中職教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對教學(xué)投入的影響研究

鄧春麗

一、問題的提出

《中國教育現(xiàn)代化2035》提出了顯著提升職業(yè)教育服務(wù)、構(gòu)建服務(wù)全民終身學(xué)習(xí)教育體系的明確目標(biāo)，廣東省教育發(fā)展“十四五”規(guī)劃也發(fā)布到2035年建成服務(wù)全民終身學(xué)習(xí)的現(xiàn)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(fā)展的一個基本展望，也為廣東中職教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)理論深化發(fā)展開拓一個嶄新視界。2020年，《廣東省現(xiàn)代教育技術(shù)體系建設(shè)規(guī)劃》明確提出把廣東省打造成我國南方重要職業(yè)教育基地和職業(yè)教育強省。國家重視中職教育和中職教師培養(yǎng)問題，目前國內(nèi)外自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)成果豐碩，為終身教育提供重要經(jīng)驗與實踐基礎(chǔ)，但也存有研究領(lǐng)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(shè)也面臨著許多的窘境，教師培訓(xùn)形式單一，目標(biāo)不清晰，自主發(fā)展能力欠缺，疲于上課數(shù)量，授課質(zhì)量難以保證，忽視自身專業(yè)發(fā)展，幸福感缺失（劉大軍等，2017）。陳凱（2021）通過對美國《科學(xué)教師培養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)（2020年版）》的述評，提出中國亟需本土特色的科學(xué)教師培養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)，從國際改革趨勢中汲取營養(yǎng)并加以本土化，注重學(xué)習(xí)環(huán)境建設(shè)等。此外，通過非正式學(xué)習(xí)途徑和學(xué)習(xí)共同體的合作分享，多途徑拓寬學(xué)習(xí)渠道，收獲更加廣闊的學(xué)習(xí)視野。長期以來，教學(xué)投入的研究過多從外部環(huán)境支持、加強培訓(xùn)力度等方面入手，鮮少從教師的學(xué)習(xí)的內(nèi)部動力著手研究，認(rèn)為只要外部支持到位，教師個體亦會保持相應(yīng)的互動，從而達到加大教師教學(xué)投入、提升教學(xué)質(zhì)量的目的。然而，收效卻不甚理想，特別是中職學(xué)校，鮮少有學(xué)者關(guān)注教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)視角。本研究旨在探索中職教師以學(xué)習(xí)者主體身份，從個體層面探究自我導(dǎo)向傾向性對教學(xué)投入的影響，以及結(jié)合當(dāng)前政策導(dǎo)向環(huán)境，中職學(xué)校組織層面對教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)傾向性的提高，提升教學(xué)投入產(chǎn)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(xué)投入中所扮演的角色。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)與教學(xué)投入

最先提出自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)概念的是美國成人教育家塔夫（1966），突出強調(diào)學(xué)習(xí)自主性的重要性。美國“成人教育之父”諾爾斯（1975）在對成人學(xué)習(xí)特點進行實證研究和分析的基礎(chǔ)上， 得出新的研究成果。強調(diào)成人學(xué)習(xí)在內(nèi)容和形式上具有靈活性。Brookfield （1986）認(rèn)為自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)是學(xué)習(xí)者自身充分愿意改變和外在事件管理的基礎(chǔ)上開展的自主學(xué)習(xí)模式，先秦教育著作《學(xué)記》提到“學(xué)后知不足”，自我反思的精神是我國早期自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)理論的萌芽。20世紀(jì)80年代國際終身教育理念傳入中國，終身教育在中國的發(fā)展深化經(jīng)歷了由理念引鑒向理論原創(chuàng)轉(zhuǎn)化、從局部變革向整體構(gòu)建轉(zhuǎn)化、由部分受眾向服務(wù)全民轉(zhuǎn)化（路寶利等，2021）。中職領(lǐng)域探討教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的文獻并不多見，但提升教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能力一直是中職院校教師培訓(xùn)的基本訴求。

國外對于教學(xué)投入的研究已有百年歷史，教學(xué)投入的內(nèi)涵也從工作量的研究轉(zhuǎn)入教學(xué)設(shè)計、創(chuàng)造學(xué)習(xí)機會、教學(xué)反饋等更復(fù)雜的場域（柳友榮，2020）。國內(nèi)相較于國外，教學(xué)投入在學(xué)界尚未得到完全共識的概念，何妮、劉震天、翟洪江三位學(xué)者從教學(xué)投入的時間、精力、情感三個維度分析得到普遍認(rèn)可。教師在學(xué)生與學(xué)習(xí)內(nèi)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(xué)生更創(chuàng)造性、更積極去學(xué)（李茵、黃蘊智，2015）。近年來，大量研究表明，自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對提升學(xué)生發(fā)展、教師自主發(fā)展、成人、社會、文化等領(lǐng)域均有重要作用（Liping Wu，2021；厲以賢，2004）。教師教學(xué)投入的研究與下列因素有關(guān)：一是學(xué)校支持、激勵因素，強調(diào)中職學(xué)校需要建設(shè)有效組織環(huán)境和團隊支持，增強教師歸屬感、提升教師職業(yè)韌性與適應(yīng)外部環(huán)境變化的能力。二是教師在時間、精力等方面的教學(xué)投入，認(rèn)為增強教師在職業(yè)認(rèn)同、情感調(diào)適、奉獻度、自我效能、自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)等方面可以提升教學(xué)投入。然后，這部分視角集中于對成人教育、生藥學(xué)、護理學(xué)、成人教育等方向的研究，或者是立足于大學(xué)教師方向，目前研究未將中職學(xué)校教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)與教學(xué)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(dǎo)向?qū)W習(xí)方面的研究成果。因此，亟需實證檢驗，以期為中職學(xué)校教師管理、教學(xué)評價提供數(shù)據(jù)參考。綜上，故提出假設(shè)1如下：

H1：自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對教學(xué)投入具有正向影響。

（二）組織環(huán)境與教學(xué)投入

組織系統(tǒng)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(yè)行為的諸多影響因素中具有基礎(chǔ)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(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力（王志強、龍澤海，2020）。高職學(xué)校優(yōu)化教師的社會資本組成，盤活學(xué)校已有資源、創(chuàng)新組織結(jié)構(gòu)、深耕組織文化、聚焦“雙師型”教師培養(yǎng)等，有助于提升教師的職業(yè)認(rèn)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(xué)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(yè)倦怠呈負(fù)相關(guān)，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(xué)校提供升遷機會、對個人價值與個人目標(biāo)的關(guān)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(xué)投入可能存在因果影響機制，但是，目前在研究關(guān)注中職教師組織支持對教學(xué)投入提升的實踐檢驗預(yù)測方面較匱乏，茲提出假設(shè)2與假設(shè)3。

H2：組織支持對教學(xué)投入正相關(guān)。

H3：組織支持對自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)有正向影響。

近年來中央與地方政府對中職教師教學(xué)投入給予了很多資源支持與制度激勵。學(xué)校組織也可以利用“精準(zhǔn)識別教師需求、科學(xué)設(shè)計激勵標(biāo)準(zhǔn)、構(gòu)建全面激勵體系、組織激勵與教師自我激勵的并置同構(gòu)”等有效激勵策略提高教師的教學(xué)表現(xiàn)（周兆海、鄔志輝，2019）。在組織激勵場域，教育主管部門與中職學(xué)校通過激勵政策，中職教師形成積極認(rèn)知后方能促進教學(xué)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(guān)注組織物質(zhì)激勵、組織發(fā)展激勵兩方面，這在內(nèi)涵上與徐雄利之研究具有一定的同質(zhì)性，因此采用其策略維度進行分析。綜上，提出假設(shè)如下：

H4：組織激勵對教學(xué)投入正相關(guān)。

H5：組織激勵對自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)具有正向影響。

（三）自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的中介作用

自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)具有鮮明的個性特征，是以學(xué)習(xí)者為主體的，學(xué)習(xí)樣態(tài)基于個人需求與興趣。雖然學(xué)習(xí)者在自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)中處于中心地位，但還需輔以其他資源的支持。吳遵民（2020）認(rèn)為國家要拓寬資源支持渠道，強化政府責(zé)任，加大政府投資等支持全民終身學(xué)習(xí)。需要業(yè)界努力創(chuàng)建學(xué)分銀行制度模式，學(xué)習(xí)者在不同階段、行業(yè)、區(qū)域?qū)W習(xí)內(nèi)容可以合理對接、轉(zhuǎn)換，推進學(xué)習(xí)型社會的構(gòu)建（路寶利，2021）。實踐方面，近年部分中職學(xué)校管理者開始關(guān)注到學(xué)校組織氣氛對教學(xué)行為的影響，蔡群青（2020）從實證數(shù)據(jù)中分析的得出積極、友善、活躍的組織氣氛對教師的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)、創(chuàng)造型教學(xué)具有積極影響。Linda Dynan（2008）運用實驗的方法驗證積極的環(huán)境對自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)產(chǎn)生正向影響?，F(xiàn)實中，國家政策的大力支持為中職學(xué)校教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)行為提供了較佳的社會背景。提高從教意愿、促進專業(yè)發(fā)展為導(dǎo)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(xué)習(xí)與專業(yè)發(fā)展。由此可見，中職學(xué)校組織支持、組織激勵、自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)與教學(xué)投入間存在復(fù)雜序列影響機制，可以推斷，組織支持可以通過自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的傳導(dǎo)作用影響教學(xué)投入，而組織支持、自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)充當(dāng)著組織激勵與教學(xué)投入間的媒介角色。基于以上分析，茲提出假設(shè)6至假設(shè)8：

H6：自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)在組織支持對教學(xué)投入的影響中具有中介效應(yīng)。

H7：組織激勵通過組織支持與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜蛴绊懡虒W(xué)投入。

H8：自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)在組織激勵對教學(xué)投入的影響中具有中介效應(yīng)。

根據(jù)上述理論分析，建構(gòu)了本研究的理論模型，見圖1。

二、研究數(shù)據(jù)

（一）研究對象

本研究以廣東省10所中職學(xué)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(xué)校人力資源管理部門發(fā)放電子問卷，同時部分學(xué)校根據(jù)實際情況發(fā)放紙質(zhì)問卷。紙質(zhì)問卷發(fā)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(zhì)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(xué)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(xué)校性質(zhì)方面，公辦240人（61%），民辦154人（39%）。

（二）變量測量

“自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)”衡量指標(biāo)為教師的學(xué)習(xí)欲望、自我控制、自我管理，參照Fisher（2001）等編制的量表。“組織支持”采用凌文銓等（2006）、Eisenberger（1986）設(shè)計的量表，從工作支持、價值贊同、利益關(guān)心3項觀測指標(biāo)進行評價。“組織激勵”參照徐雄利（2017）、JIA（2014）開發(fā)的量表，從直接經(jīng)濟激勵、間接經(jīng)濟激勵、間接非經(jīng)濟激勵、直接非經(jīng)濟激勵4個觀測項目進行衡量?！敖虒W(xué)投入”重點結(jié)合Huckman（1980）、Schaufeli（2002）、劉震天（2013）等人關(guān)于教育教學(xué)投入的具體測量題項，從教學(xué)時間投入、教學(xué)情感投入、教學(xué)精力投入等三個方面進行評鑒。

初步構(gòu)建量表后，邀請2名中職學(xué)校校長、3名中職學(xué)校高級職稱教師、1名中職學(xué)校師資管理負(fù)責(zé)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(xué)校、佛山現(xiàn)代商貿(mào)技工學(xué)校等三所中職院校進行小范圍預(yù)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(dǎo)向?qū)W習(xí)對教學(xué)投入的影響越大。

（三）數(shù)據(jù)處理與資料分析

鑒于學(xué)界較少探討中職學(xué)校教師組織資源通過教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的中介機制影響教學(xué)投入這一理論框架，本研究作為一項有探索性質(zhì)的量化研究，宜采用偏最小二乘結(jié)構(gòu)方程模型進行資料處理與數(shù)據(jù)分析，其優(yōu)點在于能處理多自變量、多因變量組成的復(fù)雜結(jié)構(gòu)方程模型，不要求資料符合常態(tài)分布，能有效克服多變量之間的共線性問題，適應(yīng)小樣本研究，本文采用SmartPLS 3.2.9軟件進行數(shù)據(jù)分析，數(shù)據(jù)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(shù)、組合信度（CR）和平均方差提取值（AVE）檢驗?zāi)Ｐ托判Ф?，Bootstrap法（5000次）檢驗路徑的顯著性；以PLS算法估計結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)，對不同變量人群進行結(jié)構(gòu)化多群組分析。

三、數(shù)據(jù)分析與研究假設(shè)檢驗

（一）測量模型信效度檢驗

參考Hulland關(guān)于測量模型有效性的測量準(zhǔn)則，以個別項目信度、區(qū)別效度和收斂效度三個方面進行測量：個別項目因子負(fù)荷量要求高于0.7，本研究各個潛在變量測量指標(biāo)因子負(fù)荷介于0.703-0.899之間，均高于0.7的門檻；收斂效度a系數(shù)、CR值和AVE三項指標(biāo)分別要求高于0.8、0.7和0.5，本研究各潛變量a系數(shù)介于0.923-0.939間，CR值介于0.935～0.949，執(zhí)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(zhǔn)，說明各觀測指標(biāo)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(shù)、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(shù)、CR值、AVE值分別為0.936、0.947、0.963；自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的因子載荷在0.704～0.862之間，a系數(shù)、CR值、AVE值分別為0.921、0.936、0.648；教學(xué)投入的因子載荷在0.738～0.823之間，a系數(shù)、CR值、AVE值分別為0.927、0.938、0.603。根據(jù)Bagozzi建議，當(dāng)a系數(shù)、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(nèi)部一致性和收斂效度（Bagozzi&Yi，1988）。本研究各潛在變量的a系數(shù)均高于0.921、CR值均高于0.936、AVE值均高于0.603，遠(yuǎn)優(yōu)于0.8、0.7和0.5的門檻值，說明測量模型具有較佳的內(nèi)部品質(zhì)。

測量效度的檢測見表2，根據(jù)Ringle， C.M（2015）等人的建議，當(dāng)構(gòu)面間的Heterotrait-Monotrait Ratio （HTMT） < 0.9時，說明測量模型具備較佳的區(qū)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(qū)別效度。

（二）結(jié)構(gòu)模型解釋力與擬合度檢驗

本研究利用擬合優(yōu)度GOF（Goodness of Fit）與判定系數(shù)（R）測評模型擬合程度與PLS結(jié)構(gòu)方程模型預(yù)測能力。判定系數(shù)R的值大小，顯示模型解釋能力的強弱程度，一般認(rèn)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(nèi)生潛變量自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)、教學(xué)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(biāo)準(zhǔn)，其中，組織支持（R>0.67）具有高度解釋力。結(jié)構(gòu)模型的擬合優(yōu)度GoF用于數(shù)據(jù)資料的適配情形與評估理論模型，由判定系數(shù)（R）的幾何平均數(shù)與共同性指標(biāo)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(yuǎn)優(yōu)于0.36的臨界值，說明數(shù)據(jù)資料與理論模型之間具有良好適配性。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，本研究模型在預(yù)測能力和整體擬合優(yōu)度上效果良好。

（三）路徑分析與假設(shè)檢驗

1.直接效應(yīng)檢驗

研究模型進行參數(shù)估計利用PLS Algorithm、Bootstrapping（抽樣5000次）。影響路徑檢定結(jié)果如下：H1“自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對教學(xué)投入具有正向影響。”，其路徑β系數(shù)為0.377，達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=8.117，p<0.001），可見教師自發(fā)學(xué)習(xí)、自我成長、培訓(xùn)的行為意圖對教學(xué)投入有較大的促進作用；H2“組織支持對教學(xué)投入正相關(guān)”，其路徑β系數(shù)為0.105，未達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=1.336，p<0.182），因此H2未達到預(yù)期，未獲支持；H3“組織支持對自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)有正向影響”，其路徑β系數(shù)為0.441，且達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=5.334，p<0.001），組織所提供的信息內(nèi)容與各方面支持高度影響教師個體的自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)行為；H4“組織激勵對教學(xué)投入正相關(guān)”，其路徑β系數(shù)為0.654，達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=19.142，p<0.001），顯示組織激勵程度越高，教師越有可能產(chǎn)生加大教學(xué)投入的行為傾向；H5“組織激勵對自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)具有正向影響”，其路徑β系數(shù)為0.418，達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=7.886，p<0.001），表明；綜上分析，數(shù)據(jù)分析結(jié)果支持H1、H3、H4、H5的研究假設(shè)，H2未獲支持。

2.中介效應(yīng)檢驗

中介效果檢定結(jié)果，見表3，間接路徑效應(yīng)量及顯著性分析如下：H6“自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)在組織支持對教學(xué)投入的影響中具有中介效應(yīng)”，其間接效果值為0.166，達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=4.603，p<0.001），95%信賴區(qū)間[0.100，0.242]不包含0，自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的中介作用成立；H7“組織激勵通過組織支持與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的鏈?zhǔn)街薪樽饔谜蛴绊懡虒W(xué)投入”，其間接效果值為0.140，達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=4.564，p<0.001），95%信賴區(qū)間[0.084，0.205]不包含0，組織支持與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)成立；H8“自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)在組織激勵對教學(xué)投入的影響中具有中介效應(yīng)”，其間接效果值為0.018，達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=0.491，p=0.636），95%信賴區(qū)間[-0.051，0.087]包含0，信息獲取行為的中介作用不成立。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為驗證學(xué)校性質(zhì)、性別、教齡等不同類別型態(tài)的調(diào)節(jié)變數(shù)在自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對教學(xué)投入影響過程中的調(diào)節(jié)作用，本研究模型進行參數(shù)估計利用Multi-group Analysis （MGA）、Bootstrapping（抽樣5000次）。發(fā)現(xiàn)教齡對路徑有顯著影響，有顯著影響路徑檢定結(jié)果如表4所示：H3“組織支持對自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)有正向影響”，教齡為兩年以上其β系數(shù)范圍為0.369～0.702，達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=2.503～3.803，p<0.1～0.001），95%信賴區(qū)間[0.023，1.805]不包含0，通過檢驗；而教齡在“一年以下”β系數(shù)為-0.228，未達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)（t=0.779，p=0.436），95%信賴區(qū)間[-0.705，0.440]包含0，未通過檢驗。

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

四、結(jié)論與啟示

（一）激發(fā)教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)潛能，提升中職教師教學(xué)投入效能

分析結(jié)果顯示，自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)對教學(xué)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(xué)習(xí)欲望”，顯示自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)能夠提升教學(xué)投入效能。中職生群體面臨就業(yè)，學(xué)習(xí)內(nèi)容需要適應(yīng)瞬息萬變的社會，這就要求教師跟上時代變化，捕捉相關(guān)專業(yè)最新信息融入教學(xué)，中職教師發(fā)揮自身潛能去鉆研學(xué)習(xí)。家庭瑣事、孩子等諸方面影響，導(dǎo)致很多教師自我提升有欲望，但難堅持，在激活教師自我發(fā)展、學(xué)習(xí)意識原動力的基礎(chǔ)上，培養(yǎng)“自我控制、自我管理”尤為重要。學(xué)者汪珊珊等（2021）認(rèn)為對教師的管理就是實現(xiàn)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(biāo)體系，讓教師感受到信任、人性關(guān)懷、責(zé)任感、創(chuàng)造性、寬容等，放大教師優(yōu)勢、釋放潛能，增加教學(xué)效能。

（二）重視組織系統(tǒng)與主體意識內(nèi)在鏈?zhǔn)浇换?，賦能教學(xué)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(guān)心”測項為全量表最低分（M=2.76），結(jié)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(jīng)濟激勵”測項得分最高（M=3.32），以“間接經(jīng)濟激勵”測項為全量表最低分（M=2.87），顯示組織激勵對教學(xué)投入與自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)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(xué)投入的影響存在一定的差異。差異結(jié)果的主要原因筆者認(rèn)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(shè)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(biāo)的關(guān)心、幸福感等生活狀態(tài)的關(guān)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(xué)意識缺乏，并沒有直接顯示出能夠提高教師的教學(xué)投入。二是本研究通過鏈?zhǔn)街薪轱@示了中職教師管理的不同關(guān)注點。本研究建構(gòu)的鏈?zhǔn)街薪樾Ч缦拢赫w模型擬合度良好（GoF=0.573），鏈?zhǔn)街薪槁窂竭_到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)，95%信賴區(qū)間未包括0，表明建構(gòu)的探索式理論模型獲得實際調(diào)查數(shù)據(jù)的支持，中職教師的組織支持、激勵與教學(xué)投入間確實存在鏈?zhǔn)街薪闄C制。模型的整體預(yù)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(dǎo)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(xué)投入行為。

鑒于以上分析，學(xué)校應(yīng)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(huán)境的同時，更多的與關(guān)愛、自主、動機、效能感、職業(yè)忠誠等與教師職業(yè)密切相關(guān)的軟性指標(biāo)相結(jié)合提出管理政策。建議將教師自我導(dǎo)向?qū)虒W(xué)投入影響機制放置于更為廣闊的情景視角進行討論，關(guān)注內(nèi)外復(fù)雜的多重影響因素以使教師管理政策更精準(zhǔn)地引領(lǐng)中職教師發(fā)展。

（三）精準(zhǔn)預(yù)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(fā)現(xiàn)，工作年限在一年以下教師的“組織支持→自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)、組織激勵→教學(xué)投入”這兩條路徑（如表4所示）路徑T值未達到統(tǒng)計顯著水準(zhǔn)，95%信賴區(qū)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(qū)別?？赡茉驗樾氯肼氁荒暌詢?nèi)的教師還沒進入職業(yè)狀態(tài)，外加上中職生相較于中學(xué)、高中、大學(xué)的學(xué)生，基礎(chǔ)更薄弱、思維更活躍，課堂紀(jì)律難管理。中職學(xué)校要增多關(guān)懷措施，逐步健全發(fā)展體系，增多培訓(xùn)模式。

（四）設(shè)計多元智能活動組合策略、構(gòu)建高效記憶學(xué)習(xí)模式

傳統(tǒng)記憶模式靠意志力，學(xué)習(xí)效果欠佳、過程無趣。需要構(gòu)建符合人性學(xué)習(xí)發(fā)展規(guī)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(xiàn)代技術(shù)智能空間能以適當(dāng)工具、資源為支撐對學(xué)習(xí)進行分析，記錄并適切反饋。例如，可利用專業(yè)軟件“印象筆記”記錄經(jīng)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(yè)軟件“Anki閃卡”上，利用等電梯、吃飯前等時間進行間斷性的復(fù)習(xí)卡片，讀、抄、寫、背、講、編、演等方式結(jié)合費曼技巧復(fù)述知識點，檢驗學(xué)習(xí)效果，減少系統(tǒng)學(xué)習(xí)時間，增加學(xué)習(xí)樂趣。此外，學(xué)校精準(zhǔn)預(yù)測培訓(xùn)需求，增加慕課平臺利用、知網(wǎng)使用、雙師型教師培養(yǎng)等培訓(xùn)也很有必要。同時，保障教師充足學(xué)習(xí)時間與自主權(quán)，豐富教學(xué)評價形式，營造濃厚學(xué)習(xí)氛圍等，均有利于增強中職教師自我導(dǎo)向?qū)W習(xí)意識，提高教學(xué)效能。

[課題項目：“一核一帶一區(qū)”職業(yè)技術(shù)教育與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展研究（2021 GXJK093）；河源市服務(wù)業(yè)與制造業(yè)融合發(fā)展路徑與策略研究（HYSK21Z11）。]

責(zé)任編輯 何麗華