解 鵬， 徐向明， 李健寧

(1.蘇州農(nóng)業(yè)職業(yè)技術學院，江蘇蘇州 215008； 2.蘇州大學教育學院，江蘇蘇州 215123)

技術技能型農(nóng)業(yè)人才是促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關鍵，農(nóng)業(yè)高職院校教師水平是能否培養(yǎng)技術技能型農(nóng)業(yè)人才的關鍵因素，而農(nóng)業(yè)高職院校教師對教書育人的心理認同是他們履職盡責的心理基礎。人們對教師職業(yè)認同的關注，源于對現(xiàn)實中強調(diào)教師工具價值、忽視教師主體價值、導致教師自我迷失等傾向的反思。大量研究表明，教師職業(yè)認同對工作滿意度、職業(yè)幸福感、教學績效、職業(yè)倦怠、離職傾向等有著顯著影響。近5年來，中外學者對教師職業(yè)認同與教師效能感、應對方式之間的關系進行了初步探討，但研究成果不多，研究結論不一致，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)，一般認為教師效能是教師對教學功能和教學能力的主觀判斷[1]。沃爾?？?Woolfolk A E)將教師效能區(qū)分為一般教學效能(general teaching efficacy，簡稱GTE)和個人教學效能(personal teaching efficacy，簡稱PTE)，前者是教學抵消學生個人背景中消極影響的能力，后者是一個特定教師具有的這種能力[2]，兩者分別與班杜拉提出的結果預期(outcome expectation)和效能預期(efficacy expectation)對應。孫利等的研究表明，教師職業(yè)認同與教師效能感關系密切，前者對后者可能具有一定的預測力[3-7]。

按照?？寺屠账?Folkman S & Lazarus R S)的理解，通常認為應對方式(ways of coping)是個體在經(jīng)受困難或挫折時所采取的認知和行為方式[8]。解亞寧認為，雖然應對方式很多，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，即積極應對和消極應對[9]。Pillen等的研究表明，教師職業(yè)認同與應對方式關系密切，兩者之間可能存在相互解釋的關系[10-12]。

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

1 研究對象、工具與方法

1.1 研究對象

以分層隨機抽樣方式，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”，施測時使用統(tǒng)一的指導語。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)認同專業(yè)量表。本研究在文獻回顧、半結構化教師訪談、專家咨詢的基礎上，初步構建高職院校教師職業(yè)認同的理論結構，通過問卷調(diào)查、項目分析(item analysis)、探索性因子分析(exploratory factor analysis)、驗證性因子分析(confirmatory factor analysis)進行檢驗和修正，最終形成符合教育統(tǒng)計學要求的研究工具。PIS包含職業(yè)聲望、職業(yè)行為、職業(yè)情感、職業(yè)價值4種認同成分，共計16個項目。采用李克特(Likert)自評式5點量表記分，從“非常不符合”到“非常符合”分成5級，所有項目正向記分；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性(0.259～0.478)，各維度與總分呈中等偏高的相關性(0.638～0.805)，總量表的效標關聯(lián)效度為0.597；驗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個分量表，每個分量表有5個項目，共10個項目；采用李克特的6點式量表記分，從“強烈同意”到“強烈不同意”分成6級，5個項目反向記分。本研究通過探索性因子分析、驗證性因子分析對原始量表作適當修訂。修訂TES保留9個因子負荷較高的項目；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]，包括積極應對、消極應對2個維度，第1維度有12個項目，第2維度有8個項目，共20個項目；采用李克特4點式量表記分，從“從不采取”到“經(jīng)常采取”分成4級，所有項目正向計分。本研究通過探索性因子分析、驗證性因子分析對原始量表作少量修訂。修訂SCSQ保留10個解釋能力強的項目；積極應對維度的α信度系數(shù)為0.667，消極應對維度的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)計分析軟件

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

2 結果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗

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)建議進行哈曼單因子檢驗(Harman’s one-factor test)[15]，對篩選出的所有觀察變量同時進行未旋轉(zhuǎn)的主成分分析。如果只抽取出1個公共因子或者抽取出多個公共因子且第1個因子的方差貢獻率超過40%，則認為共同方法偏差嚴重；如果抽取出多個公共因子且第1個因子的方差貢獻率不超過40%，則認為共同方法偏差不嚴重[16]。結果表明，KMO值為0.780，球形檢驗值為 3 077.594(P值=0.000)，未旋轉(zhuǎn)的主成分分析抽取出9個公共因子的特征值大于1，且第1個因子的方差貢獻率只有16.810%(表1)，說明共同方法偏差不嚴重。

表1 哈曼單因子檢驗的特征值和貢獻率(未旋轉(zhuǎn))

2.2 潛在變量相關分析

計算教師職業(yè)認同、一般教學效能、個人教學效能、積極應對、消極應對5個潛在變量的相關系數(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)認同視為1個包含4個維度的潛在變量并記總分；一般教學效能、個人教學效能視為2個潛在變量，分別獨立記分，不宜相加記總分；積極應對、消極應對視為2個潛在變量，分別獨立記分，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)認同與個人教學效能、職業(yè)認同與積極應對、個人教學效能與積極應對在0.01水平呈顯著正相關，一般教學效能、消極應對與其他變量均無顯著相關性。

表2 潛在變量的相關分析

注“**”表示在0.01水平顯著相關。

2.3 初始模型假設

根據(jù)潛在變量相關分析結果，本研究提出如圖1所示初始模型假設：職業(yè)認同(外因潛在變量)對個人教學效能(內(nèi)因潛在變量)和積極應對(內(nèi)因潛在變量)可能具有直接強化作用，同時通過個人教學效能(中介變量)的調(diào)節(jié)作用，對積極應對(內(nèi)因潛在變量)可能具有間接強化作用。

2.4 模型檢驗和修正

在初始模型假設基礎上，繪制職業(yè)認同、個人教學效能、積極應對3個潛在變量的觀察變量及誤差變量，增列個人教學效能、積極應對2個內(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程序。結果表明，只有“職業(yè)認同→積極應對”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程序。結果表明，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，其余擬合指標全部達標，修正模型的適配度較好，修正模型詳見圖2。

3 結論與討論

3.1 教師職業(yè)認同與教師效能感

一般情況下，教學效能感是教師對一般教學關系和教學功能的主觀判斷，個人教學效能感是教師對個人教學能力和教學效果的主觀評價，兩者均需建立在一定職業(yè)心理的基礎上。教師職業(yè)認同是教師對職業(yè)核心要素相對平衡穩(wěn)定的內(nèi)化整體認識，是具備成為職業(yè)心理基礎的客觀條件。相關分析結果和結構方程模型顯示，提高職業(yè)認同尤其是職業(yè)價值的認同度，對增強農(nóng)業(yè)高職院校教師效能感尤其是個人教學效能感有積極意義。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、教育責任、教育要求、教育規(guī)范等的思想認識，對于鞏固教師對自身教學策略、教學技能、教學組織、教學成效等的自信心非常有益。根據(jù)吉布森和沃爾福克的早期觀點，一般教學效能感集中反映教師通過教育抵消學生個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)的生源危機進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。面對著家庭背景復雜、學業(yè)基礎薄弱、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效能感普遍不高，為什么職業(yè)認同對一般教學效能感無正向預測力。

3.2 教師職業(yè)認同與應對方式

作為一種反應過程和調(diào)節(jié)行為，應對方式受個體穩(wěn)定因素影響。雖然從職業(yè)生涯的整體歷程看，個體的職業(yè)認同是有所變化的，但是從職業(yè)生涯的特定階段看，個體的職業(yè)認同又是相對穩(wěn)定的，它可造成個體對情境的認知差異，從而對應對方式產(chǎn)生導向作用。從相關分析結果和結構方程模型看，提升職業(yè)認同特別是職業(yè)價值認同水平，對于農(nóng)業(yè)高職院校教師形成積極應對風格有促進作用。因此，通過學習宣傳和教育引導深化農(nóng)業(yè)高職院校教師對農(nóng)業(yè)高職教育內(nèi)在價值的認識，通過培養(yǎng)扶持和關愛幫助促成農(nóng)業(yè)高職院校教師取得事業(yè)成功并產(chǎn)生價值體驗，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)實意義。此外，消極應對方式未必產(chǎn)生消極后果，例如自我安慰屬于消極應對方式，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。這可能是農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認同對消極應對無負向預測力的原因。

3.3 教師職業(yè)認同與教師效能感、應對方式的整體效應

農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認同對個人教學效能感有直接正向預測力(β=0.52，P<0.001)，個人教學效能感對積極應對有直接正向預測力(β=0.35，P<0.001)；職業(yè)認同對積極應對有間接正向預測力，個人教學效能感在其中有完全中介作用(β=0.52×0.35=0.182)?？偟膩砜?，農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認同水平越高，其個人教學效能感、積極應對水平越高，這確切揭示了職業(yè)認同對個人教學效能感和積極應對的強化作用。大量研究表明，個人教學效能感是教師對自身教學能力的主觀判斷，它對教師課堂行為、教學監(jiān)控能力、學生成績等有顯著影響；積極應對是教師采取的積極的認知和行為方式，它對教師壓力應對、問題解決、職業(yè)倦怠等有顯著作用。因此，通過適當舉措提高農(nóng)業(yè)高職院校教師職業(yè)認同水平對高職院校教育教學工作有重要意義。當前，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)實問題備受關注，農(nóng)業(yè)高職院校招生形勢也不容樂觀。在全社會進一步營造重視農(nóng)業(yè)的輿論氛圍，在高職院校進一步樹立崇農(nóng)愛農(nóng)的宣傳導向，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際支持，著力提高教師的職業(yè)認同感，這對于增強教師的教學效能感、調(diào)動教師的積極工作方式，從而提高教師的教學質(zhì)量等有顯著價值。

[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)認同、教學效能感與工作倦怠的關系[J]. 教學與管理，2011(36)：46-49.

[4]段 婷，李顯芳，龔少英，等. 職業(yè)認同、教學效能感與教學監(jiān)控能力的關系[C]//增強心理學服務社會的意識和功能——中國心理學會成立90周年紀念大會暨第十四屆全國心理學學術會議論文摘要集. 西安，2011：75.

[5]于 穎. 小學數(shù)學教師職業(yè)認同、知識結構的關系研究——自我效能感的中介作用[D]. 開封：河南大學，2012.

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

[7]張曉輝，趙宏玉. 教師支持對免費師范生教學效能感和教師職業(yè)認同的影響[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. 簡易應對方式量表信度和效度的初步研究[J]. 中國臨床心理學雜志，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)認同的影響：應對方式和心理資本的作用[J]. 西南大學學報(自然科學版)，2014，15(10)：157-163.

[12]陳 飛. 高校輔導員職業(yè)認同與自尊、應對方式的關系調(diào)查報告——以福建省高校為例[J]. 福建師大福清分校學報，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.