中小學教師職業認同現狀與差異分析:基于北京的調查

蒲 陽

教師職業認同是教師積極內化其職業認知、價值、情感等心理傾向的綜合發展過程,是影響教師專業發展與素質提升的內在動力。考查教師職業認同的現實狀況及影響因素,有助于把握教師心理發展的實際情況,促進教師專業發展的途徑探尋。基于此, 本研究對北京市義務教育階段教師的職業認同狀況展開調查,了解不同背景因素下教師職業認同水平的差異并加以探討,以便更全面地把握中小學教師職業認同的現狀與發展趨勢,進一步有針對性地探尋促進不同群體教師職業認同提升的有效措施。

一、基本情況

(一)調查對象及抽樣方法

調查對象為北京市各區縣普通初中及小學的教師。采用整群抽樣方式,兼顧區縣、地域差異,分別從首都功能核心區、城市規劃拓展區、城市發展新區和生態涵養保護區等四大功能區中各抽取1個區,在該范圍內進一步確定各區內6所學校(兼顧好、較好、一般各層面初中、小學校各1所)為樣本學校(共抽取24所學校),最終以樣本學校內1—9年級任課教師為調研對象(兼顧各學科、性別、教齡和學歷覆蓋面),共回收有效教師問卷1,173份,具體分布情況見表1。研究過程中,在不同學校隨機抽取了10名教師進行個別訪談,以便對問卷分析結果進行補充。

(二)研究工具

調查內容包括教師職業認同現狀及其影響因素,教師職業認同的測量采用魏淑華等人編制的《教師職業認同量表》,[1]包括職業價值觀、角色價值觀、職業歸屬感、職業行為傾向4個維度,并以教齡、性別、學歷、學科、學段、學校地域、學校類型等7個變量作為分析教師職業認同狀況的背景因素。此外,課題組在相關研究基礎上結合北京市中小學校實際情況,編制了《中小學教師職業認同影響因素問卷》《中小學教師職業認同訪談提綱》用以深入分析教師職業認同的差異與影響因素等內容。在本研究中,問卷的內部一致性信度系數為0.81。

(三)統計方法

封閉題主要采用SPSS18.0數據統計軟件進行數據處理與分析:通過平均數和標準差等描述統計考查北京市中小學教師職業認同現狀以及不同背景得分情況;通過方差分析探討不同背景教師職業認同水平的差異情況。開放題與訪談內容運用內容分析法,將收集到的教師的職業感受或建議進行編碼,把涉及內容相同的感受或建議分類歸納,然后進行統計分析。

表1 教師職業認同調查樣本情況表

二、調查結果

(一)北京市中小學教師職業認同總體情況

研究運用平均值(M)和標準差(SD)對所有問卷分別從職業認同及其4個構成維度進行了統計,其中M值反映了教師職業認同的總體水平,滿分為5分,分值越接近5表明職業認同水平越高。統計結果如表2所示。

表2 職業認同及其各因子統計情況

從表2可以看出,教師職業認同總體量表平均分M=4.086,高于臨界值3,說明北京市義務教育階段教師職業認同總體水平較高。4個構成因子中除角色價值觀為3.901外,其余3個平均值均在4分以上,處于較高水平。各因子平均值大小依次為:職業行為傾向、職業價值觀、職業歸屬感、角色價值觀。

(二)不同背景教師職業認同差異及分析

1.教師職業總體認同

(1)八成教師對教師職業總體持認同態度

在所有被調查的教師中有1.4%的教師從未對教師職業有所認同,“偶爾”或“有時”認同教師職業的教師分別占6.1%和8.6%,“總是”或“經常”對教師職業持認同態度的教師一共占總樣本的84.0%。對幾個選項按照“從不”1分到“總是”5分分別賦值后結果顯示,全部接受問卷調查的教師對職業的總體認同平均值為4.09,處于“經常”與“總是”之間,接近“經常”水平。不同背景教師對教師職業的總體認同的具體分布情況見圖1。

圖1 不同教師職業認同總體感受分布圖

(2)女教師的職業總體認同度高于男教師

以不同性別教師為自變量,以教師對教師職業的總體認同頻率為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:不同性別的教師對職業的總體認同頻率差異顯著,F(2,1145)=4.681,p＜0.05。女教師的職業認同顯著高于男教師(見圖2)。

圖2 不同性別教師職業認同總體均值分布圖

(3)“其他”①包括品德與社會、書法、科學、勞技、信息、心理、綜合實踐等學科。學科教師的職業認同顯著高于音體美以外所有學科,物理、化學教師最低

圖3 不同學科教師職業認同總體均值分布圖

以不同學科為自變量,以教師對教師職業的總體認同頻率為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:不同任教學科的教師對職業的總體認同頻率差異顯著,F(2,1079)=2.996,p＜0.05。進一步比較分析顯示,“其他”學科教師的職業認同總體均值顯著高于語文、數學、英語、物理、化學、史地政生等學科(p＜0.05),而其余各學科之間差異不顯著(p＞0.05),其中物理、化學教師的均值最低(見圖3)。

(4)不同學校、地域、學段、教齡及學歷教師對職業總體認同的差異不顯著

分別以教師所在的學校地域、學校類型、學段、教齡、學歷及班額為自變量,以教師對職業認同的總體頻率為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學校地域”F(2,1161)=1.439,p＞0.05;“學校類型”F(2,1166)=0.283,p＞0.05;“任教學段”F(2,1146)=0.099,p＞0.05;“教 齡”F(2,1166)=0.421,p＞0.05;“學歷”F(2,1166)=2.233,p＞0.05。表明不同學校、學段、教齡及學歷群體的教師對教師職業的總體認同頻率差異不顯著。

2.職業價值觀

(1)九成教師認為教師的工作很重要、有意義

職業價值觀是指教師個體對教師職業的意義、作用等的積極認識和評價。[2]調查結果顯示:92.9%的教師“總是”或“經常”覺得教師的工作能讓學生有所發展與提升,很重要;選擇“有時”和“偶爾”的人數分別為5.0%、1.5%;選擇“從不”的人數為0.5%。對幾個選項按照“從不”1分到“總是”5分分別賦值后結果顯示,全部接受問卷調查的教師覺得自己工作很重要的頻率平均值為4.25,處于“總是”與 “經常”之間,較為接近“經常”水平。不同群體教師對自己工作重要性感受的具體分布情況見圖4。

圖4 不同群體教師職業價值觀分布圖

(2)城市學校教師對教師工作重要性的感受高于農村學校教師

以學校地域為自變量,以教師對教師工作重要性的感受為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:任職于不同學校地域的教師對自身工作重要性感受差異顯著,F(2,115)=4.914,p＜0.05,進一步分析顯示,城市學校教師對自身工作重要性的感受高于農村學校教師(見圖5)。

圖5 不同地域教師工作重要性感受均值分布圖

(3)音體美、“其他”學科教師對自身工作重要性的感受高于物理、化學、史地政生學科

以不同任教學科為自變量,以教師對自身工作重要性感受為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學科”F(2,1077)=1.747,p＞0.05,表明不同任教學科的教師對自身工作重要性感受差異整體不顯著。但進一步多重比較分析顯示,音體美、“其他”學科的教師與物理、化學、史地政生學科的教師對自身工作重要性的感受之間存在顯著差異(p＜0.05),前者感受均值明顯高于后幾門學科教師。但其余各學科教師之間的差異均不顯著(p＞0.05),見圖6。

圖6 不同學科教師工作重要性感受均值分布圖

(4)不同學校、性別、教齡、學段和學歷教師對自身工作重要性的感受差異不顯著

分別以教師所在的學校類型、性別、教齡、學段、學歷為自變量,以教師對自身工作重要性的感受為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學校類型”F(2,1163)=0.825,p＞0.05;“性別”F(2,1140)=0.103,p＞0.05;“教齡”F(2,1163)=0.098,p＞0.05;“學段”F(2,1144)=2.379,p＞0.05;“學歷”F(2,1163)=1.175,p＞0.05。即不同學校類型、性別、教齡、學段和學歷的教師群體對自身工作重要性的感受頻率差異不顯著。

3.角色價值觀

(1)八成教師職業自尊感較強,樂意以“教師”自居

教師角色價值觀是指教師個體對“教師角色”對自我的重要程度等的積極認識和評價。[3]調查結果顯示:77.8%的教師“總是”或“經常”感受到自己適合做教師,樂意介紹自己的職業;選擇“有時”和“偶爾”的人數分別占10.6%、8.9%;選擇“從不”的人數占2.7%。對幾個選項按照“從不”1分到“總是”5分分別賦值后結果顯示,全部接受問卷調查的教師樂于介紹自己職業的平均值為3.90,處于“有時”與“經常”之間,較為接近“經常”水平。不同群體教師角色價值觀的具體分布情況見圖7。

圖7 不同群體教師角色價值觀分布圖

(2)城市學校教師的職業自尊感顯著高于農村學校教師

除了庫倫摩擦模型外，還有內聚力模型[15]，也可以很好地模擬面面之間的黏結作用.內聚力模型同樣可以定義面面之間的相互作用，作用形式見圖4(b).其中，Κ為彈性剛度，δ為相對位移，即模型處于彈性階段.當應力逐步增加，大于臨界應力t0、位移超過臨界位移δ0時，面面之間的相互作用發生變化，黏結作用開始失效，相互作用剛度開始下降，即面面接觸之間開始發生損傷.δf為結合面完全失去黏結力的相對位移.

以教師所在學校地域為自變量,以教師的角色價值觀為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學校地域”F(2,1160)=7.448,p＜0.05,表明不同學校地域教師的角色價值觀差異顯著。進一步分析顯示,城市學校教師的職業自尊感顯著高于農村學校教師(見圖8)。

圖8 不同學校地域教師角色價值觀均值圖

(3)教齡在5年以下的教師職業自尊感顯著高于其余各教齡段的教師

以教師的教齡為自變量,以教師的角色價值觀為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“教齡”F(2,1166)=4.519,p＜0.05,表明不同教齡教師的角色價值觀差異顯著。進一步多重比較分析顯示,教齡5年及以下的教師角色價值觀均值顯著高于其余各教齡段的老師(p＜0.05);而其余各教齡段教師之間差距均不顯著(p＞0.05);其中教齡在11—20年間的教師角色價值觀均值最低(見圖9)。

圖9 不同教齡教師角色價值觀均值圖

(4)音體美學科教師的職業自尊感最高,數理化教師最低

以教師的任教學科為自變量,以教師的角色價值觀為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學科”F(2,1079)=2.487,p＜0.05,表明不同學科教師的角色價值觀差異顯著。進一步多重比較分析顯示,音體美與“其他”學科教師的角色價值觀均值顯著高于數理化教師(p＜0.05);其余各學科之間差異不顯著(p＞0.05),其中,數理化教師的均值處于最低(見圖10)。

圖10 不同學科教師角色價值觀均值圖

(5)研究生學歷的教師職業自尊感顯著高于本科、大專學歷的教師

以不同學歷為自變量,以教師角色價值觀為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:F(2,1166)=51.0,p＜0.05,表明不同學歷背景教師的角色價值觀存在顯著差異。進一步多重比較分析顯示,研究生學歷的教師角色價值觀均值顯著高于本科、大專及以下學歷教師(p＜0.05),但本科與大專學歷教師差異不顯著(p＞0.05),整體上呈現出隨學歷增高教師職業自尊感隨之提升的趨向(見圖11)。

圖11 不同學歷教師角色價值觀均值圖

(6)不同學校類型、性別、學段教師的職業自尊感差異不顯著

分別以教師的學校類型、性別、學段、學歷為自變量,以教師的角色價值觀為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學校類型”F(2,1166)=1.504,p＞0.05;“性別”F(2,1143)=0.597,p＞0.05;“學段”F(2,1146)=0.918,p＞0.05,不同學校類型、性別、學段教師群體角色價值觀均值差異不顯著。

4.職業歸屬感

(1)九成教師的職業歸屬較強

教師職業歸屬感是指教師個體意識到自己屬于教師群體中的一員,經常有與教師職業榮辱與共的情感體驗。[4]調查結果顯示:91.8%的教師“總是”或“經常”感受到職業歸屬;選擇“有時”和“偶爾”的人數分別占8.2%、3.3%;選擇“從不”的人數占0.9%。對幾個選項按照“從不”1分到“總是”5分分別賦值后結果顯示,全部接受問卷調查的教師職業歸屬感頻率平均值為4.25,處于“總是”與 “經常”之間,較為接近“經常”水平。不同群體教師的職業歸屬感頻率具體分布情況見圖12。

圖12 不同群體教師職業歸屬感分布圖

(2)女教師的職業歸屬感顯著高于男教師

以教師的性別為自變量,以教師的職業歸屬感為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“性別”F(2,1145)=15.250,p＜0.05,表明不同性別教師的職業歸屬感差異顯著。進一步分析顯示,女教師的職業歸屬感顯著高于男教師(見圖13)。

圖13 不同性別教師職業歸屬感均值圖

(3)“其他”學科教師的職業歸屬感顯著高于各科教師,史地政生學科教師最低

以教師的任教學科為自變量,以教師的職業歸屬感為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學科”F(2,1081)=2.366,p＜0.05,表明不同學科教師的職業歸屬感差異顯著。進一步多重比較分析顯示,勞技、信息等“其他”學科教師的職業歸屬顯著高于其余各學科(p＜0.05),其中史地政生教師的職業歸屬感最低(見圖14)。

圖14 不同學科教師職業歸屬感均值圖

(4)不同學校類型、性別、學段、教齡、學歷教師的職業歸屬感差異不顯著

分別以教師的學校類型、地點、授課學段、教齡、學歷為自變量,以教師的職業歸屬感為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學校類型”F(2,1168)=0.634,p＞0.05;“學校地域”F(2,1162)=0.172,p＞0.05;“學段”F(2,1148)=0.636,p＞0.05;“教齡”F(2,1168)=0.597,p＞0.05;“學 歷”F(2,1168)=0.096,p＞0.05。即不同類型、性別、學段、教齡及學歷教師群體的職業歸屬感差異不顯著。

5.職業行為傾向

(1)絕大部分教師能主動完成學校常規工作

職業行為傾向是指教師表現出完成工作任務、履行職業責任必需的行為或雖然沒有在職業責任中明確規定但卻有益于提高職業工作效能的行為的傾向。[5]調查結果顯示:“總是”或“經常”主動完成學校工作的教師占97.3%;選擇“有時”“偶爾”和“從不”的人數較少,分別占2.7%、1.5%、0.4%。對幾個選項按照“從不”1分到“總是”5分分別賦值后結果顯示,全部接受問卷調查的教師主動完成學校工作的頻率平均值為4.39,處于“經常”與 “總是”之間,接近“經常”水平。不同群體教師主動完成學校工作的頻率具體分布情況見圖15。

圖15 不同群體教師主動完成學校工作頻率具體分布圖

(2)城市學校教師主動完成學校常規工作的頻率高于農村學校教師

以教師的學校地域為自變量,以教師主動完成學校工作的頻率為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學校地域”F(2,1160)=4.095,p＜0.05,表明不同地點學校的教師主動完成學校工作的頻率差異顯著,城市學校教師主動完成學校工作的頻率高于農村學校教師(見圖16)。

圖16 不同地域學校教師主動完成工作頻率均值圖

(3)不同學校、性別、學段、教齡、學科、學歷教師的職業行為傾向差異不顯著

分別以教師的學校類型、地點、授課學段、教齡、學歷為自變量,以教師的職業行為傾向為因變量進行單因素方差分析,結果顯示:“學校類型”F(2,1166)=0.125,p＞0.05;“性別”F(2,1143)=0.907,p＞0.05;“學段”F(2,1146)=0.404,p＞0.05;“教齡”F(2,1166)=1.717,p＞0.05;“學歷”F(2,1166)=0.073,p＞0.05;“學科”F(2,1179)=0.567,p＞0.05。即不同類型、性別、學段、教齡及學歷教師職業行為傾向差異不顯著。

三、研究結論與分析討論

(一)北京市義務教育階段教師的職業認同總體處于較高水平,但構成因子水平不均衡,職業行為傾向、職業價值觀得分最高,角色價值觀得分最低

中小學教師的職業認同總體而言處于較高水平,這與國內外教師職業認同研究的結果基本一致:Beijaard(1995)研究了30名教師的職業認同后認為“教師當前對職業認同的感知是積極的”[6];魏淑華(2008)對部分省市1,676位教師進行調查后指出“我國中小學教師的職業認同水平比較高”; 此外,鄒慧明、武曉宙、劉要悟(2014)等人的研究結論亦相同。分析原因,當前教師在總體職業認同上反映出的高水平可能與我國尊師重教的傳統文化背景以及當前基礎教育的整體發展大氛圍,特別是與北京市基礎教育良性發展的態勢有關。一方面,廣泛開展的課程與教學改革在對教師提出挑戰的同時也帶來了諸多的發展機遇,教師職業的專業特征日益明朗,教師職業的社會地位不斷提升,相應帶來教師對自身職業認同的不斷提升。另一方面,北京市作為首都,其政治、經濟及文化發展均處于全國領先水平,教師的經濟待遇、法律保障及發展機遇、工作環境等亦相對優越,從而促使教師個體對自身職業更多地趨向于總體的認同態度。

其中教師職業價值觀因子得分較高,原因可能有二:其一,教師職業肩負著傳承人類文明、連接人類過去與未來的神圣使命[7]的潛在價值已成為社會共識;其二,從事教師職業的教師個體對該觀點的體驗可能更為深刻,真正認識到教師職業的社會職能與特殊價值所在,感受并認同自身職業的神圣所在,從而形成深切的職業價值理念與愿景。教師角色價值觀因子得分相對較低,但職業行為傾向因子得分卻很高,則可能與我國傳統的教師價值觀中強調教師的工具價值有關。傳統文化往往鼓勵教師超越世俗愿望,以精神追求為最大慰藉,“園丁”“蠟燭”“春蠶”“粉筆”等用來贊美教師 “無私奉獻”精神的比喻,同時也引導了廣大教師的職業行為傾向。這種價值觀強調的是教師職業對社會、對學生的工具價值,而教師自我人格完善與自我價值實現的價值追求則有所忽視,加之對職業社會價值的認同前提,以及當前職業道德規范的日益強化,無論對職業的情感如何,大部分教師本著認真工作的態度,認為“既然選擇這個職業了,你要不然就別干,要干就得干好了”(錄音資料2-2-03);“就是一種觀念,到了這個工作崗位來了,就應該有我要干的事情。到了這里,就是應該理所當然地去做一些事,從學校或者從周圍的人看到該怎么去上課,怎么去要求自己,然后去上課、接觸學生”(錄音資料3-2-02)。由此,即使教師個體的角色價值感受不是很強烈,即對“教師角色”對自我重要程度的認識和評價不是很積極,但是也會完成工作任務,履行職責,做出有益于提高職業工作效能的行為,表現出較高的職業行為傾向。

(二)不同背景的中小學教師在職業認同各構成因子上存在差異

1.教師職業認同存在顯著的任教學科差異,顯著差異還表現在職業價值觀、角色價值觀、職業歸屬感因子上:書法、信息、綜合實踐等“其他”學科以及音體美教師的得分顯著高于數理化及史地政生等學科教師。

這與Beijaard(2004)“不同科目的教師對職業認同理解的變化是不同的”[8]、Beauchamp (2009)“教師的教學科目與課程內容會持續影響教師認同的發展”[9]等研究結果相一致,而不同學科對教師職業認同的影響差異分析結果,卻與魏淑華(2008)“不同教學科目教師的職業認同不存在顯著的差異”[10]的研究結論相左。分析原因可能是后者在學科劃分上較為概括,將所有學科全部歸為三大類,所以學科間更為細致的差異則不易顯現了。在現實中,音體美以及“其他”學科面臨的考試壓力較小,相對而言,教師在日常教學中也擁有更多的自主性;而物理、化學以及史地政生教師的任教學段均在中學,往往承受著類似語數外等“主科”升學考試壓力,教師在履職的行為傾向方面難以懈怠的同時,卻又在許多家長或學生心目中牢固地處于 “副科”的弱勢地位,加之正式的教學時間僅限于兩年甚至一年、學生的學習投入乃至后續的學習效應等因素都容易讓教師產生焦慮,對自己工作的意義與價值認識消極,難以產生職業歸屬情感,乃至影響到對教師職業的整體認同。

2.教師職業認同在總體上不存在顯著的城鄉差異,但在職業價值觀、角色價值觀、職業行為傾向等方面差異顯著:城市學校教師的得分顯著高于農村學校教師。

這與魏淑華(2008)、吳志華(2011)[11]等人的研究結論相近。原因主要在于城鄉學校的整體辦學水平、教師場域文化、福利待遇等方面存在差異。雖然北京市推行義務教育優質均衡、集團化辦學等舉動正在努力縮小這些差距,城市學校條件一般優于農村學校的現實仍然存在。然而更深的原因可能還在于教育理念與氛圍的差異:城區家長對教育的重視程度普遍高于農村家長,二者在對孩子教育的投入、對教師的尊重方面差異較大,以及相伴隨的生源差異、家校溝通差異等普遍問題,都容易給農村教師帶來困惑,進而影響到對自身職業價值的懷疑乃至角色價值觀的減弱、行為付出的懈怠。例如,學校地點在生態涵養保護區里的一所遠郊小學英語Z老師這樣表達她的教學困惑:“教學還是有困難的,我覺得像市級的學校會比較容易(教)一些,在我們鎮級的甚至是到更里邊的鄉村學校,學生家長的文化水平比較低,學生的認知水平或者是接受知識的水平差異性特別大。水平好的學生一節課下來你教授的知識他都學完了,還能自己拓展一些,可以舉一反三;水平差的學生接受知識特別困難,也許一節課你教他兩個單詞都記不住,差異性就比較大。”(錄音資料1-1-04)該教師的職業認同水平通過問卷數據分析,部分選項處于均值以下,該段陳述一定程度上反映了不同地域、家長態度、學生差異給教師教學帶來的困惑,較高的職業期望與無奈的現實碰撞帶來的挫敗感,影響了其對教師職業價值的認識。

3.教師職業認同存在顯著的性別差異,表現在職業歸屬感因子上:女教師得分顯著高于男教師。

該結論與魏淑華(2008)的研究以及鄒慧明(2014)對長沙教師的調查結果一致。[12]導致這種情況的主要原因可能在于社會總體性別觀念及性別角色期望的差異。傳統文化與現實社會中不同的性別觀念一直存在,男性被社會賦予的往往是競爭、進取、成功的事業期望,中小學教師兩袖清風的傳統形象、細瑣繁雜的工作特點與社會資源的占有局限等因素使得男教師較難體驗到職業帶來的重大挑戰和強烈成就感,難以滿足其社會職業期望,自然難以產生職業情感歸屬;而女教師溫柔、知性與關愛的理想形象卻非常符合社會對中小學教師的角色預設,女教師可能獲得較之男教師更多的社會認可、較少的壓力與挫敗感,加之教師職業的穩定性、風險小、工作時間與孩子學習時間相近便于照顧家庭等原因,使得女教師從總體上比男教師更能認同教師職業,并在其中更多地感受到歸屬感。訪談中小學女教師Q老師的擇業初衷:“女孩當老師挺好的,風吹不著雨曬不著。” (錄音資料1-2-05)小學男教師S老師對該問題的回應:“從社會方面反映的話,男老師教高中還行,到小學就弱一點。”(錄音資料1-3-04)這亦鮮明地體現了教師職業認同上的性別差異。

4.教師職業認同在總體上不存在顯著的教齡差異,但在角色價值觀因子上存在顯著差異:教齡5年以下的教師得分顯著高于其余各教齡段的教師,11—20年教齡的教師得分最低。

入職在5年以內的教師正處于職業發展初期,對教師職業的美好憧憬與熱情未褪,初為人師的興奮與神圣感猶存;加之該階段所承受的家庭壓力相對較小,個人精力充沛,這一切都可能促使該階段教師的角色價值感受與體驗處于積極狀態。而11—20年教齡段教師職業認同呈現出低谷水平,原因亦可歸為專業發展與個體生活:首先,該教齡段的教師教學經驗較為豐富,逐漸形成了自己的教學風格,接近或已到達教學生涯的高原期,入職初期的熱情與憧憬已然淡去,年復一年“單調乏味”的教學、連續不斷的教育改革與頻頻提升的社會輿論壓力,挑戰著他們一貫的思維方式、教育理念與教學方法,而“改變”對于這一年齡段的教師則意味著要付出更多的時間和精力,從而使得這些具有豐富教學經驗的教師可能在很長一段時間里難以突破發展的瓶頸,面臨專業發展被動化的困境,漸漸出現職業失落感,或對自己是否適宜教師職業產生疑惑,或對自己的職業付出沒有得到相應的價值回應而憤懣。其次,處于該教齡段的教師在家庭生活方面往往正處于未成年孩子牽絆,經濟、生活、事業壓力最大的時候,正如該教齡段一位教師在問卷開放題中所闡述的:“教師的收入或福利待遇與付出不成正比,造成教師對自身價值產生懷疑。教師一方面全身心地為學生和學校的工作努力,一方面又對家庭的負擔束手無策。”這可能就會影響到教師關于教師角色對自己重要程度的認識和評價;同時,教師們描述了由于長期的體力、腦力雙強度勞作,一些常見的職業疾病漸漸開始出現:“教師身心疲憊隱憂多。多數教師身體狀況不佳,沒有足夠的休閑鍛煉時間,工作繁忙,得不到休息,還承受著工作壓力,心里壓抑,存在心理疾患。”而這一切都可能導致該教齡段的教師有力不從心之感,甚而出現職業認同水平的低迷狀態。因此,對處于該教齡段的教師應給予特別的關注與支持。

5.教師職業認同在總體上不存在顯著的學歷差異,但在角色價值觀因子上存在顯著差異:伴隨學歷增高得分逐漸升高,研究生學歷教師得分顯著高于其余學歷教師。

這與魏淑華(2008)“在職業歸屬感因子上,研究生學歷的教師的得分顯著低于專科、本科學歷的教師”[13]的觀點,以及呂霄霄(2016)“學歷越高反而職業認同感越低”[14]的研究結論均相左。原因可能在兩方面,其一,隨著研究生的不斷擴招,具有研究生學歷的人數與日俱增,研究生的就業優勢逐漸削弱,特別是針對許多應屆畢業生面臨的北京市留京指標等現實問題,中小學校教師職位的吸引力逐漸加大,研究生對自身從事教師職業的自豪感較之以往也有所提升;另一方面,當前教育改革對各種新教育理念、教學方式的重視以及教育科研等方面的不斷加強,學生知識面的日益豐富,對教師能力要求相應增高,伴隨學歷提升,特別是研究生學歷的教師大都經過系統的學術培訓,獲悉新訊息的渠道相對豐富,在知識廣度以及應對革新方面準備可能也相對充分,從而對自己作為一名教師具有的價值、效能體驗更加趨向于積極。

6.不同類型學校、學段之間的教師在職業總體認同與各構成因子上均不存在顯著差異。

一般而言,優質學校與普通學校之間的整體辦學水平、專業發展平臺、福利待遇乃至家長態度、生源狀況等方面存在一定差異,由此推論可能帶來教師獲得的社會聲望、成就預期滿足度等方面的差異,進而影響到教師的職業認同的觀點似乎是理所應當,在已搜集到的文獻中尚未發現不同類型學校教師之間的職業認同存在顯著差異的研究結論,魏淑華(2008)的研究雖曾指出“小學教師的職業認同水平顯著高于中學教師”[15],但本研究的調查范圍限于義務教育階段,因而研究結論也不存在與其相左的情況,即在義務教育階段不同學段之間的教師在職業總體認同與各構成因子上均不存在顯著差異。

綜上所述,教師的個體背景對其總體職業認同及各構成因子的影響范圍與影響程度存在不同差異,即教師職業認同與教師個體的背景特征緊密相關。因此,中小學教師組織、隊伍建設及教師職業認同工作在考慮宏觀政策調控、社會氛圍支持、學校環境改進的同時,亦需要從更為具體和微觀的層面,關注不同性別、教齡、學科、學歷等教師個體特質與差異,有針對性地給予幫助與引導,助力教師職業認同的良性發展與切實提升。