中職教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對(duì)教學(xué)投入的影響研究
--基于廣東省10所中職學(xué)校的實(shí)證調(diào)查

文/廣東東軟學(xué)院 鄧春麗

一、問(wèn)題的提出

《中國(guó)教育現(xiàn)代化2035》提出了顯著提升職業(yè)教育服務(wù)、構(gòu)建服務(wù)全民終身學(xué)習(xí)教育體系的明確目標(biāo),廣東省教育發(fā)展“十四五”規(guī)劃也發(fā)布到2035年建成服務(wù)全民終身學(xué)習(xí)的現(xiàn)代化教育體系,這不僅是終身教育理念在中國(guó)未來(lái)教育體系發(fā)展的一個(gè)基本展望,也為廣東中職教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)理論深化發(fā)展開(kāi)拓一個(gè)嶄新視界。2020年,《廣東省現(xiàn)代教育技術(shù)體系建設(shè)規(guī)劃》明確提出把廣東省打造成我國(guó)南方重要職業(yè)教育基地和職業(yè)教育強(qiáng)省。國(guó)家重視中職教育和中職教師培養(yǎng)問(wèn)題,目前國(guó)內(nèi)外自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)成果豐碩,為終身教育提供重要經(jīng)驗(yàn)與實(shí)踐基礎(chǔ),但也存有研究領(lǐng)域狹窄、中職教師方面鮮少有人涉足等不足方面。

目前教師隊(duì)伍建設(shè)也面臨著許多的窘境,教師培訓(xùn)形式單一,目標(biāo)不清晰,自主發(fā)展能力欠缺,疲于上課數(shù)量,授課質(zhì)量難以保證,忽視自身專(zhuān)業(yè)發(fā)展,幸福感缺失(劉大軍等,2017)。陳凱(2021)通過(guò)對(duì)美國(guó)《科學(xué)教師培養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)(2020年版)》的述評(píng),提出中國(guó)亟需本土特色的科學(xué)教師培養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn),從國(guó)際改革趨勢(shì)中汲取營(yíng)養(yǎng)并加以本土化,注重學(xué)習(xí)環(huán)境建設(shè)等。此外,通過(guò)非正式學(xué)習(xí)途徑和學(xué)習(xí)共同體的合作分享,多途徑拓寬學(xué)習(xí)渠道,收獲更加廣闊的學(xué)習(xí)視野。長(zhǎng)期以來(lái),教學(xué)投入的研究過(guò)多從外部環(huán)境支持、加強(qiáng)培訓(xùn)力度等方面入手,鮮少?gòu)慕處煹膶W(xué)習(xí)的內(nèi)部動(dòng)力著手研究,認(rèn)為只要外部支持到位,教師個(gè)體亦會(huì)保持相應(yīng)的互動(dòng),從而達(dá)到加大教師教學(xué)投入、提升教學(xué)質(zhì)量的目的。然而,收效卻不甚理想,特別是中職學(xué)校,鮮少有學(xué)者關(guān)注教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)視角。本研究旨在探索中職教師以學(xué)習(xí)者主體身份,從個(gè)體層面探究自我導(dǎo)向傾向性對(duì)教學(xué)投入的影響,以及結(jié)合當(dāng)前政策導(dǎo)向環(huán)境,中職學(xué)校組織層面對(duì)教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)傾向性的提高,提升教學(xué)投入產(chǎn)生怎樣的推動(dòng)作用?揭示教師個(gè)體與組織在促進(jìn)中職教師教學(xué)投入中所扮演的角色。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)與教學(xué)投入

最先提出自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)概念的是美國(guó)成人教育家塔夫(1966),突出強(qiáng)調(diào)學(xué)習(xí)自主性的重要性。美國(guó)“成人教育之父”諾爾斯(1975)在對(duì)成人學(xué)習(xí)特點(diǎn)進(jìn)行實(shí)證研究和分析的基礎(chǔ)上, 得出新的研究成果。強(qiáng)調(diào)成人學(xué)習(xí)在內(nèi)容和形式上具有靈活性。Brookfield (1986)認(rèn)為自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)是學(xué)習(xí)者自身充分愿意改變和外在事件管理的基礎(chǔ)上開(kāi)展的自主學(xué)習(xí)模式,先秦教育著作《學(xué)記》提到“學(xué)后知不足”,自我反思的精神是我國(guó)早期自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)理論的萌芽。20世紀(jì)80年代國(guó)際終身教育理念傳入中國(guó),終身教育在中國(guó)的發(fā)展深化經(jīng)歷了由理念引鑒向理論原創(chuàng)轉(zhuǎn)化、從局部變革向整體構(gòu)建轉(zhuǎn)化、由部分受眾向服務(wù)全民轉(zhuǎn)化(路寶利等,2021)。中職領(lǐng)域探討教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的文獻(xiàn)并不多見(jiàn),但提升教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力一直是中職院校教師培訓(xùn)的基本訴求。

國(guó)外對(duì)于教學(xué)投入的研究已有百年歷史,教學(xué)投入的內(nèi)涵也從工作量的研究轉(zhuǎn)入教學(xué)設(shè)計(jì)、創(chuàng)造學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)、教學(xué)反饋等更復(fù)雜的場(chǎng)域(柳友榮,2020)。國(guó)內(nèi)相較于國(guó)外,教學(xué)投入在學(xué)界尚未得到完全共識(shí)的概念,何妮、劉震天、翟洪江三位學(xué)者從教學(xué)投入的時(shí)間、精力、情感三個(gè)維度分析得到普遍認(rèn)可。教師在學(xué)生與學(xué)習(xí)內(nèi)容之間扮演一個(gè)深思熟慮的指引者和促進(jìn)者的角色,教師在教之前要比學(xué)生更創(chuàng)造性、更積極去學(xué)(李茵、黃蘊(yùn)智,2015)。近年來(lái),大量研究表明,自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對(duì)提升學(xué)生發(fā)展、教師自主發(fā)展、成人、社會(huì)、文化等領(lǐng)域均有重要作用(Liping Wu,2021;厲以賢,2004)。教師教學(xué)投入的研究與下列因素有關(guān):一是學(xué)校支持、激勵(lì)因素,強(qiáng)調(diào)中職學(xué)校需要建設(shè)有效組織環(huán)境和團(tuán)隊(duì)支持,增強(qiáng)教師歸屬感、提升教師職業(yè)韌性與適應(yīng)外部環(huán)境變化的能力。二是教師在時(shí)間、精力等方面的教學(xué)投入,認(rèn)為增強(qiáng)教師在職業(yè)認(rèn)同、情感調(diào)適、奉獻(xiàn)度、自我效能、自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)等方面可以提升教學(xué)投入。然后,這部分視角集中于對(duì)成人教育、生藥學(xué)、護(hù)理學(xué)、成人教育等方向的研究,或者是立足于大學(xué)教師方向,目前研究未將中職學(xué)校教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)與教學(xué)投入間因果機(jī)制納入考慮范圍,甚至鮮少有中職教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)方面的研究成果。因此,亟需實(shí)證檢驗(yàn),以期為中職學(xué)校教師管理、教學(xué)評(píng)價(jià)提供數(shù)據(jù)參考。綜上,故提出假設(shè)1如下:

H1:自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對(duì)教學(xué)投入具有正向影響。

(二)組織環(huán)境與教學(xué)投入

組織系統(tǒng)中的人、財(cái)、物、制度、文化等要素高度影響員工的情感和行為,在塑造員工職業(yè)行為的諸多影響因素中具有基礎(chǔ)性作用(Eisenberger et al.,1986)。提供充足的資源和良好的支持氛圍的組織可以提高教師的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力(王志強(qiáng)、龍澤海,2020)。高職學(xué)校優(yōu)化教師的社會(huì)資本組成,盤(pán)活學(xué)校已有資源、創(chuàng)新組織結(jié)構(gòu)、深耕組織文化、聚焦“雙師型”教師培養(yǎng)等,有助于提升教師的職業(yè)認(rèn)同(張振,2020)。采取積極有效的管理對(duì)策、提供良好組織支持,從而提高教師工作幸福感,達(dá)到增加教師教學(xué)投入的目的(徐星星,2020)。過(guò)往的實(shí)證研究表明,組織支持與職業(yè)倦怠呈負(fù)相關(guān),良好的組織支持可以減輕工作倦怠。本研究“組織支持”因子包含中職學(xué)校提供升遷機(jī)會(huì)、對(duì)個(gè)人價(jià)值與個(gè)人目標(biāo)的關(guān)心以及教師的工作樂(lè)趣等支持體系的綜合分析。綜上,可以判斷中職教師組織支持與教學(xué)投入可能存在因果影響機(jī)制,但是,目前在研究關(guān)注中職教師組織支持對(duì)教學(xué)投入提升的實(shí)踐檢驗(yàn)預(yù)測(cè)方面較匱乏,茲提出假設(shè)2與假設(shè)3。

H2:組織支持對(duì)教學(xué)投入正相關(guān)。

H3:組織支持對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)有正向影響。

近年來(lái)中央與地方政府對(duì)中職教師教學(xué)投入給予了很多資源支持與制度激勵(lì)。學(xué)校組織也可以利用“精準(zhǔn)識(shí)別教師需求、科學(xué)設(shè)計(jì)激勵(lì)標(biāo)準(zhǔn)、構(gòu)建全面激勵(lì)體系、組織激勵(lì)與教師自我激勵(lì)的并置同構(gòu)”等有效激勵(lì)策略提高教師的教學(xué)表現(xiàn)(周兆海、鄔志輝,2019)。在組織激勵(lì)場(chǎng)域,教育主管部門(mén)與中職學(xué)校通過(guò)激勵(lì)政策,中職教師形成積極認(rèn)知后方能促進(jìn)教學(xué)投入的提升。雖然在組織激勵(lì)的測(cè)量維度模型與定義方面,尚未形成一致觀點(diǎn),但本研究重點(diǎn)關(guān)注組織物質(zhì)激勵(lì)、組織發(fā)展激勵(lì)兩方面,這在內(nèi)涵上與徐雄利之研究具有一定的同質(zhì)性,因此采用其策略維度進(jìn)行分析。綜上,提出假設(shè)如下:

H4:組織激勵(lì)對(duì)教學(xué)投入正相關(guān)。

H5:組織激勵(lì)對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)具有正向影響。

(三)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的中介作用

自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)具有鮮明的個(gè)性特征,是以學(xué)習(xí)者為主體的,學(xué)習(xí)樣態(tài)基于個(gè)人需求與興趣。雖然學(xué)習(xí)者在自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)中處于中心地位,但還需輔以其他資源的支持。吳遵民(2020)認(rèn)為國(guó)家要拓寬資源支持渠道,強(qiáng)化政府責(zé)任,加大政府投資等支持全民終身學(xué)習(xí)。需要業(yè)界努力創(chuàng)建學(xué)分銀行制度模式,學(xué)習(xí)者在不同階段、行業(yè)、區(qū)域?qū)W習(xí)內(nèi)容可以合理對(duì)接、轉(zhuǎn)換,推進(jìn)學(xué)習(xí)型社會(huì)的構(gòu)建(路寶利,2021)。實(shí)踐方面,近年部分中職學(xué)校管理者開(kāi)始關(guān)注到學(xué)校組織氣氛對(duì)教學(xué)行為的影響,蔡群青(2020)從實(shí)證數(shù)據(jù)中分析的得出積極、友善、活躍的組織氣氛對(duì)教師的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)、創(chuàng)造型教學(xué)具有積極影響。Linda Dynan(2008)運(yùn)用實(shí)驗(yàn)的方法驗(yàn)證積極的環(huán)境對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)產(chǎn)生正向影響?，F(xiàn)實(shí)中,國(guó)家政策的大力支持為中職學(xué)校教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)行為提供了較佳的社會(huì)背景。提高從教意愿、促進(jìn)專(zhuān)業(yè)發(fā)展為導(dǎo)向的激勵(lì)機(jī)制和人事制度的建立,有助于促進(jìn)中職教師的自助學(xué)習(xí)與專(zhuān)業(yè)發(fā)展。由此可見(jiàn),中職學(xué)校組織支持、組織激勵(lì)、自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)與教學(xué)投入間存在復(fù)雜序列影響機(jī)制,可以推斷,組織支持可以通過(guò)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的傳導(dǎo)作用影響教學(xué)投入,而組織支持、自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)充當(dāng)著組織激勵(lì)與教學(xué)投入間的媒介角色?；谝陨戏治?茲提出假設(shè)6至假設(shè)8:

H6:自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)在組織支持對(duì)教學(xué)投入的影響中具有中介效應(yīng)。

H7:組織激勵(lì)通過(guò)組織支持與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜蛴绊懡虒W(xué)投入。

H8:自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)在組織激勵(lì)對(duì)教學(xué)投入的影響中具有中介效應(yīng)。

根據(jù)上述理論分析,建構(gòu)了本研究的理論模型,見(jiàn)圖1。

圖1 自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對(duì)教學(xué)投入影響機(jī)制模型

二、研究數(shù)據(jù)

(一)研究對(duì)象

本研究以廣東省10所中職學(xué)校的394名任課老師為研究對(duì)象,項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)在2021年1-5月間,依托10所中職學(xué)校人力資源管理部門(mén)發(fā)放電子問(wèn)卷,同時(shí)部分學(xué)校根據(jù)實(shí)際情況發(fā)放紙質(zhì)問(wèn)卷。紙質(zhì)問(wèn)卷發(fā)放50份,回收32份,回收率為64%,剔除答案呈明顯傾向性與遺漏值過(guò)多的問(wèn)卷5份,得紙質(zhì)有效問(wèn)卷27份;電子問(wèn)卷回收374份,剔除回答時(shí)間過(guò)短和所選選項(xiàng)完全一致的7份,得有效電子問(wèn)卷367份,總有效樣本共394份。有效樣本中,性別方面,男性139人(35%),女性255人(65%);學(xué)歷方面,中專(zhuān)2人(0.5%),大專(zhuān)26人(6.6%),本科292人(74%),碩士研究生78人(19.8%),博士研究生3人(0.8%);職稱(chēng)方面,無(wú)職稱(chēng)95人(24%),初級(jí)職稱(chēng)122人(31%),中級(jí)職稱(chēng)116人(29%),高級(jí)講師58人(14.7%),副教授6人(1.5%),正教授4人(1%);教齡方面,一年以下37人(9.4%),2-5年85人(22%),6-9年76人(19.3%),10年以上203人(51.5%);學(xué)校性質(zhì)方面,公辦240人(61%),民辦154人(39%)。

(二)變量測(cè)量

“自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)”衡量指標(biāo)為教師的學(xué)習(xí)欲望、自我控制、自我管理,參照Fisher(2001)等編制的量表?！敖M織支持”采用凌文銓等(2006)、Eisenberger(1986)設(shè)計(jì)的量表,從工作支持、價(jià)值贊同、利益關(guān)心3項(xiàng)觀測(cè)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)價(jià)。“組織激勵(lì)”參照徐雄利(2017)、JIA(2014)開(kāi)發(fā)的量表,從直接經(jīng)濟(jì)激勵(lì)、間接經(jīng)濟(jì)激勵(lì)、間接非經(jīng)濟(jì)激勵(lì)、直接非經(jīng)濟(jì)激勵(lì)4個(gè)觀測(cè)項(xiàng)目進(jìn)行衡量?！敖虒W(xué)投入”重點(diǎn)結(jié)合Huckman(1980)、Schaufeli(2002)、劉震天(2013)等人關(guān)于教育教學(xué)投入的具體測(cè)量題項(xiàng),從教學(xué)時(shí)間投入、教學(xué)情感投入、教學(xué)精力投入等三個(gè)方面進(jìn)行評(píng)鑒。

初步構(gòu)建量表后,邀請(qǐng)2名中職學(xué)校校長(zhǎng)、3名中職學(xué)校高級(jí)職稱(chēng)教師、1名中職學(xué)校師資管理負(fù)責(zé)人對(duì)量表進(jìn)行專(zhuān)家效度評(píng)估,修正表述不清、引起教師誤解、刪除不適切題項(xiàng)后形成初稿量表;后在佛山鴻運(yùn)交通技工學(xué)校、佛山現(xiàn)代商貿(mào)技工學(xué)校等三所中職院校進(jìn)行小范圍預(yù)試,確保量表具備可靠的信效度后再編制正式問(wèn)卷。正式問(wèn)卷采用李克特5點(diǎn)尺度計(jì)分,得分1-5分別代表教師從“非常不符合”到“非常符合”共48個(gè)題目,得分越高代表教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對(duì)教學(xué)投入的影響越大。

(三)數(shù)據(jù)處理與資料分析

鑒于學(xué)界較少探討中職學(xué)校教師組織資源通過(guò)教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的中介機(jī)制影響教學(xué)投入這一理論框架,本研究作為一項(xiàng)有探索性質(zhì)的量化研究,宜采用偏最小二乘結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行資料處理與數(shù)據(jù)分析,其優(yōu)點(diǎn)在于能處理多自變量、多因變量組成的復(fù)雜結(jié)構(gòu)方程模型,不要求資料符合常態(tài)分布,能有效克服多變量之間的共線(xiàn)性問(wèn)題,適應(yīng)小樣本研究,本文采用SmartPLS 3.2.9軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析,數(shù)據(jù)分析程序參考Anderson &Gerbing (1988)和Hulland(2010)等人的建議,以克隆巴赫α系數(shù)、組合信度(CR)和平均方差提取值(AVE)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ托判Ф?Bootstrap法(5000次)檢驗(yàn)路徑的顯著性;以PLS算法估計(jì)結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù),對(duì)不同變量人群進(jìn)行結(jié)構(gòu)化多群組分析。

三、數(shù)據(jù)分析與研究假設(shè)檢驗(yàn)

(一)測(cè)量模型信效度檢驗(yàn)

參考Hulland關(guān)于測(cè)量模型有效性的測(cè)量準(zhǔn)則,以個(gè)別項(xiàng)目信度、區(qū)別效度和收斂效度三個(gè)方面進(jìn)行測(cè)量:個(gè)別項(xiàng)目因子負(fù)荷量要求高于0.7,本研究各個(gè)潛在變量測(cè)量指標(biāo)因子負(fù)荷介于0.703-0.899之間,均高于0.7的門(mén)檻;收斂效度a系數(shù)、CR值和AVE三項(xiàng)指標(biāo)分別要求高于0.8、0.7和0.5,本研究各潛變量a系數(shù)介于0.923-0.939間,CR值介于0.935～0.949,執(zhí)行PLS Algorithm分析顯示,本研究各觀測(cè)題項(xiàng)的因子載荷介于0.48～0.896間,均高于0.7門(mén)檻值;t值介于5.281～52.782間,均大于2,達(dá)到顯著水準(zhǔn),說(shuō)明各觀測(cè)指標(biāo)的信度良好,見(jiàn)表1。其中,組織支持的因子載荷在0.800～0.896之間,a系數(shù)、組合信度(CR)、平均抽取變異量(AVE)分別為0.950、0.958、0.715;組織激勵(lì)的因子載荷在0.790～0.870之間,a系數(shù)、CR值、AVE值分別為0.936、0.947、0.963;自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的因子載荷在0.704～0.862之間,a系數(shù)、CR值、AVE值分別為0.921、0.936、0.648;教學(xué)投入的因子載荷在0.738～0.823之間,a系數(shù)、CR值、AVE值分別為0.927、0.938、0.603。根據(jù)Bagozzi建議,當(dāng)a系數(shù)、AVE值、CR值分別滿(mǎn)足高于0.8、0.5、0.7要求時(shí),說(shuō)明測(cè)量模型具有較為理想的內(nèi)部一致性和收斂效度(Bagozzi&Yi,1988)。本研究各潛在變量的a系數(shù)均高于0.921、CR值均高于0.936、AVE值均高于0.603,遠(yuǎn)優(yōu)于0.8、0.7和0.5的門(mén)檻值,說(shuō)明測(cè)量模型具有較佳的內(nèi)部品質(zhì)。

表1 測(cè)量模型的信效度檢驗(yàn)摘要表(N=394)

測(cè)量效度的檢測(cè)見(jiàn)表2,根據(jù)Ringle, C.M(2015)等人的建議,當(dāng)構(gòu)面間的Heterotrait-Monotrait Ratio (HTMT) <0.9時(shí),說(shuō)明測(cè)量模型具備較佳的區(qū)別效度(Henseler et al.,2015)。表2中4個(gè)潛在變量的HTMT值在0.466～0.888之間,潛在變量之間的HTMT值大部分在0.700之下,各變量的HTMT值均小于0.9,表明該測(cè)量模型具有良好的區(qū)別效度。

表2 測(cè)量模型區(qū)別效度摘要表(N=394)

(二)結(jié)構(gòu)模型解釋力與擬合度檢驗(yàn)

本研究利用擬合優(yōu)度GOF(Goodness of Fit)與判定系數(shù)(R2)測(cè)評(píng)模型擬合程度與PLS結(jié)構(gòu)方程模型預(yù)測(cè)能力。判定系數(shù)R2的值大小,顯示模型解釋能力的強(qiáng)弱程度,一般認(rèn)為,GoF值為0.36、0.25、0.1、代表擬合程度依次為強(qiáng)、中、弱。本研究3個(gè)內(nèi)生潛變量自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)、教學(xué)投入、組織支持的R2值分別為0.231、0.540、0.709,R2均大于0.1,符合Miller 和 Falk(1992)建議的標(biāo)準(zhǔn),其中,組織支持(R2>0.67)具有高度解釋力。結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)度GoF用于數(shù)據(jù)資料的適配情形與評(píng)估理論模型,由判定系數(shù)(R2)的幾何平均數(shù)與共同性指標(biāo)的平均值計(jì)算得來(lái),本理論模型的GoF值:

本研究的GoF值為0.573,遠(yuǎn)優(yōu)于0.36的臨界值,說(shuō)明數(shù)據(jù)資料與理論模型之間具有良好適配性。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示,本研究模型在預(yù)測(cè)能力和整體擬合優(yōu)度上效果良好。

(三)路徑分析與假設(shè)檢驗(yàn)

1.直接效應(yīng)檢驗(yàn)

研究模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)利用PLS Algorithm、Bootstrapping(抽樣5000次)。影響路徑檢定結(jié)果如下:H1“自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對(duì)教學(xué)投入具有正向影響?！?其路徑β系數(shù)為0.377,達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=8.117,p<0.001),可見(jiàn)教師自發(fā)學(xué)習(xí)、自我成長(zhǎng)、培訓(xùn)的行為意圖對(duì)教學(xué)投入有較大的促進(jìn)作用;H2“組織支持對(duì)教學(xué)投入正相關(guān)”,其路徑β系數(shù)為0.105,未達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=1.336,p<0.182),因此H2未達(dá)到預(yù)期,未獲支持;H3“組織支持對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)有正向影響”,其路徑β系數(shù)為0.441,且達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=5.334,p<0.001),組織所提供的信息內(nèi)容與各方面支持高度影響教師個(gè)體的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)行為;H4“組織激勵(lì)對(duì)教學(xué)投入正相關(guān)”,其路徑β系數(shù)為0.654,達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=19.142,p<0.001),顯示組織激勵(lì)程度越高,教師越有可能產(chǎn)生加大教學(xué)投入的行為傾向;H5“組織激勵(lì)對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)具有正向影響”,其路徑β系數(shù)為0.418,達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=7.886,p<0.001),表明;綜上分析,數(shù)據(jù)分析結(jié)果支持H1、H3、H4、H5的研究假設(shè),H2未獲支持。

2.中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效果檢定結(jié)果,見(jiàn)表3,間接路徑效應(yīng)量及顯著性分析如下:H6“自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)在組織支持對(duì)教學(xué)投入的影響中具有中介效應(yīng)”,其間接效果值為0.166,達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=4.603,p<0.001),95%信賴(lài)區(qū)間[0.100,0.242]不包含0,自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的中介作用成立;H7“組織激勵(lì)通過(guò)組織支持與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜蛴绊懡虒W(xué)投入”,其間接效果值為0.140,達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=4.564,p<0.001),95%信賴(lài)區(qū)間[0.084,0.205]不包含0,組織支持與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)成立;H8“自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)在組織激勵(lì)對(duì)教學(xué)投入的影響中具有中介效應(yīng)”,其間接效果值為0.018,達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=0.491,p=0.636),95%信賴(lài)區(qū)間[-0.051,0.087]包含0,信息獲取行為的中介作用不成立。

表3 結(jié)構(gòu)模型間接效應(yīng)檢驗(yàn)(N=394)

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

為驗(yàn)證學(xué)校性質(zhì)、性別、教齡等不同類(lèi)別型態(tài)的調(diào)節(jié)變數(shù)在自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對(duì)教學(xué)投入影響過(guò)程中的調(diào)節(jié)作用,本研究模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)利用Multi-group Analysis (MGA)、Bootstrapping(抽樣5000次)。發(fā)現(xiàn)教齡對(duì)路徑有顯著影響,有顯著影響路徑檢定結(jié)果如表4所示:H3“組織支持對(duì)自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)有正向影響”,教齡為兩年以上其β系數(shù)范圍為0.369～0.702,達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=2.503～3.803,p<0.1～0.001),95%信賴(lài)區(qū)間[0.023,1.805]不包含0,通過(guò)檢驗(yàn);而教齡在“一年以下”β系數(shù)為-0.228,未達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=0.779,p=0.436),95%信賴(lài)區(qū)間[-0.705,0.440]包含0,未通過(guò)檢驗(yàn)。

表4 教齡為類(lèi)別形態(tài)的調(diào)節(jié)變量的研究表(N=394)

H4“組織激勵(lì)對(duì)教學(xué)投入正相關(guān)”,教齡為兩年以上其β系數(shù)范圍為0.374～0.629,達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=2.419～6.462,p<0.01～0.001),95%信賴(lài)區(qū)間[0.351,0.968]不包含0,通過(guò)檢驗(yàn);而教齡在“一年以下”β系數(shù)為0.439,未達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn)(t=1.408,p=0.160),95%信賴(lài)區(qū)間[-0.107,1.042]包含0,未通過(guò)檢驗(yàn)。

四、結(jié)論與啟示

(一)激發(fā)教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)潛能,提升中職教師教學(xué)投入效能

分析結(jié)果顯示,自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對(duì)教學(xué)投入的支持總體良好(M=3.55),其中以“自我控制、自我管理”最具代表力,其次為“學(xué)習(xí)欲望”,顯示自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能夠提升教學(xué)投入效能。中職生群體面臨就業(yè),學(xué)習(xí)內(nèi)容需要適應(yīng)瞬息萬(wàn)變的社會(huì),這就要求教師跟上時(shí)代變化,捕捉相關(guān)專(zhuān)業(yè)最新信息融入教學(xué),中職教師發(fā)揮自身潛能去鉆研學(xué)習(xí)。家庭瑣事、孩子等諸方面影響,導(dǎo)致很多教師自我提升有欲望,但難堅(jiān)持,在激活教師自我發(fā)展、學(xué)習(xí)意識(shí)原動(dòng)力的基礎(chǔ)上,培養(yǎng)“自我控制、自我管理”尤為重要。學(xué)者汪珊珊等(2021)認(rèn)為對(duì)教師的管理就是實(shí)現(xiàn)教師的自我管理。主管部門(mén)要融合評(píng)價(jià)手段,建立包容性差異化的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,讓教師感受到信任、人性關(guān)懷、責(zé)任感、創(chuàng)造性、寬容等,放大教師優(yōu)勢(shì)、釋放潛能,增加教學(xué)效能。

(二)重視組織系統(tǒng)與主體意識(shí)內(nèi)在鏈?zhǔn)浇换?賦能教學(xué)投入

中職教師組織支持總體為中低程度(M=2.89),得分為四個(gè)變量中的最低分,其中以“工作支持”測(cè)項(xiàng)得分最高(M=2.95),以“利益關(guān)心”測(cè)項(xiàng)為全量表最低分(M=2.76),結(jié)果不太理想;組織激勵(lì)的總體為中高程度(M=3.18),其中以“間接非經(jīng)濟(jì)激勵(lì)”測(cè)項(xiàng)得分最高(M=3.32),以“間接經(jīng)濟(jì)激勵(lì)”測(cè)項(xiàng)為全量表最低分(M=2.87),顯示組織激勵(lì)對(duì)教學(xué)投入與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)都有一定的推動(dòng)力。這與徐雄利(2020)研究的民辦高校教師組織支持對(duì)教學(xué)投入的影響存在一定的差異。差異結(jié)果的主要原因筆者認(rèn)為有兩點(diǎn),一是樣本不同,本研究所選取樣本為廣州、佛山、深圳等中職教師,徐雄利所選樣本為上海市民辦高校教師。再者,設(shè)置題項(xiàng)也有所不同,本研究主要從組織對(duì)個(gè)人的價(jià)值和目標(biāo)的關(guān)心、幸福感等生活狀態(tài)的關(guān)注,主要著墨于心理上的滿(mǎn)足,只有心理安慰,不配合實(shí)實(shí)在在的激勵(lì)行為,加之自學(xué)意識(shí)缺乏,并沒(méi)有直接顯示出能夠提高教師的教學(xué)投入。二是本研究通過(guò)鏈?zhǔn)街薪轱@示了中職教師管理的不同關(guān)注點(diǎn)。本研究建構(gòu)的鏈?zhǔn)街薪樾Ч缦?整體模型擬合度良好(GoF=0.573),鏈?zhǔn)街薪槁窂竭_(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn),95%信賴(lài)區(qū)間未包括0,表明建構(gòu)的探索式理論模型獲得實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)的支持,中職教師的組織支持、激勵(lì)與教學(xué)投入間確實(shí)存在鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制。模型的整體預(yù)測(cè)能力達(dá)到要求程度(R2=0.54),說(shuō)明基于組織激勵(lì)與支持、自我導(dǎo)向行為交互影響的作用機(jī)制較之以往的研究更能解釋中職教師教學(xué)投入行為。

鑒于以上分析,學(xué)校應(yīng)建立多維度、多層次的機(jī)制去激勵(lì)中職教師。提升組織支持環(huán)境的同時(shí),更多的與關(guān)愛(ài)、自主、動(dòng)機(jī)、效能感、職業(yè)忠誠(chéng)等與教師職業(yè)密切相關(guān)的軟性指標(biāo)相結(jié)合提出管理政策。建議將教師自我導(dǎo)向?qū)虒W(xué)投入影響機(jī)制放置于更為廣闊的情景視角進(jìn)行討論,關(guān)注內(nèi)外復(fù)雜的多重影響因素以使教師管理政策更精準(zhǔn)地引領(lǐng)中職教師發(fā)展。

(三)精準(zhǔn)預(yù)測(cè)新入職教師需求,提升其從教樂(lè)教意愿水平

通過(guò)對(duì)不同教齡的教師群組進(jìn)行對(duì)比分析發(fā)現(xiàn),工作年限在一年以下教師的“組織支持→自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)、組織激勵(lì)→教學(xué)投入”這兩條路徑(如表4所示)路徑T值未達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水準(zhǔn),95%信賴(lài)區(qū)間包括0,表明這兩條路徑未獲支持,與其他兩年以上有明顯區(qū)別?？赡茉?yàn)樾氯肼氁荒暌詢(xún)?nèi)的教師還沒(méi)進(jìn)入職業(yè)狀態(tài),外加上中職生相較于中學(xué)、高中、大學(xué)的學(xué)生,基礎(chǔ)更薄弱、思維更活躍,課堂紀(jì)律難管理。中職學(xué)校要增多關(guān)懷措施,逐步健全發(fā)展體系,增多培訓(xùn)模式。

(四)設(shè)計(jì)多元智能活動(dòng)組合策略、構(gòu)建高效記憶學(xué)習(xí)模式

傳統(tǒng)記憶模式靠意志力,學(xué)習(xí)效果欠佳、過(guò)程無(wú)趣。需要構(gòu)建符合人性學(xué)習(xí)發(fā)展規(guī)律的機(jī)制與制度、豐富場(chǎng)域、需要多元智能活動(dòng)組合與及時(shí)的反饋機(jī)制。已有研究表明,現(xiàn)代技術(shù)智能空間能以適當(dāng)工具、資源為支撐對(duì)學(xué)習(xí)進(jìn)行分析,記錄并適切反饋。例如,可利用專(zhuān)業(yè)軟件“印象筆記”記錄經(jīng)過(guò)自己提煉、加工、整理過(guò)的筆記,把一個(gè)個(gè)筆記做成不同的問(wèn)題卡片,記錄在專(zhuān)業(yè)軟件“Anki閃卡”上,利用等電梯、吃飯前等時(shí)間進(jìn)行間斷性的復(fù)習(xí)卡片,讀、抄、寫(xiě)、背、講、編、演等方式結(jié)合費(fèi)曼技巧復(fù)述知識(shí)點(diǎn),檢驗(yàn)學(xué)習(xí)效果,減少系統(tǒng)學(xué)習(xí)時(shí)間,增加學(xué)習(xí)樂(lè)趣。此外,學(xué)校精準(zhǔn)預(yù)測(cè)培訓(xùn)需求,增加慕課平臺(tái)利用、知網(wǎng)使用、雙師型教師培養(yǎng)等培訓(xùn)也很有必要。同時(shí),保障教師充足學(xué)習(xí)時(shí)間與自主權(quán),豐富教學(xué)評(píng)價(jià)形式,營(yíng)造濃厚學(xué)習(xí)氛圍等,均有利于增強(qiáng)中職教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)意識(shí),提高教學(xué)效能。