教師踐行中華優秀傳統文化教育的意愿何以生成 *
——基于計劃行為理論的PLS-SEM研究

丁奕然，魏冰娥

(1.東北師范大學 教育學部，吉林 長春 130024；2.上海大學 馬克思主義學院，上海 200444)

一、研究背景

文化作為人類現實生活的存在，一直伴隨著人類社會生活的進步生生不息地運動著。自上古時代的人本覺醒至諸子百家的思想爭鳴，再到后來儒學獨尊的文化一統、儒釋道的多元激蕩，直至明清時期的返本開新，中華傳統文化歷經五千多年的傳承發展綿延不絕，足見其源遠流長與博大精深。中華傳統文化中能夠超越時空，體現當代價值的文化被稱為中華優秀傳統文化[1]。中華優秀傳統文化蘊含著中華民族歷久彌新的器物技藝、倫理道德與精神觀念，是中華民族的“根”和“魂”，也是當代中國社會核心價值觀的思想淵源。2014年教育部《完善中華優秀傳統文化教育指導綱要》(以下簡稱《綱要》)頒布，闡釋了加強中華優秀傳統文化教育的重要性和緊迫性，并旨在通過其“引導青少年學生增強民族文化自信和價值觀自信”[2]。伴隨著教育部《綱要》的印發與實施，我國各地中小學校廣泛開展進行了各類傳統文化教育活動，進而塑造了學生的文化記憶，并提升了其文化認同感。與此同時，國內學者對中華優秀傳統文化教育的實證研究層見疊出。就中小學階段的研究而言，常見中華優秀傳統文化教育的學生測評、學科滲透與校本課程研究，少見教師方面的相關研究。

二、研究模型與假設

計劃行為理論(Theory of Planned Behavior，以下簡稱TPB)作為社會心理學中關于個體行為生成的重要理論之一，不僅可以解釋個人理性思考做出的行為，還可以預測新行為的產生[6]。該理論自20世紀70年代誕生以來，便被廣泛運用至管理學、經濟學與傳播學研究中。近年來，TPB在教育學領域也逐漸被用于解釋或預測師生行為的產生，如教師使用教育技術意愿[7]、學生自主學習意愿[8]，以及教師參與學校治理行為意愿[9]等多個方面的研究。本研究正式借助TPB進行了教師踐行中華優秀傳統文化教育意愿的因素探析，以期為教師傳統文化教育行為的可持續發展提供建議。

(一)教育態度、主觀規范、知覺行為控制與踐行意愿

TPB的主要觀點如下：(1)個體踐行意愿對個體真實行為的產生起決定性作用；(2)個體踐行意愿受到行為態度、主觀規范與知覺行為控制等方面的影響[10]。具體而言，個體踐行意愿指影響行為的動機因素，表明人們愿意付出努力去嘗試或愿意付出多少努力實施行為，其主要由行為態度、主觀規范以及知覺行為控制等三方面因素綜合決定。其中，行為態度作為一種對行為結果考量的先有主見，是最有力的決定性因素。主觀規范是個體對發生或不發生某項行為時所感受到的重要他人的支持度，是影響個體踐行意愿最弱的因素[11]。知覺行為控制則是個體實施某具體行為時感知到的難易程度等，其代表了個體預先感知到的行為發生時的可控性[12]。誠然，踐行意愿會受到主觀因素和客觀因素的交互影響。如果說行為態度和主觀規范是對主觀因素的評估，那么知覺行為控制則是對影響踐行意愿的客觀因素考察。綜上所述，TPB中行為態度、主觀規范、知覺行為控制與踐行意愿的關系，就是Ajzen指出的行為主體的態度越積極、重要他人的支持越大、知覺行為控制越強，其踐行意愿就越大，反之就越小[13]。因此，本研究結合中小學教師踐行中華優秀傳統文化教育的實際情況，作出如下的三個假設：

研究假設H1：教師踐行中華優秀傳統文化教育的態度正向影響教師踐行中華優秀傳統文化教育的踐行意愿；

研究假設H2：教師踐行中華優秀傳統文化教育的主觀規范正向影響教師踐行中華優秀傳統文化教育的踐行意愿；

研究假設H3：教師踐行中華優秀傳統文化教育的知覺行為控制正向影響教師踐行中華優秀傳統文化教育的踐行意愿。

(二)文化認同與教育態度、主觀規范、知覺行為控制、踐行意愿

文化認同是指個體對所屬群體文化的反思與確認，并將群體文化納入個人文化圖式的過程[14]。從其目的性來看，文化認同是個體尋找國家、民族與社會中“同一性”的文化身份與生存方式；而從功能性來看，文化認同則是個體對群體文化的傳承與聯結，并達成價值文化內在超越的過程。由此可見，文化認同的程度反映著個體對群體文化的認知判斷、情感依附、行為選擇與歸屬傾向。相關研究表明，價值文化的認同是塑造態度并影響人們接受或拒絕某些行為的重要力量[15]。因此，個體的文化認同在某種程度上會積極影響其自身對實施某行為的持有態度。在文化認同與主觀規范的研究中，研究表明當人們認同群體文化時，他們傾向于按照群體的規范和價值觀來思考和采取行動[16]。換而言之，文化認同激發了個人認為群體、乃至整個社會都支持他們的行為，從而做出符合群體文化的行為。因此，研究者認為文化認同將積極影響主觀規范。而對文化認同與知覺行為控制此方面的研究較少，但已有學者將文化因素作為關注點，指出集體文化主義語境下，個體會因具有較高文化認同感，而降低其實施群體共通行為時感知到的困難[17]，即文化認同是否與知覺行為控制存在一定的關系。此外，文化價值觀是形成個人踐行意愿的強大力量[18]，可見文化認同影響也顯著影響著個體的踐行意愿。正因如此，我們提出如下四個研究假設：

研究假設H4：教師對中華優秀傳統文化的文化認同正向影響教師踐行中華優秀傳統文化教育的行為態度；

研究假設H5：教師對中華優秀傳統文化的文化認同正向影響教師踐行中華優秀傳統文化教育的主觀規范；

◎沒超過39℃可以不用退熱藥，自己在家觀察、物理降溫就可以了。超過39℃要就醫，預防高熱驚厥，一定要使用退熱藥。一般用布洛芬（美林）。對乙酰氨基酚（百服嚀、泰諾林），別名撲熱息痛，也是可以用的，WHO也是推薦使用，但中國乙肝高發，所以在中國建議1歲以下慎用。

研究假設H6：教師對中華優秀傳統文化的文化認同正向影響教師踐行中華優秀傳統文化教育的知覺行為控制；

研究假設H7：教師對中華優秀傳統文化的文化認同正向影響教師踐行中華優秀傳統文化教育的踐行意愿。

三、研究設計

(一)量表開發與試測修訂

此次調研采用問卷調查法獲取數據，且教師踐行意愿及其影響因素的調查量表均為課題組自主編制。量表的開發按照如下步驟進行：(1)研究者依據相關文獻以及實際教育教學現狀，確定了文化認同、教育態度、主觀規范、知覺行為控制以及踐行意愿等維度下屬的觀測變量。其中，文化認同包含了教師對文化符號、文化身份與價值文化的認同[19]；教育態度包括了教師對踐行中華優秀傳統文化教育帶來的價值感知、個體發展、教育預期與心理滿足等方面的評價；主觀規范是教師在踐行中華優秀傳統文化教育時，感知到的來自社會、學校和家長等方面的社會壓力；知覺行為控制包括了影響教師判斷自身踐行傳統文化教育意愿難易程度的變量，包括了教師的文化知識、教育經驗、信息獲取以及資源介入；踐行意愿則由教師更多地投入意向與持續踐行意向兩個方面構成[20]。(2)依據六位長期踐行中華優秀傳統文化教育的中小學一線教師訪談資料，針對每個觀測變量編制了相應試題。所有題目均采用李克特5.0的自陳式判斷形式。(3)將整個量表交予三位傳統文化專家、兩位教育學教授，讓他們針對量表表述不妥、邏輯有誤之處予以審定、修正，從而確保整個量表的內容效度。

為了確保大規模測評的有效性，研究者先對量表進行了試測。試測對象為S市中小學教師，試測問卷共計方法120份，收回有效問卷96份。采用R語言的alpha函數計算試測數據的克隆巴赫α系數為0.789≥0.7，發現試測量表的信度較高[21]。此外，通過R語言fa函數對試測數據的探索性因子分析發現：該試測量表的KMO值為0.821，表明因子分析的結果非常好，適合做因素分析。緊接著使用R語言的princomp程序進行主成分分析法，并采用特征值大于1的標準進行因子抽取，并采用最大方差法(varimax)進行正交旋轉，獲得的該試測量表的總解釋量為73.56%，可見試測量表具有良好的結構效度[22]。為了進一步提升量表的結構效度，研究者根據以上探索性因子的分析情況，對多重負荷、與因子結構不協調、表述欠妥的試測題進行了修訂，從而獲得了中小學教師踐行中華優秀傳統文化意愿及其影響因素的正式測評量表。

(二)分層抽樣與數據調研

考慮到我國各區域對中華優秀傳統文化教育的支持力度不同，且各學段教師對中華優秀傳統文化教育的態度可能存在差異。研究者按照國家“七五”計劃界定的東、中、西部抽樣調查了12個省份，共計359所各類中小學校的教師。依據我國教育部公布的2020年各學段學校的總體數量，本研究確定教師所屬學段的小學、初中、高中學校調查比例大致為5:3:2[23]。其中，東部地區調研小學、初中與高中分別為63所、36所與24所，中部地區調研小學、初中與高中分別為65所、34所與24所，西部地區調研小學、初中與高中分別為59所、32所與22所。針對選定的學校，研究者隨機選擇該校二十名左右的教師予以填寫網絡問卷，共計獲得中小學教師對中華優秀傳統文化教育態度的調查問卷7539份。在整理數據時，剔除問卷作答中有缺失值、作答時間較短或明顯作答不認真的試卷，共計獲得有效問卷6700份(小學3758份，初中1717份、高中1225份)，問卷的有效回收率為88.87%。

(三)數據分析

本研究的數據分析主要分為三個部分：信度和效度檢驗、描述性統計和結構方程模型檢驗。在信效度檢驗中，研究者首先采用R語言嵌套的Alpha函數計算克隆巴赫α系數，然后在R語言附加的lavaan包中進行驗證性因子分析[24]，并采用semTools包對驗證性因子分析的結果計算出各潛變量的提取平均方差(AVE值)、組合信度(CR值)以及相關系數矩陣[25]。對于中華優秀傳統文化教師踐行意愿等維度的描述性統計，本研究利用R語言自身的命令，計算平均值與標準差等進行統計分析。中小學教師踐行中華優秀傳統文化教育意愿及其影響因素的調查數據呈現一定的偏態分布，且本研究引入的文化認同影響因素為探索性模型驗證，協方差結構方程模型(CB-SEM)難以進行準確檢驗。鑒于此，研究利用R語言的sempls包建構了偏最小二乘法結構方程模型(PLSSEM)進行驗證[26]，并將相關結果導入semplot包的semPaths程序對進行美化輸出[27]。

四、研究結果與分析

(一)量表的信效度分析

中小學教師踐行中華優秀傳統文化教育意愿及其影響因素量表的信效度檢驗采用內部一致性信度、收斂效度以及區分效度予以分析說明。本量表整體的克隆巴赫α系數為0.861，且文化認同、教育態度、主觀規范、知覺行為控制以及踐行意愿等各潛變量的克隆巴赫α系數分別為0.847、0.907、0.859、0.838、0.832。依據普遍認同的Cronbach's α≥0.7來看，該量表具有較高的內部一致性信度[28]。而由驗證性因子分析該量表各潛變量的提取平均方差(AVE)最小值為0.524，組合信度(CR)最小值為0.821來看，其滿足了提取平均方差(AVE)均大于0.5，組合信度(CR)均大于0.8的要求，表明該量表具有較好的收斂效度(如表1所示)[29]。除此以外，根據計算輸出的潛變量間的相關系數可以發現，潛變量間的相關系數均小于各潛在變量AVE的算術平方根，由此說明該量表具有較好的區分效度(如表1所示)[30]。

表1 各潛變量的信效度及相關系數矩陣

(二)描述性統計

根據研究者調查的6700名教師在文化認同、教育態度、主觀規范、知覺行為控制與踐行意愿等維度測評出的平均值，發現當下教師踐行中華優秀傳統文化教育的意愿較高，平均分為4.219分(滿分為5分)，但在主觀規范與知覺行為控制等方面的略顯不足，分別為3.701分與3.532分。具體而言，主觀規范方面的家長支持較低，即教師踐行傳統文化教育行為可能會受感知到家長等帶來的社會壓力(如表2所示)。這可能與中華優秀傳統文化不參與考試評價密切相關，家長往往會因“考什么就學什么”的功利主義思想不太支持教師踐行中華優秀傳統文化教育，從而讓教師踐行傳統文化教育時感到壓力。而在知覺行為控制中文化知識的均分較低，這說明了教師在踐行中華優秀傳統文化教育時，會覺得對文化知識的涉及儲備覺得難以把控，即其認為自身的文化知識的儲備難以支撐自身踐行中華優秀傳統文化教育。誠然，中華優秀傳統文化教育的內容包羅萬象，從表層的器類物象到深層的價值觀念，從鄉土的文化符號到民族的文化自覺均囊括其中，教師在教學行進至深處時通常囿于自身文化理解的淺表性與單維性，難以適切地滲透或縱深出精神層面的內核特質[31]。從數據的離散程度來看，中小學教師踐行中華優秀傳統文化意愿的主觀規范與知覺行為控制兩個維度的標準差較大，分別為0.779和0.806(如表2所示)。其中，教師在踐行中華優秀傳統文化教育意愿的主觀規范層面，各位教師感知到的家長支持差異較大。而在知覺行為控制層面，由于不同教師自身教育經驗的差異性與能動性，致使其在認為自身是否具備踐行中華優秀傳統文化教育的可控性上也呈現了較大的差異。

(三)結構方程模型及假設檢驗

結構方程模型的檢驗一方面需要從整體擬合優度上來看，另一方面則需要從內部模型的解釋度上進行分析。從模型整體的結構上來看，整體模型的擬合指標：APC=0.348(P＜0.001)、ARS=0.317(P＜0.001)、AVIF=2.276＜5，可見本研究建構的中小學教師踐行中華優秀傳統文化教育意愿及其影響因素的模型具有較高的擬合優度。再從內部模型的解釋功能上來看，四個內生變量即教育態度、主觀規范、知覺行為控制與踐行意向的被解釋方差R2分別為0.573、0.492、0.423、0.517。這遠高于內生變量R2需要大于0.3的基本要求，可見模型中內生變量對外生潛變量的概括程度高，具備了預測行為意愿產生的良好效果[32]。綜上所述，本研究構建的模型符合相關指標要求，且解釋度高。

1.教育態度、主觀規范與知覺行為控制對踐行意愿的影響機制

采用R語言semplot包的semPaths程序輸出結構方程模型時，設定僅顯示P＜0.05的路徑，可得到如圖1所示的模型。從下圖中不難發現，教育態度、主觀規范與知覺行為控制對教師踐行中華優秀傳統文化教育的意愿均有正向影響。教師實施傳統文化教育的態度顯著正向影響踐行意愿(β=0.38，P＜0.01)，這是三個因素中影響最大的因素，因此研究假設H1成立。該發現印證了前期調研中的相關結果，即教師在踐行中華優秀傳統文化教育的過程中，收獲到的價值感知與心理滿足等方面情感認同越強，其踐行意愿則更為強烈[33]。換而言之，當教師認為踐行中華優秀傳統文化是一種積極而又有重要價值的行為時，他們將更為持續性或投入性地踐行傳統文化教育。研究還表明教師踐行中華優秀傳統文化教育的主觀規范顯著正向影響踐行意愿(β=0.26，P＜0.05)，因此假設H2成立。然而，路徑系數表明主觀規范是三個因素中影響踐行意愿最弱的因素，這也與前人對TPB中主觀規范的影響力較弱相契合[34]。教師通常在踐行中華優秀傳統文化教育時，會感知到的來自社會、學校以及家長等方面的壓力，并考慮他們的觀點。當前在國家政策的號召與引領下，中小學教育的相關系統均強調中華優秀傳統文化教育進課程、進教材與進校園，呈現了較高的主觀規范，這會讓教師感受到踐行中華優秀傳統文化教育的必要性和緊迫性，進而提高他們的踐行意愿。教師踐行中華優秀傳統文化教育的知覺行為控制也顯著正向影響著踐行意愿(β=0.27，P＜0.05)，可見假設H3也成立。當教師具有足夠的傳統文化知識儲備、豐富的傳統文化教育經驗、多元的傳統文化信息獲取渠道以及完整全面的資源保障時，就會降低教師自身感知到踐行中華優秀傳統文化教育的難度，從而更傾向于踐行中華優秀傳統文化教育。

圖1 中小學教師傳統文化教育踐行意愿及其影響因素的結構方程模型

2.文化認同對踐行意愿的作用機制

教師對中華優秀傳統文化的文化認同能夠顯著正向影響其教育態度(β=0.69，P＜0.01)、主觀規范(β=0.39，P＜0.01)、知覺行為控制(β=0.46，P＜0.01)以及踐行意愿(β=0.42，P＜0.01)，因而研究假設H4、H5、H6、H7均成立。以上研究假設的成立說明了，文化認同既可以通過教育態度、主觀規范與知覺行為控制等為中介變量正向影響教師的踐行意愿，也對教師踐行中華優秀傳統文化的意愿產生直接影響(β=0.41，P＜0.01)。就中介效應而言，文化認同經由提升教師的教育態度進而提升其踐行中華優秀傳統文化教育愿意的中介效應值為0.262，其要顯著強于文化認同通過主觀規范(中介效應值為0.101)、知覺行為控制(中介效應值為0.124)去提升教師的踐行意愿。在中小學一線的中華傳統文化教育實際中也發現，對中華優秀傳統文化產生認同的教師主體，會產生更積極的傳統文化教育態度，進而指導其產生傳統文化教育行為。相對而言，教師較為強烈的文化認同也會提升其主觀規范與知覺行為控制，從而對踐行意愿產生正向作用，僅是中介作用較弱一點。這也恰巧印證了教師專業發展更多地受其工作態度等方面的本體性因素影響，外部因素的控制則較低[35]。綜合三條中介效應與直接效應，可以計算出文化認同對教師踐行中華優秀傳統文化意愿影響的總效應量接近0.9。由此可見，教師文化認同對踐行中華優秀傳統文化教育意愿的影響是十分顯著的。此次對文化認同的測量中，包含了中華優秀傳統文化的文化符號、文化身份與價值文化。因此，在中華優秀傳統文化的教師教育中，應重視文化符號內部深層次的文化記憶，突出中華優秀傳統文化獨特的價值文化。通過職前職后一體化的培訓增強教師的文化認同感，可以不斷改善他們對中華優秀傳統文化的教育態度，加深主觀規范和知覺行為控制對教師的影響，從而激發他們的踐行意愿。

五、研究結論與建議

本研究應用社會心理學中經典的計劃行為理論，進行了當下中小學教師踐行中華優秀傳統文化教育意愿的調查研究。同時，研究引入文化認同為前提變量，將其與教師踐行中華優秀傳統文化教育的意愿結合起來探討影響路徑，最終通過實證檢驗發現如下結論：(1)當下教師踐行中華優秀傳統文化教育的意愿較高，但在主觀規范與知覺行為控制等方面略顯不足；(2)教育態度、主觀規范和知覺行為控制正向影響著教師的踐行意愿；(3)文化認同既對教師踐行中華優秀傳統文化教育的意愿具有直接的積極影響，也通過教育態度、主觀規范和知覺行為控制為中介正向影響教師的踐行意愿。可見，文化認同是促進教師踐行意愿提升的有效驅動力。實證研究結果結果支持研究提出的相關假設，并基于此提出如下建議。

(一)注重培訓心流體驗，增強教師本體的認同感

根據上文的研究表明，教師的中華優秀傳統文化認同是影響教師踐行意愿的主要驅動力。然而，教師本體文化認同感的增強并非向外聯接更多的文化符號就可以達成的，而應當通過深層次、全方位的教師培訓活動，幫助教師向內求索心靈深處對中華優秀傳統文化中價值觀念的自覺認可、意義延伸與圖式構筑。與此同時，“影響一個教師工作效率、工作狀態和專業能力的是他能夠從教育教學工作中得到多少心流體驗”[36]。所謂心流，是指人們在極度專注于某件事務時的投入與忘我狀態。可見，心流體驗的存在讓教師能夠全身心主動投入到教師培訓的研修中，獲取專業實踐的意愿與能力。因此，在實際的教師教育培訓活動中，應注重教師的心流體驗，進而增強其本體認同感。一方面，在中華優秀傳統文化的教師培訓中開展更具體驗性、多樣性與互動性的具身化研修活動，如通過技藝研習、文樂鑒賞與研學旅行等方式，讓教師能夠在放松與愉悅的環境中形塑文化記憶。另一方面，在培訓活動的設計與組織上應做到縱深化與統整化，做到為教師的心流體驗而教。這要求了各種培訓活動應遵循有文化符號表象深入至價值文化內核的原則進行有效組織，并以模塊化體系予以呈現覆蓋。此外，在培訓活動中要設置具有一定挑戰性的學習任務，讓教師帶著一系列的任務參與培訓的全過程，以便于生成持續上升的心流體驗，以增強文化認同感。

(二)搭建資源互動平臺，促進教育踐行的實操性

實證調查的結果表明，當下教師踐行中華優秀傳統文化教育的知覺行為控制方面表現較低，即教師們大多認為自身難以把握、控制傳統文化的教育教學深度、難度與廣度。這大多與教師感知到自身的教育經驗、文化知識與信息獲取等方面儲備不足有關，進而認為自己難以勝任中華優秀傳統文化教育。因此，為了促進教師教育踐行的可操作性，應當搭建完備的資源互動平臺供教師教學時參考應用。具體而言，首先，要搜集、篩選與整理出各類中華優秀傳統文化教育資源與優秀案例，并將其按文化類型、地域所屬等進行分類匯總形成資源庫，而優秀案例可以包括校本課程方案、教學設計文本、活動開展文案，以及相關圖片、課件與視頻等多元形式的材料。其次，要對各類資源開發與應用的課程與教學案例進行及時補充與動態更新，以方便教師能夠更為便捷地掌握最新的政策資訊與優質方案。再次，搭建的資源互動平臺應能夠讓教師進行案例分享、提問互動與評論交流，從而便于教師能夠通過同行的交流解決自身資源獲取途徑、教學目標定位與信息資訊考查等方面困惑。最后，還可以邀請中華優秀傳統文化研究及其教育研究的專家學者進行政策解讀、案例點評與學術匯報，并將之放置于資源互動平臺中，從而方便教師明確中華優秀傳統文化教育的目標要求、實踐策略與未來方向。

(三)健全評價激勵機制，生成態度轉變的驅動力

無論是此次研究中展示的結果，還是之前的相關研究均表明了中華優秀傳統文化教育態度是教師是否作出相關教育行為的“晴雨表”[37]。教師教育態度轉變的途徑可以是其本體產生的教育價值必要性與緊迫性的感知，還可以是源自外部評價機制的助推。然而，中華優秀傳統文化教育在中小學并非一門單獨的課程，它既包含在語文、歷史、美術等國家課程中，還可以由各類校本課程與活動進行。可見，實際的評價機制大多會側重于課程與活動的實施水平，以及學生的學習收獲評價，難以觸及教師層面的評價激勵。因此，中小學校或教育行政部門應健全中華優秀傳統文化教育的教師評價激勵機制，生成態度轉變的驅動力。在制定相關的評價激勵政策時，不僅要注重教師傳統文化課程實施或活動開展時的方向性、科學性與創新性評價，還應當對考評優秀的老師進行物質獎勵與精神激勵。一方面既可以將參與踐行此類教育教學活動情況與教師的績效工資、職稱評審等掛鉤，也可給予踐行優秀的教師中華優秀傳統文化教育的課題立項與相關研究經費等。另一方面，相關部門可以設置教師傳承與弘揚中華優秀傳統文化的個人貢獻獎與集體貢獻獎，并在學校或相關部門的會議上予以表彰。總之，激勵機制的存在是為了由外部推動滿足教師的內心需求。評價激勵機制的健全可提升教師對中華優秀傳統文化教育的認可度，將無謂的教育態度轉變為積極。

(四)協同多元主體參與，提升重要他人的感受度

上文的調查研究表明教師踐行中華優秀傳統文化教育的主觀規范較低，也就是其感知到的重要他人支持度較低。相關研究表明，重要他人作為教師的社會性結構組成部分，其深刻影響著教師自我意義的建構[38]。由此可見，主觀規范雖然是調研所有因素中影響踐行意愿最弱的因素，但其仍舊是教師踐行意愿生成中不可忽視的因素。正因如此，在實踐層面應協同社會非遺傳承人、學校管理者與學生家長等多元主體參與中華優秀傳統文化教育，提升教師對重要他人支持性的感受度。詳細說來，第一，在社會大眾媒體、校園環境氛圍與家長學校中應加強宣傳中華優秀傳統文化的內在特質與時代價值，以提升各類人員對教師踐行其教育的支持度。第二，應邀請非遺傳承人、行政管理人員與家長共同設計或參加中華優秀傳統文化教育活動，通過組織文化活動與親身參與，增強對中華優秀傳統文化內在價值及其教育活動必要性的群體性理解。第三，讓參與過活動的社會人員、學生家長等分享自身感悟，以及對中華優秀傳統文化的理解，并予以開放的空間讓師生共同參與話題交流討論。該分享與討論過程不僅將重要他人的支持顯性化，還讓教師進一步感受到多元主體的對自身行為的理解與支持，從而降低其社會壓力，并有望提升教師踐行中華優秀傳統文化教育的意愿。