1 问题提出
教师专业成长体现为职业能力的提升与职业认同的形成。师范生的教师职业认同是其将来履行好教师职责的心理基础(刘衍玲, 2020)，是重要的教育动力来源(张佳伟 等, 2021)，更是衡量师范生培养质量的重要因素(赵明仁, 2013)。大学阶段是师范生教师职业认同发展最重要的阶段(Izadinia, 2013)，但由于教师职业认同的模糊性和复杂性，其形成与发展在高等师范教育中易被忽视，成为相对薄弱环节。综合性院校已经在国家教师教育体系中占据半壁江山(荀渊, 曹荭蕾, 2021)。但随着人口出生率的降低，学龄人口数量减少，地方综合性院校师范教育的体量、质量和师范生就业问题日益凸显。探讨该类院校师范生教师职业认同及其影响因素可为师范教育改革提供新思路。
职业认同是由自我同一性发展而来的一个概念(Erikson, 1994)。教师职业认同是一种与教师职业特征相关联的、由个人动态建构的心理状态，涉及对教师职业的认知、情感、意志行为等心理成分(张晓辉 等, 2022)。师范生教师职业认同是指师范生自觉认同自己当前的师范生身份和将来所要从事的教师职业的程度(王鑫强 等, 2010)，其核心是对教师职业的价值判断。当前教师职业认同研究已进入成熟期，研究重点转向区域、层次、类别、职业阶段等细分维度的深入探讨。已有研究发现，师范生的教师职业认同整体处于中上水平，受个体、家庭、学校和社会等多重因素影响，且不同群体、不同维度存在差异(马红宇 等, 2013; 张晓辉 等, 2022)。师范生的入学动机和所学专业对其教师职业认同具有重要影响(马红宇 等, 2013)；师范生对教师职业的外在价值认同在理论学习阶段显著下降，内在价值认同在教育实习之后显著提升(张晓辉 等, 2022)；学习性投入是师范生教师职业认同的预测因素(叶晓力 等, 2021)。已有研究虽成果丰硕，但仍存在以下局限：研究对象主要集中于公费师范生或师范院校师范生，缺少对地方综合性院校师范生的探讨；影响因素研究缺少对师范生学业挑战、生师互动、院校环境支持、实践活动等学习性投入的系统分析；研究结论对地方综合性院校师范生教师职业认同培育和提升的针对性不足。
鉴于此，本研究以某学院为例调查分析地方综合性院校师范生教师职业认同及其影响因素，系统分析人口学变量、入学动机、学习性投入等因素对教师职业认同的影响，试图回答以下问题：(1)地方综合性院校师范生教师职业认同水平如何？(2)哪些因素通过何种机制影响其教师职业认同？以期在一定程度上弥补已有研究的不足，为地方综合性院校师范教育改革提供参考。
教师职业认同的形成是一个动态的发展过程，受后天获得性素质、自我意识和主观能动性等个体因素，外部环境因素和实践活动等诸多因素的影响。年级可较好地反映师范生大学学习经历，而学习经历是影响师范生教师职业认同形成和发展的重要因素，教师职业认同水平会随着年级发生一定变化(张晓辉 等, 2022)。受应试教育和传统观点影响，通常认为中小学教师的收入、社会地位和发展前景好于幼儿园教师；核心学科教师的工资收入、社会地位、需求量高于边缘学科教师。与此相对应，不同专业师范生教师职业认同应有所差异。由此提出H1：年级、专业等人口学变量对地方综合性院校师范生教师职业认同有显著影响。
教师职业认同的发展是一个自我与教师职业相互调节均衡的复杂过程(赵宏玉 等, 2012; Volkmann & Anderson, 1998)，师范生可能因各种学习和训练的成就与困惑而加强或减弱对教师职业的认同。教师职业自我效能高的师范生往往在学习中付出更多的精力和热情，在这个过程中深化教师职业与自我的融合，从而促进教师职业认同发展(姚崇 等, 2020)。由此提出H3：学习性投入不仅对师范生教师职业认同具有直接影响，还通过教师职业自我效能的中介作用间接影响师范生教师职业认同。
假设模型见图1 。
2 研究方法
2.1 研究对象
本研究采用整群抽样法，选取四川省某地方综合性院校师范专业学生为研究对象，通过在线问卷收集数据。该校自1978年开始高等教育办学历史，由原地方师范高等专科学校与省教育学院地方分院合并升格为省属全日制综合性普通本科院校，面向全国23个省、市、自治区招生，是一所典型的地方综合性院校。有全日制在校学生约2.5万人，其中本科师范生约6600名，均为非公费师范生。最终2965名师范生完成作答，经数据清理，有效数据2633份，总体有效回收率为88.80%。其中男性491人，女性2142人；大一851人，大二502人，大三710人，大四570人。样本在性别、年级、专业等特征上的分布与该校师范生总体比例基本一致，表明样本具有代表性。
2.2 研究工具
2.2.1 教师职业认同
本研究采用赵宏玉等(2012)编制的教师职业认同量表。该量表包括三个维度，其中内在价值认同反映对教师职业育人育才等内部属性和价值的认同，外在价值认同反映对教师职业薪酬和社会地位等外部属性和价值的认同，意志行为认同反映在价值认同驱动下表现出的意志行为倾向。考虑到被试不是免费师范生，将第14题改编为“毕业后如果可以自主选择，我会选择当教师”。该量表共15个题目，李克特5点评分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合”。本研究中，该问卷总的Cronbach’s α系数为0.95，三个维度Cronbach’s α系数分别为0.94、0.83和0.92，验证性因子分析得到所有题项的因子载荷在0.68至0.93之间。该量表具有良好的信效度。
2.2.2 学习性投入
采用姜林(2018)编制的大学生学习性投入调查问卷。该问卷包含高阶学习、反思整合、多元交流、生师互动、环境支持和实践活动6个学习性投入维度，保证了问卷的简洁性，突出测量重点。本研究在实践活动中增加了“参加各类学术、专业或设计竞赛(‘挑战杯’ 、‘互联网+’ 、师范生教学能力大赛等)”和“报考专业资格证书/技能等级证书”两个题项。问卷共35个题项，李克特5点评分，得分越高代表学生投入越高。本研究中总量表和各维度Cronbach’s α系数均大于0.86，所有题项的因子载荷在0.54至0.94之间。该问卷的信效度良好。
2.2.3 入学动机
采用吴晓玮(2019)编制的师范生入学动机单题问卷，以6种选择就读师范专业的主要理由为单选题项。本研究根据各选项反映的动机自主性由低到高进行6点赋值(1=“不知道”，2=“被调剂”，3=“师范生就业有保障”，4=“受父母、老师或同伴的影响”，5=“从事教师职业比其他职业好”，6=“为了实现自己的人生价值和理想”)。该赋值方式通过专家咨询验证，能有效区分入学动机强度梯度。
2.2.4 教师职业自我效能
采用姜林(2018)编制的职业自我效能量表。该量表单一维度，4个题项。本研究将量表题项表述中的“职业”或“工作”改为“教师职业”或“教师工作”。李克特5点评分，得分越高代表师范生自我评价越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.92，验证性因子分析得到所有题项的因子载荷在0.82至0.90之间，具有良好的信效度。
2.3 共同方法偏差检验
本研究在程序上采用匿名测量和部分题项反向计分的措施控制共同方法偏差，在统计上采用Harman单因素检验法和控制未测量的潜在方法因子法(ULMC)，对样本数据进行共同方法偏差检验。结果表明，有8个因子特征值大于1，其中第一个因子解释了方差的40.76%，小于50%的经验标准(Podsakoff & Organ, 1986)。加入方法因子后的拟合指数变化为ΔCFI=0.03，ΔTLI=0.05，ΔRMSEA=0.03，模型拟合没有显著改善(CFI和TLI升幅小于0.1，RMSEA降幅小于0.05)(温忠麟 等, 2018)。综上，本研究不存在严重的共同方法偏差。
2.4 数据分析
使用SPSS27.0和Amos26.0进行分析。
3 结果
3.1 地方综合性院校师范生教师职业认同水平
教师职业认同总体和各维度的调查均值与理论均值的单样本t检验结果见表1 ，地方综合性院校师范生对教师职业的认同程度较高，职业认同总体均值为3.94，总体和各维度均值均显著高于理论中值，表明地方综合性院校师范生对教师职业的认同趋于正面。配对样本t检验表明，内在价值认同、外在价值认同和意志行为认同三个子维度均值之间存在显著差异，具体如表2 所示。
表1 教师职业认同单样本t检验 |
| 维度 | 理论中值 | M | SD | t | p |
| 内在价值认同(T1) | 3.00 | 4.13 | 0.78 | 273.72 | <0.001 |
| 外在价值认同(T2) | 3.00 | 3.91 | 0.79 | 254.49 | <0.001 |
| 意志行为认同(T3) | 3.00 | 3.70 | 0.87 | 217.37 | <0.001 |
| 教师职业认同(T4) | 3.00 | 3.94 | 0.73 | 277.16 | <0.001 |
表2 教师职业认同子维度配对样本t检验 |
| 配对维度 | 配对差值 | t | p | r | ||
| M | SD | SE | ||||
| T1-T2 | 0.23 | 0.59 | 0.01 | 19.83 | <0.001 | 0.72 |
| T1-T3 | 0.43 | 0.64 | 0.01 | 34.92 | <0.001 | 0.71 |
| T2-T3 | 0.21 | 0.67 | 0.01 | 15.82 | <0.001 | 0.69 |
注：r为配对样本相关系数。 |
3.2 人口学变量对地方综合性院校师范生教师职业认同的影响
本研究使用独立样本t检验或方差分析，对不同性别、年级、专业类型和父母受教育程度的师范生教师职业认同进行了比较。
3.2.1 性别对师范生教师职业认同的影响
不同性别师范生对教师职业的认同程度存在显著差异(t=−2.40, p<0.05)，男性师范生对教师职业认同的程度显著低于女性师范生，均值相差0.1，Cohen’s d=0.73。男性师范生对教师职业的内在价值认同程度显著低于女性师范生(t=−3.38, p<0.05)，均值相差0.15，Cohen’s d=0.77。但男性和女性师范生在教师职业的外在价值认同和意志行为认同上没有统计学上的显著性差异(p>0.05)。
3.2.2 年级对师范生教师职业认同的影响
年级对教师职业认同具有显著影响(p<0.001)，就教师职业认同及内在价值认同、外在价值认同、意志行为认同三个子维度而言，整体检验的F值分别为10.58、11.96、19.89、10.99，偏η2分别为0.01、0.01、0.02、0.01。事后多重比较发现：大一师范生对教师职业的外在价值认同显著高于大三师范生，意志行为认同显著低于大二和大三师范生；大二师范生对教师职业的内在价值认同显著高于大三师范生，教师职业认同显著高于大一师范生；大四师范生的教师职业认同、内在价值认同和外在价值认同均显著低于其他年级师范生，其意志行为认同显著低于大二和大三师范生。
3.2.3 专业类型对师范生教师职业认同的影响
12个师范专业按学段不同，划分为学前教育、小学教育、中学教育和音体美4个专业类型。专业类型对教师职业认同具有显著影响(p<0.001)，就教师职业认同及三个子维度而言，整体检验的F值分别为16.97、11.57、19.81、15.42，偏η2分别为0.02、0.01、0.02、0.02。事后多重比较显示，学前教育师范生的教师职业认同及其三个子维度显著低于其它专业类型；小学教育师范生的教师职业认同、内在价值认同和外在价值认同均显著低于中学教育；音体美专业师范生的外在价值认同显著高于学前教育和小学教育，但教师职业认同、内在价值认同、意志行为认同与小学教育、中学教育没有显著差异。
3.2.4 父母受教育程度对师范生教师职业认同的影响
方差分析结果显示，师范生教师职业认同及各子维度分值在父母受教育程度上没有显著差异(p>0.05)。
3.3 入学动机驱动的链式中介模型检验结果
在控制了性别、年级、专业类型、父母受教育程度后，入学动机、学习性投入、教师职业自我效能和教师职业认同及各子维度之间的皮尔逊偏相关系数都在p<0.001水平上达到了显著正相关，如表3 所示。表明随着入学动机、学习性投入的增加，教师职业自我效能和职业认同也有所增加，变量间关系较为密切，适合进一步分析。
表3 描述性统计和偏相关系数 |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | |
| 1.入学动机 | 4.35 | 1.56 | ||||||||||
| 2.高阶学习 | 4.10 | 0.67 | 0.22*** | |||||||||
| 3.反思整合 | 3.93 | 0.64 | 0.26*** | 0.65*** | ||||||||
| 4.多元交流 | 2.95 | 0.88 | 0.11*** | 0.26*** | 0.40*** | |||||||
| 5.生师互动 | 3.25 | 0.94 | 0.21*** | 0.40*** | 0.55*** | 0.64*** | ||||||
| 6.环境支持 | 4.06 | 0.63 | 0.22*** | 0.61*** | 0.64*** | 0.30*** | 0.45*** | |||||
| 7.实践活动 | 3.65 | 0.70 | 0.23*** | 0.43*** | 0.54*** | 0.46*** | 0.63*** | 0.52*** | ||||
| 8.教师职业自我效能 | 3.82 | 0.80 | 0.31*** | 0.57*** | 0.56*** | 0.33*** | 0.47*** | 0.42*** | 0.47*** | |||
| 9.内在价值认同 | 4.13 | 0.78 | 0.32*** | 0.50*** | 0.44*** | 0.16*** | 0.30*** | 0.40*** | 0.34*** | 0.68*** | ||
| 10.外在价值认同 | 3.91 | 0.79 | 0.23*** | 0.48*** | 0.41*** | 0.22*** | 0.31*** | 0.41*** | 0.32*** | 0.61*** | 0.71*** | |
| 11.意志行为认同 | 3.70 | 0.87 | 0.34*** | 0.53*** | 0.54*** | 0.35*** | 0.50*** | 0.42*** | 0.48*** | 0.80*** | 0.71*** | 0.68*** |
注：***p<0.001，以下同。 |
基于研究假设，结构方程模型分析结果显示模型的拟合指数良好，χ2/df=18.11，CFI=0.96，TLI=0.94，RMSEA=0.08，SRMR=0.04。如图2 所示，师范生入学动机直接预测学习性投入(β=0.34, p<0.001)、教师职业自我效能(β=0.09, p<0.001)和教师职业认同(β=0.10, p<0.001)；学习性投入直接预测教师职业自我效能(β=0.69, p<0.001)和教师职业认同(β=0.23, p<0.001)；教师职业自我效能直接预测教师职业认同(β=0.67, p<0.001)。
进一步采用Bootstrap法(重复抽样3000次)对中介效应进行检验。入学动机对教师职业认同的标准化总效应为0.40，95%CI=[0.36, 0.44]。标准化总间接效应为0.30，95%CI=[0.26, 0.33]，具体路径包括：(1)通过学习性投入的间接效应为0.08；(2)通过学习性投入→教师职业自我效能的链式中介效应为0.16；(3)通过教师职业自我效能的间接效应为0.06，这三条路径的间接效应均显著。学习性投入对教师职业认同的标准化总效应为0.70，95%CI=[0.65, 0.74]；通过教师职业自我效能对教师职业认同的间接效应为0.46，95%CI=[0.42, 0.50]。表明教师职业自我效能在学习性投入和教师职业认同之间具有显著的中介效应。
模型中变量可解释学习性投入11.3%的变异量，教师职业自我效能52.6%的变异量，教师职业认同79.8%的变异量。
4 讨论
4.1 地方综合性院校师范生教师职业认同的特点
4.2 地方综合性院校师范生教师职业认同的群体差异
本研究发现，地方综合性院校师范生教师职业认同在不同性别、年级、专业类型等群体中具有显著差异。
在年级上，大一师范生的外在价值认同显著高于大三，大四师范生的内在价值认同和外在价值认同均显著低于其他年级。反映了师范生教师职业认同随年级变化的特点：大一师范生刚脱离高考压力进入大学，以修习通识课程为主，对教师职业外在价值有着模糊的高判断；大二、大三以修习师范专业理论课程为主，对教师职业内在价值认识更清晰；大四以集中实践课程为主，面临就业压力，对教师职业有着更真实的体验。这与前人(张晓辉 等, 2022; Hong, 2010; Schepens, 2009)研究结果既有一致，也有不同。一致的是师范生对教师职业的外在价值认同在专业理论课程学习期间显著下降，师范教育在促进师范生教师职业认同提升方面并不乐观。区别主要表现在大四与其他年级的差异，可解释为地方综合性院校师范生面临较大的教育实习和就业压力。鉴于此，地方综合性院校应增强师范专业理论课程和集中实践课程衔接与融合，纾解师范生就业压力和教育实习、毕业论文等课程间的挑战。
在专业类型上，教师职业认同在学段上差异显著，学前教育最低，小学教育次之，中学教育最高。这可能有两方面原因：其一，师范生受自身学习与社会经历影响，通常认为学段越高，教师的学历水平、专业价值、收入和社会地位也越高；其二，受就业预期影响，近年出生人口快速下降，导致不同学段师范生预期就业压力随学段升高而递减。此外，音体美专业师范生的外在价值认同显著高于学前教育和小学教育，但在其他维度上与小学教育、中学教育没有显著差异。这可能与音体美专业师范生就业跨学段，以中小学校为主，且在“双减”政策和市场需求下有较多的教育培训和艺术展演机会有关(贺能坤, 2023)。根据社会认同理论，作为社会认同组成部分的职业认同，其获得的基本方式是与不同职业群体的相互比较(马红宇 等, 2013)。为此，政府、社会和学校应共同为基础教育创造更好的外部环境，尤其要深入推进幼儿园教师专业化发展。
4.3 入学动机、学习性投入、教师职业自我效能对师范生教师职业认同的作用机制
本研究发现，师范生的入学动机、学习性投入和教师职业自我效能均是教师职业认同的重要预测变量。
首先，师范生入学动机对学习性投入、教师职业自我效能和教师职业认同都具有直接正向预测效应。其中入学动机对学习性投入的直接预测效应大于其对教师职业自我效能和教师职业认同的直接预测效应。入学动机差异反映了师范生入学时教师职业自我效能与教师职业认同的初始水平差异。在本科学习期间，这些初始值可能因主动探索和认知而被强化、消退或转变。本研究发现与高洁(2016)关于自主性学习动机对在线学习投入的促进作用具有相同之处，但拓展和深化了入学动机对教师职业自我效能和教师职业认同效应的研究。为更好地培养和发展师范生教师职业认同，招生主管部门和地方综合性院校在师范生招生选拔和培养过程中，可考虑为考生提供职业兴趣类测试，以了解考生报考动机，作为录取和转专业的重要参考。
其次，师范生学习性投入对教师职业认同具有直接正向预测效应。这与已有研究结果一致(朱红, 2010)。学习性投入是学习经历的操作化概念和测量手段，与学习经历具有内在耦合性(姜林, 2018)。本研究表明，认同理论(李灿金, 2014)关于经历与认同发展关系的观点，在地方综合性院校师范教育具体情景中具有较强的适用性。既反映了学习性投入对教师职业认同发展作用的普遍性，又揭示了该场景的特殊性，在该场景中，学习性投入各维度对师范生教师职业认同的效应从大到小为反思整合、环境支持、高阶学习、实践活动、生师互动和多元交流。地方综合性院校应通过课程设计(如案例教学、实践反思)帮助师范生将所学与自身及实践相联系，反思自己，从不同视角综合考虑问题；积极引导和支持师范生参与课内外各种教育活动；鼓励师范生挑战复杂任务，提升应用、分析、判断、综合等高阶能力，促进师范生教师职业认同的形成和发展。
最后，在师范生学习性投入和教师职业认同之间，教师职业自我效能具有显著中介效应。即师范生在学习上投入更多的努力、时间和精力，他们对自己教师职业能力的自我评估及从事教师职业的信心和把握会越大，会更好地将教师职业融入自我概念中，视自我与教师职业具有同一性的程度会越高。这与已有研究(郭建鹏, 计国君, 2019; 郭建鹏 等, 2021; 张晓辉, 赵宏玉, 2018)结果既有相通之处，又有新发现。相通之处主要是学习性投入整体或部分对师范生教师职业认同具有直接预测效应，新发现为学习性投入通过教师职业自我效能对教师职业认同的间接效应(β=0.46)大于其对教师职业认同的直接效应(β=0.23)。这表明教师职业自我效能在教师职业认同形成中具有正向关键作用，部分支持了王鑫强等(2011)提出的职业认同发展依存于职业效能和职业价值两者联合的观点。因此，地方综合性院校应将学习性投入与教师职业自我效能作为培养师范生的关键。通过修订人才培养方案、开发与实施课程、组织实践活动、提供学业与职业规划指导、营造文化氛围等途径，系统支持和强化师范生的学习性投入。同时，聚焦提升其教师职业能力，增强职业自信，进而提高教师职业自我效能，最终增强其教师职业认同。
4.4 研究不足与展望
其一，作为一项横断研究，难以准确揭示变量间的因果关系，后续可采用纵向追踪设计予以验证；其二，样本仅取自一所地方综合性院校，研究结果的外部效度受限，推广需谨慎；其三，分析缺乏充分的跨院校类型比较，未来研究可采集不同类别院校师范生的数据进行差异检验。
5 结论
(1)地方综合性院校师范生对教师职业的认同程度较高，三个子维度存在显著差异，均值从高到低分别为内在价值认同、外在价值认同和意志行为认同。(2)教师职业认同在性别、年级、专业类型上具有显著差异。(3)入学动机能直接正向预测教师职业认同、教师职业自我效能和学习性投入；学习性投入和教师职业自我效能分别在入学动机与教师职业认同之间起部分中介作用；学习性投入和教师职业自我效能在入学动机与教师职业认同之间存在链式中介效应。