教师职业认同对专业学习共同体的影响机制.pdf

现代基础教育研究第50卷，2023年6月（Research on Modern Basic Education）Vol.50,Jun.2023教师职业认同对专业学习共同体的影响机制邓 睿1，李 丰2（1.华东师范大学 教育学部，上海 200062；2.上海第二工业大学 职业技术教师教育学院，上海 201209）摘要：基于 6986 名中小学教师样本数据，运用实证分析考察了教师职业认同对专业学习共同体的影响，并引入教师集体效能感和自我效能感探究其内在作用机制。结果发现：中小学教师专业学习共同体整体居于中等偏上水平。教师的教龄越长、学段以及学历越高，专业学习共同体的发展水平越低。未定级教师的专业学习共同体发展水平最高。城市教师的专业学习共同体的发展水平高于乡村教师。教师职业认同对专业学习共同体具有显著促进作用，教师的集体效能感和自我效能感分别在职业认同对专业学习共同体的影响中发挥了中介效应，自我效能感的中介效应尤为突出，另外，集体效能感和自我效能感还具有链式中介效应。为此，应通过增强教师专业培训，提升教师的职业自觉；提高教师效能感水平，激发合作行为动机；培植专业学习共同体文化，营造合作共享氛围等举措，促进教师专业学习共同体的发展。关键词：职业认同；专业学习共同体；集体效能感；自我效能感；链式中介在 OECD（经济合作与发展组织）2016 年发布的 TALIS（Teaching and Learning International Survey，缩称 TALIS），即“国际教师教学调查”中，上海初中教师的年轻化、专业化水平远远超过国际平均水平；上海初中教师专业发展活动优势明显，不仅参与率高而且强度最大。上海教师一年中用于各项专业发展活动的天数达 62.8 天，是国际均值（27.6 天）的两倍还多。其中，专业学习共同体是促进教师专业发展的关键支撑和重要保障，其发展水平直接关系到教师队伍的稳定和优化。专业学习共同体是教师专业发展从个体走向群体的一个过程，反映出教师对职业的认知、理解和行动。研究表明，教师专业学习共同体与职业认同密切相关，教师对于职业认同是形成专业学习共同体的基础，没有职业认同就无法形成专业学习共同体。然而，目前关于教师职业认同与专业学习共同体之间的内部作用机制的研究并不多见。为此，本研究基于已有文献梳理和理论分析，构建链式中介模型，探究职业认同对专业学作者简介：邓睿，华东师范大学教育学部讲师，博士，主要从事教师专业发展、教师评价、名校发展与名校长成长研究；李丰，上海第二工业大学职业技术教师教育学院讲师，博士，主要从事教师教育研究。颜维琦等：上海教师专业发展活动参与率高于全球平均水平，光明日报 2016 年 2 月 22 日，第 6 版。郑鑫，沈爱祥，尹弘飚：教师需要怎样的专业学习共同体？基于教师教学满意度和教学效能感的调查，全球教育展望2018 年第 12 期，第 77-88 页。杜静，常海洋：教师专业学习共同体之价值回归，教育研究 2020 年第 5 期，第 126-134 页。宋萑：课程改革、教师赋权增能与教师专业学习共同体上海市四所小学的个案研究，教育学报 2011 年第 3 期，第 63-74 页。8686邓睿，李丰：教师职业认同对专业学习共同体的影响机制习共同体的作用机制和作用条件，以期为促进教师专业学习共同体的建设和发展提供参考依据。一、文献综述与研究假设1.教师职业认同对专业学习共同体的影响职业是社会分工体系中人们所获得的一种劳动角色，作为社会群体的表现形式，职业群体内部成员对职业的认同遵循社会认同的基本规律，即个体通过社会分类，对自己的角色和所属的群体产生认同，并且通过实现或维持积极的认同来提高自我价值。由于个体具有自我验证动机，在与外部情境所输入的信息进行互动时，个体会对自我概念中的认同标准予以验证，二者相一致才会产生认同，并给予外部情境以积极的反作用。据此，可以将教师职业认同理解为教师对其职业及内化的职业角色的积极认知、体验和行为倾向的综合体，它主要体现在角色价值观、职业行为倾向、职业价值观、职业归属感等方面。可见，教师职业认同是动态发展的过程，其背后反映的是教师对于自己专业身份的认知、情感和行为倾向。专业学习共同体的概念源于森格（Senge）提出的学习型组织理论，用于描述新型组织中成员发展的态度或理念，其基本观点是通过制定共同的愿景目标，通过组织成员的共享与交流，提高组织的效能。在教育领域，专业学习共同体多指教师围绕学生学习或教师发展的共同目标，相互交流和合作学习而形成的组织。它主要包含两类：一是中小学按照学科设置的正式的教学研究基层组织（如备课组、教研组和年级组等）；二是教师自发形成的非正式的学习研究组织（如名师工作坊、区域校际联盟、网络研修共同体等）。这两类专业学习共同体都强调共享的价值观和愿景、履行促进学生学习与发展的集体责任，拥有教师专业发展机制与师徒制等方面的特点，均在促进教师专业发展方面发挥着重要作用。已有研究表明，专业学习共同体深受教师职业认同度的影响。当教师对职业的理解超越个人谋求生计或完成工作要求时，就会真正感受到工作带来的价值感和成就感，此时个体的学习和合作的动机也会因此而增强，有助于形成良好的专业学习共同体，进而为彼此专业发展提供更加广泛的合作、对话以及分享的机会。施托贝尔（Stoeber）等研究发现，由于现代社会父母的受教育水平不断上升，他们越来越多地参与到孩子的教育之中，这在很大程度上增加了教师的压力。从而对教师职业认同产生了显著的负向影响，使得教师职业认同明显下降，甚至出现情绪耗竭、去个性化等一系列职业倦怠的问题，主要表现在跟同事合作与交流的意愿减少、焦虑感增加、自我效能感降低等方面，严重影响了教师队伍的态度和工作士气。梳理已有文献发现，专业学习共同体会受教师职业认同的影响，当教师表现出较高的职业认同感时，他们的工作积极性就会越高，与同事进行合作探究的意愿越明显，越容易形成专业学习共同体。据此提出假设 H1：教师职业认同正向预测专业学习共同体。P.J.Burke，“Identity Processes and Social Stress”，American Sociological Review，Vol.56，no.6（1991），pp.836-849.J.H.E.Assen，H.Koops，F.Meijers，et al.“How Can a Dialogue Support TeachersProfessional Identity Development？HarmonisingMultiple Teacher I-positions”，Teaching and Teacher Education，Vol.73，no.1（2018），pp.130-140.W.A.Firestone，“Images of Teaching and Proposals for Reform：a Comparison of Ideas from Cognitive and Organizational Research”，Educational Administration Quarterly，Vol.32，no.1（1996），pp.209-235.L.K.Seashores，“Changing the Culture of Schools：Professional Community，Organizational”，Journal of School Leadership，Vol.9，no.1（2006），pp.477-489.单志艳：走向中国特色教师专业学习共同体的教研组变革，教育研究 2014 年第 10 期，第 86-90 页。J.L.Snow-Geronos，“Professional Development in a Culture of Inquiry：PDS Teachers Identify the Benefits of Professional Learning Communities”，Teaching and Teaching Education，Vol.21，no.3（2005），pp.241-256.J.Stoeber，D.Rennert，“Perfectionism in School Teachers：Relations with Stress Appraisals，Coping Styles，and Burnout”，Anxiety，Stress，&Coping，Vol.21，no.1（2008），pp.37-53.A.Mitcheil，“Teacher Identity：A Key to Increased Collaboration”，Action in Teacher Education，Vol.19，no.3（1997），pp.1-14.8787第50卷现代基础教育研究（Research on Modern Basic Education）2023年6月2.教师效能感的中介作用教师效能感是教师对自己或群体影响学生学习的能力的主观判断。它包含自我效能感和集体效能感两种类型，前者指教师个体对自己有能力组织和执行一系列行动以达到既定目标的主观判断和信心；后者指教师对他们作为一个整体，通过努力所能对学生产生积极影响的信念。社会学习理论认为，个体的认知、行为和环境之间存在着交互作用，个体的认知会促进或者制约其行为选择。研究发现，教师的职业认同会影响教师的效能感，主要表现在：职业认同感高的教师会有更强的信心或信念，认为自己有能力成功地管理甚至挑战教学任务。有的教师的自我效能感源于自身已有的成功经验，而有的教师的自我效能感会受到集体行为的影响。研究发现，教师群体在教学实践中形成的效能感会影响个体的行为选择及对该行为的坚持性和努力程度。综合已有研究来看，教师职业认同可能是提升教师效能感水平的前因变量。已有实证研究表明，职业认同与自我效能感、职业承诺之间呈显著正相关，教师表现出来的职业认同度越高，其自我效能感水平也会越高。戴（Day）的研究指出，教师的职业认同度是其工作行为的一项主要决定因素，对职业价值认可的教师更有可能自愿表现出一些工作职责范围之外的行为。研究表明，教师的职业认同与自我效能感之间总体上呈现出中等程度的相关，但是这种关系会受到集体效能感的调节。换言之，集体效能感越高，职业认同与自我效能感之间的正向影响越明显。已有研究表明，教师的自我效能感是形成集体效能感的重要基础，而集体效能感也会反作用于自我效能感。为此，本研究推断：职业认同会通过集体效能感而对自我效能感产生影响。另一方面，教师的集体效能感和自我效能感建立在信念的基础之上，拥有共同信念有利于增强教师团队的凝聚力，这可能是形成专业学习共同体的前因变量。法尔克斯（Valckx）等将教师专业学习共同体划分为集体责任、反思对话和去私人化实践三个构成要素。对 324 名教师的调查研究发现，教师的自我效能感和集体效能感均与专业学习共同体存在显著正相关。小弗尔克尔（Voelkel，Jr）等以 16 所学校的专业学习共同体为样本进行了调查，结果表明，教师集体效能是预测专业学习共同体发展水平的重要变量，教师集体效能感能够激发教师参与和支持专业学习共同体的工作和活动。专业学习共同体与集体效能感三个维度（集体目标效能、集体行动效能和集体结果效能）的相关系数在 0.8580.915 之间，高度相关。M.Tschannen-Moran，A.W.Hoy，“Teacher Efficacy：Capturing an Elusive Construct”，Teaching and Teacher Education，Vol.17，no.1（2001），pp.783-805.R.D.Goddard，W.K.Hoy and A.W.Hoy，“Collective Teacher Efficacy：Its Meaning，Measure，and Impact on Student Achievement”，American Educational Research Journal，Vol.37，no.2（2000），pp.479-507.T.Coladarci，“TeachersSense of Efficacy and Commitment to Teaching”，Journal of Experimental Education，Vol.60，no.4（1992），pp.323-337.JR.R.H.Voelkel，J.H.Chrispeels，“Understanding the Link between Professional Learning Communities and Teacher Collective Efficacy”，School Effectiveness and School Improvement，Vol.28，no.4（2017），pp.505-526.E.T.Canrinus，M.Helms-Lorenz and D.Beijaard，et al.，“Self-Efficacy，Job Satisfaction，Motivation and Commitment：Exploring theRelationships between Indicators of TeachersProfessional Identity”，European Journal of Psychology of Education，Vol.27，no.1（2012），pp.115-132.C.Day，“School Reform and Transitions in Teacher Professionalism and Identity”，International Journal of Educational Research，Vol.37，no.1（2002），pp.677-692.G.Guidetti，S.Viotti and A.Bruno，et al.，“Teachers Work Ability：A Study of Relationships between Collective Efficacy and Self-Efficacy Beliefs”，Psychology Research and Behavior Management，Vol.11，no.1（2018），pp.197-206.J.Valckx，R.Vanderlinde and G.Devos，“Departmental PLCs in Secondary Schools：the Importance of Transformational Leadership，Teacher Autonomy，and Teachers Self-Efficacy”，Educational Studies，Vol.46，no.3（2020），pp.282-301.JT.T.H.Voelkel and J.H.Chrispeels，“Understanding the Link between Professional Learning Communities and Teacher Collective efficacy”，School Effectiveness and School Improvement，Vol.28，no.4（2017），pp.505-526.8888邓睿，李丰：教师职业认同对专业学习共同体的影响机制综上所述，教师集体效能感和自我效能感可能是职业认同与专业学习共同体的中介变量。本研究据此提出以下假设：假设 H2：教师集体效能感在职业认同与专业学习共同体之间发挥中介作用；假设H3：教师自我效能感在职业认同与专业学习共同体之间发挥中介作用。3.教师集体效能感和自我效能感的链式中介作用已有研究表明，教师集体效能感和自我效能感之间显著相关。班杜拉（Bandura）研究发现，自我效能感是预测教师发展的重要变量，成功的教师会表现出极强的自我效能感。而集体效能感是预测学校发展的重要变量，在成功的学校，教师整体上呈现出极高的集体效能感水平。同时，集体效能感水平高的组织更有可能激发个体形成自我效能感。戈达德（Goddard）通过大量的文献梳理和理论分析发现，集体效能感和自我效能感是表征学生学业成绩的重要变量，并且集体效能感可以通过教师自我效能感而对学生成绩产生间接影响。康松（Cansoy）等通过对 427 名中小学教师的调查研究发现，教师的集体效能感和自我效能感之间是相互作用的关系。教师感知到的集体效能感水平越高，其自我效能感水平也会越高，教师分享、合作、反思等方面的动机也会随之增强。已有研究验证了教师集体效能感对自我效能感产生的显著影响，研究还表明，教师集体效能感和自我效能感都是专业学习共同体的重要影响因素。既然二者都与职业认同、专业学习共同体存在关联，本研究推断，教师集体效能感和自我效能感可以结合在一起成为一组链式中介，进而对专业学习共同体产生影响。据此，本研究提出假设 H4：教师的“集体效能感自我效能感”在职业认同与专业学习共同体之间发挥链式中介作用。二、研究设计1.研究对象课题组选择北京市、天津市、贵州省、云南省、河南省、吉林省、青海省、陕西省的 110 所中小学进行调查，其中，小学 51 所，初中 32 所，高中 27 所。调查问卷采取整群随机抽样的方式进行发放和回收。为期 3 个月的调研中，共发放调查问卷 11000 份，获得有效问卷 6986 份，有效回收率为 63.51%。回收率不高可能受问卷题量大的影响，课题组采用了较为严苛的筛选标准：凡是连续 10 道及以上选择同一答案，或者超过三道及以上未作答，均视为无效问卷。有效样本中，女教师 4784 人（占比 68.48%）、男教师 2202 人（占比 31.52%）；小学教师 4283 人（占比 61.31%）、初中教师 1767 人（占比 25.29%）、高中教师 936 人（占比 13.4%）；未定级教师 651 人（占比 9.32%）、初级教师 1548（占比 22.16%）、中级教师3220 人（占比 46.09%）、高级教师 1567 人（占比 22.43%）；城市教师 4788 人（占比 68.54%）、乡村教师2198 人（占比 31.46%）。所有的研究对象平均年龄为 39.97 岁，标准差为 9.49；平均教龄为 17.37 年，标准差为 10.77。2.测量工具（1）职业认同量表教师职业认同测量工具采用魏淑华编制的教师职业认同量表，包含角色价值观、职业行为倾向、职业价值观、职业归属感 4 个维度，共 18 道题项。量表采用李克特五点计分，均为正向题，从“非常不符合”到“非常符合”分别赋值 15 分。量表的得分越高，表示教师的职业认同度越高。角色价值观样题 A.Bandura，“Perceived Self-Efficacy in Cognitive Development and Functioning”，Educational Psychologist，Vol.28，no.2（1993），pp.117-148.R.D.Goddard，W.K.Hoy，and A.W.Hoy，“Collective Efficacy Beliefs：Theoretical Developments，Empirical Evidence，and Future Directions”，Educational Researcher，Vol.33，no.3（2004），pp.3-13.R.Cnasoy，H.Parlar，“Examining the Relationship between School PrincipalsInstructional Leadership Behaviors，Teacher Self-Efficacy，and Collective Teacher Efficacy”，International Journal of Educational Management，Vol.32，no.4（2018），pp.550-567.魏淑华，宋广文，张大均：我国中小学教师职业认同的结构与量表，教师教育研究 2013 年第 1 期，第 55-60 页。8989第50卷现代基础教育研究（Research on Modern Basic Education）2023年6月如“从事教师职业能够实现我的人生价值”，主要测量教师对自我角色重要程度的认知情况；职业行为倾向样题如“我能够认真对待职责范围内的工作”，侧重于测量教师在教育教学工作中的表现情况；职业价值观样题如“我认为教师的工作对人类社会发展有重要作用”，主要测量教师在职业意义和作用方面自评情况；职业归属感样题如“我在乎别人如何看待教师群体”，主要测量教师在职业的感情、心理方面的感受。经过数据分析，教师职业认同量表 4 个维度的 Cronbach s 系数分别为 0.902，0.883，0.876，0.740。验证性因素分析结果显示，RMSEA=0.057，CFI=0.987，TLI=0.961，SRMR=0.047，表明量表具有良好的信度和结构效度。（2）专业学习共同体量表专业学习共同体测量工具采用郑鑫等编制的专业学习共同体量表，包含共享的目标、合作活动、关注学生学习、分享实践和反思对话 5 个维度，共 18 道题项。量表采用李克特五点计分，均为正向题，从“非常不符合”到“非常符合”，分别赋值 15 分。量表得分越高，表示教师专业学习共同体的发展水平越高。共享的目标的样题如“我们学校发展的目标和重点是明确的”，主要测量教师对于学校的核心使命和价值观的认同情况；合作活动的样题如“我会定期与组内教师围绕课程计划、开发、评估或其他工作进行研讨”，主要测量教师群体在专业发展和教学方面的合作情况；关注学生学习的样题如“培养学生高层次技能（推理、解决问题、批判性思维和创造性思维）是我教学的重要目标”，主要测量教师对于学生学习提供的支持；分享实践的样题如“我经常收到领导或同事给予的有意义的反馈”，主要测量教师之间互相听评课以及相互评价的情况；反思对话的样题如“我会与其他教师讨论组内成员的教学实践和行为”，侧重于对教师群体之间围绕课堂教学和学生学习交流的测量。经过数据分析，专业学习共同体量表 5 个维度的 Cronbach s 系数分别为 0.923，0.922，0.794，0.765，0.879。验证性因素分析结果显示，RMSEA=0.037，CFI=0.957，TLI=0.947，SRMR=0.041，表明量表具有良好的信度和结构效度。（3）自我效能感量表教师自我效能感测量工具采用坦申恩莫兰（TschannenMoran）等编制的自我效能感量表，包括教学策略效能、课堂管理效能以及学生参与效能 3 个维度，共 12 道题项。量表采用李克特五点计分，从“完全不能”到“完全可以”分别赋值 15 分，分值越高表示教师的自我效能感水平越高。教学策略效能的样题如“你能在多大程度上使用各种评估策略”，主要测量教师在课堂上教学策略的使用情况；课堂管理效能的样题如“你能在多大程度上让学生遵守课堂规则”，主要测量教师的课堂管理能力；学生参与效能的样题如“你能在多大程度上帮助学生重视学习”，主要测量教师对引导学生参与教学和学习的能力。数据分析显示，自我效能感量表的 3 个维度的 Cronbach s 系数分别为 0.803，0.925，0.917。验证性因素分析结果显示，RMSEA=0.046，CFI=0.987，TLI=0.983，SRMR=0.020，表明量表具有良好的信度和结构效度。（4）集体效能感量表教师集体效能感测量工具采用戈达德（Goddard）编制的集体效能感量表，由单一维度构成，共 12 道题项。量表采用李克特五点计分，由 6 道正向题和 6 道反向题组成，从“非常不符合”到“非常符合”，分别赋值 15 分。数据整理过程中，将反向题得分按照正向题重新进行编码处理，在此基础上，量表总得分越高，表示教师集体效能感水平越高。量表样题如“我们学校的教师有信心能够激励学生”，“我们学校的教师相信每位学生都能学会”，“如果学生放弃学习，教师就会放弃这位学生”等，主要测量全体教 X.Zheng，H.Yin and Y.Liu，et al.，“Effects of Leadership Practices on Professional Learning Communities：The Mediating Role ofTrust in Colleagues”，Asia Pacific Education Review，Vol.17，no.3（2016），pp.521-532.M.Tschannen-Moran，A.W.Hoy，“Teacher Efficacy：Capturing an Elusive Construct”，Teaching and Teacher Education，Vol.17，no.1（2001），pp.783-805.R.D.Goddard，“A Theoretical and Empirical Analysis of the Measurement of Collective Efficacy：The Development of a Short Form”，Educational and Psychological Measurement，Vol.62，no.1（2002），pp.97-110.9090邓睿，李丰：教师职业认同对专业学习共同体的影响机制师对学生学习和发展产生积极影响的信念。数据分析显示，集体效能感量表的 Cronbach s 系数为 0.735，表明集体效能感量表具有良好的信度。3.数据分析方法数据分析主要使用 SPSS26.0 和 Mplus8.3 软件。本研究所涉及的各个变量的关系验证与分析均建立在不存在共同体方法偏差的基础上。研究采用 Harman 单因素检验法对可能会因同一被试作答而出现的共同方法偏差问题进行了检验，发现在 9 个特征值均大于 1 的因子中，第一个因子变异解释率为20.78%，符合低于 40%的统计学标准，说明不存在共同方法偏差问题。在此基础上，运用相关分析、回归分析以及 Bootstrap 自助抽样法等对理论假设进行验证和分析。三、研究结果1.样本描述统计分析表 1 的数据显示了教师职业认同、自我效能感、集体效能感以及专业学习共同体的均值和人口学变量上的差异表现。各变量的均值在 3.144.50 之间，中小学教师的职业认同度（M=4.50，SD=0.47），自我效能感（M=4.47，SD=0.47）都居于较高水平，专业学习共同体（M=4.22，SD=0.53）则居于中等偏上水平，集体效能感水平则明显偏低（M=3.14，SD=0.48）。表 1 各变量的现状及其在人口学变量上的差异性别职称学段学历地域整体表现女（N=4784）男（N=2202）FA未定级（N=651）B初级（N=1548）C中级（N=3220）D高级（N=1567）FLSD小学（N=4283）初中（N=1767）高中（N=936）FLSDX专科（N=1313）Y本科（N=5144）Z研究生（N=529）FLSD城市（N=4788）乡村（N=2198）F均值标准差职业认同4.540.464.420.4915.000*4.560.484.500.484.490.474.510.464.372*AB，C，D4.520.474.470.484.510.476.768*，4.390.474.520.474.610.4260.585*XYZ4.540.464.410.487.246*4.500.47自我效能感4.490.464.450.490.6114.420.504.470.494.490.464.480.473.511-4.510.454.400.494.470.4936.427*,4.470.454.480.484.480.480.503-4.500.474.440.470.8314.480.47集体效能感3.110.483.200.491.0503.160.533.150.493.130.483.140.468.566*DA，B，C3.130.473.130.493.190.496.948*，3.160.463.140.493.060.467.554*ZX，Y3.100.463.210.5117.974*3.140.48专业学习共同体4.260.524.130.542.8094.270.514.180.544.190.534.140.518.257*-4.230.534.180.534.220.563.829*4.090.494.240.534.320.5454.510*XYZ4.250.534.150.538.837*4.220.53注：*表示 p0.05，*表示 p0.01，*表示 p0.001。9191第50卷现代基础教育研究（Research on Modern Basic Education）2023年6月（1）性别方面，不同性别的教师在自我效能感、集体效能感以及专业学习共同体方面均不存在显著性差异，仅在职业认同方面存在显著性差异。（2）职称方面，不同职称的教师在职业认同、集体效能感和专业学习共同体上存在显著性差异，其中，初级、中级以及高级教师在职业认同上的表现均显著低于未定级教师。未定级教师在专业学习共同体的表现显著高于拥有其他职称的教师。（3）学段方面，不同学段的教师在职业认同、自我效能感、集体效能感以及专业学习共同体方面均存在显著性差异。其中，初中教师的职业认同度显著低于小学和高中学段的教师。教师专业学习共同体发展水平与学段成反比。（4）学历方面，不同学历的教师在职业认同、集体效能感和专业学习共同体三个方面均存在显著性差异。其中，教师职业认同与学历水平具有正相关关系，教师的学历层次和专业学习共同体的建设水平具有负相关关系。地域方面，不同地域的教师在自我效能感方面均不存在显著性差异，而在职业认同、集体效能感和专业学习共同体方面均存在显著性差异。2.相关分析和回归分析（1）相关分析如表 2 所示，职业认同、自我效能感、集体效能感和专业学习共同体在 0.01 水平上显著，均具有显著正向相关关系。四个变量之间的相关系数在 0.4880.612 之间，具有较强的相关关系。表 2 各变量的描述统计和相关分析结果（N=6986）变量职业认同自我效能感集体效能感专业学习共同体职业认同10.541*0.552*0.604*自我效能感10.488*0.589*集体效能感10.612*专业学习共同体1注：*表示 p0.01。（2）回归分析为了探究教师职业认同与专业学习共同体之间的内部关系，分别从职业认同对专业学习共同体的各个子维度进行回归分析（见表 3）。当控制了教龄、学历、学段、地域维度之后，角色价值观均对专业学习共同体及其子维度具有显著正向预测作用；职业行为倾向对专业学习共同体及其子维度之间存在显著正向预测作用；职业价值观对专业学习共同体及其子维度之间均不存在显著预测作用（p 值均大于0.05）；职业归属感对共享的目标具有显著负向预测作用（=-0.073，p0.05），对反思对话则不存在显著预测作用（=0.029，p0.05），对专业学习共同体及其余三个子维度则具有显著正向预测作用。总体来看，职业认同中的职业价值观不能单独预测专业学习共同体，职业归属感可以部分预测专业学习共同体，而其他三个子维度及职业认同总维度均可以显著正向预测专业学习共同体，假设 H1 得到验证。表 3 教师职业认同对专业学习共同体的回归分析教龄专科本科初中高中乡村RV-0.002-0.107*-0.010-0.074*-0.032*-0.091*-0.013-0.031*-0.059*-0.049*-0.015*-0.034*0.187*-0.045*-0.021*-0.069*-0.012-0.041*-0.047*0.217*-0.052*-0.010*-0.047*-0.003-0.072*-0.0130.107*-0.158*-0.043*-0.0180.067*-0.040*0.081*0.333*-0.057*-0.103*-0.038*-0.014-0.026*-0.0210.174*-0.082*-0.203*-0.055*-0.001-0.093-0.0050.254*-0.071*-0.202*-0.059*-0.004-0.076-0.005研究变量M1M2M3M4M5M6M7M89292邓睿，李丰：教师职业认同对专业学习共同体的影响机制PBTPVPBPIFR2rR242.0330.0350.0340.152*0.089-0.073*0.340*408.9250.3700.3690.194*0.0170.017*0.186*376.6940.3510.3500.188*0.0520.057*0.181*230.7810.2490.2480.165*0.0230.204*-0.204*155.3300.1820.1810.209*0.0170.0290.149264.0160.2750.2740.220*0.0450.062*0.146*449.7470.3920.3910.596*610.9630.3800.379（续表）研究变量M1M2M3M4M5M6M7M8注：RV=角色价值观，PBT=职业行为倾向，PV=职业价值观，PB=职业归属感，PI=职业认同；M1=职业认同；M2=共享的目标；M3=合作活动；M4=关注学生学习；M5=分享实践；M6=反思对话；M7=专业学习共同体；M8=专业学习共同体。教龄、学历、学段、地域为控制变量，学历以研究生为参照，学段以小学为参照，地域以城市为参照。3.链式中介效应检验（1）中介效应检验本研究根据小海尔（Hair Jr）等提出的中介效应检验办法，采用建构嵌套模型的方式，分别设立基准模型（包含所有变量和维度）、部分中介模型（职业认同剔除职业价值观和职业归属感）、全中介模型（职业认同对专业学习共同体没有直接影响）以及无中介模型（职业认同、集体效能感、自我效能感分别直接预测专业学习共同体）予以验证。首先，比较基准模型和部分中介模型，结果发现基准模型的拟合值（c2/df=4.30，CFI=0.976，TLI=0.970，RMSEA=0.037，SRMR=0.027）均在可接受范围之内，比部分中介模型的拟合值（c2/df=12.65，CFI=0.907，TLI=0.902，RMSEA=0.061，SRMR=0.089）更加理想；其次，比较基准模型和全中介模型，发现全中介模型（c2/df=14.98，CFI=0.857，TLI=0.822，RMSEA=0.141，SRMR=0.069）的拟合值并没有达到推荐的标准值；最后，比较基准模型和无中介模型，发现无中介模型（c2/df=25.57，CFI=0.729，TLI=0.669，RMSEA=0.193，SRMR=0.085）的拟合值同样没有达到推荐的标准值。上述结果表明，基准模型是最为理想的分析模型，虽然职业价值观和职业归属感对专业学习共同体的单独预测作用不完全显著，但是加入角色价值观和职业行为规范的职业认同能够更好地预测专业学习共同体。表 4 结构方程模型嵌套比较模型假设基准模型部分中介模型全中介模型无中介模型c2/df4.3012.6514.9825.57CFI0.9760.9070.8570.729TLI0.9700.9020.8220.669RMSEA0.0370.0610.1410.193SRMR0.0270.0890.0690.085为了检验中介效应，采用基准模型对数据做进一步分析。四个变量之间的标准化路径系数分析结果显示（见图 1），教师职业认同对专业学习共同体（=0.604，p0.001）、教师集体效能感（=0.507，p0.001）以