中職教師自我導向學習對教學投入的影響研究

鄧春麗

一、問題的提出

《中國教育現代化2035》提出了顯著提升職業教育服務、構建服務全民終身學習教育體系的明確目標，廣東省教育發展“十四五”規劃也發布到2035年建成服務全民終身學習的現代化教育體系，這不僅是終身教育理念在中國未來教育體系發展的一個基本展望，也為廣東中職教師自我導向學習理論深化發展開拓一個嶄新視界。2020年，《廣東省現代教育技術體系建設規劃》明確提出把廣東省打造成我國南方重要職業教育基地和職業教育強省。國家重視中職教育和中職教師培養問題，目前國內外自我導向學習成果豐碩，為終身教育提供重要經驗與實踐基礎，但也存有研究領域狹窄、中職教師方面鮮少有人涉足等不足方面。

目前教師隊伍建設也面臨著許多的窘境，教師培訓形式單一，目標不清晰，自主發展能力欠缺，疲于上課數量，授課質量難以保證，忽視自身專業發展，幸福感缺失（劉大軍等，2017）。陳凱（2021）通過對美國《科學教師培養標準（2020年版）》的述評，提出中國亟需本土特色的科學教師培養標準，從國際改革趨勢中汲取營養并加以本土化，注重學習環境建設等。此外，通過非正式學習途徑和學習共同體的合作分享，多途徑拓寬學習渠道，收獲更加廣闊的學習視野。長期以來，教學投入的研究過多從外部環境支持、加強培訓力度等方面入手，鮮少從教師的學習的內部動力著手研究，認為只要外部支持到位，教師個體亦會保持相應的互動，從而達到加大教師教學投入、提升教學質量的目的。然而，收效卻不甚理想，特別是中職學校，鮮少有學者關注教師自我導向學習視角。本研究旨在探索中職教師以學習者主體身份，從個體層面探究自我導向傾向性對教學投入的影響，以及結合當前政策導向環境，中職學校組織層面對教師自我導向學習傾向性的提高，提升教學投入產生怎樣的推動作用？揭示教師個體與組織在促進中職教師教學投入中所扮演的角色。

二、文獻綜述與研究假設

（一）自我導向學習與教學投入

最先提出自我導向學習概念的是美國成人教育家塔夫（1966），突出強調學習自主性的重要性。美國“成人教育之父”諾爾斯（1975）在對成人學習特點進行實證研究和分析的基礎上， 得出新的研究成果。強調成人學習在內容和形式上具有靈活性。Brookfield （1986）認為自我導向學習是學習者自身充分愿意改變和外在事件管理的基礎上開展的自主學習模式，先秦教育著作《學記》提到“學后知不足”，自我反思的精神是我國早期自我導向學習理論的萌芽。20世紀80年代國際終身教育理念傳入中國，終身教育在中國的發展深化經歷了由理念引鑒向理論原創轉化、從局部變革向整體構建轉化、由部分受眾向服務全民轉化（路寶利等，2021）。中職領域探討教師自我導向學習的文獻并不多見，但提升教師自我導向學習能力一直是中職院校教師培訓的基本訴求。

國外對于教學投入的研究已有百年歷史，教學投入的內涵也從工作量的研究轉入教學設計、創造學習機會、教學反饋等更復雜的場域（柳友榮，2020）。國內相較于國外，教學投入在學界尚未得到完全共識的概念，何妮、劉震天、翟洪江三位學者從教學投入的時間、精力、情感三個維度分析得到普遍認可。教師在學生與學習內容之間扮演一個深思熟慮的指引者和促進者的角色，教師在教之前要比學生更創造性、更積極去學（李茵、黃蘊智，2015）。近年來，大量研究表明，自我導向學習對提升學生發展、教師自主發展、成人、社會、文化等領域均有重要作用（Liping Wu，2021；厲以賢，2004）。教師教學投入的研究與下列因素有關：一是學校支持、激勵因素，強調中職學校需要建設有效組織環境和團隊支持，增強教師歸屬感、提升教師職業韌性與適應外部環境變化的能力。二是教師在時間、精力等方面的教學投入，認為增強教師在職業認同、情感調適、奉獻度、自我效能、自我導向學習等方面可以提升教學投入。然后，這部分視角集中于對成人教育、生藥學、護理學、成人教育等方向的研究，或者是立足于大學教師方向，目前研究未將中職學校教師自我導向學習與教學投入間因果機制納入考慮范圍，甚至鮮少有中職教師自我導向學習方面的研究成果。因此，亟需實證檢驗，以期為中職學校教師管理、教學評價提供數據參考。綜上，故提出假設1如下：

H1：自我導向學習對教學投入具有正向影響。

（二）組織環境與教學投入

組織系統中的人、財、物、制度、文化等要素高度影響員工的情感和行為，在塑造員工職業行為的諸多影響因素中具有基礎性作用（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新創業能力（王志強、龍澤海，2020）。高職學校優化教師的社會資本組成，盤活學校已有資源、創新組織結構、深耕組織文化、聚焦“雙師型”教師培養等，有助于提升教師的職業認同（張振，2020）。采取積極有效的管理對策、提供良好組織支持，從而提高教師工作幸福感，達到增加教師教學投入的目的（徐星星，2020）。過往的實證研究表明，組織支持與職業倦怠呈負相關，良好的組織支持可以減輕工作倦怠。本研究“組織支持”因子包含中職學校提供升遷機會、對個人價值與個人目標的關心以及教師的工作樂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投入可能存在因果影響機制，但是，目前在研究關注中職教師組織支持對教學投入提升的實踐檢驗預測方面較匱乏，茲提出假設2與假設3。

H2：組織支持對教學投入正相關。

H3：組織支持對自我導向學習有正向影響。

近年來中央與地方政府對中職教師教學投入給予了很多資源支持與制度激勵。學校組織也可以利用“精準識別教師需求、科學設計激勵標準、構建全面激勵體系、組織激勵與教師自我激勵的并置同構”等有效激勵策略提高教師的教學表現（周兆海、鄔志輝，2019）。在組織激勵場域，教育主管部門與中職學校通過激勵政策，中職教師形成積極認知后方能促進教學投入的提升。雖然在組織激勵的測量維度模型與定義方面，尚未形成一致觀點，但本研究重點關注組織物質激勵、組織發展激勵兩方面，這在內涵上與徐雄利之研究具有一定的同質性，因此采用其策略維度進行分析。綜上，提出假設如下：

H4：組織激勵對教學投入正相關。

H5：組織激勵對自我導向學習具有正向影響。

（三）自我導向學習的中介作用

自我導向學習具有鮮明的個性特征，是以學習者為主體的，學習樣態基于個人需求與興趣。雖然學習者在自我導向學習中處于中心地位，但還需輔以其他資源的支持。吳遵民（2020）認為國家要拓寬資源支持渠道，強化政府責任，加大政府投資等支持全民終身學習。需要業界努力創建學分銀行制度模式，學習者在不同階段、行業、區域學習內容可以合理對接、轉換，推進學習型社會的構建（路寶利，2021）。實踐方面，近年部分中職學校管理者開始關注到學校組織氣氛對教學行為的影響，蔡群青（2020）從實證數據中分析的得出積極、友善、活躍的組織氣氛對教師的自我導向學習、創造型教學具有積極影響。Linda Dynan（2008）運用實驗的方法驗證積極的環境對自我導向學習產生正向影響?，F實中，國家政策的大力支持為中職學校教師自我導向學習行為提供了較佳的社會背景。提高從教意愿、促進專業發展為導向的激勵機制和人事制度的建立，有助于促進中職教師的自助學習與專業發展。由此可見，中職學校組織支持、組織激勵、自我導向學習與教學投入間存在復雜序列影響機制，可以推斷，組織支持可以通過自我導向學習的傳導作用影響教學投入，而組織支持、自我導向學習充當著組織激勵與教學投入間的媒介角色?；谝陨戏治?，茲提出假設6至假設8：

H6：自我導向學習在組織支持對教學投入的影響中具有中介效應。

H7：組織激勵通過組織支持與自我導向學習的鏈式中介作用正向影響教學投入。

H8：自我導向學習在組織激勵對教學投入的影響中具有中介效應。

根據上述理論分析，建構了本研究的理論模型，見圖1。

二、研究數據

（一）研究對象

本研究以廣東省10所中職學校的394名任課老師為研究對象，項目團隊在2021年1-5月間，依托10所中職學校人力資源管理部門發放電子問卷，同時部分學校根據實際情況發放紙質問卷。紙質問卷發放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多的問卷5份，得紙質有效問卷27份；電子問卷回收374份，剔除回答時間過短和所選選項完全一致的7份，得有效電子問卷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%）；學歷方面，中專2人（0.5%），大專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%）；職稱方面，無職稱95人（24%），初級職稱122人（31%），中級職稱116人（29%），高級講師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%）；學校性質方面，公辦240人（61%），民辦154人（39%）。

（二）變量測量

“自我導向學習”衡量指標為教師的學習欲望、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）設計的量表，從工作支持、價值贊同、利益關心3項觀測指標進行評價?！敖M織激勵”參照徐雄利（2017）、JIA（2014）開發的量表，從直接經濟激勵、間接經濟激勵、間接非經濟激勵、直接非經濟激勵4個觀測項目進行衡量?！敖虒W投入”重點結合Huckman（1980）、Schaufeli（2002）、劉震天（2013）等人關于教育教學投入的具體測量題項，從教學時間投入、教學情感投入、教學精力投入等三個方面進行評鑒。

初步構建量表后，邀請2名中職學校校長、3名中職學校高級職稱教師、1名中職學校師資管理負責人對量表進行專家效度評估，修正表述不清、引起教師誤解、刪除不適切題項后形成初稿量表；后在佛山鴻運交通技工學校、佛山現代商貿技工學校等三所中職院校進行小范圍預試，確保量表具備可靠的信效度后再編制正式問卷。正式問卷采用李克特5點尺度計分，得分1-5分別代表教師從“非常不符合”到“非常符合”共48個題目，得分越高代表教師自我導向學習對教學投入的影響越大。

（三）數據處理與資料分析

鑒于學界較少探討中職學校教師組織資源通過教師自我導向學習的中介機制影響教學投入這一理論框架，本研究作為一項有探索性質的量化研究，宜采用偏最小二乘結構方程模型進行資料處理與數據分析，其優點在于能處理多自變量、多因變量組成的復雜結構方程模型，不要求資料符合常態分布，能有效克服多變量之間的共線性問題，適應小樣本研究，本文采用SmartPLS 3.2.9軟件進行數據分析，數據分析程序參考Anderson & Gerbing （1988）和Hulland（2010）等人的建議，以克隆巴赫α系數、組合信度（CR）和平均方差提取值（AVE）檢驗模型信效度，Bootstrap法（5000次）檢驗路徑的顯著性；以PLS算法估計結構模型路徑系數，對不同變量人群進行結構化多群組分析。

三、數據分析與研究假設檢驗

（一）測量模型信效度檢驗

參考Hulland關于測量模型有效性的測量準則，以個別項目信度、區別效度和收斂效度三個方面進行測量：個別項目因子負荷量要求高于0.7，本研究各個潛在變量測量指標因子負荷介于0.703-0.899之間，均高于0.7的門檻；收斂效度a系數、CR值和AVE三項指標分別要求高于0.8、0.7和0.5，本研究各潛變量a系數介于0.923-0.939間，CR值介于0.935～0.949，執行PLS Algorithm分析顯示，本研究各觀測題項的因子載荷介于0.48～0.896間，均高于0.7門檻值；t值介于5.281～52.782間，均大于2，達到顯著水準，說明各觀測指標的信度良好，見表1。其中，組織支持的因子載荷在0.800～0.896之間，a系數、組合信度（CR）、平均抽取變異量（AVE）分別為0.950、0.958、0.715；組織激勵的因子載荷在0.790～0.870之間，a系數、CR值、AVE值分別為0.936、0.947、0.963；自我導向學習的因子載荷在0.704～0.862之間，a系數、CR值、AVE值分別為0.921、0.936、0.648；教學投入的因子載荷在0.738～0.823之間，a系數、CR值、AVE值分別為0.927、0.938、0.603。根據Bagozzi建議，當a系數、AVE值、CR值分別滿足高于0.8、0.5、0.7要求時，說明測量模型具有較為理想的內部一致性和收斂效度（Bagozzi&Yi，1988）。本研究各潛在變量的a系數均高于0.921、CR值均高于0.936、AVE值均高于0.603，遠優于0.8、0.7和0.5的門檻值，說明測量模型具有較佳的內部品質。

測量效度的檢測見表2，根據Ringle， C.M（2015）等人的建議，當構面間的Heterotrait-Monotrait Ratio （HTMT） < 0.9時，說明測量模型具備較佳的區別效度（Henseler et al.，2015）。表2中4個潛在變量的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，表明該測量模型具有良好的區別效度。

（二）結構模型解釋力與擬合度檢驗

本研究利用擬合優度GOF（Goodness of Fit）與判定系數（R）測評模型擬合程度與PLS結構方程模型預測能力。判定系數R的值大小，顯示模型解釋能力的強弱程度，一般認為，GoF值為0.36、0.25、0.1、代表擬合程度依次為強、中、弱。本研究3個內生潛變量自我導向學習、教學投入、組織支持的R值分別為0.231、0.540、0.709，R均大于0.1，符合Miller 和 Falk（1992）建議的標準，其中，組織支持（R>0.67）具有高度解釋力。結構模型的擬合優度GoF用于數據資料的適配情形與評估理論模型，由判定系數（R）的幾何平均數與共同性指標的平均值計算得來，本理論模型的GoF值：

本研究的GoF值為0.573，遠優于0.36的臨界值，說明數據資料與理論模型之間具有良好適配性。數據結果顯示，本研究模型在預測能力和整體擬合優度上效果良好。

（三）路徑分析與假設檢驗

1.直接效應檢驗

研究模型進行參數估計利用PLS Algorithm、Bootstrapping（抽樣5000次）。影響路徑檢定結果如下：H1“自我導向學習對教學投入具有正向影響?！?，其路徑β系數為0.377，達到統計顯著水準（t=8.117，p<0.001），可見教師自發學習、自我成長、培訓的行為意圖對教學投入有較大的促進作用；H2“組織支持對教學投入正相關”，其路徑β系數為0.105，未達到統計顯著水準（t=1.336，p<0.182），因此H2未達到預期，未獲支持；H3“組織支持對自我導向學習有正向影響”，其路徑β系數為0.441，且達到統計顯著水準（t=5.334，p<0.001），組織所提供的信息內容與各方面支持高度影響教師個體的自我導向學習行為；H4“組織激勵對教學投入正相關”，其路徑β系數為0.654，達到統計顯著水準（t=19.142，p<0.001），顯示組織激勵程度越高，教師越有可能產生加大教學投入的行為傾向；H5“組織激勵對自我導向學習具有正向影響”，其路徑β系數為0.418，達到統計顯著水準（t=7.886，p<0.001），表明；綜上分析，數據分析結果支持H1、H3、H4、H5的研究假設，H2未獲支持。

2.中介效應檢驗

中介效果檢定結果，見表3，間接路徑效應量及顯著性分析如下：H6“自我導向學習在組織支持對教學投入的影響中具有中介效應”，其間接效果值為0.166，達到統計顯著水準（t=4.603，p<0.001），95%信賴區間[0.100，0.242]不包含0，自我導向學習的中介作用成立；H7“組織激勵通過組織支持與自我導向學習的鏈式中介作用正向影響教學投入”，其間接效果值為0.140，達到統計顯著水準（t=4.564，p<0.001），95%信賴區間[0.084，0.205]不包含0，組織支持與自我導向學習的鏈式中介效應成立；H8“自我導向學習在組織激勵對教學投入的影響中具有中介效應”，其間接效果值為0.018，達到統計顯著水準（t=0.491，p=0.636），95%信賴區間[-0.051，0.087]包含0，信息獲取行為的中介作用不成立。

3.調節效應檢驗

為驗證學校性質、性別、教齡等不同類別型態的調節變數在自我導向學習對教學投入影響過程中的調節作用，本研究模型進行參數估計利用Multi-group Analysis （MGA）、Bootstrapping（抽樣5000次）。發現教齡對路徑有顯著影響，有顯著影響路徑檢定結果如表4所示：H3“組織支持對自我導向學習有正向影響”，教齡為兩年以上其β系數范圍為0.369～0.702，達到統計顯著水準（t=2.503～3.803，p<0.1～0.001），95%信賴區間[0.023，1.805]不包含0，通過檢驗；而教齡在“一年以下”β系數為-0.228，未達到統計顯著水準（t=0.779，p=0.436），95%信賴區間[-0.705，0.440]包含0，未通過檢驗。

H4“組織激勵對教學投入正相關”，教齡為兩年以上其β系數范圍為0.374～0.629，達到統計顯著水準（t=2.419～6.462，p<0.01～0.001），95%信賴區間[0.351，0.968]不包含0，通過檢驗；而教齡在“一年以下”β系數為0.439，未達到統計顯著水準（t=1.408，p=0.160），95%信賴區間[-0.107，1.042]包含0，未通過檢驗。

四、結論與啟示

（一）激發教師自我導向學習潛能，提升中職教師教學投入效能

分析結果顯示，自我導向學習對教學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“學習欲望”，顯示自我導向學習能夠提升教學投入效能。中職生群體面臨就業，學習內容需要適應瞬息萬變的社會，這就要求教師跟上時代變化，捕捉相關專業最新信息融入教學，中職教師發揮自身潛能去鉆研學習。家庭瑣事、孩子等諸方面影響，導致很多教師自我提升有欲望，但難堅持，在激活教師自我發展、學習意識原動力的基礎上，培養“自我控制、自我管理”尤為重要。學者汪珊珊等（2021）認為對教師的管理就是實現教師的自我管理。主管部門要融合評價手段，建立包容性差異化的評價指標體系，讓教師感受到信任、人性關懷、責任感、創造性、寬容等，放大教師優勢、釋放潛能，增加教學效能。

（二）重視組織系統與主體意識內在鏈式交互，賦能教學投入

中職教師組織支持總體為中低程度（M=2.89），得分為四個變量中的最低分，其中以“工作支持”測項得分最高（M=2.95），以“利益關心”測項為全量表最低分（M=2.76），結果不太理想；組織激勵的總體為中高程度（M=3.18），其中以“間接非經濟激勵”測項得分最高（M=3.32），以“間接經濟激勵”測項為全量表最低分（M=2.87），顯示組織激勵對教學投入與自我導向學習都有一定的推動力。這與徐雄利（2020）研究的民辦高校教師組織支持對教學投入的影響存在一定的差異。差異結果的主要原因筆者認為有兩點，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，設置題項也有所不同，本研究主要從組織對個人的價值和目標的關心、幸福感等生活狀態的關注，主要著墨于心理上的滿足，只有心理安慰，不配合實實在在的激勵行為，加之自學意識缺乏，并沒有直接顯示出能夠提高教師的教學投入。二是本研究通過鏈式中介顯示了中職教師管理的不同關注點。本研究建構的鏈式中介效果如下：整體模型擬合度良好（GoF=0.573），鏈式中介路徑達到統計顯著水準，95%信賴區間未包括0，表明建構的探索式理論模型獲得實際調查數據的支持，中職教師的組織支持、激勵與教學投入間確實存在鏈式中介機制。模型的整體預測能力達到要求程度（R=0.54），說明基于組織激勵與支持、自我導向行為交互影響的作用機制較之以往的研究更能解釋中職教師教學投入行為。

鑒于以上分析，學校應建立多維度、多層次的機制去激勵中職教師。提升組織支持環境的同時，更多的與關愛、自主、動機、效能感、職業忠誠等與教師職業密切相關的軟性指標相結合提出管理政策。建議將教師自我導向對教學投入影響機制放置于更為廣闊的情景視角進行討論，關注內外復雜的多重影響因素以使教師管理政策更精準地引領中職教師發展。

（三）精準預測新入職教師需求，提升其從教樂教意愿水平

通過對不同教齡的教師群組進行對比分析發現，工作年限在一年以下教師的“組織支持→自我導向學習、組織激勵→教學投入”這兩條路徑（如表4所示）路徑T值未達到統計顯著水準，95%信賴區間包括0，表明這兩條路徑未獲支持，與其他兩年以上有明顯區別?？赡茉驗樾氯肼氁荒暌詢鹊慕處熯€沒進入職業狀態，外加上中職生相較于中學、高中、大學的學生，基礎更薄弱、思維更活躍，課堂紀律難管理。中職學校要增多關懷措施，逐步健全發展體系，增多培訓模式。

（四）設計多元智能活動組合策略、構建高效記憶學習模式

傳統記憶模式靠意志力，學習效果欠佳、過程無趣。需要構建符合人性學習發展規律的機制與制度、豐富場域、需要多元智能活動組合與及時的反饋機制。已有研究表明，現代技術智能空間能以適當工具、資源為支撐對學習進行分析，記錄并適切反饋。例如，可利用專業軟件“印象筆記”記錄經過自己提煉、加工、整理過的筆記，把一個個筆記做成不同的問題卡片，記錄在專業軟件“Anki閃卡”上，利用等電梯、吃飯前等時間進行間斷性的復習卡片，讀、抄、寫、背、講、編、演等方式結合費曼技巧復述知識點，檢驗學習效果，減少系統學習時間，增加學習樂趣。此外，學校精準預測培訓需求，增加慕課平臺利用、知網使用、雙師型教師培養等培訓也很有必要。同時，保障教師充足學習時間與自主權，豐富教學評價形式，營造濃厚學習氛圍等，均有利于增強中職教師自我導向學習意識，提高教學效能。

[課題項目：“一核一帶一區”職業技術教育與經濟協調發展研究（2021 GXJK093）；河源市服務業與制造業融合發展路徑與策略研究（HYSK21Z11）。]

責任編輯 何麗華