師范教育如何影響教師職業認同

摘 要：職業認同是師范教育的重要培養目標，也是教師專業發展的核心基礎，然而師范教育如何影響教師職業認同的形成仍未得到有效回答。學習收獲作為衡量師范教育成效的坐標，能夠幫助我們更好闡明師范教育對教師職業認同的相對貢獻度和作用機制。本研究通過對江蘇省2180名師范生的問卷調查和統計分析，發現師范生的知識收獲和能力收獲并不直接影響其教師職業認同，理念價值收獲對教師職業認同能夠產生直接影響。師范生的職業效能不僅直接影響其教師職業認同，還在學習收獲對職業認同的影響中起到中介作用。師范生學習收獲對教師職業認同的影響在性別和地域上差異不明顯，但是在就讀年級上存在明顯差異，其中能力收獲對職業認同的影響隨著年級升高逐步增大，理念價值收獲的影響隨著年級升高逐步減小。師范生培養高校應強化師范生專業理念和價值教育，依托實訓實踐教學提高師范生職業效能，遵循職業認同發展規律合理安排師范生學習進程。

關鍵詞：教師職業認同；師范教育；學習收獲；師范生

一、引言

教師職業認同是個體對教師職業“認可”與“接受”的心理狀態[1]，職業認同培養是師范教育的重要目標，也是教師專業發展的基礎。教師通過職業認同建立起自我發展與職業發展的目標一致性，從而將教師職業確定為自我身份的組成部分。由于教師是一項高度自我涉入的職業[2]，教師只有從內心認同其所從事的職業，才能夠全身心地投入到教育教學工作并且長期堅持下去，因此職業認同一直是教師教育領域的關注焦點。相關研究表明，教師職業認同是教育變革和制度更新的基礎，對教師的從教動機、工作效率、自我完善和工作滿意度等均有正向影響。[3]具有高職業認同的教師能夠與職業建立更為積極的行為態度聯系，克服教育工作條件的不利影響，并且顯著降低教師的職業倦怠和離職意向。[4]從職業成熟度的角度來看，端正的從教態度和良好的職業認同是教師職業成熟的基本特征[5]，決定了教師職業生涯的方向和品質。

師范教育是我國職前教師教育的主體，肩負著為國家培養未來教師的重要職責?！督處熃逃衽d行動計劃（2018-2022年）》明確提出“著力培育師范生的教師職業認同和社會責任感”。雖然師范教育被公認為教師職業認同形成的重要階段，但是師范教育到底在多大程度上影響了或者說促進了教師職業認同的形成，師范教育的哪些方面對教師職業認同起到積極作用，其中的作用機制是什么，這些作用機制又存在哪些不同，上述問題仍沒有得到深入回答和系統闡述。正如教師教育領域著名學者達琳-哈蒙德（Darling-Hammond）指出，職前教師培養實際發生了什么作用依然是一個“黑箱”，對教師各方面發展到底產生什么影響仍缺乏討論。[6]學習收獲是體現師范教育成效的衡量坐標，“高等教育的質量首先是學生發展質量，即學生在整個學習過程所學的東西，包括所知、所能做的及其態度”[7]。從學習收獲的視角出發，不僅能夠反映師范教育的專業培養效果，還能夠進一步闡明師范教育與教師職業認同形成之間的內在聯系。因此，本文立足師范生學習收獲，力圖澄清不同類型學習收獲對教師職業認同的相對貢獻度，探求師范生學習收獲對教師職業認同的影響機制，為完善師范生職業認同培養提供實證依據。

二、文獻梳理與研究假設

（一）理論基礎

職業認同也被稱為職業同一性，不僅反映出個體對職業的認知態度和心理穩定性，還體現了個體職業化的社會程度。Holland等認為職業認同是個體關于職業預期、屬性、興趣目標等方面的穩定認識，以及對職業工作的接受認可過程。[8]教師職業認同是教師對于自己是誰以及如何看待自身教師角色的思考[9]，表明了從業者對教師職業的心理接納和肯定評價，進而在認識、情感和行為上展現出與教師職業要求相一致[10]。Korthagen在其著名的教師素養“洋蔥模型”中就把職業認同置于核心層，用以表明職業認同在教師專業結構中的重要地位，并指出教師教育不能僅僅著眼表層教師行為能力，還必須關注深層教師職業認同的培養。[11]

為了更好界定教師職業認同，已有研究對教師職業認同做出了不同結構和維度劃分，并開發出相應量表進行統計測量。Beijaard等認為教師職業認同可以分為學科認同、教學認同、教育認同三個方面，這一劃分在西方國家獲得良好的效度檢驗和廣泛應用。[12]Lamote 和 Engels則進一步將準教師的職業認同分為教學承諾、專業導向、任務導向和自我效能四個方面。[13]與之對應，國內學者提出了由職業價值觀、角色價值觀、職業歸屬感、職業行為傾向四個因子構成的教師職業認同框架[14]，把師范生的教師職業認同分為內在價值認同、外在價值認同、意志行為認同三個維度[15]。就師范生教師職業認同的影響因素而言，相當一部分研究指出個人、家庭、學校以及社會是影響師范生職業認同的主要原因，尤其是教育實習能夠有效提升師范生的職業認同。[16]在學習者個人方面，師范生就讀專業和入學動機對其教師職業認同存在顯著影響[17]，而教育政策、重要他人和社會價值觀則是影響師范生教師職業認同的外部因素[18]。

師范教育作為教師職業認同發展的第一階段，是幫助職前教師理解教師職業內涵和確定職業目標的關鍵時期，奠定了教師職業生涯發展的基礎，必定對師范生的教師職業認同產生或多或少影響。[19]師范生作為大學生的主要任務是學習，師范生的教師職業認同是通過師范教育各種專業學習活動逐步發展建構起來的。[20]Zeichner等在探討教師社會化問題時便指出，職前教師教育經歷是影響教師職業認同的重要因素。[21]師范生認為自己起碼會成為合格的教師，一個重要原因就是在大學期間習得了系統扎實的知識能力，這成為師范生身份認同的專業基礎[22]，因此我們有理由推斷師范教育對教師職業認同能夠產生正向影響。但是已有研究大多籠統地談論師范教育與教師職業認同關系，僅指出師范教育對于教師職業認同的重要性，并沒有詳細揭示師范教育如何具體影響教師職業認同。

事實上，師范教育作為一種專業教育類別并不直接和抽象地對教師職業認同產生作用。師范教育之所以能夠對職業認同產生影響，主要是師范生在接受師范教育期間所取得的學習收獲發揮了作用。學習收獲是學生完成一定階段培養計劃和課程學習后，在知識理解、實際技能和態度價值等方面表現出的成長和進步程度。[23]師范教育的質量和效果內含在師范生學習收獲上，學習收獲既是師范教育過程和結果的綜合體現，也是衡量師范教育培養目標達成度的重要依據。通過評價學習收獲可以找出學生學習和教師教學等各個教育環節中的問題并加以改善，以達到促進學生發展和保障教育質量的目的。[24]由于師范教育本身是一個整體性概念，并不能轉化為具體的測量變量，且師范教育培養目標是多元的，涉及到知識、能力、信念等多個方面培養內容。因此要想準確把握師范教育如何影響教師職業認同，就必須深入到學習收獲層面，尤其是探討師范生的不同學習收獲對其教師職業認同會產生哪些不同影響，才能更好檢驗師范教育對教師職業認同的影響機制及其作用大小。

（二）研究假設

1.學習收獲的不同影響

作為表征學生學習產出和效果的概念，學習收獲包含了不同的內涵維度，大都是在布魯姆教育目標分類法的基礎上對學習收獲做出劃分，如Pace把學習收獲分為自我認知、通識教育、智力提升、理解科學四個維度。[25]美國高等教育認證委員會（Council for Higher Education Accreditation）指出學習收獲應當界定為學生在接受高等教育過程中（或作為這段經歷的結果）所獲得的知識、技能和能力增長。[26]教育部頒發的《小學教師專業標準（試行）》《中學教師專業標準（試行）》將教師的專業素質結構分為“專業理念與師德”“專業知識”和“專業能力”三個維度，國內學者也大多從知識收獲、能力收獲、價值收獲三個方面來探討大學生學習收獲。[27]可見國內外學者基本上認可學習收獲包涵知識、能力以及價值觀等方面，并且在學習評價實踐和專業標準中也體現出這一結構。故本研究采用國內外對學習收獲的基本劃分方式，將其分為知識收獲、能力收獲、理念價值收獲三個方面。根據上述分析，我們認為師范生接受師范教育過程中的不同學習收獲會對其教師職業認同產生不同程度的影響，并提出如下假設：

H1師范生知識收獲對其教師職業認同具有顯著影響；

H2師范生能力收獲對其教師職業認同具有顯著影響；

H3師范生理念價值收獲對其教師職業認同具有顯著影響。

2.職業效能的中介作用

職業效能屬于自我效能的一部分，Hackett和Betz把班杜拉的自我效能理論應用到職業心理研究，認為職業效能是個體對從事某種特定職業所需能力的自我判斷，反映了個體達成職業行為目標的知覺系統。[28]職前學習收獲是師范生職業效能的重要來源，研究表明對職前教師而言，職業效能與學習經歷密切相關，其產生于教師教育過程并且影響到教師職業生涯發展。[29]已有研究認為職業效能對于職業認同具有較大影響，如Settlage等發現教師的職業效能感能夠顯著預測其職業認同。[30]對學前教育專業實習生的研究也顯示師范生自我效能感越強，其職業認同感也越強。[31]據此，我們推測師范生職業效能在學習收獲對其教師職業認同的影響中起到中介作用，并提出如下假設：

H4師范生職業效能對其教師職業認同具有顯著影響；

H5師范生學習收獲通過職業效能的中介作用影響其教師職業認同。

3.性別、地域和年級的影響差異

職業認同整體上歸屬于職業價值觀念，相關研究表明當代大學生職業價值觀傾向于個人取向和理想取向，存在性別、年級、學科和家庭所在地的差異。[32]學生的個體特征能夠影響大學生的教育收獲和學習成果，是不可忽視的調節變量。有研究指出，青年教師職業認同在性別、區域、年齡、學歷等多方面存在差別。[33]針對免費師范生職業認同的調查結果顯示，師范生在生源地、性別、年級等人口學變量上有明顯不同。[34]因此，我們需要進一步探究師范教育對教師職業認同的影響機制是否會因師范生性別、地域和年級的差異而有所不同，故提出如下假設：

H6師范生性別在師范教育對教師職業認同的影響機制中具有顯著差異；

H7師范生地域在師范教育對教師職業認同的影響機制中具有顯著差異；

H8師范生年級在師范教育對教師職業認同的影響機制中具有顯著差異。

三、研究設計

（一）研究對象

本次調查選取江蘇省五所師范生培養高校的本科生，采用線上與線下混合的方式收集問卷數據。調研共發放問卷2335份，剔除填寫不完整和不認真作答問卷，獲得有效問卷2180份?？傮w樣本分布情況如下：男生414人（19%），女生1766人（81%）；年級分別為大一617人（28.3%），大二716人（32.8%），大三597人（27.4%），大四250人（11.5%）；所在師范學段為學前教育144人（6.6%），小學教育728人（33.4%），中學教育1308人（60%）；家庭所在地為鄉村的1113人（占51.1%），縣城及縣級市706人（占32.4%），地級城市227人（10.4%），省會城市及直轄市134人（6.1%）。

（二）研究工具

本研究對職業認同采用趙宏玉等人編制的師范生教師職業認同量表，該量表將教師職業認同分為內在價值認同、外在價值認同、意志行為認同三個維度，在教師職業認同研究中被國內學者大量使用。[35]職業效能采用Rigotti等編制的職業自我效能量表，來衡量個體對完成職業任務所需能力的自我評判。題項主要涉及是否信賴自己的職業能力，能否解決工作問題，是否感覺自己對工作做好了準備等內容，經過多地區反復測試具有較好信效度。[36]學習收獲采用王麗所編制的本科生學習收獲量表，該量表基于中國大學生學情調查（NSSE-China）對大學生學習收獲的自我報告問卷，將學習收獲分為知識收獲、能力收獲和價值觀收獲三個方面。[37]本研究結合師范生學習特征對問卷題項的具體表述進行適當調整，如將掌握了深厚的專業知識變為掌握了深厚的教育教學知識，將明確自己未來的發展規劃變為對教師職業有明確的發展規劃。

需要說明的是，通常評價學生學習收獲或者學習效果有兩種途徑，一是看學生客觀成績，二是看學生主觀自我評價。雖然采用自我報告的方式只能獲得近似的結果，沒有客觀成績或智力測驗那樣精準，但是相關研究表明自評可以基本反映學習情況，與客觀測驗不存在顯著性差異。[38]此外，從操作性的角度來看，采用學生自我報告的方式更容易獲取不同院校數據，便于展開大樣本調查分析。綜合考慮，本研究采用學生主觀自評問卷的方式收集數據，問卷統一采用Likert五點量表對上述變量各題項進行測度。

（三）數據處理

本研究采用SPSS24.0對問卷進行信效度檢驗，對測量變量做出描述性統計分析和相關分析，研究中知識收獲、能力收獲、理念價值收獲、職業效能、內在價值認同、意志行為認同、外在價值認同七個變量的Cronbach’s α值分別為0.863、0.864、0.869、0.849、0.850、0.852、0.809，符合指標要求。使用Harman單因素法檢驗是否存在共同方法偏差，因子分析顯示特征值大于1的因子共有6個，首因子解釋變異量為31.72%，小于臨界值40%，表明本研究共同方法偏差不顯著。然后運用Mplus7.0構建結構方程模型，對假設模型各項擬合指數進行檢驗，同時對模型做驗證性因子分析和路徑分析，再對研究假設中提出的影響效應做出檢驗，探索師范生學習收獲、職業效能與其教師職業認同的作用機制。

四、實證結果分析

（一）描述性統計結果和變量間的相關

由表1可知，被調研師范生的知識收獲、能力收獲、理念價值收獲、職業效能、內在價值認同、意志行為認同、外在價值認同七個變量之間均具有顯著正相關，各測量變量之間存在正相關是回歸分析和中介效應檢驗的基礎。具體到各變量來說，師范生的知識收獲分值為3.96（±0.74），能力收獲的分值為3.88（±0.73），理念價值收獲的分值為4.02（±0.73），職業效能的分值為4.02（±0.74），內在價值認同的分值為4.00（±0.76），意志行為認同的分值為3.96（±0.74），外在價值認同的分值為3.89（±0.74）。

（二）模型檢驗和路徑分析

本研究假設師范生的知識收獲、能力收獲、理念價值收獲會影響其教師職業認同，職業效能在知識收獲、能力收獲、理念價值收獲對教師職業認同的影響中起到中介作用。由于所有測量變量均為潛變量，所以需要通過結構方程模型來對路徑系數和中介效應進行檢驗。本研究采用極大似然法對所構建結構方程模型的各項擬合指標進行估計，得到擬合參數分別為RMSEA=0.082，CFI=0.951，TLI=0.943，SRMR=0.038，根據擬合度常用標準[39]，可以認為該模型的整體適配情況較好。

我們首先對模型中包含的各條作用路徑系數進行顯著性檢驗，然后在此基礎上再進行中介效應檢驗。如圖1所示，知識收獲正向影響師范生的職業效能（β=0.180，Plt;0.01），能力收獲正向影響師范生的職業效能（β=0.187，Plt;0.01），理念價值收獲顯著正向影響師范生的職業效能（β=0.432，Plt;0.001）；職業效能顯著正向影響職業認同（β=0.553，Plt;0.001），師范生的理念價值收獲顯著直接影響其教師職業認同（β=0.369，Plt;0.001），但是知識收獲對師范生的教師職業認同并沒有產生直接顯著影響（β=0.011，Pgt;0.05），能力收獲對師范生的教師職業認同也沒有產生直接顯著影響（β=0.023，Pgt;0.05）。其中，β為標準化路徑系數，因此假設H3、H4得到驗證，假設H1和H2未得到驗證。

（三）中介效應的顯著性檢驗

在整體模型適切的基礎上，為檢驗職業效能在師范生學習收獲對教師職業認同的影響中是否起到中介作用，我們對中介機制的間接效應、總間接效應和總效應進行分解。本研究采用Bootstrap方法檢驗，重復隨機抽取1000個Bootstrap樣本，設置95%置信區間，各效應的點估計值、Z值和置信區間見表2。（1）知識收獲通過職業效能對師范生的教師職業認同產生正向作用，中介效應值為0.097，95%置信區間為[0.048，0.149]，不包含0，達到顯著水平。（2）能力收獲通過職業效能對師范生的教師職業認同產生正向影響，中介效應值為0.101，95%置信區間為[0.049，0.162]，不包含0，達到顯著水平。（3）理念價值收獲通過職業效能對師范生的教師職業認同產生正向影響，中介效應值為0.238， 95%的置信區間為[0.180，0.299]，不包含0，達到顯著水平。（4）總中介效應值為0.435，95%置信區間為[0.383，0.494]，不包含0，達到顯著水平。同時，知識收獲、能力收獲到教師職業認同直接效應的95%置信區間分別為[-0.069，0.088]和[-0.065，0.116]，置信區間均包含0，沒有達到顯著。理念價值收獲到職業認同的直接效應值為0.368，95%置信區間[0.274，0.450]，不包含0，達到顯著水平。因此師范生的知識收獲、能力收獲通過職業效能影響教師職業認同的路徑是完全中介，理念價值收獲通過職業效能影響教師職業認同的中介路徑是部分中介，假設H5得到檢驗。

（四）中介效應的差異檢驗

1.中介效應的性別差異分析

為檢驗師范生性別在多重中介路徑中是否存在顯著差異，本研究使用Bootstrap計算不同性別情況下的中介效應，分析結果見表3。可以看出A1→B→C的中介路徑中，師范生性別差異的估計值為0.017，95%置信區間包含0，未達顯著性水平（Pgt;0.05），說明A1→B→C路徑在“男生”和“女生”間沒有顯著性差異。在A2→B→C的中介路徑中，性別差異的估計值為-0.037，95%置信區間包含0，未達顯著性水平（Pgt;0.05），說明A2→B→C路徑在“男生”和“女生”間也沒有顯著性差異。在A3→B→C的中介路徑中，性別差異的估計值為0.121，95%置信區間包含0，未達顯著性水平（Pgt;0.05），說明A3→B→C路徑在“男生”和“女生”間也沒有顯著性差異，假設H6未通過檢驗。

2.中介效應的生源地差異分析

為檢驗師范生地域在多重中介路徑中是否存在顯著差異，繼續使用Bootstrap計算不同生源地情況下的中介效應，分析結果見表4。在A1→B→C的中介路徑中，師范生地域差異的估計值為-0.013，95%置信區間包含0，未達顯著性水平（Pgt;0.05），說明A1→B→C路徑在“鄉村”和“城市”間沒有顯著性差異。在A2→B→C的中介路徑中，地域差異的估計值為0.058，95%置信區間包含0，未達顯著性水平（Pgt;0.05），說明A2→B→C路徑在“鄉村”和“城市”間也沒有顯著性差異。在A3→B→C的中介路徑中，地域差異的估計值為-0.060，95%置信區間包含0，未達顯著性水平（Pgt;0.05），說明A3→B→C路徑在“鄉村”和“城市”間也沒有顯著性差異，假設H7未通過檢驗。

3.中介效應的年級差異分析

為檢驗年級在多重中介路徑中是否存在顯著差異，研究使用Bootstrap計算低年級和高年級的中介效應，分析結果見表5?？梢钥闯鯝1→B→C的年級差異分析中Bootstrap置信區間包含0，未達顯著性水平（Pgt;0.05），說明A1→B→C路徑在“低年級”和“高年級”間沒有顯著性差異。A2→B→C的年級差異分析中Bootstrap置信區間不包含0，達到顯著性水平（Plt;0.01），說明A2→B→C路徑在“低年級”和“高年級”間存在顯著性差異。具體來看，低年級A2→B→C路徑系數乘積為0.037*0.507=0.0188，高年級A2→B→C路徑系數乘積為0.440*0.636=0.2798，表明能力收獲對高年級師范生職業認同的預測系數要高于低年級師范生。A3→B→C的年級差異分析中Bootstrap置信區間不包含0，同樣達到顯著性水平（Plt;0.05），說明A3→B→C路徑在“低年級”和“高年級”間存在顯著性差異。具體來看，低年級A3→B→C路徑系數乘積為0.550*0.507=0.2789，高年級A3→B→C路徑系數乘積為0.237*0.636=0.1507，表明理念價值收獲對低年級師范生職業認同的預測系數要高于高年級師范生，假設H8整體上通過檢驗。

五、討論與建議

（一）研究結論

本文從師范生學習收獲視角出發，考察師范教育不同方面對師范生教師職業認同的影響程度及其作用機制，通過實證分析得出以下主要結論：第一，師范生的知識收獲和能力收獲并不直接影響其教師職業認同，理念價值收獲對其教師職業認同產生直接影響。第二，師范生的職業效能不僅直接影響其教師職業認同，還在知識收獲、能力收獲、理念價值收獲對教師職業認同的影響中起到顯著中介作用。第三，師范生學習收獲對教師職業認同的影響在性別和地域上差異不明顯，但是在就讀年級上存在明顯差異。隨著年級升高，能力收獲對教師職業認同的影響逐步增大，理念價值收獲對教師職業認同的影響逐步減小。本研究結果有助于深入認識師范教育的作用價值，明確師范教育對教師職業認同的影響方面及路徑，進而有針對性地改進師范生培養過程。

（二）研究結果討論

首先，本研究表明師范生學習收獲對其教師職業認同有著顯著促進作用，師范生三種學習收獲或直接作用或通過中介效應來影響職業認同。也就是說師范教育本身對教師職業認同能夠起到積極的建構作用，反映出接受師范教育對于教師全方位成長的價值意義。但同時需要注意，師范教育的三種學習收獲對教師職業認同的作用機制又存在差異。師范生的知識收獲和能力收獲只能間接作用于職業認同，而理念價值收獲既可以間接作用又能夠直接影響職業認同，并且其間接作用值更為顯著。這表明，無論是直接還是間接影響，師范生理念價值收獲對教師職業認同的影響效力都要大于知識和能力收獲。已有針對師范生從教準備度的實證研究指出，職前教師在“專業理念與師德”維度的從教準備度得分要顯著高于“專業知識”和“專業能力”維度。[40]宋萑等對師范生教育質量的調查分析也顯示，專業理念對于增進師范生從教意愿有顯著正向影響，而專業知識和專業能力的作用則不顯著。[41]其主要原因在于，教師職業認同究其本質屬于一種情感歸屬和價值認定，而師范教育中的理念價值部分學習內容主要是為了培養教師良好的專業情意，與教師職業認同有著更強關聯性，因此對其產生更多直接影響。Astin認為學習收獲主要涵蓋認知和情感兩方面[42]，知識和能力內容作為認知收獲雖然并不直接針對師范生思想情感，但是師范生在教育教學知識與能力的學習提高過程中，會逐步增加對教師職業的體認和自信，因而可以通過間接中介效應影響教師職業認同。

其次，師范生職業效能不僅對其教師職業認同產生直接影響，還在師范教育學習收獲對職業認同的影響中起到中介作用?？梢娐殬I效能是影響教師職業認同的一個重要變量，單純的學習收獲不一定直接帶來職業認同的提升，師范教育對教師職業認同的影響離不開職業效能作用的發揮。美國學者Ajzen提出了用來解釋人類行為的計劃行為理論模型，將影響個體行為的因素歸結為行為態度、主觀規范和感知行為控制三大要素。[43]其中，感知行為控制指對自己是否具備足夠技能和資源來完成行為任務的自我評判，在職業發展領域的體現就是個體職業效能。職業效能是個體對能否勝任某一職業所持有的信念，師范生在接受師范教育過程中不僅獲得直觀明顯的知識、能力增長，其職業效能感也會伴隨專業學習不斷提高。根據社會認知職業理論，職業效能感會影響職業決策目標與行為，在學習經驗對職業結果預期的影響中起到中介作用[44]，而教師職業認同恰恰是師范生職業預期的重要組成。正因如此，Rots等提出的教師職業選擇模型把職業效能作為影響教師職業承諾和職業選擇的核心要素[45]，其進一步表明師范生實際獲得的教育教學知識和能力固然重要，但是師范生自我感知到的職業效能同樣不可或缺。

再次，師范生學習收獲對教師職業認同的作用機制在不同性別和地域間差異不顯著，在低年級和高年級之間差異明顯。本研究發現隨著年級提高，師范生的能力收獲對教師職業認同的影響變大，但是理念價值收獲對教師職業認同的影響卻變小。這說明低年級師范生的情感可塑性更強，是理念與價值觀培養的關鍵期，對于剛入學的師范生要幫助其盡快樹立良好的教師專業理念和價值取向。隨著年級的升高，能力發展對師范生職業認同的形成愈發重要，需要適時加深對師范生專業能力方面的學習訓練。關于中小學教師職后發展的元分析認為，教師的性別差異和地區差異對教師職業認同具有中等效應影響。[46]然而，本研究結果卻表明相對于職后教師而言，職前教師的性別和地域在學習收獲對職業認同的影響中并沒有顯著差異。這在另一個角度意味著職前教師與職后教師的職業認同影響機制可能存在不同，職前教師職業認同主要受到師范教育培養過程的作用，而職后教師則明顯受到工作角色和環境條件的影響。此外，已有關于政策滿意度和從教動機對教師職業認同的研究指出，師范生在性別、生源地和年級上的中介模型不存在顯著差異。[47]本研究在性別地域上與該結論一致，但是在年級上卻結果不同，其原因在于所設定的前因變量不同，由于本研究是從師范生學習收獲的角度出發，因而作為學習進程的就讀年級表現出較為明顯的差異性。

（三）實踐建議

1.完善培養過程，強化師范生專業理念和價值教育

通常認為培養知識和能力是師范教育的重要任務和目標，但是對于教師職業認同而言，師范生的理念價值收獲要超過知識能力收獲的影響。因此在師范教育中要積極融入專業理念和職業價值教育，幫助師范生樹立正確的教育觀、學生觀和教師觀，了解師范專業特征、教學專長、專業發展方式等，增強師范生職業使命感和責任意識。理念價值教育往往需要潛移默化的學習浸染才能產生良好效果，教學過程中應減少直接地說教灌輸，更多采用真情實例和現身說法的方式。一方面讓一線優秀教師參與師范教育，用真實的教學事例和工作經歷來豐富理念價值教育的內容形式，師范生通過與一線教師面對面學習交流，體會一線教師身上所內含的奉獻精神與理想信念。另一方面還應當讓師范生積極走進中小學校園和教師生活，開展尋訪“最美鄉村教師”“我身邊的優秀教師”等活動，拉近師范生與教師職業的心理距離，感受教師職業的崇高價值，增強對教師職業的身份認同。

2.依托實訓實踐教學，提高師范生職業效能

職業效能來自師范生對自我教育教學能力的評估判斷，既能夠直接影響師范生的教師職業認同，同時又發揮重要中介作用。師范教育要高度重視師范生職業效能的培養，善于將師范生學習收獲轉化為職業效能。職業效能無法僅憑借書本知識就可以輕松獲得，它是一種需要大量實境鍛煉和實地訓練才能逐步累積起來的心理資本。真實情境的職業能力訓練，既可以形成更為積極的教師職業認知，又能夠增加對教師職業行為的感知控制力。師范生獲得真實教學體驗的途徑主要為校內實訓和校外實踐，因此在師范生培養中要注重校內模擬授課、演課說課等實訓教學，并盡可能多地給師范生創造深入中小學實踐學習的場合條件。培養院校應建立全過程的實訓和實踐教學體系，將實訓實踐合理分布在各個學期，同時強化實訓實踐環節過程管理和效果評估，避免實踐實訓走過場、流于形式。通過增強實訓實踐教學改變師范教育“書中學”的主導局面，為師范生創設全方位的“做中學”機會，在分析實踐問題和解決實際問題中提高職業效能感。

3.遵循認同發展規律，合理安排師范生學習進程

師范專業在安排師范生學習進程時要遵循師范生學習規律和職業認同發展規律，在恰當的學習時段輔之以必要的教育手段，循序漸進展開職前教師培養。師范新生剛進入大學期間，往往會對師范教育和教師職業充滿好奇向往，這個時候最容易培養專業理念和價值觀念，通過思想引領建立對教師職業的認知基礎和情感認同。在低年級階段讓師范生盡快明確發展目標和學習方向，熟知師范專業的內容要求，深刻領會教師職業的價值特征，及早形成正確的職業態度。隨著年級升高逐步對師范生開展有效的職業生涯指導，讓師范生對教師職業形成整體連續的認識，引導師范生對教師職業生涯做出具體規劃。到高年級階段，要進一步強化專業能力的學習，尤其是課堂教學、班級管理、教學研究等能力的訓練，打好扎實的教育教學基本功和學科素養，讓師范生更有信心面對教師職業生涯，為教師職業認同奠定牢固的專業基礎。

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