1 引言
2023年5月，习近平总书记在中共中央政治局第五次集体学习时强调，强教必先强师。要把加强教师队伍建设作为建设教育强国最重要的基础工作来抓。2024年8月，《中共中央 国务院关于弘扬教育家精神加强新时代高素质专业化教师队伍建设的意见》明确指出，为大力弘扬教育家精神，加强新时代高素质专业化教师队伍建设，进一步营造尊师重教良好氛围，要提升教师教书育人能力。师范生作为教师队伍的后备军，其能力培养是提升教师队伍质量的基础与保障，对我国未来教育高质量发展及教育强国宏伟目标的实现具有重要意义。
教育实践能力是师范生必备的专业能力，是其将来从事教育教学工作的核心能力(崔波, 2015)，是多种能力的有机统一体(张雳 等, 2013)，主要表现为教学能力、育人能力、反思研究能力等。师范生教育实践能力水平的高低是其将来能否胜任教师工作的关键所在。通过文献梳理发现，师范生教育实践能力不仅受专业培养目标、培养模式(Fitriati et al., 2024)、课程设置(张金丽, 2020)、教师教学方式(Castaño et al., 2015)等学校因素的影响，也与师范生自身对教师职业的积极感知与态度密切相关(Hebert & Worthy, 2001)。其中，职业认同是其做好教师职业的心理基础和准备(Timoštšuk & Ugaste, 2010)，是师范生专业能力发展的重要影响因素之一(Heinz, 2015)。
师范生职业认同是指师范生个体对将要从事的教师职业和当前师范生身份的认知及认可程度(罗杰 等, 2014; 朱军成, 王鑫强, 2017; Izadinia, 2013)，由职业意愿与期望、职业意志、职业价值、职业效能四个因子构成(王鑫强 等, 2010)。根据社会认同理论的观点，职业认同属于社会认同的一个层面，个体对职业的认同源于个体对自己作为某个或者某些职业群体的成员身份的认识，以及附加于这种成员身份的价值和情感方面的意义(Tajfel, 1981)。当个体采纳了某职业群体的成员身份资格来建立自己的社会身份时，会将符合内群体的特征赋予自我。因此，当师范生对教师职业产生认同时，会建立自己准教师的身份，并赋予自己教师群体所具备的特征包括教师应具备的基本素养与职业能力。已有研究证实，增强职业认同可以有效提升个体的职业能力(董元吉 等, 2024)。虽然以往没有关于职业认同与师范生教育实践能力的直接研究，但教育实践能力是师范生教师职业能力的重要组成部分，据此本研究提出假设H1：职业认同对师范生教育实践能力具有显著的预测作用。
在个体发展过程中，学习投入是一个非常重要的因素。学习投入是个体在学习活动中表现出来的持续、积极的状态(武俐, 郭元祥, 2024)，是个体因素和环境因素相互作用的复杂过程(Wang et al., 2019)。根据Bronfenbrenner的PPCT(process-person-context-time)生物生态学模型的观点，个人特征在其自身发展中起重要作用，这种作用是通过一种被称为近端过程的机制实现的(Bronfenbrenner & Morris, 2006)。近端过程是人(特征)与其所处直接环境的持久的交互作用，是个体发展的主要驱动力。因此，学习投入可以被视为影响个体发展的近端过程。已有研究表明，学习投入对大学生的高阶思维能力发展(卢瑶 等, 2023)、学习效果(徐丹 等, 2019)等具有重要作用，是学生学业成就的重要预测因素(吴佳桧 等, 2023)，对其未来教育机会、职业发展具有十分重要的影响(贾绪计 等, 2020)。而职业认同是个体自我同一性在职业领域内的体现，是个体的重要特征之一。实证研究发现，职业认同与学习投入呈显著正相关(袁琳 等, 2022)，对学习投入具有显著的正向预测作用(谢剑虹, 尹玉飞, 2022)。综上可知，师范生职业认同对自身职业能力发展可能通过学习投入这一近端过程实现，进而提出假设H2：学习投入在职业认同与师范生教育实践能力间发挥中介作用。
已有关于职业认同与师范生教育实践能力的研究多以变量为中心展开，关注样本的平均水平，容易忽略群体内部的异质性。职业认同是个体对自身职业角色与身份的积极感知，必然受到个体自身特点的影响(胡维芳, 黄丽, 2016)。这意味着不同个体对职业的认知、情感、期望、价值观等方面可能存在不同的组合模式。个别研究者尝试从个体中心视角对师范生职业认同进行探索，发现师范生职业认同可分为热爱型、兴趣型、功利型、回避型四种类别(魏彩红 等, 2013)或回避型、矛盾型、功利型、观望型和兴趣型五种类别(吴晓玮, 2019)。但上述研究均采用聚类分析的方法，无法对师范生职业认同可能存在的潜在类别进行充分估计。潜在剖面分析(latent profile analysis, LPA)是一种新兴的以个体为中心的研究方法(李嘉欣 等, 2022)。它根据被试在外显变量上的反应模式，以客观的模型拟合指标确定最合理的分类，最大程度地保证其分类结果的准确性(Miller et al., 2009)和可靠性。虽然，目前学界尚无研究以潜在剖面分析法探讨师范生职业认同，但魏彩红等研究表明师范生职业认同的确存在异质性。基于上述分析，本研究提出假设H3：师范生职业认同存在不同的潜在类别。职业认同对个体的所学和所为有着深刻的影响(Bullough & Gitlin, 2001)。师范生职业认同模式不同，对其学习投入与教育实践能力或许会产生不同的预测作用。结合Bronfenbrenner生物生态学模型的基本观点，在假设H2和H3的基础上，本研究进一步提出假设H4：不同职业认同潜在类别的师范生在学习投入、教育实践能力上存在显著差异，且学习投入在职业认同潜在类别与师范生教育实践能力之间起中介作用。
综上所述，本研究立足于师范生层面，基于变量中心和个体中心的双重视角，全面探析职业认同、学习投入与师范生教育实践能力的关系及其内在机制，为师范院校制定更具针对性的专业培养方案，提高师范生培养质量提供参考。
2 研究方法
2.1 被试
本研究采取方便取样的方法，通过问卷网对安徽省某师范院校在校师范生进行调查。共回收问卷1358份，剔除无效问卷268份，共回收有效问卷1090份，有效回收率为80.27%。其中，男生178人(16.33%)，女生912人(83.67%)；大二374人(34.31%)，大三327人(30.00%)，大四389人(35.69%)；汉语言文学专业134人(12.29%)，数学专业142人(13.03%)，小学教育专业212人(19.45%)，物理学专业83人(7.61%)，生物科学专业86人(7.89%)，化学专业67人(6.15%)，英语专业217人(19.91%)，思想政治教育专业149人(13.67%)。
2.2 研究工具
2.2.1 师范生职业认同感量表
采用王鑫强等(2010)编制的师范生职业认同感量表，该量表由职业意愿与期望、职业意志、职业价值、职业效能4个维度12个题目组成。采用李克特五点计分，“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”，得分越高表示师范生职业认同感水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.86。量表结构效度指标拟合良好(χ2/df=4.80, CFI=0.93, TLI=0.92, SRMR=0.04, RMSEA=0.06)。
2.2.2 学习投入量表
2.2.3 师范生教育实践能力量表
采用自编的师范生教育实践能力量表。该量表主要聚焦于师范生的教育教学方面，在征询相关教育专家意见并参考国内外学者观点的基础上，初步构建师范生教育实践能力结构框架。再经过专家评议、项目分析、因子分析，对维度与题项进行逐步筛查，最后通过信效度检验编制而成。由教学能力(如“我能够根据课程内容创设教学情境，激发学生的学习兴趣”)、育人能力(如“我能够组织主题教育活动，对学生进行教育和引导”)、反思研究能力(如“我能够撰写教育教学研究论文或研究报告”)3个维度39个题目组成。采用李克特五点计分，“1”代表“完全不同意”，“5”代表“完全同意”，得分越高表示师范生教育实践能力水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.97，量表结构效度指标拟合良好(χ2/df=3.82, CFI=0.93, TLI=0.92, SRMR=0.04, RMSEA=0.05)。
2.3 数据处理
首先，采用SPSS26.0对主要变量进行描述统计与相关分析。其次，使用Mplus8.3构建师范生职业认同、学习投入、教育实践能力潜变量中介模型，从变量中心视角检验学习投入在职业认同与师范生教育实践能力间的中介作用。然后，使用Mplus8.3对师范生职业认同进行潜在剖面分析。对不同潜在类别进行学习投入与教育实践能力差异分析。最后，检验学习投入在职业认同潜在类别与师范生教育实践能力间的中介作用。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子法进行共同方法偏差检验。将师范生职业认同、学习投入和教育实践能力所有测量项目进行探索性因子分析，结果发现，有9个因子的特征根都大于1，且第1个公因子解释的总方差为32.86%，低于40%临界标准，说明本研究测量数据不存在明显的共同方法偏差问题(汤丹丹, 温忠麟, 2020)。
3.2 描述性统计与相关分析
本研究3个主要变量及相关维度的描述性统计和相关分析如表1 所示。师范生职业认同、学习投入与教育实践能力均处于中等偏上水平。师范生职业认同及各维度与学习投入、教育实践能力两两之间均呈显著正相关(ps<0.01)。性别、年级与教育实践能力相关均显著，后续相关研究中需要对这两个变量加以控制。
表1 各变量的描述统计及相关分析 |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 |
| 1.性别 | ||||||||||
| 2.年级 | 0.00 | |||||||||
| 3.职业认同 | 3.85 | 0.46 | −0.01 | 0.04 | ||||||
| 4.职业意愿与期望 | 4.29 | 0.57 | 0.07* | 0.07* | 0.72** | |||||
| 5.职业意志 | 3.33 | 0.66 | −0.05 | −0.01 | 0.73** | 0.29** | ||||
| 6.职业价值 | 3.79 | 0.64 | −0.03 | 0.02 | 0.76** | 0.36** | 0.41** | |||
| 7.职业效能 | 4.00 | 0.55 | −0.02 | 0.04 | 0.85** | 0.63** | 0.50** | 0.53** | ||
| 8.学习投入 | 5.45 | 0.70 | 0.05 | −0.00 | 0.38** | 0.22** | 0.23** | 0.33** | 0.38** | |
| 9.教育实践能力 | 3.64 | 0.41 | −0.08** | 0.12** | 0.40** | 0.35** | 0.18** | 0.28** | 0.46** | 0.43** |
注：性别，男=1，女=2；*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 基于变量中心视角
为了进一步考察职业认同与师范生教育实践能力的关系及内在机制，以职业认同为自变量，学习投入为中介变量、教育实践能力为因变量，性别、年级为控制变量，构建中介效应模型。结果显示(见图1 )，模型拟合良好(χ2/df=5.55, CFI=0.98, TLI=0.97, SRMR=0.03, RMSEA=0.07)。重复取样5000次，采用偏差校正的Bootstrap法进行中介效应检验，发现职业认同能显著正向预测师范生教育实践能力(95%CI=[0.44, 0.55], p<0.001)，学习投入在师范生职业认同与教育实践能力之间起部分中介作用(95%CI=[0.09, 0.16], p<0.001)。由此，假设H1和假设H2得到验证。
3.4 基于个体中心视角
3.4.1 师范生职业认同的潜在剖面分析
为探索师范生职业认同的潜在模式，采用Mplus8.3数据分析软件从1分类开始依次进行潜在剖面分析(见表2 )。结果发现，随着类别的增加，拟合指数AIC、BIC和aBIC逐步减小，3类别、4类别模型Entropy值均在0.8以上，LMR和BLRT值均显著(ps<0.001)，因此3类别和4类别模型均可以接受。而4类别模型与3类别模型相比Entropy值略高，且AIC、BIC和aBIC值更低，因此，确定4类别模型为最佳拟合模型。
表2 各模型拟合指标比较 |
| 模型 | LL | FP | AIC | BIC | aBIC | Entropy | LMR(p) | BLRT(p) | 潜在类别比例 |
| 1 | −3991.70 | 8 | 7999.40 | 8039.36 | 8013.95 | ||||
| 2 | −3635.06 | 13 | 7296.11 | 7361.03 | 7319.74 | 0.754 | <0.001 | <0.001 | 0.26/0.74 |
| 3 | −3304.23 | 18 | 6644.46 | 6734.35 | 6677.18 | 0.898 | <0.001 | <0.001 | 0.14/0.65/0.21 |
| 4 | −3114.25 | 23 | 6274.49 | 6389.35 | 6316.30 | 0.903 | <0.001 | <0.001 | 0.10/0.49/0.19/0.22 |
| 5 | −3043.67 | 28 | 6143.34 | 6283.17 | 6194.23 | 0.897 | 0.476 | <0.001 | 0.09/0.07/0.20/0.44/0.20 |
根据4类别在师范生职业认同四个维度上的得分特点对各类别进行命名(见图2 )。类别1在职业认同4个维度上得分均处于较低水平，表明该类别对教师职业的整体认同度较低，故命名为低认同组(C1, 114人, 占比10.46%)。类别2在职业认同4个维度上得分均处于中等水平，表明该类别对教师职业的整体认同度适中，故命名为中认同组(C2, 530人, 占比48.62%)。类别3在职业意愿与期望维度得分处于高水平，在职业价值与职业效能上得分处于一般水平，在职业意志上得分较低，故命名为高意愿低意志组(C3, 207人, 占比18.99%)。类别4在职业认同4个维度上得分均处于高水平，表明该类别对教师职业的整体认同度较高，故命名为高认同组(C4, 239人, 占比21.93%)。由此，假设H3得到验证。
3.4.2 学习投入、教育实践能力的组别差异
以性别和年级为控制变量进行ANCOVA分析发现(见表3 )，师范生职业认同类别不同，学习投入和教育实践能力得分差异均显著[F(3, 1083)=42.51, p<0.001, η2=0.11; F(3, 1083)=71.86, p<0.001, η2=0.17]；事后检验发现，高认同组的师范生学习投入与教育实践能力得分均显著高于中认同组、高意愿低意志组和低认同组(ps<0.001)；中认同组和高意愿低意志组的师范生学习投入与教育实践能力得分差异均不显著但均显著高于低认同组(ps<0.001)。
表3 不同职业认同类别师范生学习投入与教育实践能力得分差异比较 |
| C1 | C2 | C3 | C4 | F | η2 | 事后检验 | |
| 学习投入 | 4.98±0.89 | 5.44±0.65 | 5.33±0.66 | 5.80±0.59 | 42.51*** | 0.11 | C4>C3,C2>C1 |
| 教育实践能力 | 3.26±0.35 | 3.63±0.39 | 3.64±0.37 | 3.88±0.35 | 71.86*** | 0.17 | C4>C3,C2>C1 |
3.4.3 学习投入在职业认同潜在类别与师范生教育实践能力之间的中介作用
根据方杰等(2017)建议，将职业认同类别进行虚拟编码(D1: 0=低认同组, 1=中认同组; D2: 0=低认同组, 1=高意愿低意志组; D3: 0=低认同组, 1=高认同组)，并以其为自变量，以学习投入为中介变量，教育实践能力为因变量，以性别、年级为控制变量建立中介模型(见图3 )，结果显示，模型拟合良好(χ2/df=3.43, CFI=0.99, TLI=0.99, SRMR=0.02, RMSEA=0.05)。相较于低认同组，中认同组、高意愿低意志组和高认同组对学习投入的预测作用均显著(β=0.33, p<0.001; β=0.20, p<0.001; β=0.49, p<0.001)。学习投入在中认同组vs.低认同组、高意愿低意志组vs.低认同组、高认同组vs.低认同组与师范生教育实践能力之间分别发挥显著的中介作用(95%CI=[0.05, 0.11], p<0.001; 95%CI=[0.03, 0.10], p<0.01; 95%CI=[0.11, 0.19], p<0.001)。由此，假设H4得到验证。
4 讨论
4.1 基于变量中心的视角
4.1.1 职业认同对师范生教育实践能力的影响
本研究发现职业认同对师范生教育实践能力具有显著的正向预测作用，这与董元吉等(2024)的研究结果基本一致。说明师范生教育实践能力与其职业认同有关，职业认同感越强，师范生教育实践能力水平越高。究其原因可能在于职业认同感越强的师范生从心底里对将要从事的教师职业及价值的认可程度越高，认为教师职业对社会发展具有重要意义(Beijaard et al., 2000)，从事教师职业的意愿也越强(何赵颖 等, 2022)，更有动力提升自身的教育教学能力，为将来胜任教师工作做准备。
4.1.2 学习投入在职业认同与师范生教育实践能力间的中介作用
本研究结果显示，职业认同还可以通过学习投入间接影响师范生教育实践能力，这与已有研究结果基本一致。综合Bronfenbrenner生物生态学模型与社会认同理论的观点，师范生对教师职业认同，便会以教师职业群体的成员身份资格来建立自己的社会身份，并将教师职业群体特征赋予自己。为了达到社会对教师职业的要求，使自己更好地符合该职业群体的特征，掌握教师职业必需的本领，会积极与所处环境进行交互，主动利用学校资源，努力投入到专业知识学习及相关的职业技能训练活动之中。通过持续的学习与扎实的训练使自身知识素养得以提升，教育教学实践能力获得发展。
4.2 基于个体中心的视角
4.2.1 师范生职业认同潜在类别
本研究采用潜在剖面分析发现，师范生职业认同存在“低认同组”、“中认同组”、“高意愿低意志组”及“高认同组”4个潜在类别。其中，低认同组在职业认同各维度上的得分均明显低于其他类别，表明该群体对教师职业及价值的理解和认识较差，需要全面加强对这类师范生的职业引导与教育。中认同组在职业认同各维度上的得分均处于中等及中等偏上水平，表明该群体对教师职业价值的理解与认识及将来长期从教的信心和决心等方面均有待进一步提升。高意愿低意志组在职业认同各维度上的得分不平衡，呈现出高职业意愿与期望、较低职业意志、中职业价值与职业效能的特点，表明该群体从事教师职业的意愿很强，但职业意志不够坚定，对教师职业价值的认识一般。后期需要着重从职业意志培养入手，有针对性地提升该类师范生的职业认同水平。高认同组在职业认同各维度上的得分都较高，表明该群体对教师职业有较清晰的认识和比较坚定的长期从教意愿与定力。在这4种潜在类别中，低认同组、中认同组和高意愿低意志组人数共占总体的78.07%，三者在职业意志维度得分均处于中等及以下水平，说明大部分师范生对自己将来是否会长期从事教师职业具有较大的不确定性。作为准教师的师范生，其长期从教意愿与行为对未来教师队伍的稳定及教育的高质量发展具有重要影响。师范生职业意志的培养应该引起教育主管部门和师范院校的高度重视。
4.2.2 学习投入在职业认同潜在类别与师范生教育实践能力间的中介作用
个体中心的研究结果发现，不同职业认同类别的师范生学习投入和教育实践能力得分差异显著。这与变量中心的研究结果基本一致，职业认同水平越高的亚组，其学习投入与教育实践能力水平也显著越高。但相对其他三组而言，高意愿低意志组表现比较特殊。该群体对教师职业比较热爱，在职业意愿与期望上得分很高，接近高认同组。但职业价值和职业效能得分中等，职业意志得分较低，表明其缺乏长期从教或终身从教的决心，时常处于摇摆不定的状态之中，学习投入持续性不够，导致其教育实践能力水平一般。可见，职业意志是影响师范生学习投入与教育实践能力的关键性因素。
中介效应检验结果显示，相对于低认同组而言，学习投入在中认同组、高意愿低意志组、高认同组与师范生教育实践能力之间的相对中介作用均显著。主要原因可能是中认同组、高意愿低意志组和高认同组师范生对教师职业的认同度更高，其学习投入水平均显著高于低认同组，因而其教育实践能力水平也显著高于低认同组。反之亦然，低认同组的师范生对教师职业认同度较低，往往有更低的学习投入(袁琳 等, 2022)，其教育实践能力水平也更低。个体中心研究所得结果很好地印证了变量中心所得结果，充分地证明了职业认同可以通过学习投入间接影响师范生教育实践能力，同时为了解不同职业认同类别师范生的学习与发展情况提供了重要信息，为不同职业认同类型的师范生培养和职业发展指导提供了理论依据和实践参考。
4.3 研究局限与展望
(1)本研究所使用的数据主要采用自陈量表的方式获得，可能会受到社会赞许性的影响。未来研究可采用自评与他评相结合的方法收集数据。(2)本研究采用横向设计，无法考察职业认同是否会随师范生年级的增长产生潜在类别上的变化。未来研究可以采用纵向设计，对师范生职业认同各个类别进行追踪研究，考察其与教育实践能力关系的变化情况。
5 结论
(1)职业认同可直接预测师范生教育实践能力，也可以通过学习投入间接预测师范生教育实践能力。(2)师范生职业认同可以分为四种潜在类别：低认同组、中认同组、高意愿低意志组和高认同组。(3)不同职业认同潜在类别的师范生在学习投入、教育实践能力上差异显著。学习投入在职业认同潜在类别与师范生教育实践能力之间发挥显著的中介作用。