晏 駿，陳彩燕

（1.廣東第二師范學(xué)院 體育學(xué)院，廣東 廣州 510303；2.廣東第二師范學(xué)院 學(xué)報編輯部，廣東 廣州 510303）

1 引言

2018年1月，中共中央、國務(wù)院頒布了《關(guān)于全面深化新時代教師隊伍建設(shè)改革意見》，確立了新時代我國教師隊伍建設(shè)的基本方略［1］；同年2月，教育部發(fā)布《教師教育振興行動計劃2018-2022》提出“推進本土化培養(yǎng)，面向師資補充困難地區(qū)逐步擴大鄉(xiāng)村教師公費定向培養(yǎng)規(guī)模，為鄉(xiāng)村學(xué)校培養(yǎng)‘下得去、留得住、教得好、有發(fā)展’的合格教師”［2］。為此各省市制定了有關(guān)公費定向培養(yǎng)中小學(xué)教師的政策文件，其中政策規(guī)定報考公費定向師范生可享受如：提前批、免學(xué)宿費、包分配、每月領(lǐng)取生活補貼等政策紅利，同時要求畢業(yè)后必須進入當(dāng)?shù)剜l(xiāng)村學(xué)校從教至少6年。但據(jù)人民日報報道，首屆公費定向師范生到農(nóng)村任教的僅占4.1%，福建、江西、湖南等10省區(qū)公費定向師范生正常履約比例不高，他們在享受了政策紅利卻未能履約的窘境不得不讓我們對現(xiàn)有公費定向生群體的從教意愿進行重新審思。公費定向體育師范生是針對鄉(xiāng)村學(xué)校體育教師緊缺而專門設(shè)立的，它以培養(yǎng)能扎根于鄉(xiāng)村，并積極投身鄉(xiāng)村學(xué)校體育教育事業(yè)為目標(biāo)，是鄉(xiāng)村體育振興的中堅力量。當(dāng)前對公費定向師范生的研究主要從政策探討、價值闡釋、培養(yǎng)現(xiàn)狀三個方面開展，其中多數(shù)對2007年以來部屬高校公費師范生從教意愿進行調(diào)查分析［3］，鮮有對于地方性及學(xué)科取向下的公費定向生研究，這也使得前期的研究結(jié)果指導(dǎo)性、適用性較弱。對公費定向體育師范生從教意愿影響因素研究是推進城鄉(xiāng)學(xué)校體育師資均衡發(fā)展的關(guān)鍵，是達(dá)成“下得去、留得住”目標(biāo)的重要舉措。本研究對地方性公費定向體育師范生從教意愿影響機制與路徑進行探索，以期推動公費定向體育師范生研究的深化、細(xì)化；同時為公費定向體育師范生群體更好的服務(wù)于本土化學(xué)校體育教育事業(yè)、確保定向政策的長效施行提供實證支持與理論指導(dǎo)。

2 文獻(xiàn)回顧及研究假設(shè)

從教意愿是個體從事教師職業(yè)的內(nèi)在態(tài)度，是特定主體對專業(yè)認(rèn)識或教師職業(yè)認(rèn)同顯性的、綜合的表現(xiàn)形態(tài)［4］。有研究表明，師范生的從教意愿受動機、自我概念、任務(wù)驅(qū)動、社會化等因素影響［5］，其中Helen M.G.Watt（2002）教授基于動機這一前因變量構(gòu)建了“影響師范生從教意愿”模型［6］（即Factors Influencing Teaching Choice），他將影響從教意愿的動機分三類：（1）內(nèi)在動機，如將教師職業(yè)視為是一種有意義且重要的職業(yè)；（2）外部動機，也就是關(guān)注從教帶來的好處，或其他外在的回報；（3）利他動機，將從教視為一種有重要社會價值和貢獻(xiàn)的職業(yè)［7］，內(nèi)在動機與利他動機源于個體認(rèn)知的積極價值取向，它是個體選擇教師職業(yè)的重要因素，其有助于師范生形成長期從教意愿；而外部動機由于受外在因素干擾，存在師范生職后流失風(fēng)險［8］。師范生的報考動機主要指學(xué)生個體在填報志愿時心理過程或內(nèi)部動力，其包含對教師職業(yè)價值認(rèn)同、自我認(rèn)知與個人發(fā)展規(guī)劃。有研究表明地方師范生以職業(yè)價值取向作為報考動機，對其后扎根基層，服務(wù)于基礎(chǔ)教育事業(yè)具有重要影響［9］?？梢妿煼渡鷪罂紕訖C主要呈現(xiàn)出利他動機與內(nèi)部動機的交混，它作為前因變量正向預(yù)測師范生的從教意愿。公費定向體育師范生作為師范生的特殊群體，依托師范生從教意愿影響機制的現(xiàn)有成果考察公費定向體育師范生報考動機對從教意愿的影響，對推動其他學(xué)科公費定向師范生研究、規(guī)避由政策紅利帶來的投機主義與違約風(fēng)險、促進公費定向政策長效施行具有重要意義。為此，本研究提出研究假設(shè)H1:公費定向體育師范生報考動機可直接預(yù)測從教意愿。在“影響師范生從教意愿”模型基礎(chǔ)上，為確保公費定向體育師范生這一特殊群體能“下得去、留得住、教得好”，有必要對除報考動機以外的重要的中介變量進行探討。

教育質(zhì)量包括結(jié)果質(zhì)量（包含專業(yè)理念增進、專業(yè)知識增進、專業(yè)能力增進）與過程質(zhì)量（包含課程滿意度、教學(xué)滿意度）［10］。良好的教育質(zhì)量離不開人際互動（包含著生師與同伴互動），它是師范生學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)成就的重要保障［11］。有研究表明，師范生在校期間主動參與人際互動是源于對教師職業(yè)的認(rèn)同［12］，對教師職業(yè)的認(rèn)同是個人報考動機具體內(nèi)容之一，正如Pascarella所提出大學(xué)生變化通用評估模型認(rèn)為個人動機可影響教育質(zhì)量和個人發(fā)展［13］。換言之，師范生教育質(zhì)量可能受個人報考動機的影響。與此同時，Darling-Hammond等學(xué)者發(fā)現(xiàn)師范生對于教師教育質(zhì)量評判高低與其從教意愿、堅守從教意愿存在正相關(guān)［14］。國內(nèi)某所高校對師范生的學(xué)習(xí)狀況調(diào)查發(fā)現(xiàn)，其中38.7%師范生認(rèn)為現(xiàn)有課程設(shè)置、培養(yǎng)方案并未起到積極的引導(dǎo)與鍛煉作用，理論與實踐的脫節(jié)使得他們對未來能否勝任教師職業(yè)感到憂慮［15］這從反面也驗證了Darling-Hammond的研究結(jié)果。此外，Stufflebeam發(fā)現(xiàn)教師教育過程中的課程支持與教學(xué)指導(dǎo)及教師準(zhǔn)備程度等過程性因素是影響職前教師職業(yè)認(rèn)同的因素之一［16］，換言之，對過程質(zhì)量滿意度越高師范生對教師職業(yè)認(rèn)同越高，其有助于師范生從教意愿的達(dá)成；師范生教育結(jié)果質(zhì)量滿意度是個體對即將進入學(xué)校前對所學(xué)專業(yè)知識與自我能力水平的認(rèn)可度，學(xué)生能對自身進行合理評估，教育結(jié)果質(zhì)量滿意度越高，不僅可以使學(xué)生建立起“從教”的理性認(rèn)知，提高學(xué)生適應(yīng)學(xué)校工作環(huán)境能力，樹立起全社會對教師職業(yè)的認(rèn)同感［17］，而且能吸引更多優(yōu)質(zhì)的學(xué)生報考師范專業(yè)。上述文獻(xiàn)結(jié)果對師范生報考動機、教育質(zhì)量、從教意愿之間的相關(guān)性給予了一定的支持，將教育質(zhì)量納入公費定向體育師范生報考動機與從教意愿作用機制中，有助于審視學(xué)生報考的內(nèi)在因素，強化“定向?qū)傩浴崩硇哉J(rèn)知，提升公費定向體育師范生適應(yīng)環(huán)境能力，達(dá)成“下得去、留得住、教得好”的培養(yǎng)目標(biāo)。鑒于此提出研究假設(shè)H2:公費定向體育師范生教育質(zhì)量在報考動機和從教意愿之間起中介作用。

認(rèn)知行為理論認(rèn)為經(jīng)驗和認(rèn)知會作為一種記憶線索，進而影響個體對未來行為事件的評估，并以此決策是否執(zhí)行該行為事件［18］。公費定向師范生孕育鄉(xiāng)土世界，與鄉(xiāng)土世界互聯(lián)、共生［19-20］，在其報考動機中包含有對鄉(xiāng)村教育事業(yè)的熱愛與理解，形成內(nèi)化于心、外化于行的鄉(xiāng)土認(rèn)同［19］，他們通過在鄉(xiāng)村生活、成長實踐中獲得經(jīng)驗與認(rèn)知，形成鄉(xiāng)土記憶，而此種記憶可以升華成個人鄉(xiāng)土情懷，鄉(xiāng)土情懷包括對鄉(xiāng)村自然生態(tài)和人文環(huán)境的認(rèn)同感和熱愛，包括以教育促進鄉(xiāng)村地區(qū)振興發(fā)展的責(zé)任感和使命感，它表征了“農(nóng)村教師對鄉(xiāng)村社會發(fā)展的關(guān)切、對農(nóng)民生存狀況的擔(dān)憂、對農(nóng)村孩子處境的關(guān)注等”［21］。公費定向師范生報考時所含有“知鄉(xiāng)、戀鄉(xiāng)、為鄉(xiāng)”的個體認(rèn)知將會對后續(xù)的鄉(xiāng)土情懷培養(yǎng)產(chǎn)生正向影響與裨益作用。同時，鄉(xiāng)土情懷是公費定向師范生作為鄉(xiāng)村成員必備的一種人生觀與價值觀，它能夠?qū)︵l(xiāng)村教師及鄉(xiāng)村教育形成積極的價值認(rèn)知與內(nèi)在自信［22］。研究發(fā)現(xiàn)，盡管農(nóng)村與城市存在著多方面的差距，但很大程度上教師的職業(yè)價值定位與教師的生存處境關(guān)系不大，而與個體的人生觀和價值觀的關(guān)系密切，這反映出，公費定向師范生的從教意愿受鄉(xiāng)土情懷因素影響較大［23］。有研究表明，師范生的鄉(xiāng)土情懷能直接影響從教意愿［24］?，F(xiàn)有文獻(xiàn)雖有對公費定向師范生報考動機、鄉(xiāng)土情懷、從教意愿之間的關(guān)系相關(guān)性予以支持，但研究大多采用簡單相關(guān)，并未對鄉(xiāng)土情懷的中介作用予以探討。公費定向體育師范生作為公費定向師范生的重要組成部分，我們應(yīng)將鄉(xiāng)土情懷納入到影響公費定向體育師范生報考動機與從教意愿路徑機制中加以分析，以探討其內(nèi)部作用機制。鑒于此提出研究假設(shè)H3：公費定向體育師范生鄉(xiāng)土情懷在報考動機和從教意愿之間起中介作用。

師范生良好的教育質(zhì)量表現(xiàn)為是否指向師范生的生活與實踐，它能顯著影響師范生從教意愿［25］。有研究表明，在師范生教育過程中積極創(chuàng)設(shè)未來工作的環(huán)境與知識場景，能有效激發(fā)出師范生的鄉(xiāng)土情懷，這種鄉(xiāng)土情懷高低能決定個體未來發(fā)展的程度［26］。我國學(xué)者對師范生鄉(xiāng)村從教意愿調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，良好的教育質(zhì)量有助于提升師范生對鄉(xiāng)村教育的關(guān)注度，它可厚植個體鄉(xiāng)土情愫（懷）進而達(dá)成師范生“入鄉(xiāng)從教”［27］，即教育質(zhì)量可以通過鄉(xiāng)土情懷正向影響師范生的從教意愿［28］。對于公費定向師范生“鄉(xiāng)來鄉(xiāng)去”是區(qū)別于普通師范生最明顯的特征，通過提升教育質(zhì)量，改變現(xiàn)有“城本化”的教育模式，將鄉(xiāng)土知識融入課程，不僅夯實他們鄉(xiāng)土情懷、提升對鄉(xiāng)村教學(xué)的適應(yīng)能力，同時促進公費定向師范生從教意愿目標(biāo)的達(dá)成。正如帕爾默說：“越熟悉我們的內(nèi)心領(lǐng)域，我們的教學(xué)越穩(wěn)健，我們的生活就越踏實”［29］?！耙姑總€師范畢業(yè)生將來能負(fù)改造一個鄉(xiāng)村的責(zé)任，就必須在他未畢業(yè)之前就教他運用各種知識去改造鄉(xiāng)村之實習(xí)”，由于公費定向師范生的從教地點是其家鄉(xiāng)，作為本地人，他們對“家鄉(xiāng)”有著天然的親切感，在教育過程中融攝更多的“地方知識”［30］，能提升他們服務(wù)鄉(xiāng)村教育的質(zhì)量，提高鄉(xiāng)村教師隊伍的穩(wěn)定性。通過前文探討，當(dāng)前對公費定向師范生教育質(zhì)量、鄉(xiāng)土情懷在報考動機影響從教意愿路徑中產(chǎn)生聯(lián)合作用的研究以理論思辨為主，基于理論檢驗的研究主要以簡單回歸作為分析手段，對于多個變量影響從教意愿的內(nèi)在機制與路徑的研究暫付闕如。鑒于此提出研究假設(shè)H4：公費定向體育生報考動機可通過教育質(zhì)量和鄉(xiāng)土情懷的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊憦慕桃庠??；诩扔欣碚?，文獻(xiàn)和研究假設(shè)建立鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停ㄒ妶D1）。

圖1 研究假設(shè)模型

3 研究方法

3.1 調(diào)查對象

選取H省5所高校為調(diào)查學(xué)校。采取分層立意抽樣方法，對各學(xué)校18級、19級、20級、21級的公費定向體育師范生分別抽取20人，每所學(xué)校80人，共計400人作為研究對象，建立微信群運用問卷星派發(fā)問卷。通過后臺數(shù)據(jù)對作答時間與反向條目分析，對問卷進行篩選，回收有效問卷367分，有效率91.7%。如表1所示，男女生占比及出生地分布特征與H省公費定向體育師范生實際分布情況基本一致，本研究數(shù)據(jù)具有較好的代表性。

表1 性別 * 出生地交叉表

3.2 測量工具

3.2.1 報考動機量表：本研究借鑒了段瓊［31］《師范生報考動機量表》，結(jié)合公費定向生招錄條件，自編《公費定向體育師范生報考動機量表》進行測量與評價。量表包括個人特征、就業(yè)環(huán)境、政策紅利3個維度，共9個題目。采用Likert5級量表，被試公費定向體育師范生根據(jù)自己真實情況在“非常不同意”到“非常同意”的5級量表上進行選擇。得分越高代表其報考動機越強。探索性因素分析抽取特征值大于1的因素共3個，共解釋方差77.16%，KOM=0.952,P＜0.01； 采 用 Composite Reliability檢 驗潛變量的信度質(zhì)量指標(biāo)，如表2所示CR值=0.756（＞0.70），表明測量報考動機的題目內(nèi)部一致性高；AVE值=0.513（＞0.50），代表該潛變量內(nèi)的題目收斂效度良好。本研究中量表的克隆巴哈系數(shù)為0.751，驗證性因素分析結(jié)果為：χ2/df=2.672，GFI=0.968,AGFI=0.931,CFI=0.925,RMSEA=0.051,綜合表明該量表具有良好的信效度。

3.2.2 教育質(zhì)量滿意度量表：借鑒了Yong Zhang［32］，SenWang［33］與宋萑［34］學(xué)者對師范生教育質(zhì)量滿意度的問卷題項與研究結(jié)果，結(jié)合公費定向體育師范生與普通師范生在教育質(zhì)量評價上的同質(zhì)性，自編《公費定向體育師范生教育質(zhì)量滿意度量表》。量表包含增進專業(yè)理念、增進專業(yè)知識、增進專業(yè)能力3個維度，共11題目。采用Likert5級量表，被試公費定向體育師范生根據(jù)自己真實情況在“非常不同意”到“非常同意”的5級量表上進行選擇。得分越高代表對公費定向體育師范生的教育質(zhì)量滿意度越高。探索性因素分析抽取特征值大于1的因素共3個，共解釋方差65.86%，KOM=0.927,P＜0.01；采用Composite Reliability檢驗潛變量的信度質(zhì)量指標(biāo)，如表2所示CR值=0.95（＞0.70），表明測量教育質(zhì)量滿意度題目內(nèi)部一致性高；AVE值=0.829（＞0.50），代表該潛變量內(nèi)的題目收斂效度良好。該量表克隆巴哈系數(shù)為0.976，驗證性因素分析結(jié)果為：χ2/df=3.021,GFI=0.928,AGFI=0.892,CFI=0.927,RMSEA=0.032,綜合表明該量表具有良好的信效度。

3.2.3 從教意愿量表：采用崔莎莎［35］《藝體類師范生從教意愿量表》，量表由責(zé)任意識、職業(yè)優(yōu)勢、自我認(rèn)知、家庭環(huán)境4個維度組成，共有22題目。采用Likert5級量表，被試公費定向體育師范生根據(jù)自己真實情況在“非常不同意”到“非常同意”的5級量表上進行選擇。得分越高代表其從教意愿越強。探索性因素分析抽取特征值大于1的因素共4個，共解釋方差67.36%，KOM=0.941,P＜0.01；采用Composite Reliability檢驗潛變量的信度質(zhì)量指標(biāo)，如表2所示CR值=0.919（＞0.70），表明測量從教意愿題目內(nèi)部一致性高；AVE值=0.79（＞0.50），代表該潛變量內(nèi)的題目收斂效度良好。如表2所示該量表的克隆巴哈系數(shù)為0.884，驗證性因子分析表明四因子模型擬合良好，χ2/df=3.677，GFI=0.986,AGFI=0.928,TLI=0.965,CFI=0.988,RMSEA=0.102,表明該問卷具有良好的信效度。

3.2.4 鄉(xiāng)土情懷量表：對于鄉(xiāng)土情懷的測量，本研究采用Hwang等人的鄉(xiāng)土文化認(rèn)同感問卷［36］，結(jié)合馬寬斌［19］、馬多秀［21］學(xué)者對我國教師鄉(xiāng)土情懷內(nèi)涵及生成機制的研究結(jié)果，自編了《公費定向體育師范生鄉(xiāng)土情懷量表》，量表中把鄉(xiāng)土情懷劃分為3個維度，分別為知鄉(xiāng)、為鄉(xiāng)、享鄉(xiāng)，共20個題目。采用Likert5級量表，被試公費定向體育師范生根據(jù)自己真實情況在“非常不同意”到“非常同意”的5級量表上進行選擇。得分越高代表其鄉(xiāng)土情懷水平越高。探索性因素分析抽取特征值大于1的因素共3個，共解釋方差78.51%，KOM=0.972, P＜0.01, 采用Composite Reliability檢驗潛變量的信度質(zhì)量指標(biāo)，如表2所示CR值=0.85（＞0.70），表明測量鄉(xiāng)土情懷題目內(nèi)部一致性高；AVE值=0.592（＞0.50），代表該潛變量內(nèi)的題目收斂效度良好。如表2所示該量表的克隆巴哈系數(shù)為0.915，驗證性因素分析結(jié)果為：χ2/df=2.312，GFI=0.928, AGFI=0.951, CFI=0.946, RMSEA=0.045, 表明該量表具有良好的信效度。

表2 量表信效度表

3.3 數(shù)據(jù)處理

采用spss25.0和AMOS21.0軟件對數(shù)據(jù)進行處理，采用Bootstrap法進行中介效應(yīng)分析。本研究采用的是自我報告法，依照相關(guān)研究建議，研究采用Harman單因素檢驗法對數(shù)據(jù)進行共同方法偏差檢驗。

4 研究結(jié)果

4.1 共同方法偏差檢驗

共同方法偏差檢驗是指為了確保研究的科學(xué)性，避免單一樣本來源對維度間相關(guān)性增大或減小的影響。本研究采用自陳報告法收集數(shù)據(jù)，因此可能存在共同方法偏差（CMV）問題。根據(jù)Podsakoff等學(xué)者［37-38］的相關(guān)經(jīng)驗，采用Harman單因素檢驗法檢驗共同方法偏差，將62個題目進行因子分析。采用未旋轉(zhuǎn)的主成分因子分析法，提取特征值大于1的8個公因子，其中因子1的解釋方差為43.8%，小于50%的標(biāo)準(zhǔn)，達(dá)到統(tǒng)計學(xué)要求，即本研究數(shù)據(jù)無嚴(yán)重的共同方法偏差。

4.2 各潛變量的相關(guān)分析

如表3顯示了Pearson相關(guān)檢驗，公費定向體育師范生報考動機、教育質(zhì)量、鄉(xiāng)土情懷與從教意愿之間呈顯著正相關(guān)。這一結(jié)果為后續(xù)中介效應(yīng)檢驗提供了良好的基礎(chǔ)，表明教育質(zhì)量、鄉(xiāng)土情懷在公費定向體育生報考動機與從教意愿間可能存在中介作用。

表3 變量描述與相關(guān)性結(jié)果

4.3 結(jié)構(gòu)模型檢驗

模型擬合度指理論模型與實際數(shù)據(jù)的一致性程度。如圖2所示，卡方自由度比值=2.639（1～3表示模型適配度良好），RMSEA=0.079（0.050～0.080表示模型適配度尚可），GFI=0.917,AGFI=0.873,CFI=0.969,TLI=0.959大于0.80時，根據(jù)溫忠麟等學(xué)者推薦的擬合指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)［39］，如表4所示本研究模型具有良好的擬合度。

表4 模型擬合度檢驗

4.4 教育質(zhì)量和鄉(xiāng)土情懷的中介效應(yīng)分析

為檢驗教育質(zhì)量與鄉(xiāng)土情懷在報考動機與影響從教意愿時的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，借鑒前人分步驟層次回歸分析的中介效應(yīng)檢驗程序［40］，先檢驗教育質(zhì)量、鄉(xiāng)土情懷分別在報考動機影響從教意愿時的中介效應(yīng)，再檢驗“教育質(zhì)量→鄉(xiāng)土情懷”的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。

本研究運用AMOS24.0軟件，采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法抽樣1000次，取95%的置信區(qū)間對報考動機與從教意愿的中介效應(yīng)進行顯著性檢驗（如圖2），置信區(qū)間區(qū)不包含0，表明中介效應(yīng)顯著。如表5所示，對假設(shè)H1“報考動機→從教意愿”路徑檢驗后，其置信區(qū)間包含0，報考動機直接影響從教意愿效應(yīng)不顯著；對假設(shè)H2“報考動機→教育質(zhì)量→從教意愿”路徑檢驗后，其置信區(qū)間包含0，說明教育質(zhì)量在報考動機影響從教意愿時中介效應(yīng)不顯著；對假設(shè)H3“報考動機→鄉(xiāng)土情懷→從教意愿”路徑檢驗后，Bias-corrected 95% CI與Percentile 95% CI置信區(qū)間不包含0，且P＜0.05，說明鄉(xiāng)土情懷的中介效應(yīng)顯著。對假設(shè)H4“報考動機→教育質(zhì)量→鄉(xiāng)土情懷→從教意愿”鏈?zhǔn)街薪槁窂綑z驗后，其Bias-corrected 95% CI與Percentile 95% CI置信區(qū)間分別為（0.060,0.150）與（0.056,0.141），兩個置信區(qū)間均不包含0，且P＜0.01，說明此模型鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。

圖2 報考動機與從教意愿的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?/p>

表5 Bootstrapping中介效果

5 討論

5.1 公費定向體育師范生報考動機對從教意愿的預(yù)測作用

本研究結(jié)果表明，雖然報考動機與從教意愿呈顯著正相關(guān)，但公費定向體育師范生報考動機無法顯著預(yù)測從教意愿。其中的原因依照Helen M.G.Watt教授的“影響從教意愿”模型分析可知，公費定向體育師范生的報考動機主要以外部動機為主，他們由于受到提前批與免學(xué)費等外因影響，加之高中畢業(yè)生對未來缺乏理性的規(guī)劃，導(dǎo)致報考動機受政策紅利影響較大，而這與蔣馨嵐等［41］學(xué)者對近70%的免費師范生并不是基于或者主要不是基于教師職業(yè)的神圣光環(huán)而做出的理性選擇，他們可能更多考慮的是“免費”的結(jié)論相吻合；這也驗證了當(dāng)師范生對自身收益關(guān)注多于教師職業(yè)社會價值的時候，師范生將難以長期堅持從教［42］的研究結(jié)論。

為此，地方教育部門可引入多元測評對公費定向體育師范生報考動機進行評估。首先，在確定報考公費定向體育師范生時，地方教育部門聯(lián)合當(dāng)?shù)貙W(xué)校預(yù)先讓學(xué)生填寫《教師職業(yè)認(rèn)同問卷》、《鄉(xiāng)土情懷問卷》等量表或以面試方式掌握其報考動機；其次，招生院校應(yīng)主動與教育行政部門建立溝通反饋機制，并賦予地方院校更多的自主權(quán)。例如加大二次選拔實施力度，允許地方院校基于對公費定向體育師范生的監(jiān)測與評價結(jié)果淘汰從教意愿薄弱的學(xué)生；同時吸納愿意扎根鄉(xiāng)村體育教育的學(xué)生重新進入公費培養(yǎng)計劃，將政策紅利轉(zhuǎn)為政策激勵。最后，教育行政部門應(yīng)科學(xué)理性的加大公費政策的宣傳與引導(dǎo)，擴大招生渠道，打破現(xiàn)階段招生局限于鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)，讓真正愿意擔(dān)任鄉(xiāng)村體育教師的人報考公費定向體育師范生。

5.2 教育質(zhì)量、鄉(xiāng)土情懷在公費定向體育師范生報考動機與從教意愿的中介作用

本研究結(jié)果表明教育質(zhì)量在公費定向體育師范生報考動機與從教意愿路徑中介效應(yīng)不顯著；鄉(xiāng)土情懷在公費定向體育師范生報考動機與從教意愿中起中介作用，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的28.3%（P＜0.01）。首先，造成教育質(zhì)量中介效應(yīng)不顯著的主要原因是由于當(dāng)前針對公費定向體育師范生的培養(yǎng)方案并未建立起來，學(xué)校在知其去向的前提下，仍未對此群體進行針對性的培養(yǎng)設(shè)計，依舊按照“統(tǒng)一化”進行培養(yǎng)。以筆者調(diào)查H省公費定向體育師范生為例，該群體在課程設(shè)置、教師安排、實習(xí)等方面與普通體育師范生并無差別，而這也致使學(xué)生的鄉(xiāng)土記憶、個人經(jīng)驗、文化認(rèn)同與歷史根基旁落，這增大了公費定向體育生的違約風(fēng)險，無法培養(yǎng)愛教、樂教、善教的鄉(xiāng)村體育教師，正如Autti指出：“教育質(zhì)量中對鄉(xiāng)村情景感知、鄉(xiāng)村教學(xué)內(nèi)容的重視程度會深深影響師范生鄉(xiāng)村從教的意愿［43］。其次，公費定向體育師范生的生源大部分來自鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)，他們近二十年的鄉(xiāng)村生活與實踐經(jīng)驗構(gòu)建了個體對鄉(xiāng)土的情懷認(rèn)同，而這種鄉(xiāng)土情懷認(rèn)同能形成一種“知覺行為控制”［44］對從教意愿產(chǎn)生正向影響，而這種影響在一定程度上促進鄉(xiāng)村體育教育的發(fā)展。正如馬寬斌［19］指出鄉(xiāng)土情懷是鄉(xiāng)村教師樂于投身鄉(xiāng)村教育建設(shè)的重要內(nèi)生動力，它是激發(fā)師生參與教育對話的熱情與活力。

為此，我們應(yīng)該提升鄉(xiāng)土資源在教育中的位序，厚植學(xué)生扎根鄉(xiāng)土的文化根基。由于公費定向體育師范生任教學(xué)校多是農(nóng)村小規(guī)模學(xué)校，校本化教學(xué)改革是他們職業(yè)發(fā)展的必由之路。針對課程內(nèi)容與設(shè)計必須考慮文化的在地性，即：使專業(yè)知識與地方性知識進行有效接軌。我們可以邀請熟悉鄉(xiāng)村文化的人員與體育課程專家通力合作，共同開發(fā)公費定向體育生專業(yè)課程；在課程實施過程中，搭建公費定向體育生與鄉(xiāng)村體育、鄉(xiāng)村人文之間積極對話平臺，將部分體育實踐內(nèi)容轉(zhuǎn)移到在定向點，提升學(xué)生與鄉(xiāng)村社會的互動頻率，通過置身鄉(xiāng)土中的體驗喚起身心的“共在”直至“共鳴”［45］。

5.3 教育質(zhì)量和鄉(xiāng)土情懷在公費定向體育師范生報考動機和從教意愿的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

“找準(zhǔn)教師教育中存在的主要問題，尋求深化教師教育改革的突破口和著力點，不斷提高教師培養(yǎng)的質(zhì)量”是提升教師高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。公費定向體育師范生的培養(yǎng)應(yīng)服務(wù)于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，其必須圍繞著“下得去、留得住、教得好”的教育目標(biāo)而展開。但當(dāng)前公費定向體育師范生報考動機受政策紅利影響大，同時培養(yǎng)過程出現(xiàn)了“城本中心主義”致其從教意愿率低［46］，為此，引入教育質(zhì)量與鄉(xiāng)土情懷兩個因素，探討兩者對報考動機與從教意愿間的作用機制顯得十分必要。本研究結(jié)果表明教育質(zhì)量和鄉(xiāng)土情懷在報考動機與從教意愿間具有鏈?zhǔn)街薪樽饔?，其鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)占比為65.1%（P＜0.01）。這一結(jié)論在“影響師范生從教意愿”模型基礎(chǔ)上，拓展了除動機前因變量以外的另外兩個變量及三者之間的關(guān)系。在本研究中具體表現(xiàn)為報考動機可以通過教育質(zhì)量與鄉(xiāng)土情懷正向影響公費定向體育師范生的從教意愿。需要指出的是，本研究得出教育質(zhì)量中介效應(yīng)不顯著，結(jié)合鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著分析可預(yù)測，在當(dāng)前公費定向體育師范生教育質(zhì)量監(jiān)控體系尚未完善之際，對H省的公費定向體育師范生的報考動機應(yīng)加大對內(nèi)部動機的關(guān)注，即在選拔生源過程中加大對鄉(xiāng)土情懷內(nèi)容的考察比重，這有助于定向從教意愿的達(dá)成。

基于此，我們應(yīng)著力調(diào)動政府、社會、高校、鄉(xiāng)村學(xué)校等多方主體參與到公費定向體育師范生培養(yǎng)中，通過多方聯(lián)動配合，構(gòu)建教育質(zhì)量動態(tài)監(jiān)控體系；在具體實施中，應(yīng)重建教學(xué)邏輯，在教育過程中凸顯“定向?qū)傩浴眮砗裰补M定向體育師范生的鄉(xiāng)土情懷，激發(fā)他們的鄉(xiāng)土情愫，進而堅定其長期扎根鄉(xiāng)村從教的意愿。公費定向體育師范生教育只有扎根于生活與學(xué)習(xí)的現(xiàn)實世界，對鄉(xiāng)村體育的意義進行探尋，對人生進行有意義的指導(dǎo)，基于這樣的“定向”教育才能對每一個個體的人生成長起到促進作用，才能真正讓學(xué)生“親鄉(xiāng)、愛鄉(xiāng)、入鄉(xiāng)、留鄉(xiāng)”。

6 結(jié)論與展望

本研究探討了影響公費定向體育師范生從教意愿三個因素之間的關(guān)系，檢驗了報考動機、教育質(zhì)量、鄉(xiāng)土情懷對從教意愿的作用機制。研究表明：（1）公費定向體育師范生報考動機無法顯著預(yù)測從教意愿。（2）教育質(zhì)量的中介效應(yīng)不顯著，鄉(xiāng)土情懷的中介效應(yīng)顯著。（3）教育質(zhì)量與鄉(xiāng)土情懷在公費定向體育師范生報考動機和從教意愿間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

本研究還存在以下不足：第一，由于人力所限，本研究取樣群體僅限于H省，可能使得結(jié)論有一定的地域性，推廣存在局限性，將來可以此為基礎(chǔ)，聯(lián)合其他省份開展更為廣泛的調(diào)查實證研究；第二，本研究選取公費定向體育師范生為調(diào)查對象，它與其他群組（如與普通體育師范生、其他學(xué)科公費定向生等）之間的從教意愿影響機制是否存在差異待進一步探索。第三，從教意愿影響因素眾多，不排除還存在其他中介或調(diào)節(jié)變量，未來還有待進一步的研究。