雷 亮,陳文專

(湖南幼兒師范高等專科學(xué)校,湖南 常德 415000)

1 問題的提出

1.1 概念界定

1.1.1 五年制定向師范生

“五年制定向師范生”一般是指按照省級“鄉(xiāng)村教師定向培養(yǎng)計劃”而定向招錄和培養(yǎng)的,初中起點、五年一貫學(xué)制大專學(xué)歷師范生。在部分地方的五年制定向師范生培養(yǎng)工作中,也出現(xiàn)了以省級計劃為依托的“地市計劃”“小學(xué)男教師計劃”“扶貧計劃”“民族地區(qū)計劃”等區(qū)域性或?qū)ｉT性項目。五年制定向師范生的培養(yǎng)工作按照“定向招生(從農(nóng)村初中畢業(yè)生中擇優(yōu)錄取)、公費培養(yǎng)(政府承擔(dān)培養(yǎng)費用)、定向就業(yè)(回生源地農(nóng)村小學(xué)或幼兒園就業(yè))”的模式開展,旨在培養(yǎng)“下得去、留得住、干得好”的新時代本土化鄉(xiāng)村教師。

1.1.2 學(xué)習(xí)投入

自20世紀(jì) 80 年代起,“學(xué)習(xí)投入”(student engagement)的概念開始出現(xiàn)在教育研究領(lǐng)域,但其概念界定和理論體系卻呈現(xiàn)多元化特征。例如,Schaufeli把“工作投入”理論及測量方法應(yīng)用于學(xué)生學(xué)習(xí)狀況的評價,將學(xué)習(xí)投入分為活力(vigor)、奉獻(dedication)和專注(absorption)三個維度[1];Kuh認(rèn)為,學(xué)習(xí)投入是指學(xué)生在學(xué)習(xí)活動中付出的時間、精力和努力[2];Newman 等認(rèn)為學(xué)習(xí)投入是促進學(xué)生學(xué)習(xí)、理解知識,掌握技能和技術(shù)的心理投入及行為努力[3]。 Fredricks和McColske則認(rèn)為,學(xué)習(xí)投入包括行為投入、情緒投入和認(rèn)知投入等三個維度[4]。通過對以上不同理論的對比,最終采納國內(nèi)接受度較高的Fredricks的三維學(xué)習(xí)投入理論作為理論指引。

1.2 研究目標(biāo)和意義

長期以來,大學(xué)生在學(xué)習(xí)上的“躺平”“擺爛”現(xiàn)象較為普遍,廣為社會關(guān)注?，F(xiàn)有研究認(rèn)為,五年制定向師范生由于入學(xué)年齡偏小(初中畢業(yè)),且享有“免學(xué)費”和“給編制”的政策福利而缺乏競爭意識和學(xué)習(xí)壓力;與經(jīng)歷過高考篩選的大學(xué)生相比,他們存在世界觀不成熟、自制力不夠等問題。所以,作為身份較為特殊的大學(xué)生或“準(zhǔn)大學(xué)生”群體,五年制定向師范生是否也同樣存在學(xué)習(xí)松懈的問題,是值得深入探究的課題。學(xué)習(xí)投入是反映學(xué)生學(xué)習(xí)努力程度的科學(xué)化指標(biāo),理論上也可以預(yù)測學(xué)生的學(xué)習(xí)成效,還能較大程度反映相關(guān)院校的人才培養(yǎng)水平。因此,本研究的任務(wù)和目標(biāo)在于測定五年制定向師范生的學(xué)習(xí)投入水平,分析其現(xiàn)狀和問題并提出可行性對策。相關(guān)研究成果可以為五年制定向師范生培養(yǎng)政策的優(yōu)化、相關(guān)院校人才培養(yǎng)質(zhì)量的提升提供參考,從而助力于未來鄉(xiāng)村教師的素質(zhì)提升。

2 研究設(shè)計

2.1 研究方法與工具

以問卷調(diào)查為主要研究方法,并輔之以師生訪談和個案調(diào)查。問卷分為三個部分:第一部分是人口學(xué)調(diào)查,含性別、生源性質(zhì)、年級、年齡、家庭所在地等;第二部分是學(xué)習(xí)投入量表;第三部分是學(xué)習(xí)投入影響因素調(diào)查。

學(xué)習(xí)投入量表以廖友國教授所設(shè)計的“大學(xué)生學(xué)習(xí)投入量表”為基礎(chǔ)而編制。該量表基于Fredricks三維學(xué)習(xí)投入理論,從行為、認(rèn)知、情緒三個維度測量大學(xué)生學(xué)習(xí)投入水平,在本領(lǐng)域有較高知名度,被其他學(xué)者廣泛借鑒和采用。研究團隊根據(jù)五年制定向師范生的人口學(xué)特征、學(xué)習(xí)現(xiàn)狀、環(huán)境因素等對廖氏量表加以刪改,以提升針對性和匹配度。量表的各題項均采用李克特五級賦分法設(shè)置作答選項。

學(xué)習(xí)投入影響因素調(diào)查為自編問卷。該部分問卷的編制以前期文獻研究、師生訪談和個案觀察為依據(jù),并納入了相關(guān)學(xué)者、教師、學(xué)生所反饋的學(xué)習(xí)投入主要影響因素,綜合各方資料和建議設(shè)置題項。根據(jù)不同影響因素的具體特征考慮總表題量,分別設(shè)置了五級量表題、多選題和填空題。

為彌補量化研究的不足之處,研究團隊在調(diào)查問卷編制前和數(shù)據(jù)回收后,都根據(jù)實際情況開展了文獻研究、師生訪談以及個案調(diào)查,以實現(xiàn)量化研究和質(zhì)化研究的相互支撐與補充。

2.2 研究對象

以湖南省內(nèi)部分師范類高等?？圃盒５奈迥曛贫ㄏ驇煼渡鸀檎{(diào)查對象,采用問卷調(diào)查的形式開展學(xué)習(xí)投入度測量和學(xué)習(xí)投入的影響因素調(diào)查。團隊利用問卷星平臺發(fā)布問卷,委托相關(guān)院校教師轉(zhuǎn)發(fā)至學(xué)生QQ群,學(xué)生自愿參與調(diào)查。為便于開展對比分析,調(diào)查對象包含一定比例的大專層次三年制非定向師范生。

2.3 數(shù)據(jù)回收與信效度檢驗

2.3.1 數(shù)據(jù)回收

調(diào)查共收回有效問卷990份,其中五年制初中起點定向師范生827人,三年制高中起點非定向師范生163人。利用SPSS22進行數(shù)據(jù)分析,獲取五年制定向師范生的學(xué)習(xí)投入現(xiàn)狀和主要影響因素的相關(guān)數(shù)據(jù)。

2.3.2 量表信度檢驗

對學(xué)習(xí)投入量表(共18個題項)進行數(shù)據(jù)可靠性統(tǒng)計,α系數(shù)為0.973;對行為投入維度6個題項進行可靠性統(tǒng)計,α系數(shù)為0.915;對認(rèn)知投入維度7個題項進行可靠性統(tǒng)計,α系數(shù)為0.955;對情緒投入維度5個題項進行可靠性統(tǒng)計,α系數(shù)為0.929?？偙砗腿S度題項的α值均大于0.8,表明總表和內(nèi)部三維度量表的信度均非常高(見表1)。

表1 可靠性統(tǒng)計(N=990)

2.3.3 量表效度檢驗

通過KMO和巴特利特球形檢驗,顯示學(xué)習(xí)投入量表的KMO系數(shù)為0.974,而一般認(rèn)為該系數(shù)大于0.7即說明問卷具備結(jié)構(gòu)效度,適合開展因子分析。通過定量抽取,獲得三個因子,累計方差解釋率為78.175%,旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣顯示:三因子分別在認(rèn)知投入、情感投入和行為投入的題項上集中出現(xiàn)高荷載值。因此本量表的結(jié)構(gòu)效度十分樂觀。

通過開展相關(guān)性分析得知:行為投入、認(rèn)知投入、情緒投入三個維度與學(xué)習(xí)投入之間的皮爾遜相關(guān)性系數(shù)分別為0.943、0.967、0.936,呈現(xiàn)顯著的極強相關(guān)性(見表2)。因此本量表的效標(biāo)效度良好。

表2 行為、認(rèn)知、情緒投入與學(xué)習(xí)投入的相關(guān)性分析(N=990)

3 五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入總體狀況及對比分析

3.1 總體情況

在990份總樣本中,五年制定向師范生樣本數(shù)量為827份,其學(xué)習(xí)投入均值為3.737,換算為百分制為74.74,處于中等水平,有待進一步提高。且學(xué)習(xí)投入三個維度間存在差異,從高到低排序為行為投入、認(rèn)知投入和情緒投入(見表3)。這說明學(xué)生在聽課、作業(yè)、筆記等行為層面的投入相對較多;而在學(xué)習(xí)方法、策略的運用和改進,即認(rèn)知層面的投入則相對薄弱;情緒投入水平最低,說明學(xué)生在學(xué)習(xí)中的積極情緒體驗不足,亦可能缺乏安全感和歸屬感。

表3 五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入三維度對比(N=827)

3.2 定向與非定向?qū)Ρ?/h3>

對比發(fā)現(xiàn),163名大專層次三年制非定向師范生的學(xué)習(xí)投入均值為3.698,略低于五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入均值3.737,但其顯著性(p值)為0.21,大于0.05,則說明這種差異并不具備統(tǒng)計學(xué)意義(一般認(rèn)為p值小于0.05才具備統(tǒng)計學(xué)意義)。所以,五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入總體水平與三年制非定向師范生并無顯著差異,兩類學(xué)生的學(xué)習(xí)投入均有待加強。其主要原因可能依然是大學(xué)的寬松型育人模式導(dǎo)致學(xué)生降低了學(xué)習(xí)投入,無論何種生源性質(zhì)的學(xué)生,都有可能在大學(xué)期間更多地去追逐所謂的自由和快樂,而放松學(xué)習(xí)。

3.3 性別對比

通過對五年制定向師范生樣本進行男女分組,開展獨立樣本T檢驗,結(jié)果顯示男女生在學(xué)習(xí)投入總分上無顯著差異。但女生行為投入均值為3.948,男生均值為3.794,女生顯著高于男生(P=0.009,小于0.05,具有統(tǒng)計學(xué)意義)。根據(jù)行為投入維度的調(diào)查題項信息可知,女生在課堂聽講、完成作業(yè)、課后復(fù)習(xí)和預(yù)習(xí)等方面的表現(xiàn)要優(yōu)于男生。通俗言之,在學(xué)習(xí)行動方面女生更勤奮。同時,經(jīng)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),男女生在認(rèn)知投入和情緒投入方面無顯著差異。因此,五年制定向師范生的性別因素會形成行為投入維度的差異,但不會產(chǎn)生學(xué)習(xí)投入總水平的差異。

3.4 年級對比

分析發(fā)現(xiàn),在五年制定向師范生群體中,一年級學(xué)生學(xué)習(xí)投入度最高,學(xué)習(xí)投入度隨年級升高而呈現(xiàn)遞減趨勢(見表4)。進一步分析發(fā)現(xiàn),除三四年級之間無顯著差異,其他各年級間的組間差異顯著(p值均小于0.05)。相關(guān)性測量顯示,年級變量與學(xué)習(xí)投入及其內(nèi)部三維度變量之間總體上呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系,即年級越高學(xué)習(xí)投入得分越低,且年級變量與行為投入之間的相關(guān)性最強。

表4 各年級五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入均值(N=827)

通過訪談和觀察得知,低年級學(xué)生對大學(xué)生活充滿期待和新鮮感,學(xué)習(xí)熱忱較高。此外,他們在尚不清楚考試和畢業(yè)難度的情況下,也會努力學(xué)習(xí),防止“掛科”。因此,其學(xué)習(xí)投入(尤其是行為投入)水平要高于高年級同學(xué)。此外,低年級學(xué)生多數(shù)保留了初中時候的學(xué)習(xí)“應(yīng)試慣性”,還是以那種緊湊、有序的方式全力以赴地專注于學(xué)業(yè),故對學(xué)習(xí)的專注度和投入度較高[5],但隨著年級的升高,學(xué)生更加熟悉環(huán)境,并認(rèn)為大學(xué)的考試和畢業(yè)難度不大,同時也建立起較為成熟和豐富的人際關(guān)系,較多參與學(xué)生社團和學(xué)生會組織,便逐漸減少了學(xué)習(xí)投入。

3.5 家庭對比

問卷調(diào)查顯示,在五年制定向師范生中,來自特殊家庭(父母離異、死亡等)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入度均值為3.63,而來自一般家庭的學(xué)生學(xué)習(xí)投入均值為3.76,均值差為0.13,且差異顯著(p<0.05)。這說明不健全的家庭對學(xué)生的學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生了明確的負(fù)向影響。同時,數(shù)據(jù)分析顯示,家庭是否貧困并不顯著影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。

4 五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入影響因素分析

當(dāng)前,研究者對于學(xué)習(xí)投入影響因素的探究已成熱點,但存在著一定的認(rèn)識論和方法論差異。目前學(xué)界存在著“個體因素和環(huán)境因素”[6]“個體因素、學(xué)校環(huán)境因素、社會支持因素”[7]“外在因素、內(nèi)在因素和人口學(xué)因素”[8]“獲致性因素和先賦性因素”[9]等不同分類方式和研究路徑,但其共識在于重視和證實了學(xué)習(xí)投入影響因素的多元性。除前文所述性別、年級等部分人口學(xué)因素會影響五年制定向師范生的學(xué)習(xí)投入外,學(xué)校、家庭等外部因素對學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響更值得重視和探究。研究團隊根據(jù)五年制定向師范生特點,結(jié)合實際情況,按照家庭支持、學(xué)校支持、個體性因素(不含人口學(xué)因素)等三個方面編制了學(xué)習(xí)投入影響因素調(diào)查問卷。調(diào)查結(jié)果顯示,學(xué)校支持和個體性因素能夠顯著影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入,而家庭支持并不產(chǎn)生顯著影響。

4.1 家庭支持

通過對回收數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn),自認(rèn)為獲得足夠家庭關(guān)心和支持的學(xué)生的學(xué)習(xí)投入得分均值為3.76,自認(rèn)為未獲得家庭足夠支持與關(guān)心的學(xué)生的學(xué)習(xí)投入均值為3.67。獨立樣本T檢驗結(jié)果顯示,二者間并無顯著組間差異(p>0.05)。由此認(rèn)為,家庭支持對五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入的影響并不顯著。其原因可能在于五年制定向師范生在學(xué)校生活和求學(xué),基本脫離了家庭環(huán)境,因此家庭支持對其學(xué)習(xí)和生活的影響受到極大的時空制約。

4.2 學(xué)校支持

學(xué)校支持主要指學(xué)校從管理、教學(xué)、服務(wù)、環(huán)境等方面提供的支持。鑒于研究團隊能力和研究重點,本調(diào)查主要運用相關(guān)性分析來求證學(xué)校環(huán)境與服務(wù)、教育教學(xué)支持等兩大方面因素是否會成為學(xué)習(xí)投入的顯著性影響因素。

4.2.1 環(huán)境與服務(wù)

在本部分調(diào)查中,問卷中設(shè)置了學(xué)校環(huán)境、后勤服務(wù)、寢室環(huán)境與服務(wù)三個方面的調(diào)查題項(全部用李克特五級賦分法設(shè)置選項,回收數(shù)據(jù)的信、效度均符合要求)。皮爾遜相關(guān)性分析顯示,以上三方面變量與學(xué)習(xí)投入之間的皮爾遜相關(guān)性系數(shù)分別為:0628、0.540、0.566,P值均為0.00,說明相關(guān)性顯著(一般認(rèn)為,皮爾遜系數(shù)大于 0.6即為強相關(guān),介于0.4和 0.6 為中度相關(guān),小于0.4 為弱相關(guān))。因此,學(xué)校環(huán)境與服務(wù)因素和學(xué)習(xí)投入之間存在中度以上正相關(guān)性。由此可知,學(xué)校的環(huán)境與服務(wù)是五年制定向師范生的學(xué)習(xí)投入的影響因素之一。

4.2.2 教育教學(xué)

“說過。她當(dāng)時剛出院，是因為從家里的樓梯上滾下來摔壞了腿。好像問題不大，很快就出院了。但是她堅持認(rèn)為是她侄子羅瑞想害死她，在樓梯上做了什么手腳造成的這次事故，目的是早日得到遺產(chǎn)。你知道，年紀(jì)大了，人不免會變得狹隘。怎么說呢，我當(dāng)時根本不相信她的擔(dān)憂，勸她先把這事放一放，冷靜冷靜再說，可是老人家很固執(zhí)，還很急，叫我抓緊時間辦完這件事，好像羅瑞馬上就會殺了她，我只好照辦，所以我聽到她的死訊很吃驚?！?/p>

問卷中總共設(shè)置5個教育教學(xué)方面的調(diào)查題項,分別對教師教學(xué)水平、課堂吸引力、作業(yè)布置、教師工作投入度、輔導(dǎo)員工作滿意度等方面進行調(diào)查(對題項采用李克特五級賦分,回收數(shù)據(jù)的信效度均符合要求)。相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn),以上五個題項中,前四個題項(變量)與學(xué)習(xí)投入之間的皮爾遜相關(guān)性系數(shù)均大于0.6,呈現(xiàn)較強正相關(guān);而輔導(dǎo)員工作與學(xué)習(xí)投入的相關(guān)性系數(shù)為0.525,呈現(xiàn)中度正相關(guān)(如表5所示)。因此。教育教學(xué)支持屬于學(xué)習(xí)投入的重要影響因素。

表5 教育教學(xué)支持(滿意度測量)與學(xué)習(xí)投入的相關(guān)性(N=827)

4.3 個體性因素

4.3.1 報考自主性

在被調(diào)查的五年制定向師范生中,自主報考定向師范計劃的學(xué)生占39.10%;“半自愿”學(xué)生占53.96%;“不自愿”學(xué)生占4.99%。單因素方差分析發(fā)現(xiàn),完全自主報考的學(xué)生,其學(xué)習(xí)投入要顯著高于“半自愿”學(xué)生,半自愿學(xué)生又顯著高于“不自愿”學(xué)生。以上三種類型學(xué)生在學(xué)習(xí)投入總水平以及行為、認(rèn)知和情感三個維度上均有顯著的組間差異(p值均小于0.05),說明報考自主性是學(xué)習(xí)投入的顯著影響因素。訪談得知,部分學(xué)生是在父母、親友以及教師的勸說下同意報考的,并非完全出于對師范專業(yè)和教師職業(yè)的熱愛。大部分非自主選擇定向師范專業(yè)的學(xué)生在訪談中表示了對專業(yè)的冷淡和對父母規(guī)劃其人生的不滿,他們對自己的學(xué)習(xí)投入評價較低。因此,報考自主性能顯著影響學(xué)生入學(xué)后的學(xué)習(xí)投入度,自主程度越高,學(xué)習(xí)投入度越大。

4.3.2 專業(yè)認(rèn)同

定向師范生的“定向”承諾和培養(yǎng)協(xié)議的約束性基本確定其未來的職業(yè)定位必定為農(nóng)村教師。依據(jù)前人的研究成果,一般認(rèn)為專業(yè)(職業(yè))認(rèn)同度越高,學(xué)生學(xué)習(xí)越努力,而本研究也支持了這一結(jié)論。問卷中設(shè)置三個題項來測量學(xué)生的專業(yè)認(rèn)同水平,分別對應(yīng)專業(yè)認(rèn)知、專業(yè)情感、專業(yè)承諾三個方面(對題項采用李克特五級賦分,回收數(shù)據(jù)的信效度符合要求)。通過皮爾遜相關(guān)性分析,五年制定向師范生專業(yè)認(rèn)同(通過spss對專業(yè)認(rèn)知、專業(yè)情感、專業(yè)承諾三個變量合并后取均值)與學(xué)習(xí)投入及其三維度之間存在高度正相關(guān)性(見表6)。因此,專業(yè)認(rèn)同是學(xué)習(xí)投入的重要影響因素。通過訪談得知,學(xué)生對教師職業(yè)認(rèn)同度低的主要原因在于他們認(rèn)為農(nóng)村教師的職業(yè)角色存在工資待遇政策落實不到位、社會地位降低、教育教學(xué)任務(wù)和責(zé)任加重、學(xué)歷提升和崗位晉升通道不明確等問題。

表6 專業(yè)認(rèn)同與學(xué)習(xí)投入(含三維度)的相關(guān)性(N=827)

4.3.3 時間管理能力

調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,在728名五年制定向師范生中,勾選“善于管理和利用時間”的人數(shù)為僅為278人,占比38.19%。通過獨立樣本T檢驗發(fā)現(xiàn),善于管理和利用時間的學(xué)生在學(xué)習(xí)投入上的得分要高于不會管理時間的學(xué)生,并在學(xué)習(xí)投入的三維度上均有顯著優(yōu)勢(p值均小于0.05)。這說明,學(xué)生的時間管理能力是影響其學(xué)習(xí)投入的重要因素。

4.3.4 手機依賴

調(diào)查中, 有393名五年制定向師范生(占比47.5%)認(rèn)為自己存在過度使用手機的問題。獨立樣本T檢驗結(jié)果表明,能較好控制手機使用者比過度依賴手機者在學(xué)習(xí)投入、行為投入、認(rèn)知投入、情緒投入均值分別高出0.24、0.20、0.29、0.23,且各維度上的組間差異顯著(p值均小于0.01)。這從實證的角度證實了人們的經(jīng)驗判斷,即無節(jié)制的手機使用會嚴(yán)重影響學(xué)生的學(xué)習(xí)投入。

4.4 其他因素

通過問卷中的“其他學(xué)習(xí)投入影響因素”填空項所反饋的數(shù)據(jù),影響五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入的因素還有很多。學(xué)校支持方面還有課程設(shè)置、學(xué)校作息時間安排、校園和班級活動開展等;個體因素還有擔(dān)任干部、參加社團、戀愛、心理問題等方面。要進一步探索和驗證這些因素對學(xué)習(xí)投入的具體影響,有待后續(xù)研究來完成。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入處于中度水平,并不顯著高于三年制非定向大專層次師范生,且存在性別、年級、家庭狀況等人口學(xué)差異。同時,五年制定向師范生的學(xué)習(xí)投入在行為、認(rèn)知、情緒三個維度上的分布不均,行為投入最高,情緒投入最低。學(xué)校的教育教學(xué)、環(huán)境與服務(wù)等支持性因素對學(xué)生學(xué)習(xí)投入的影響顯著。報考自主性、專業(yè)認(rèn)同、手機使用、時間管理等個體性因素也是學(xué)習(xí)投入的重要影響因素。在本研究中,家庭支持對五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入的影響不明顯。

5.2 建議

鑒于五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入現(xiàn)狀和影響因素,政府、培養(yǎng)高校應(yīng)加強對五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入的科學(xué)干預(yù),以提升和優(yōu)化其學(xué)習(xí)投入,以助推未來的鄉(xiāng)村教師隊伍的師資質(zhì)量提升。

5.2.1 政府干預(yù)

完善的政策體系可以增強學(xué)生的專業(yè)認(rèn)同感,從而促使在學(xué)習(xí)上付出更多努力。因此,政府要進一步完善政策體系,推動各項機制的成熟。首先,要完善招生錄取制度,細(xì)化面試、考察、簽署誠信協(xié)議等環(huán)節(jié)的具體政策和意見,嚴(yán)把入口關(guān),遴選出學(xué)習(xí)成績優(yōu)異、專業(yè)認(rèn)同度高的優(yōu)質(zhì)生源。其次,要進一步完善培養(yǎng)制度,明確五年制定向師范生的學(xué)歷深造、未來職業(yè)晉升的支持性政策,以提高學(xué)生的學(xué)習(xí)熱情。同時,也要從政策和管理層面強化對五年制定向師范生的學(xué)業(yè)質(zhì)量監(jiān)測,建立必要的淘汰機制,對少數(shù)完全“躺平”、學(xué)業(yè)成績或品德考核不達標(biāo)的學(xué)生予以解約,以此適度增加學(xué)生學(xué)習(xí)壓力,促進其加大學(xué)習(xí)投入。再次,要加強對招生、培養(yǎng)和工作分配過程中的監(jiān)督與指導(dǎo),以促進相關(guān)工作的公平和科學(xué)實施,保證人才培養(yǎng)質(zhì)量。

5.2.2 學(xué)校干預(yù)

科學(xué)有效的學(xué)校支持是提升和優(yōu)化五年制定向師范生學(xué)習(xí)投入的關(guān)鍵所在。相關(guān)培養(yǎng)高校應(yīng)積極推行三教改革(教師、教材、教法),提升定向師范人才的培養(yǎng)水平。首先,學(xué)校和教師應(yīng)加強對五年制定向師范生培養(yǎng)政策的解讀,加深對這一特殊群體的身心特征和職業(yè)使命的認(rèn)識。其次,學(xué)校應(yīng)當(dāng)基于“初中起點”“五年一貫”等特征,充分考慮學(xué)生的職業(yè)“定向”,準(zhǔn)確定位培養(yǎng)目標(biāo),制訂針對性或?qū)ｉT性的人才培養(yǎng)方案,培養(yǎng)出“下得去、留得住、干得好”的“接地氣”的鄉(xiāng)村教師。再次,學(xué)校應(yīng)加強教師隊伍職業(yè)素養(yǎng)的提升,加快“雙師型”師資隊伍建設(shè),推動教法創(chuàng)新,讓“大學(xué)教師”真正“會教”和“教好”初中起點師范生,培養(yǎng)出“理論知識夠用,實踐能力突出”的農(nóng)村小學(xué)(幼兒園)教師。同時,學(xué)校應(yīng)注重教材和課程建設(shè),用高質(zhì)量、高匹配度的課程和教材對學(xué)生進行文化知識、專業(yè)知識和師范技能的全面培養(yǎng)。