極應(yīng)對和消極應(yīng)對[9]。Pillen等的研究表明，教師職業(yè)認(rèn)同與應(yīng)對方式關(guān)系密切，兩者之間可能存在相互解釋的關(guān)系[10-12]。

總的來看，目前教師職業(yè)認(rèn)同與教師效能感、應(yīng)對方式關(guān)系的研究尚處在嘗試階段，對其作用方向、作用強(qiáng)度、作用機(jī)制、作用解釋等缺乏系統(tǒng)深入的分析。本研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認(rèn)同是教師職業(yè)自我的心理內(nèi)核，教師效能感是教師認(rèn)知和行為的中介因素，應(yīng)對方式是教師職業(yè)行為的外在表現(xiàn)，三者之間可能存在一定的整體效應(yīng)。

1 研究對象、工具與方法

1.1 研究對象

以分層隨機(jī)抽樣方式，從江蘇省3所農(nóng)業(yè)高職院校選取303名專任教師作為樣本，以學(xué)校為單位組織3次集體施測。施測前編制了“施測程序和注意事項(xiàng)”，施測時(shí)使用統(tǒng)一的指導(dǎo)語。正式測量共發(fā)放問卷313份，回收問卷313份，回收率100%?；厥諉柧碇袩o效問卷10份，有效問卷303份，有效率96.8%。

1.2 教師職業(yè)認(rèn)同量表(professional identity scale，簡稱PIS)

目前國內(nèi)尚無農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認(rèn)同專業(yè)量表。本研究在文獻(xiàn)回顧、半結(jié)構(gòu)化教師訪談、專家咨詢的基礎(chǔ)上，初步構(gòu)建高職院校教師職業(yè)認(rèn)同的理論結(jié)構(gòu)，通過問卷調(diào)查、項(xiàng)目分析(item analysis)、探索性因子分析(exploratory factor analysis)、驗(yàn)證性因子分析(confirmatory factor analysis)進(jìn)行檢驗(yàn)和修正，最終形成符合教育統(tǒng)計(jì)學(xué)要求的研究工具。PIS包含職業(yè)聲望、職業(yè)行為、職業(yè)情感、職業(yè)價(jià)值4種認(rèn)同成分，共計(jì)16個(gè)項(xiàng)目。采用李克特(Likert)自評式5點(diǎn)量表記分，從“非常不符合”到“非常符合”分成5級，所有項(xiàng)目正向記分；各維度的α信度系數(shù)為0.695～0.799、分半信度系數(shù)為0.659～0.778，總量表的α信度系數(shù)為0.849、分半信度系數(shù)為0.828；各維度之間呈中等偏低的相關(guān)性(0.259～0.478)，各維度與總分呈中等偏高的相關(guān)性(0.638～0.805)，總量表的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度為0.597；驗(yàn)證性因子分析擬合指數(shù)：χ2/df=1.580，近似誤差均方根(RMSEA)=0.044，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)=0.942，調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)=0.917，規(guī)范擬合指數(shù)(NFI)=0.906，增值擬合指數(shù)(IFI)=0.963，Tucker-Lewis指數(shù)(TLI)=0.953，比較擬合指數(shù)(CFI)=0.963。

1.3 教師效能量表(teacher efficacy scale，簡稱TES)

該量表最初由Gibson等編制[13]，經(jīng)Woolfolk等修訂而成[2，14]。TES包括GTE、PTE等2個(gè)分量表，每個(gè)分量表有5個(gè)項(xiàng)目，共10個(gè)項(xiàng)目；采用李克特的6點(diǎn)式量表記分，從“強(qiáng)烈同意”到“強(qiáng)烈不同意”分成6級，5個(gè)項(xiàng)目反向記分。本研究通過探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析對原始量表作適當(dāng)修訂。修訂TES保留9個(gè)因子負(fù)荷較高的項(xiàng)目；GTE分量表的α信度系數(shù)為 0.774，PTE分量表的α信度系數(shù)為0.740，總量表的α信度系數(shù)為0.705；驗(yàn)證性因子分析擬合指數(shù)：χ2/df=1.324，RMSEA=0.033，GFI=0.978，AGFI=0.957，NFI=0.956，IFI=0.989，TLI=0.982，CFI=0.989。

1.4 簡易應(yīng)對方式問卷(simplified coping style questionnaire，簡稱SCSQ)

該問卷由解亞寧編制[9]，包括積極應(yīng)對、消極應(yīng)對2個(gè)維度，第1維度有12個(gè)項(xiàng)目，第2維度有8個(gè)項(xiàng)目，共20個(gè)項(xiàng)目；采用李克特4點(diǎn)式量表記分，從“從不采取”到“經(jīng)常采取”分成4級，所有項(xiàng)目正向計(jì)分。本研究通過探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析對原始量表作少量修訂。修訂SCSQ保留10個(gè)解釋能力強(qiáng)的項(xiàng)目；積極應(yīng)對維度的α信度系數(shù)為0.667，消極應(yīng)對維度的α信度系數(shù)為0.687，總量表的α信度系數(shù)為0.706；驗(yàn)證性因子分析擬合指數(shù)：χ2/df=1.107，RMSEA=0.019，GFI=0.978，AGFI=0.962，NFI=0.925，IFI=0.992，TLI=0.989，CFI=0.992。

1.5 統(tǒng)計(jì)分析軟件

本研究以SPSS 18.0、AMOS 21.0統(tǒng)計(jì)分析軟件作為數(shù)據(jù)分析的主要工具。

2 結(jié)果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

所有測量數(shù)據(jù)均來自同一調(diào)查問卷，可能存在共同方法偏差(common method biases)。根據(jù)建議進(jìn)行哈曼單因子檢驗(yàn)(Harman’s one-factor test)[15]，對篩選出的所有觀察變量同時(shí)進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分分析。如果只抽取出1個(gè)公共因子或者抽取出多個(gè)公共因子且第1個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率超過40%，則認(rèn)為共同方法偏差嚴(yán)重；如果抽取出多個(gè)公共因子且第1個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率不超過40%，則認(rèn)為共同方法偏差不嚴(yán)重[16]。結(jié)果表明，KMO值為0.780，球形檢驗(yàn)值為 3 077.594(P值=0.000)，未旋轉(zhuǎn)的主成分分析抽取出9個(gè)公共因子的特征值大于1，且第1個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率只有16.810%(表1)，說明共同方法偏差不嚴(yán)重。

表1 哈曼單因子檢驗(yàn)的特征值和貢獻(xiàn)率(未旋轉(zhuǎn))

2.2 潛在變量相關(guān)分析

計(jì)算教師職業(yè)認(rèn)同、一般教學(xué)效能、個(gè)人教學(xué)效能、積極應(yīng)對、消極應(yīng)對5個(gè)潛在變量的相關(guān)系數(shù)。根據(jù)本研究、解亞寧等對PIS、TES、SCSQ的使用方法[9，14]，職業(yè)認(rèn)同視為1個(gè)包含4個(gè)維度的潛在變量并記總分；一般教學(xué)效能、個(gè)人教學(xué)效能視為2個(gè)潛在變量，分別獨(dú)立記分，不宜相加記總分；積極應(yīng)對、消極應(yīng)對視為2個(gè)潛在變量，分別獨(dú)立記分，不宜相加記總分。由表2可以看出，農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認(rèn)同與個(gè)人教學(xué)效能、職業(yè)認(rèn)同與積極應(yīng)對、個(gè)人教學(xué)效能與積極應(yīng)對在0.01水平呈顯著正相關(guān)，一般教學(xué)效能、消極應(yīng)對與其他變量均無顯著相關(guān)性。

表2 潛在變量的相關(guān)分析

注“**”表示在0.01水平顯著相關(guān)。

2.3 初始模型假設(shè)

根據(jù)潛在變量相關(guān)分析結(jié)果，本研究提出如圖1所示初始模型假設(shè)：職業(yè)認(rèn)同(外因潛在變量)對個(gè)人教學(xué)效能(內(nèi)因潛在變量)和積極應(yīng)對(內(nèi)因潛在變量)可能具有直接強(qiáng)化作用，同時(shí)通過個(gè)人教學(xué)效能(中介變量)的調(diào)節(jié)作用，對積極應(yīng)對(內(nèi)因潛在變量)可能具有間接強(qiáng)化作用。

2.4 模型檢驗(yàn)和修正

在初始模型假設(shè)基礎(chǔ)上，繪制職業(yè)認(rèn)同、個(gè)人教學(xué)效能、積極應(yīng)對3個(gè)潛在變量的觀察變量及誤差變量，增列個(gè)人教學(xué)效能、積極應(yīng)對2個(gè)內(nèi)因潛在變量的誤差變量，形成完整初

始模型并啟動模型估計(jì)程序。結(jié)果表明，只有“職業(yè)認(rèn)同→積極應(yīng)對”的路徑系數(shù)不顯著(β=0.10，P值=0.290)，刪除該路徑，形成修正模型并再次啟動模型估計(jì)程序。結(jié)果表明，χ2/df=1.660，RMSEA=0.047，GFI=0.947，AGFI=0.923，NFI=0.876，IFI=0.947，TLI=0.931，CFI=0.946。從擬合指數(shù)看，除NFI稍稍偏低外，其余擬合指標(biāo)全部達(dá)標(biāo)，修正模型的適配度較好，修正模型詳見圖2。

3 結(jié)論與討論

3.1 教師職業(yè)認(rèn)同與教師效能感

一般情況下，教學(xué)效能感是教師對一般教學(xué)關(guān)系和教學(xué)功能的主觀判斷，個(gè)人教學(xué)效能感是教師對個(gè)人教學(xué)能力和教學(xué)效果的主觀評價(jià)，兩者均需建立在一定職業(yè)心理的基礎(chǔ)上。教師職業(yè)認(rèn)同是教師對職業(yè)核心要素相對平衡穩(wěn)定的內(nèi)化整體認(rèn)識，是具備成為職業(yè)心理基礎(chǔ)的客觀條件。相關(guān)分析結(jié)果和結(jié)構(gòu)方程模型顯示，提高職業(yè)認(rèn)同尤其是職業(yè)價(jià)值的認(rèn)同度，對增強(qiáng)農(nóng)業(yè)高職院校教師效能感尤其是個(gè)人教學(xué)效能感有積極意義。由此可見，通過多種舉措提升教師對農(nóng)業(yè)高職教育意義、教育責(zé)任、教育要求、教育規(guī)范等的思想認(rèn)識，對于鞏固教師對自身教學(xué)策略、教學(xué)技能、教學(xué)組織、教學(xué)成效等的自信心非常有益。根據(jù)吉布森和沃爾?？说脑缙谟^點(diǎn)，一般教學(xué)效能感集中反映教師通過教育抵消學(xué)生個(gè)人背景中消極因素影響的能力。然而，受我國招生錄取制度制約，目前農(nóng)業(yè)高職院校在招生錄取批次中排在最后，生源素質(zhì)總體不高，近年來出現(xiàn)的生源危機(jī)進(jìn)一步加劇了這一狀況，不少農(nóng)業(yè)高職院校在招生中只顧數(shù)量，生源素質(zhì)有所下滑。面對著家庭背景復(fù)雜、學(xué)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、自律能力較差的生源，農(nóng)業(yè)高職院校教師很可能對農(nóng)業(yè)高職教育改變學(xué)生的作用失去信心。這有可能解釋了為什么農(nóng)業(yè)高職院校教師的一般教學(xué)效能感普遍不高，為什么職業(yè)認(rèn)同對一般教學(xué)效能感無正向預(yù)測力。

3.2 教師職業(yè)認(rèn)同與應(yīng)對方式

作為一種反應(yīng)過程和調(diào)節(jié)行為，應(yīng)對方式受個(gè)體穩(wěn)定因素影響。雖然從職業(yè)生涯的整體歷程看，個(gè)體的職業(yè)認(rèn)同是有所變化的，但是從職業(yè)生涯的特定階段看，個(gè)體的職業(yè)認(rèn)同又是相對穩(wěn)定的，它可造成個(gè)體對情境的認(rèn)知差異，從而對應(yīng)對方式產(chǎn)生導(dǎo)向作用。從相關(guān)分析結(jié)果和結(jié)構(gòu)方程模型看，提升職業(yè)認(rèn)同特別是職業(yè)價(jià)值認(rèn)同水平，對于農(nóng)業(yè)高職院校教師形成積極應(yīng)對風(fēng)格有促進(jìn)作用。因此，通過學(xué)習(xí)宣傳和教育引導(dǎo)深化農(nóng)業(yè)高職院校教師對農(nóng)業(yè)高職教育內(nèi)在價(jià)值的認(rèn)識，通過培養(yǎng)扶持和關(guān)愛幫助促成農(nóng)業(yè)高職院校教師取得事業(yè)成功并產(chǎn)生價(jià)值體驗(yàn)，對于農(nóng)業(yè)高職院校教師積極化解工作壓力、積極調(diào)整工作方法、積極處理工作困難等具有一定現(xiàn)實(shí)意義。此外，消極應(yīng)對方式未必產(chǎn)生消極后果，例如自我安慰屬于消極應(yīng)對方式，雖然可能無助于問題解決，但是也可能有助于心理解脫，其后果與具體人和情境有關(guān)。這可能是農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認(rèn)同對消極應(yīng)對無負(fù)向預(yù)測力的原因。

3.3 教師職業(yè)認(rèn)同與教師效能感、應(yīng)對方式的整體效應(yīng)

農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認(rèn)同對個(gè)人教學(xué)效能感有直接正向預(yù)測力(β=0.52，P<0.001)，個(gè)人教學(xué)效能感對積極應(yīng)對有直接正向預(yù)測力(β=0.35，P<0.001)；職業(yè)認(rèn)同對積極應(yīng)對有間接正向預(yù)測力，個(gè)人教學(xué)效能感在其中有完全中介作用(β=0.52×0.35=0.182)?？偟膩砜矗r(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認(rèn)同水平越高，其個(gè)人教學(xué)效能感、積極應(yīng)對水平越高，這確切揭示了職業(yè)認(rèn)同對個(gè)人教學(xué)效能感和積極應(yīng)對的強(qiáng)化作用。大量研究表明，個(gè)人教學(xué)效能感是教師對自身教學(xué)能力的主觀判斷，它對教師課堂行為、教學(xué)監(jiān)控能力、學(xué)生成績等有顯著影響；積極應(yīng)對是教師采取的積極的認(rèn)知和行為方式，它對教師壓力應(yīng)對、問題解決、職業(yè)倦怠等有顯著作用。因此，通過適當(dāng)舉措提高農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認(rèn)同水平對高職院校教育教學(xué)工作有重要意義。當(dāng)前，我國社會環(huán)境中重工輕農(nóng)、重商輕農(nóng)等不良現(xiàn)象依然存在，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展中誰來種地、地如何種等現(xiàn)實(shí)問題備受關(guān)注，農(nóng)業(yè)高職院校招生形勢也不容樂觀。在全社會進(jìn)一步營造重視農(nóng)業(yè)的輿論氛圍，在高職院校進(jìn)一步樹立崇農(nóng)愛農(nóng)的宣傳導(dǎo)向，在政策、資金、保障等方面給予農(nóng)業(yè)高職院校教師更多實(shí)際支持，著力提高教師的職業(yè)認(rèn)同感，這對于增強(qiáng)教師的教學(xué)效能感、調(diào)動教師的積極工作方式，從而提高教師的教學(xué)質(zhì)量等有顯著價(jià)值。

[1]Bandura A. Self-efficacy：toward a unifying theory of behavioral change[J]. Psychological Review，1977，84(2)：191-215.

[2]Woolfolk A E，Rosoff B，Hoy W K. Teachers’ sense of efficacy and their beliefs about managing students[J]. Teaching & Teacher Education，1990，6(2)：137-148.

[3]孫 利. 教師的職業(yè)認(rèn)同、教學(xué)效能感與工作倦怠的關(guān)系[J]. 教學(xué)與管理，2011(36)：46-49.

[4]段 婷，李顯芳，龔少英，等. 職業(yè)認(rèn)同、教學(xué)效能感與教學(xué)監(jiān)控能力的關(guān)系[C]//增強(qiáng)心理學(xué)服務(wù)社會的意識和功能——中國心理學(xué)會成立90周年紀(jì)念大會暨第十四屆全國心理學(xué)學(xué)術(shù)會議論文摘要集. 西安，2011：75.

[5]于 穎. 小學(xué)數(shù)學(xué)教師職業(yè)認(rèn)同、知識結(jié)構(gòu)的關(guān)系研究——自我效能感的中介作用[D]. 開封：河南大學(xué)，2012.

[6]唐 進(jìn). 中學(xué)英語教師職業(yè)認(rèn)同、工作倦怠與教學(xué)效能感的調(diào)查與研究[J]. 外國語言文學(xué)，2014(1)：19-25.

[7]張曉輝，趙宏玉. 教師支持對免費(fèi)師范生教學(xué)效能感和教師職業(yè)認(rèn)同的影響[J]. 中國特殊教育，2016(5)：75-82.

[8]Folkman S，Lazarus R S. An analysis of coping in a middle-aged community sample[J]. Journal of Health and Social Behavior，1980，21(3)：219-239.

[9]解亞寧. 簡易應(yīng)對方式量表信度和效度的初步研究[J]. 中國臨床心理學(xué)雜志，1998(2)：114-115.

[10]Pillen M，Beijaard D，Brok P D. Tensions in beginning teachers’ professional identity development，accompanying feelings and coping strategies[J]. European Journal of Teacher Education，2013，36(3)：240-260.

[11]王 鋼，張大均. 幼兒教師職業(yè)壓力對職業(yè)認(rèn)同的影響：應(yīng)對方式和心理資本的作用[J]. 西南大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)，2014，15(10)：157-163.

[12]陳 飛. 高校輔導(dǎo)員職業(yè)認(rèn)同與自尊、應(yīng)對方式的關(guān)系調(diào)查報(bào)告——以福建省高校為例[J]. 福建師大福清分校學(xué)報(bào)，2015(3)：53-59.

[13]Gibson S，Dembo M H. Teacher efficacy：a construct validation[J]. Journal of Educational Psychology，1984，76(4)：569-582.

[14]Hoy W K，Woolfolk A E. Teachers’ sense of efficacy and the organizational health of schools[J]. The Elementary School Journal，1993，93(4)：355-372.

[15]Podsakoff P M，MacKenzie S B，Lee J Y，et al. Common method biases in behavioral research：a critical review of the literature and recommended remedies[J]. Journal of Applied Psychology，2003，88(5)：879-903.

[16]Ashford S J，Tsui A S. Self-regulation for managerial effectiveness：the role of active feedback seeking[J]. Academy of Management Journal，1991，34(2)：251-280.