淺析交流輪崗教師是否提升了學校教學水平

摘 要：利用北京師范大學教師教育研究中心于2015-2016年做的七省三百學校教師的調查數據，通過參與交流輪崗教師的積極性對交流學校教育質量的影響進行條件過程分析，回歸結果表明：教師參與交流的積極性既會對學校教育質量產生負向的直接影響，也會通過工作質量對學校教育質量產生正向的間接影響，同時激勵性政策強度反向調節間接影響的第一階段效應，而交流學校環境則正向調節間接影響的第二階段效應。因此，為了提升交流學校教育質量，應該進一步完善教師交流制度和激勵政策。

關鍵詞：義務教育;交流輪崗;條件過程分析;學校教學質量

國家教育部、財政部、人力資源和社會保障部于2014年聯合下發了《關于推進縣（區）域內義務教育學校校長教師交流輪崗的意見》，明確了“推進校長教師優質資源的合理配置，提高經濟欠發達地區學校的師資教育水平”，2015年國務院制定了《鄉村教師支持計劃（2015-2020年）》，進一步明確了教師交流輪崗的要求，政策實施至今解決了部分薄弱地區學校師資短缺的問題，但仍然存在一些亟需解決的問題，諸如激勵性政策對于教師參與交流積極性的影響是怎樣的？激勵政策和教師交流積極性會對工作質量產生怎樣影響？在激勵政策引導下的教師工作質量是否促進了交流學校教育質量的提升？這些都是值得關注的問題。

一、研究假設

從管理學角度來看，美國心理學家、行為學家弗雷德里克﹒赫茨伯格（Fredrick Herzberg）于1959年提出 “雙因素激勵理論”，根據赫茨伯格的雙因素理論，對交流教師的激勵政策應側重于激勵因素的激發，激發教師的參與熱情，也就是說參與交流輪崗的教師在制度及激勵政策引導下，會提高自己在交流學校的工作質量。綜上所述，文章提出以下四個假設：H1：交流教師的積極性會對交流學校教學質量產生直接影響;H2：交流教師的積極性通過開展工作的質量對學校教學質量產生間接影響;H3：激勵政策調節教師交流積極性對工作質量的影響;H4：學校環境調節交流教師工作質量對學校教學質量的影響。

二、數據與模型

（一）數據來源

文章數據來源于北京師范大學教師教育研究中心于2015-2016年在湖北、山東、北京、江蘇、云南、貴州、上海七個省市三百所中小學校開展的問卷調查，共有5611位被訪者接受了調查并填寫了相關問卷。問卷主要考察教師對參與輪崗交流的積極性及其相關問題。

（二）變量選擇與模型構建

問卷中有這樣一個問題“作為交流教師，您覺得自己進入交流學校工作后，產生了怎樣的作用”，共有10個選項，每個選項按程度由弱到強分為五個等級，分別記為1-5，然后通過SEM擬合成一個得分因子，作為因變量-學校教育質量變化。解釋變量為教師的交流積極性，也是利用問卷中的問題，通過SEM擬合成一個得分因子。兩個調節變量分別是激勵政策強度和交流學校環境，也是根據問卷相應的問題進行SEM擬合得出。教師參會交流的積極性會影響教師在交流學校開展的工作質量，而交流教師的工作質量又會對交流學校教育質量產生影響，在這個過程中，激勵政策強弱會調節第一階段的影響，學校環境調節第二階段影響。

根據H1-H4假設，構建條件過程模型，該模型滿足Hayes提出的條件過程分析中的model7。根據的因果概念圖，被指向的變量有M和Y，因此要做兩個回歸：第一個回歸以M作為因變量，被X，W和XW回歸，第二個回歸以Y作為因變量，被X，Z，MZ回歸。構建如下模型：

M=iM+a1*X+a2*W+a3*XW+eM

Y=iY+C1*X+C2*Z+b1*M+b3*MZ+eY

其中，Y表示學校教育質量，X表示交流教師積極性，中介變量M表示交流教師的工作質量，W表示激勵政策調節變量，Z表示調節變量學校環境。因此，得到直接效應=;間接效應=（a1+a3*W）*（b1+b2Z）;總效應=C1+（a1+a3*W）*（b1+b3Z）。

三、實證分析

模型1因變量為工作質量，顯示交流積極性、激勵政策以及兩者交互項都在0.01水平上顯著，且在Bootstrap檢驗中，Boot CI區間不存在0，表明激勵政策的調節作用顯著。其次，積極性對工作質量具有正向的影響，而激勵政策則會對這種正向影響產生反向作用，降低交流教師的工作質量。說明激勵政策對動機影響工作量的調節作用是顯著的，此路徑成立。也就是說H1和H3成立。

模型2因變量為教學質量，結果顯示交流積極性、工作質量、學校環境以及兩者交互項都在0.01水平上顯著，且在Bootstrap檢驗中，Boot CI區間不存在0。同時，加入學校環境作為調節變量后，模型的擬合優度提升了0.66%，F值在0.01水平上顯著。綜上，說明了學校環境在交流教師開展工作影響學校教育質量的過程中具有顯著的調節作用，假設H4成立。觀察模型2的回歸結果，可以發現積極性對教學質量具有負向影響，教師交流積極性越高，反而不利于教學質量的提升。

通過以上分析，我們可以確定假設H1、H2、H3和H4都成立，依據條件過程分析模型，我們可以得到教師交流積極性對學校教育質量的直接影響和間接影響，直接影響系數為-0.2540，表示學校教育質量與教師交流積極性呈現負相關，教師交流積極性越高，反而越不利于交流學校教學質量的提升。其次，在調節變量W（激勵政策強度）和Z（學校環境）取不同值是，其間接影響的程度也是不同的，間接效應值分別是0.3780，0.4186，0.4591，0.1677，0.1856，0.2036。比較這些數值可以發現工作質量的間接影響有一個先上升后下降的過程。

四、結語

研究發現教師參與交流的積極性既對學校教育質量產生負向影響，也會通過在交流學校開展工作質量來正向提升交流學校的教育質量;其次，激勵政策強度在教師交流積極性正向影響工作質量的過程中具有反向的調節作用;最后，學校環境因素在交流教師工作質量影響學校教育質量過程中具有正向的調節作用。也就是說學校教育質量的提升受到自身因素影響更顯著，表現為雖然發達地區的高水平學校教師到落后地區的低水平學校參與交流，但由于交流周期短、地區環境較差、學校教育質量不高，最終導致交流教師開展的工作并不會顯著影響落后地區學校的教育質量。

綜上，政府以及相關教育行政部門未來要積極營造有利于交流輪崗的氛圍，強化對教師交流輪崗政策執行的考核問責制，增加制度執行力度，細化交流輪崗政策中對流動教師支持與激勵措施，增加教師參與交流的積極性，同時建立適合當地學校特點的流動教師評價制度，努力實現教師資源的合理配置，縮小地區教育差異，真正提升落后地區學校的教育質量。

參考文獻

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作者簡介：唐恒，男，江蘇宿遷人，碩士研究生，南京財經大學公共管理學院，研究方向：教育經濟學。