○周 鵬

一、背景解析

教師是學(xué)校教育第一資源，發(fā)展公平而有質(zhì)量的鄉(xiāng)村教育關(guān)鍵是擁有一批樂(lè)教適教的鄉(xiāng)村教師，這是鄉(xiāng)村教育的內(nèi)在訴求。國(guó)務(wù)院頒布《鄉(xiāng)村教師支持計(jì)劃（2015-2020年）》以來(lái)，諸多省份相繼實(shí)施鄉(xiāng)村教師定向培養(yǎng)政策，鄉(xiāng)村教師定向培養(yǎng)成為拓展鄉(xiāng)村教師補(bǔ)償?shù)挠行篮椭匾e措，讓優(yōu)秀的人培養(yǎng)更優(yōu)秀的人成為提升鄉(xiāng)村教育質(zhì)量的時(shí)代新坐標(biāo)。在政府主導(dǎo)模式下，鄉(xiāng)村教師定向培養(yǎng)政策執(zhí)行的共識(shí)度得到了提高，吸引了一批優(yōu)質(zhì)生源，有些地區(qū)特別是經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)，鄉(xiāng)村定向師范生（以下簡(jiǎn)稱“定向”）招生錄取分?jǐn)?shù)明顯高于同期該校錄取平均分?jǐn)?shù)。但在“學(xué)有所出、就有所保”的政策約束和引導(dǎo)下，鄉(xiāng)村定向師范生與非定向師范生（以下簡(jiǎn)稱“非定向”）在學(xué)業(yè)自我效能感、學(xué)習(xí)投入上存在顯著差異。在教育風(fēng)險(xiǎn)視角下，提升鄉(xiāng)村定向師范生的學(xué)業(yè)自我效能感，提高他們學(xué)習(xí)投入度，以達(dá)到定向培養(yǎng)政策所期待的培養(yǎng)規(guī)格，滿足培養(yǎng)鄉(xiāng)村教育所需教師的質(zhì)量要求和價(jià)值旨?xì)w，已成為地方師范院校亟待解決的難點(diǎn)問(wèn)題。

（一）學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入

自我效能感（Self-efficacy）是由美國(guó)心理學(xué)家班杜拉（Bandura）在20世紀(jì)70年代提出的概念，它指的是個(gè)體對(duì)影響自己生活的事件，以及對(duì)自己的活動(dòng)水平施加控制能力的信念[1]。此后，自我效能感被廣泛運(yùn)用到諸多領(lǐng)域。學(xué)業(yè)自我效能感（Academic Self-efficacy）就是拓展自我效能感在學(xué)習(xí)領(lǐng)域的具體運(yùn)用，是指學(xué)生對(duì)自己能否成功完成學(xué)習(xí)任務(wù)所具備的能力的判斷。自我效能感是影響學(xué)習(xí)投入的重要近端因素之一，也是影響學(xué)習(xí)質(zhì)效的重要變量。自我效能感高的學(xué)習(xí)者，會(huì)更加自覺(jué)主動(dòng)投入各類學(xué)習(xí)活動(dòng)中，同時(shí)擁有比較高的能力信念以及獲取成功的期望。學(xué)習(xí)者的學(xué)業(yè)自我效能感越高越能促進(jìn)其形成更高的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，設(shè)置更高的學(xué)習(xí)目標(biāo)，學(xué)習(xí)者也更愿意將更多的時(shí)間和更充沛的精力投入學(xué)習(xí)中，面對(duì)學(xué)習(xí)中存在的困難也會(huì)愈加堅(jiān)強(qiáng)地面對(duì)。

學(xué)習(xí)投入（Learning Engagement）作為一種積極的學(xué)習(xí)行為實(shí)踐，在上個(gè)世紀(jì)90年代后期被歐美國(guó)家視為一種測(cè)量教育質(zhì)量的有效結(jié)構(gòu)[2]。學(xué)習(xí)投入既是衡量學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)過(guò)程質(zhì)量的重要指標(biāo)，也是影響學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)質(zhì)效的重要因素，一般包括行為投入、認(rèn)知投入和情感投入三個(gè)維度，對(duì)刺激各年齡段學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)持續(xù)性、學(xué)業(yè)滿意度、學(xué)業(yè)成就等都有著積極的作用。換言之，學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)投入度越大，其學(xué)習(xí)目標(biāo)達(dá)成度就會(huì)越高。研究表明，大學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入兩者之間存在顯著的相關(guān)性，即學(xué)業(yè)自我效能感越高的大學(xué)生，越相信自己的學(xué)習(xí)能力，不僅能夠主動(dòng)完成既定的學(xué)習(xí)任務(wù)與目標(biāo)，也會(huì)在學(xué)習(xí)上有更多的投入。

（二）合作學(xué)習(xí)的中介作用

合作學(xué)習(xí)（Cooperative Learning）是指在教學(xué)過(guò)程中構(gòu)建小組，使學(xué)生共同活動(dòng)以最大程度地促進(jìn)個(gè)人以及他人的學(xué)習(xí)[3]。我國(guó)最早教育理論專著《學(xué)記》中記載到“獨(dú)學(xué)而無(wú)友，則孤陋而寡聞”，這是合作學(xué)習(xí)的思想雛形，也是教育實(shí)踐的最初形態(tài)。而合作學(xué)習(xí)的興起則源于上個(gè)世紀(jì)70年代的美國(guó)，此后成為世界各國(guó)普遍采用的一種教學(xué)理論和教學(xué)實(shí)踐。合作學(xué)習(xí)理論認(rèn)為，在集體學(xué)習(xí)活動(dòng)中，成員之間能相互提供動(dòng)力，以促成集體目標(biāo)和自我目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。更確切地說(shuō)，在課堂教育的合作情境中，每個(gè)人追求的是不僅使自己受益，同時(shí)也追求小組內(nèi)其他成員有所收益的結(jié)果。這種學(xué)習(xí)方式能充分利用個(gè)體和群體之間的差異資源，這種差異會(huì)帶來(lái)合作與競(jìng)爭(zhēng)，競(jìng)爭(zhēng)又能激發(fā)更深入的合作。因此，這會(huì)對(duì)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生積極和直接的影響。本研究中的合作學(xué)習(xí)并非指?jìng)鹘y(tǒng)的“小組”合作學(xué)習(xí)，而是指定向與非定向混班形式的“大組”合作學(xué)習(xí)模式。相關(guān)研究表明，合作學(xué)習(xí)對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感存在顯著正向影響，進(jìn)而影響學(xué)習(xí)投入[4]?；诖耍岢黾僭O(shè)：合作學(xué)習(xí)在學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入關(guān)系中起到鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜合以上，以定向和非定向?yàn)檠芯繉?duì)象，構(gòu)建了如圖1的鏈?zhǔn)街薪楹献髂Ｐ停ㄟ^(guò)對(duì)兩類群體在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入上的差異進(jìn)行分析，研究鄉(xiāng)村定向師范生的學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響，并考量合作學(xué)習(xí)在兩者之間的中介作用。

圖1 合作學(xué)習(xí)在學(xué)兩個(gè)之間入之間的中介模型

二、研究方法

（一）被試

調(diào)查采取滾雪球抽樣和目的性抽樣方法，被試對(duì)象為鄉(xiāng)村定向師范生和非定向師范生。被試對(duì)象來(lái)源于承擔(dān)鄉(xiāng)村定向師范生培養(yǎng)的地方師范院校，基本涵蓋不同專業(yè)、不同區(qū)域、不同年級(jí)，具有一定代表性，能客觀反映地方師范院校鄉(xiāng)村定向師范生的學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的實(shí)然狀況。本次研究共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷820份，其中非定向師范生400人（A群體），鄉(xiāng)村定向師范生420人（B群體）。回收問(wèn)卷740份，回收率為90.24%；用于數(shù)據(jù)分析的樣本為724份，有效率為88.29%。參與問(wèn)卷調(diào)查的學(xué)生中，文科專業(yè)學(xué)生487人（59.39%），理科專業(yè)學(xué)生 333人（40.61%）；男生201人（24.51%），女生619人（75.49%）。

（二）研究工具

1.學(xué)業(yè)自我效能感量表。設(shè)計(jì)的學(xué)習(xí)自我效能感量表主要參考Pintrich&DeGroo編制的學(xué)業(yè)自我效能感問(wèn)卷，并結(jié)合地方師范院校屬性和鄉(xiāng)村定向師范生的實(shí)際情況進(jìn)行適當(dāng)修改，形成適合本研究的自我效能感量表。量表包含三個(gè)維度：學(xué)習(xí)意志自我效能感、學(xué)習(xí)能力自我效能感、學(xué)習(xí)技術(shù)自我效能感。量表采用Likert五點(diǎn)計(jì)分的方式，讓被測(cè)試者根據(jù)自身的實(shí)際情況，從1到5對(duì)每個(gè)題目進(jìn)行評(píng)分，其中“1”代表完全不符合，“5”為完全符合（下同）。經(jīng)測(cè)量，學(xué)業(yè)自我效能感的Cronbach’s Alpha系數(shù)值為0.911，其中學(xué)習(xí)意志自我效能感、學(xué)習(xí)能力自我效能感和學(xué)習(xí)技術(shù)自我效能感的Cronbach’sAlpha系數(shù)值分別為0.899、0.901、0.913；學(xué)業(yè)自我效能感的KMO值為0.938，表明學(xué)業(yè)自我效能感量表具有良好的信效度。

2.學(xué)習(xí)投入量表。采用廖友國(guó)編制的學(xué)習(xí)投入量表，包含學(xué)習(xí)行為投入、情緒投入、行為投入三個(gè)要素，并結(jié)合訪談所獲信息以及研究目的，增加了“合作學(xué)習(xí)”這一背景條件，共19個(gè)項(xiàng)目。量表采用Likert五點(diǎn)計(jì)分的方式。經(jīng)對(duì)量表內(nèi)在信度及效度測(cè)量，學(xué)習(xí)投入的Cronbach’s Alpha系數(shù)值為0.926，其中情緒投入、認(rèn)知投入、學(xué)習(xí)行為投入的Cronbach’s Alpha系數(shù)值分別為 0.911、0.878、0.923；學(xué)習(xí)投入的 KMO 值為 0.942，測(cè)量數(shù)據(jù)表明該量表信效度良好。

3.合作學(xué)習(xí)量表。采用唐勇編制的小組合作學(xué)習(xí)量表，包含個(gè)人責(zé)任、合作技能、合作氛圍和相互信賴四個(gè)維度，共23個(gè)項(xiàng)目[5]。采取Likert五點(diǎn)計(jì)分的方式測(cè)量。測(cè)量統(tǒng)計(jì)后得知，合作學(xué)習(xí)的Cronbach’s Alpha系數(shù)值為0.918，其中個(gè)人責(zé)任、合作技能、合作氛圍、相互信賴的Cronbach’s Alpha系數(shù)值分別為 0.877、0.901、0.923、0.869。合作學(xué)習(xí)的KMO值為0.908，表明合作學(xué)習(xí)量表具備較高的信度和效度。

4.數(shù)據(jù)處理。采用SPSS22.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和描述性統(tǒng)計(jì)。數(shù)據(jù)分析方面，首先采取描述性統(tǒng)計(jì)分析A、B兩類群體在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入方面的總體水平，然后采用方差分析、回歸分析等，明晰兩者之間的關(guān)系，檢驗(yàn)合作學(xué)習(xí)在兩者入之間的中介作用。

三、研究結(jié)果

（一）被試對(duì)象學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的總體水平

如表1所示，被試對(duì)象的學(xué)業(yè)自我效能感總均值高于理論上的中性值（Mean=3.38＞3），處于中等偏上水平。在三個(gè)維度中學(xué)習(xí)技術(shù)自我效能感最高，其次是學(xué)習(xí)能力自我效能感、學(xué)習(xí)意志自我效能感。從表2可知，被試對(duì)象學(xué)習(xí)投入總均值均高于理論上的中性值（Mean=3.81＞3），表明無(wú)論是鄉(xiāng)村定向師范生還是非定向師范生的學(xué)習(xí)狀態(tài)在整體上均處于較好水平。在學(xué)習(xí)投入的三個(gè)維度中，認(rèn)知投入值最高（Mean=3.85），而學(xué)習(xí)行為投入則相對(duì)較低，這說(shuō)明被試對(duì)象對(duì)學(xué)習(xí)活動(dòng)有著積極的認(rèn)知，但在認(rèn)知與行動(dòng)之間還無(wú)法實(shí)現(xiàn)同向同步發(fā)展。

表1 實(shí)驗(yàn)前被試群體學(xué)業(yè)自我效能感的總體水平分布

表2 實(shí)驗(yàn)前被試群體學(xué)習(xí)投入的總體水平分布

（二）被試對(duì)象學(xué)業(yè)效能感與學(xué)習(xí)投入的回歸分析

以學(xué)業(yè)自我效能感三個(gè)因子為自變量，以學(xué)習(xí)投入為因變量進(jìn)行回歸法分析。從表3可知，學(xué)業(yè)自我效能感所含三個(gè)因子對(duì)被試對(duì)象的學(xué)習(xí)投入均有顯著的預(yù)測(cè)作用。所建模型對(duì)學(xué)習(xí)效能的解釋率為62.1%（R2=0.621），表明了被試對(duì)象的學(xué)業(yè)自我效能感越高，其在學(xué)習(xí)上就會(huì)越投入。從標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β看，學(xué)習(xí)意志自我效能感的β系數(shù)絕對(duì)值為0.532，在三個(gè)預(yù)測(cè)變量中絕對(duì)值較大，代表了學(xué)習(xí)意志自我效能感這個(gè)因子對(duì)被試對(duì)象的學(xué)習(xí)投入具有較高的解釋力。

表3 學(xué)業(yè)自我效能感三個(gè)因子對(duì)學(xué)習(xí)投入的影響

同樣，基于模型數(shù)據(jù)以學(xué)習(xí)投入的各因子為自變量，以學(xué)業(yè)自我效能感為因變量進(jìn)行回歸分析。從表4數(shù)據(jù)可見(jiàn)，學(xué)習(xí)投入三個(gè)預(yù)測(cè)變量中有兩個(gè)預(yù)測(cè)變量（認(rèn)知投入、行為投入）對(duì)被試對(duì)象的學(xué)業(yè)自我效能感有顯著的預(yù)測(cè)作用，而情緒投入則不顯著。從標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β看，兩個(gè)顯著回歸系數(shù)的自變量中，行為投入的β系數(shù)絕對(duì)值較大，表明行為投入預(yù)測(cè)變量對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感具有較高的解釋力。而情緒投入預(yù)測(cè)變量的回歸系數(shù)不夠顯著，表明情緒投入預(yù)測(cè)變量對(duì)被試對(duì)象的學(xué)業(yè)自我效能感變量的變異解釋相對(duì)比較小。

表4 學(xué)習(xí)投入三個(gè)因子對(duì)學(xué)業(yè)自我效能感的影響

（三）不同群體學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的差異

1.實(shí)驗(yàn)前A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感比較結(jié)果。通過(guò)實(shí)驗(yàn)前對(duì)A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感的測(cè)量，A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感存在顯著性差異。被試對(duì)象自我效能感呈正態(tài)分布，所以可以采用t檢驗(yàn)。從表5可以看出，在實(shí)驗(yàn)前A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感和標(biāo)準(zhǔn)數(shù)值0.05相比，萊文方差等同性檢測(cè)的顯著性較大，代表方差之間具有齊性。此時(shí)t的顯著性差異小于0.05，所以A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感存在著顯著性差異。

表5 實(shí)驗(yàn)前A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感比較

2.實(shí)驗(yàn)前A、B群體學(xué)習(xí)投入比較結(jié)果。通過(guò)實(shí)驗(yàn)前對(duì)A、B群體學(xué)習(xí)投入的測(cè)量，兩個(gè)群體之間學(xué)習(xí)投入存在極顯著性差異。從表6中A、B群體學(xué)習(xí)投入的比較中可以看出，和標(biāo)準(zhǔn)數(shù)值0.05相比，萊文方差等同性檢測(cè)的顯著性較大，代表方差之間具有齊性。而0.000是t的顯著性差異，和0.01相比較小，代表兩類群體在學(xué)習(xí)投入方面的差異性較為明顯。

表6 實(shí)驗(yàn)前A、B群體學(xué)習(xí)投入比較

3.實(shí)驗(yàn)后A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感比較結(jié)果。實(shí)驗(yàn)后，通過(guò)對(duì)A、B群體學(xué)習(xí)自我效能感的測(cè)量，兩類群體學(xué)業(yè)自我效能感的差異縮小。從表7來(lái)看，在實(shí)驗(yàn)后A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感的比較中可以發(fā)現(xiàn)萊文方差等同性檢驗(yàn)的顯著性大于0.05，方差齊性。t的顯著性差異為0.021＜0.05，說(shuō)明B群體經(jīng)過(guò)合作學(xué)習(xí)后他們的學(xué)業(yè)自我效能感仍然存在顯著性差異。但是通過(guò)表5與表7的對(duì)比可以看出A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感的平均值差值由1.79變成了1.51，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)后A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感的差異在縮小。

表7 實(shí)驗(yàn)后A、B群體學(xué)業(yè)自我效能感比較

4.實(shí)驗(yàn)后A、B群體學(xué)習(xí)投入比較結(jié)果。實(shí)驗(yàn)后，通過(guò)對(duì)A、B群體學(xué)習(xí)投入的測(cè)量可知，A、B群體學(xué)習(xí)投入差異在縮小。如表8所示，實(shí)驗(yàn)后從A、B群體學(xué)習(xí)投入的比較中可發(fā)現(xiàn)，萊文方差等同性檢驗(yàn)的顯著性大于0.05，方差齊性。0.000是t的顯著性差異，和標(biāo)準(zhǔn)數(shù)值0.01相比較小，代表兩類群體在學(xué)習(xí)投入方面仍然呈現(xiàn)出較為明顯的差異。雖然實(shí)驗(yàn)后A、B群體學(xué)習(xí)投入仍然呈現(xiàn)出明顯的差異，但通過(guò)表6與表8的比較可以發(fā)現(xiàn)，A、B群體學(xué)習(xí)投入的平均值差值由9.07變成了8.67，表明通過(guò)合作學(xué)習(xí)B群體學(xué)習(xí)投入與A群體的差異逐漸縮小。

表8 實(shí)驗(yàn)后A、B群體學(xué)習(xí)投入比較

5.合作學(xué)習(xí)在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入中起到中介作用。采用偏差校正的Bootstrap法檢查合作學(xué)習(xí)在學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入的中介效應(yīng)。如表9所示，結(jié)果顯示各中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間均不包含0，說(shuō)明中介效應(yīng)均顯著，也就是學(xué)業(yè)自我效能感能通過(guò)合作學(xué)習(xí)的中介作用預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)投入，中介效應(yīng)值為0.21，所提假設(shè)得到支持，即合作學(xué)習(xí)在學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入間發(fā)揮部分中介作用，也就是鄉(xiāng)村定向教師的學(xué)業(yè)自我效能感不僅直接影響該群體的學(xué)習(xí)投入，還可以通過(guò)合作學(xué)習(xí)這一媒介來(lái)影響學(xué)習(xí)投入。

表9 模型相應(yīng)路徑系數(shù)的Bootstrap結(jié)果

四、結(jié)論與反思

通過(guò)分析實(shí)證研究結(jié)果，當(dāng)代大學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入均處于較高的水平狀態(tài)。這表明在高等教育大眾化時(shí)代，大學(xué)生對(duì)學(xué)習(xí)有著較高的價(jià)值認(rèn)同，但大學(xué)生以實(shí)現(xiàn)就業(yè)為目標(biāo)的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)表現(xiàn)得比較突出?；谝陨辖Y(jié)論，就以合作學(xué)習(xí)的方式促進(jìn)學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入提出如下建議。

（一）政策層面

美國(guó)社會(huì)學(xué)家Peter M.Blau認(rèn)為，社會(huì)交換指的是人們被期望從別人那里得到的并且確實(shí)也從別人那里得到了的回報(bào)所激勵(lì)的自愿行動(dòng)[6]。鄉(xiāng)村教師定向培養(yǎng)政策，政府是這個(gè)交換行為的發(fā)起者，定向師范生只是在政府部門(mén)既定的條款框架下被動(dòng)接受全部條款，政府通過(guò)政策手段的確可以在一定程度上滿足鄉(xiāng)村教師的數(shù)量供給，但是鄉(xiāng)村定向師范生的報(bào)考動(dòng)機(jī)、任教意愿等要素關(guān)系到人才培養(yǎng)質(zhì)量，繼而影響教育質(zhì)量。因此，交換雙方（政府和定向師范生）必須進(jìn)行面對(duì)面的協(xié)商，塑造交換雙方的共同價(jià)值觀，最大程度吸引樂(lè)教的優(yōu)秀學(xué)生報(bào)考鄉(xiāng)村定向教師。

1.建立動(dòng)態(tài)靈活調(diào)控機(jī)制。定向定量招生、定向培養(yǎng)、定期服務(wù)是鄉(xiāng)村教師定向培養(yǎng)政策的顯著特征，正是這些特征使得政策處于“兩難”的選擇。為達(dá)到預(yù)定招生量，部分地區(qū)定向師范生錄取分?jǐn)?shù)要遠(yuǎn)低于非定向師范專業(yè)錄取分?jǐn)?shù)線，甚至低于學(xué)校最低錄取投檔線，造成了職前教師內(nèi)部的分層化。生源質(zhì)量決定人才培養(yǎng)質(zhì)量，為提高生源質(zhì)量，教育行政部門(mén)在錄取政策中應(yīng)規(guī)定鄉(xiāng)村定向師范生錄取分?jǐn)?shù)線不得低于當(dāng)年學(xué)校非定向錄取投檔線，如未達(dá)到，則縮減當(dāng)年該地區(qū)定向招生人數(shù)，以達(dá)到提高生源質(zhì)量的目的。

2.暢通進(jìn)退轉(zhuǎn)換機(jī)制。職業(yè)目標(biāo)影響學(xué)生學(xué)習(xí)方式的選擇，繼而決定學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)質(zhì)量的高低。鄉(xiāng)村定向師范生職業(yè)目標(biāo)的可預(yù)測(cè)性，決定了這類群體不能依據(jù)個(gè)人的興趣和發(fā)展意愿自由選擇未來(lái)的發(fā)展方向。已有研究表明，擁有內(nèi)在職業(yè)目標(biāo)的學(xué)習(xí)者更傾向于表現(xiàn)出職業(yè)目標(biāo)中的內(nèi)在激勵(lì)屬性，因而更加自覺(jué)地投入深層學(xué)習(xí)；外在職業(yè)目標(biāo)則反之。當(dāng)前，鄉(xiāng)村教師定向培養(yǎng)政策已經(jīng)將其職業(yè)目標(biāo)過(guò)度契約化，不利于激發(fā)大學(xué)生的學(xué)習(xí)求知欲和學(xué)業(yè)效能感，進(jìn)而影響大學(xué)生學(xué)習(xí)投入。地方政府、教育主管部門(mén)和高校要協(xié)同建立進(jìn)退轉(zhuǎn)換機(jī)制，按照“編制預(yù)留、動(dòng)態(tài)調(diào)整、統(tǒng)籌使用”的原則，建立區(qū)域性調(diào)劑制度，對(duì)鄉(xiāng)村定向師范生實(shí)行“二次遴選”，轉(zhuǎn)變服務(wù)契約和潛在的勞動(dòng)關(guān)系。其一是凡達(dá)到當(dāng)年所在培養(yǎng)單位錄取投檔線的鄉(xiāng)村定向師范生，根據(jù)其就業(yè)意愿可以選擇轉(zhuǎn)出；反之，非定向師范生如達(dá)到擬轉(zhuǎn)入地區(qū)鄉(xiāng)村定向師范生相應(yīng)錄取分?jǐn)?shù)，可以選擇轉(zhuǎn)入定向序列。其二是按照“本地優(yōu)先、省內(nèi)統(tǒng)配”的原則，待學(xué)生進(jìn)入高校以后再遴選鄉(xiāng)村定向師范生。通過(guò)這兩種方式，調(diào)整定向師范生表淺化的學(xué)業(yè)自我效能感，低質(zhì)化的學(xué)習(xí)投入狀態(tài)，以達(dá)到破除固化生源配置，真正達(dá)到吸引優(yōu)質(zhì)樂(lè)教生源的旨?xì)w。

（二）培養(yǎng)層面

鄉(xiāng)村定向師范生的“鄉(xiāng)村”屬性具有物理空間、心理空間和文化空間“三位一體”的獨(dú)特性，這些特征規(guī)定了其人才培養(yǎng)規(guī)格和工作場(chǎng)域。社會(huì)文化建構(gòu)主義認(rèn)為，大學(xué)生學(xué)習(xí)投入是作為高校干預(yù)“結(jié)果”所產(chǎn)生的“學(xué)習(xí)投入”行為[7]。學(xué)得好是將來(lái)教得好的前提和基礎(chǔ)。因此，地方師范院校在實(shí)施鄉(xiāng)村定向師范生培養(yǎng)過(guò)程中，要以學(xué)習(xí)目標(biāo)為根本目標(biāo)，優(yōu)化現(xiàn)有教學(xué)組織形式，實(shí)施學(xué)習(xí)質(zhì)效實(shí)施階段性評(píng)價(jià)，激發(fā)他們學(xué)習(xí)投入的內(nèi)生動(dòng)力。

1.優(yōu)化教學(xué)組織形式。班級(jí)授課制以其獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)，被譽(yù)為世界通用的最有效的教學(xué)組織形式之一。當(dāng)前，大學(xué)普遍采取按類別、專業(yè)的分班方式，鄉(xiāng)村定向師范生是獨(dú)立成班。地方師范院校應(yīng)按照“打散分班”原理，構(gòu)建“大”合作學(xué)習(xí)的框架，改革傳統(tǒng)分班方式，大學(xué)前三年實(shí)行定向與非定向混編成班，第四年將定向與非定向獨(dú)立成班。這樣既能在前期通過(guò)兩個(gè)群體的合作學(xué)習(xí)提高鄉(xiāng)村定向師范生的學(xué)習(xí)投入度，也充分尊重了兩類群體之間人才培養(yǎng)方案的差異性。根據(jù)懸擱判斷理論，經(jīng)由“懸擱—組合”的變化，鄉(xiāng)村定向師范生的職業(yè)目標(biāo)先被“懸擱”起來(lái)，使得定向的特征難以對(duì)他們的發(fā)展產(chǎn)生顯著的影響，以此提升他們學(xué)業(yè)效能感，進(jìn)而提高學(xué)習(xí)投入度。

2.加強(qiáng)培養(yǎng)過(guò)程監(jiān)管。研究已表明學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入之間存在密切聯(lián)系，會(huì)影響大學(xué)生在學(xué)習(xí)中面對(duì)學(xué)習(xí)任務(wù)或遇到學(xué)習(xí)困難時(shí)的學(xué)習(xí)態(tài)度與學(xué)習(xí)行為，鄉(xiāng)村定向師范生亦是如此。學(xué)習(xí)投入被視為衡量培養(yǎng)過(guò)程質(zhì)量的重要指標(biāo)，是大學(xué)生提高就業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)的重要因素，更是鄉(xiāng)村定向師范生將來(lái)教得好的重要前提。地方師范院校要以學(xué)期為單位，通過(guò)對(duì)鄉(xiāng)村定向師范生在教學(xué)活動(dòng)、課堂討論、專業(yè)時(shí)間、社會(huì)實(shí)踐、實(shí)習(xí)見(jiàn)習(xí)等方面的時(shí)間投入和努力程度的度量，以綜合評(píng)定積分制的方式，探索建立過(guò)程性預(yù)警和淘汰機(jī)制，加強(qiáng)對(duì)鄉(xiāng)村定向師范生學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入的過(guò)程性監(jiān)管。

（三）個(gè)體層面

教育是改善生命個(gè)體經(jīng)濟(jì)命運(yùn)的潛在途徑，這對(duì)身處農(nóng)村地域的學(xué)生而言更是如此。實(shí)施鄉(xiāng)村教師定向培養(yǎng)政策其旨?xì)w就在于以優(yōu)質(zhì)教師資源提高鄉(xiāng)村教育質(zhì)量，以此阻斷貧困代際傳遞。在這個(gè)體系中，鄉(xiāng)村定向師范生則承載了改變農(nóng)村學(xué)生文化、經(jīng)濟(jì)以及社會(huì)地位的重大責(zé)任。教學(xué)是教師職業(yè)生命最重要的表達(dá)形式，教學(xué)最優(yōu)化理應(yīng)是鄉(xiāng)村定性師范生教師生命價(jià)值的應(yīng)然追求。雖然社會(huì)政策、高校管理和高校教師是鄉(xiāng)村定向師范生學(xué)業(yè)效能感和學(xué)習(xí)投入最為直接的影響因素，但是自我引導(dǎo)依然是最為直接、最為重要的方式。鄉(xiāng)村定向師范生要發(fā)揮自身的主觀能動(dòng)性，在職業(yè)目標(biāo)指向明確的情況下，樹(shù)立正確的學(xué)習(xí)價(jià)值觀，解決好“為什么學(xué)習(xí)”和“學(xué)習(xí)為什么”的根本問(wèn)題。把學(xué)習(xí)作為實(shí)現(xiàn)自我從能教書(shū)到實(shí)現(xiàn)卓越發(fā)展的關(guān)鍵路徑，自覺(jué)將學(xué)習(xí)轉(zhuǎn)化為推動(dòng)自我未來(lái)職業(yè)發(fā)展的內(nèi)在需求，努力實(shí)現(xiàn)自身教學(xué)最優(yōu)化，唯有此才能迎來(lái)鄉(xiāng)村教育生機(jī)勃勃的局面。