我國中小學教師職業道德評價量表的編制與驗證

范 勇,錢曉敏

(華東師范大學教育學部，上海 200062)

一、引言

國內關于中小學教師職業道德的研究多從理論上探討教師職業道德的內涵[1]、教師職業道德規范[2]以及教師職業道德存在的問題及建設策略。[3]從實證角度開展的教師職業道德研究較少，已有研究主要采用理論分析和實證檢驗相結合的方法，在理論分析的基礎上制定教師職業道德調查量表，通過問卷調查教師職業道德發展現狀。[4][5]

國內對教師職業道德的內涵與結構見仁見智，尚無統一定論，同時已開展的教師職業道德實證研究多采用自編問卷進行實證調查，僅對調查結果進行了簡單地描述性統計和相關分析，缺乏有關問卷編制過程的說明，問卷的信效度無從得知，使得研究結果的科學性存在疑問。鑒于此，本研究在理論分析的基礎上研究教師職業道德評價模型，并在此基礎上編制教師道德評價量表，通過實證檢驗和修正測量量表，以期為我國教師職業行為規范和師德師風建設提供科學參考依據。

二、中小學教師職業道德評價理論構想

關于教師職業道德評價內容的研究主要分兩類，一方面認為教師職業道德是教師和一切教育工作者在從事教育活動時必須遵守的道德規范和行為規則，以及與之相適應的道德觀念、情操和品質。[6]另一方面主張立足于教師特定的專業人際關系闡釋師德內容，前蘇聯學者契爾那葛卓娃在《教師道德》一書中從教師與學生、家長、同事、領導以及社會等幾類關系方面論述教師道德內容。強調外在規范和內在品性融合的“德目式”師德雖然反映了教師職業的根本要求和基本準則，但它過于抽象，理解和闡釋這些德目時容易帶有較大的主觀隨意性，不易以此來編制評價量表。而從教師的幾類關系出發來評價教師職業道德水平更具合理性。

依據2008年《中小學教師職業道德規范》內容，本文從“教師與職業的關系維度”和“教師的人際關系維度”兩方面構建職業道德評價結構，將這兩大維度進一步細分為6個方面。即“教師與職業的關系”包括“教書育人”、“愛崗敬業”、“遵紀守法”三方面內容；“教師的人際關系維度”包括“關愛學生”、“團結同事”、“尊重家長”三方面內容。根據這6方面的內容編制量表，結合與教師的開放式訪談，分別制定每一子維度下的具體道德行為準則，確定教師職業道德評價指標。

1.教書育人

“教書”和“育人”是教師的兩大工作任務，“教書育人是指教師在傳授文化的同時，培養學生良好的思想道德”，[7]教師“育人”的主要方式是通過“教書”實現的。因此，教師要“教書育人”，要做到兩點基本要求，第一要確立教育性教學的總體教育理念；第二要在教學中實際滲透，讓每一節都能發揮育人效果。本研究的“教書育人”主要包含兩個方面：(1)教師要有教育理念，知道教育的目的是為了學生發展；(2)實際教學過程能指向學生素養，施行素質教育，因此每節課都應有明確的教學目標。

2.愛崗敬業

師德的實質就是教師事業的“業”字，師德體現了教師對教育事業、教育崗位及其社會地位的認同、情感和行動。另外，根據馬斯洛的需要層次理論，教師的敬業程度與教師從教職中獲得的“安全感”、“歸屬感”、“受尊重感”以及“自我實現感”直接相關。為此，本研究主要從教師的“擇業動機的高低”和“需要層次的實現程度”來考察教師對教職認同程度和情感態度。

3.遵紀守法

無論是作為公民還是專業人員，教師都必須遵紀守法。但師德中的遵紀守法，更凸顯教師作為一名教育工作者應遵守的教育領域的法律法規。為此，本研究中的“遵紀守法”主要包含兩個方面：(1)教職是“合法”的。教師必須是通過教師資格考試，擁有一定的專業知識和技能，獲得教師資格證的專業人員；(2)自覺遵守教育法規。尤其強調教師不能觸碰師德底線，如有償家教，收受家長紅包，向學生推銷圖書報刊、教輔材料等以謀取私利。

4.關愛學生。

師生關系是教師人際關系中最核心的部分，“關愛學生”是教師處理師生關系的基準。“關愛學生就要尊重學生。教師必須尊重每位學生的價值和尊嚴，尤其是那些有過錯或有嚴重缺點的學生。”[8]由此可見，教師對學生的愛，是基于尊重學生基礎上的，嚴慈相濟的愛。為此，本研究中的“關愛”主要體現在兩個方面：(1)能有效促進學生學習，相信任何知識都可以用與學生學習能力相適應方式讓學生掌握。如果只強調老師愛學生，而忽視這種愛最終是要促進學生學習，那關愛就會演變成沒有原則、沒有邊界的放縱和溺愛。(2)教師要做到道德性獎懲，這是教師尊重學生的重要體現。首先，教師不能體罰或變相懲罰學生；另外，獎懲要“明理”，在表揚和批評學生的時候，能告訴學生哪里做對了，哪里做錯了。

5.團結同事。

為了實現統一的教育目標，教師之間應該精誠合作，互相幫助，共同成長。教師之間的團結協作，不僅能加強教師之間和教學活動上的資源分享，更是促進教師專業發展的有效路徑。本研究中“團結同事”強調“為了學生的健康成長，教師間要形成合力”。一方面，教師之間要相互支持和尊重；另一方面，更要謹防出現主課老師搶占副科老師教學時間，教師間刻意造謠以中傷和詆毀彼此形象和名譽以及本地教師歧視外地教師等現象。

6.尊重家長。

為了學生的健康成長，家長和教師，家庭和學校要形成教育合力。尊重家長體現在“尊重家長意見”、“加強家校溝通”、[9]“引導他們了解并積極參與學校的教育工作”。[10]除了強調家校合作與溝通外，教師作為學生在校的監護人，也承擔著保護學生人身安全的職責。為此，本研究的“尊重家長”主要包涵兩個方面：(1)教師要擔負學生監護人的責任，保護學生在校期間的人身安全。當學生的安全和個人權利受到威脅時，教師能夠提供保護；更不得在教育教學活動中遇突發事件、面臨危險時，不顧學生安危，擅離職守，自行逃離。(2)教師與家長形成教育合力。一方面，教師要與家長溝通，能及時、建設性地向家長反饋學生在校的表現；另一方面，家校合作中的教師要把握一定的“度”，不能把自己的分內之事(如批改作業)推卸給家長完成，更不能接受和索要家長的饋贈。

通過對6個維度的具體闡述，結合各子維度的具體內容，形成了本研究的理論分析框架(見表1)。

表1 中小學教師職業道德評價的理論框架

三、中小學教師職業道德評價初始問卷編制

結合教師職業道德理論框架，對上海市、蘇州市中小學教師進行開放式訪談，并召開三次教師座談，以完善問卷結構和編制題項。邀請10位相關領域專家、博碩士研究生，對調查問卷的結構和題項進行商討，確定一些有爭議的選項以及合并意義相近或相同的題項，剔除和修訂不易理解的題項，最終形成2個維度6個因子36個題項的初始問卷(每個因子含3-9個題項)，如表2所示。問卷采用Likert五點量表計分，從“完全不同意”到“完全同意”，依次記為1-5分，反向題記為5-1分，得分越高表示教師職業道德認知水平越高。

表2 中小學教師職業道德測評題項樣例(部分)

四、研究方法

(一)研究被試

初始被試是來自蘇州市區的460位中小學老師，其中有效被試420位，有效率91.3%。正式被試來自蘇州昆山市等10個地區的1960位中小學教師。調查問卷中的缺失值用系列均值法進行替代。為避免預測問卷的干擾效應，正式調查問卷對象與預測階段的被試完全不同。

(二)研究程序

運用初始問卷(n=420)對初始被試進行測量，對獲得的數據進行項目分析和因素分析，根據分析結果調整因素和項目，形成教師職業道德正式問卷。其次采用整群抽樣形式發放正式問卷獲得1960份有效樣本。將正式測量的數據按奇偶數分成基本同質的兩部分，其中一半數據用來做探索性因素分析，另一半用來做驗證性因素分析，數據采用SPSS23.0和Mplus8.0軟件進行。

五、研究結果與分析

(一)項目分析

項目分析的主要目的在于檢驗編制的量表，測驗個別題項的適切性或可靠程度，一般包括臨界比法、相關分析和同質性檢驗。首先將被試所得量表總分進行高低排序，得分在前27%的為高分組，得分在后27%的為低分組。采用獨立樣本T檢驗比較量表高分組和低分組間的差異，刪除未達到顯著性差異的題項。其次利用相關分析，求得各題項與量表總分的相關系數，結果顯示a5和a21題項與量表總分呈低相關(相關系數小于0.4)，所以剔除。將這兩題項刪除后，克朗巴赫α系數由0.896變成0.897，說明該項目與量表所測量的個體心理屬性不同，適合刪除。量表進行共同性和因素負荷量分析，刪除共同性小于0.2，因素負荷量低于0.4的題項。分析結果剔除4個不符合要求的題項，保留了30道初測題項，新加入4個題項，組成教師職業道德正式問卷。用正式測量的數據對新增4個題項進行項目分析，結果顯示兩組被試在兩個項目上的得分均顯著差異(P<0.01)，與量表總分的相關系數均在0.426到0.671之間，且在0.01水平上顯著相關。

(二)探索性因素分析

在進行探索性因素分析之前，需要對量表進行巴特利特球形檢驗和KMO檢驗，確定問卷是否適合做因子分析。結果顯示，KMO=0.935，Bartlett 的球形檢驗結果達到顯著性水平(χ2=10530.216，df=561，p=0.000)，達到極其顯著水平，綜合說明量表適合進行因素分析。采用主成分分析法，提取共同因素，求得初始因素負荷矩陣。用最大方差法進行旋轉，以特征值大于1為依據確定因子數目，在各因子項目的取舍上，根據因子共同性大于0.2，因子負荷大于0.4即為可接受值的統計標準。[11]刪除題項共同性低于0.2，因子低負荷(載荷小于0.4)和雙負荷(在兩個因素上的載荷之差小于0.2)的項目。表明教書育人、愛崗敬業、遵紀守法、關愛學生、團結同事、尊重家長各自包含的題項都具有較好的抽樣適切性。根據該步驟和原則經過3次因子分析后，共剔除無效題項7個，3次因子分析均采用主成分分析法，并采用方差最大正交旋轉法(varimaz)轉軸，最終提取6個公共因子，轉軸后的6個公共因子的累積解釋變異量為56.164%。具體結果見表3。

(三)驗證性因素分析

本研究利用隨機分組的另一組數據，運用Mplus8.0統計軟件，對通過探索性因素分析得到的教師職業道德結構模型進行擬合度檢驗。通過驗證性因素分析，結果如表4所示，模型的絕對適配度指數RMSEA=0.058(小于0.08)，增值適配度指數NFI、IFI、TLI、CFI分別等于0.919、0.940、0.926、0.940，均大于0.9，接近于1，各項檢驗結果數據符合建模研究中的整體模型適配度檢驗指標。[12]表明模型的設置和構想是合理的，驗證了教師職業道德的多維結構假設。

表3 教師職業道德問卷探索性因素分析結果

表4 中小學教師職業道德評價量表的主要擬合指數

(四)信度與效度分析

1.信度分析

信度是指測驗或量表所測結果的穩定性和一致性，量表信度越大，測量誤差則越小。從信度檢驗的結果可以得知(見表5)，對第二批數據進行信度檢驗，各因素及總量表的內部一致性系數如下表所示。各因子的克朗巴赫α系數在0.704-0.851之間，總量表的α系數為0.858。各因子的分半信度系數在0.735-0.837之間，總量表為0.882。根據信度判定標準，[13]本研究的量表及其各因子之間具有較好的內部一致性、穩定性和可靠性。

2.效度分析

效度檢驗主要包括內容效度和結構效度兩方面。本研究在量表編制過程中，圍繞教師職業道德理論構想和關系維度下教師職業道德評價的具體內容得到了8位同行專家和3位心理學博士的認可，說明量表具有較好的內容效度。通過計算量表各因子之間、量表與各因子之間的相關求出量表的結構效度。從相關分析的結果來看(見表6)，各因子之間的相關系數在0.341-0.546之間，呈中等程度相關。各因子與總量表之間的相關系數在0.602-0.836之間，且高于各因子之間的相關性，這表明總量表與各因子之間具有一定的獨立性，各因子也能夠反映量表要測量的內容，具有較好的結構效度。

表6 因子間及因子與總量表間的相關性分析結果

(**p<0.01)

六、討論與結論

(一)教師職業道德評價量表開發過程的科學性

本研究從關系維度出發，從教師與職業的關系和教師活動中的人際關系兩個維度上搭建教師職業道德評價指標體系，依據2008年《中小學教師職業道德規范》有關條目，將教師職業道德評價指標分為6個子維度，編制出36道題項來測量教師職業道德認知水平。在量表編制過程中，經歷了“預試驗——修訂——試驗——分析——再修訂——驗證”多次迭代，保證了量表編制過程的的科學性與嚴謹性，增強了調查量表的規范性。并且對36道題項進行多次檢驗和分析，對一些項目進行了刪減和調整，經過項目分析和因子分析，最終將評價量表精簡為27道題項，分別進行相應的驗證性因素分析和信效度檢驗，確立最終的教師職業道德評價量表，具有較高的參考性。

(二)教師職業道德評價結構的合理性

綜合理論分析和實證檢驗，教師職業道德評價結構包含教書育人、愛崗敬業、遵紀守法、關愛學生、團結同事、尊重家長六個方面，通過因子分析和信效度檢驗可知，自編的教師職業道德量表具有較好的信效度和結構合理性。量表的內部一致性系數為0.858，以χ2/df作為指標，檢驗絕對意義上假設模型的擬合效果。通常χ2/df越小，說明模型擬合效果越佳。一般認為當χ2/df<3時，表明模型的擬合效果良好。本研究中χ2/df為3.004，由于χ2/df容易受到樣本量大小影響，所以一些研究者認為χ2/df值在5以內都是合理的，[14]說明六因子的模型能較好地擬合數據。在相對擬合效果檢驗上，主要選取NFI、IFI和TLI三項指標與假設模型自身進行比較檢驗其擬合效果。本研究中的這三項指標均大于0.9，說明模型擬合效果較佳。絕對擬合效果指標和相對擬合效果指標都是以模型的擬合結合與實際調查數據資料的比較，因此一旦實際調查數據存在問題時，假設模型的擬合結果與實際調查數據的比較結果在反映假設模型優劣上會存在一定的偏差。[15]因此需要替代性指標CFI和RMSEA來解決這一問題。本研究中的CFI和RMSEA均符合要求，表明假設模型擬合效果良好。并且從27個題項分布在6個因子上來看，每一個項目均在其所屬的因子上的負荷均極其顯著，說明量表具有很高的結構效度。

此外，運用理論分析建立了6因子的教師職業道德評價內容，通過實證方法驗證了教師職業道德評價結構，雖然因子數目沒有發生變化，但每個因子下負荷的項目發生改變。如“關愛學生”維度中“我認為我是愛學生的”、“根據學生的成績來安排作為”兩個項目因子負荷較低，所以進行刪除。“愛崗敬業”維度中“我在工作時常感到缺乏安全感(如焦慮、嫉妒、受到威脅等)”、“我在工作中時常感到缺乏歸屬感(如不被接受、不被支持、有沖突感等)”這兩個題項在兩因子,間的載荷系數之差低于0.2，所以進行剔除。循環往復，進行多次因素分析最終驗證了教師職業道德評價結構包括6個方面。這些結果也表明量表的整體框架設計及編制符合教育測量學的要求。

(三)研究不足與展望

本研究可能存在的不足是教師職業道德量表中的遵紀守法和尊重家長兩因子存在內部一致性系數偏低的情況，可能的原因在于該因子下的項目數較少，容易導致量表的內部一致性系數偏低。然而，總體量表的內部一致性系數都達到了統計學標準，均為0.858。同時，教師職業道德是教師內外品性的具體表征，在實際評價中容易受到個人主觀情感影響，由27個項目組成的新編教師職業道德量表對測量我國中小學教師職業道德水平的應用價值還有待檢驗。