1. 引言
百年大计，教育为本；教育大计，教师为本。教师作为教育发展的第一资源，师范院校则是担任教师教育强大的主力军[1]，其对师范生的培养是保障我国教育朝向高质量发展的重要一环。2018年《中共中央国务院关于全面深化新时代教师队伍建设改革的意见》指出“加大对师范院校支持力度。实施教师教育振兴行动计划，建立以师范院校为主体、高水平非师范院校参与的中国特色师范教育体系……整体提升师范院校和师范专业办学水平”[2]。2022年《新时代基础教育强师计划》印发了关于基础教育强师的目标要求“建立完善的教师专业发展机制，形成招生、培养、就业、发展一体化的教师人才造就模式，教师数量和质量基本满足基础教育发展需求”[3]，文件的发布体现了师范院校培养教师的重要性，同时也是对师范院校师范生培养方案的完善与改进。根据2021年的师范生调查数据，全国的应届师范毕业生约为74万，其中地方师范院校师范的毕业生占比达到了97%，大量的市场人才岗位被地方师范院校所承担，同时在2021年全国新增的基础教育教师占比中地方师范院校为其提供了重要的支持[4]。所以地方性师范院校作为培养基础教育师资力量的重要储备基地，也作为进行教师教育的关键主体，其培养教师的数量和质量决定着基础教育发展的成效。
因此，关注地方性师范生职业动机的发展十分重要。首先，地方师范生是否具有职业动机，以及职业动机受什么因素推动都会在一定程度上对基础教育的教师供给产生影响。其次，师范生的职业动机会影响他们的职业认同感和专业知识的学习，从而会影响师范生的专业发展以及推动新时代高素质、高质量教师队伍的建设。基于以上的分析，本研究提出以下研究问题：(1) 师范生职业动机的整体情况如何？以及不同背景变量下对师范生职业动机的情况如何？(2) 师范生的从教意愿是否受性别、师范生类别、不同年级以及职业动机各维度方面的影响？
2. 研究方法
2.1. 研究对象
本研究主要面向某地方师范院校在校师范生展开调研，向大一至大四四个不同年级、不同类别的师范生发放问卷，采用线上作答的方式收集数据，最终用问卷星回收问卷共1488份，经过初步数据处理后，保留有效问卷1192份，问卷回收率80.1%，基本调查对象情况详见下表1。
Table 1. Basic information table of survey object
表1. 调查对象基本情况表
名称 |
选项 |
频数 |
百分比(%) |
性别 |
男 |
392 |
32.89 |
女 |
800 |
67.11 |
年级 |
大一 |
288 |
24.16 |
大二 |
247 |
20.72 |
大三 |
315 |
26.42 |
大四 |
342 |
28.69 |
师范生类别 |
公费师范生 |
267 |
22.40 |
非公费师范生 |
925 |
77.68 |
合计 |
1192 |
100.00 |
2.2. 研究方法
问卷调查法
本研究在梳理和归纳已有研究和相关理论的基础上，参考已有关于师范生职业动机的调查问卷从内部动机、外部动机两方面编制了《地方性师范院校师范生职业动机调查问卷》，并运用SPSS27.0统计软件进行相关的数据分析。
2.3. 研究工具
2.3.1. 问卷编制
在《地方性师范院校师范生职业动机调查问卷》中将师范生职业动机划分为内在动机与外在动机两大部分，并根据相关量表划分为以下八个维度：内在动机包括：职业利他、补偿回报、自我认知、追求进取。外在动机包括：群体影响、政策影响、师范教育影响、职业影响。采用李克特五点量表填答和计分，由被试者依据个人的符合程度进行填答，计分依次是：非常不符合、比较不符合、一般符合、比较符合、非常符合，分别得1、2、3、4、5分。
2.3.2. 问卷分析
1) 问卷信度分析
Table 2. Questionnaire reliability analysis
表2. 问卷信度分析
项目维度 |
测试题项 |
α系数 |
总α系数 |
职业利他 |
2 |
0.941 |
0.978 |
补偿回报 |
2 |
0.889 |
自我认知 |
4 |
0.962 |
追求进取 |
3 |
0.970 |
群体影响 |
3 |
0.814 |
政策影响 |
2 |
0.891 |
师范教育影响 |
3 |
0.893 |
职业影响 |
3 |
0.931 |
本次研究使用Cronbach α系数测量各研究变量的信度情况。测量结果如表2所示，整体量表的α系数为0.978，大于0.9，各维度的α系数均大于0.8，由此可说明该问卷处于较高信度，其样本数据可以用于下一步的研究使用。
2) 问卷效度分析
本研究问卷的效度分析如下表3所示，其中KMO值为0.954，大于0.9，表明KMO检验效果较好，p值为0.000，即各变量之间存在着显著的相关性，量表效度较好，适宜作因子分析。
Table 3. Validity analysis of questionnaire
表3. 问卷效度分析
KMO值 |
Bartlett球形度检验 |
近似卡方 |
df |
p值 |
0.954 |
5745.116 |
231 |
0.000 |
通过上述对问卷信效度的分析可知，本研究问卷具有良好的信效度，可用于进一步的研究。
3. 研究结果与分析
3.1. 师范生职业动机的差异分析
3.1.1. 师范生职业动机总体特征及分析
本研究通过计算师范生在《地方性师范院校师范生职业动机调查问卷》上的总分及各层面的得分的平均数与标准差，以期获得师范生职业动机的整体情况。
首先对师范生职业动机的总体情况进行了初步的分析，结果如下表4所示，可以看出各维度平均分都在中间分(3)以上，其均值按从大到小依次排序为：职业利他(4.03)、职业影响(3.88)、政策影响(3.77)、师范教育影响(3.49)、补偿回报(3.46)、群体影响(3.40)、追求进取(3.28)、自我认知(3.17)。
根据问卷维度的内容调查发现师范生对教师职业的认同度处于较高的水平，在“职业利他”这一维度下有所体现，即“我认为作为教师可以服务于社会，为教育事业的发展做出贡献”“我认为作为教师可以对学生的发展产生影响，有机会帮助青少年树立正确的价值观，培养出优秀的学生”在这两个问题上的均值为4.03，这表明师范生对教师的社会价值具有高度的认同，认为教师为社会的发展做出了贡献以及对学生树立正确的价值观具有十分重要的作用。研究表明，教师对职业的认同度能显著影响其对工作满意度和离职意向[5]。同时赵宏玉等人的研究证实，对处于教师教育阶段的师范生而言，职业认同还可能会影响其教学准备程度，并进而影响其未来的职业发展[6]。
除职业利他这一维度对师范生职业动机影响最大外，职业影响和政策影响这两个维度的均值分别为3.88和3.77，说明师范生范生的教师职业动机也受其这两个维度的影响较大。而自我认知这一维度的均值最低为3.17，说明师范生在选择当教师时的职业动机受其影响的程度较小。
Table 4. Overall situation of professional motivation of fan sheng teachers
表4. 范生教师职业动机的整体情况
维度 |
均值 |
标准差 |
职业利他 |
4.03 |
0.78 |
补偿回报 |
3.47 |
1.04 |
自我认知 |
3.17 |
1.18 |
追求进取 |
3.27 |
1.22 |
群体影响 |
3.39 |
0.94 |
政策影响 |
3.77 |
0.80 |
师范教育影响 |
3.49 |
0.93 |
职业影响 |
3.88 |
0.92 |
3.1.2. 不同性别师范生职业动机特征及差异分析
将师范生职业动机与性别进行差异检验，其结果如下表5所示。一方面，本次研究的来源对象专业多为学前教育和小学教育的师范生，另一方面，本次研究所调查的样本来源于师范院校，其学校男女比例为3:7，从这两方面可以解释本次研究中不同性别师范生职业动机差异的部分原因，同时师范生作为未来教师队伍力量的储备军，这部分的研究，即性别对于教师职业动机呈现出显著性差异，也能够反映出在TALIS 2018调查中所显示的女性教师在教师职业中占主导地位，其中最突出的是在学前教育和初等教育中的结果[7]。
Table 5. Analysis of differences in teacher professional motivation among normal university students of different genders
表5. 不同性别师范生的教师职业动机差异分析
维度 |
男(n = 392) |
女(n = 800) |
P |
t |
平均值 |
标准差 |
平均值 |
标准差 |
职业利他 |
3.54 |
0.77 |
4.26 |
0.68 |
0.000** |
6.784 |
补偿回报 |
2.69 |
1.02 |
3.80 |
0.83 |
8.379 |
自我认知 |
2.23 |
1.02 |
3.74 |
0.98 |
9.244 |
追求进取 |
2.31 |
1.05 |
3.62 |
1.01 |
9.291 |
群体影响 |
2.56 |
0.90 |
3.83 |
0.67 |
9.899 |
政策影响 |
3.24 |
0.57 |
4.03 |
0.77 |
8.139 |
师范教育影响 |
2.94 |
0.82 |
3.76 |
0.86 |
6.415 |
职业影响 |
3.16 |
0.80 |
4.23 |
0.76 |
9.156 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
3.1.3. 不同类别师范生职业动机特征及差异分析
将师范生职业动机与师范生类别进行检验，结果如下表6所示，可知不同师范生类别样本职业动机呈现出显著性差异。
Table 6. Analysis of differences in teacher professional motivation among different categories of teacher education students
表6. 不同类别师范生的教师职业动机差异分析
维度 |
非公费师范生(n = 925) |
公费师范生(n = 267) |
t值 |
p值 |
平均值 |
标准差 |
平均值 |
标准差 |
职业利他 |
3.97 |
0.80 |
4.20 |
0.70 |
1.738 |
0.084 |
补偿回报 |
3.32 |
1.09 |
3.90 |
0.74 |
4.180 |
0.000** |
自我认知 |
3.07 |
1.25 |
3.47 |
0.88 |
2.458 |
0.015* |
追求进取 |
3.18 |
1.28 |
3.59 |
0.98 |
2.374 |
0.019* |
群体影响 |
3.29 |
0.98 |
3.74 |
0.77 |
3.284 |
0.001** |
政策影响 |
3.75 |
0.83 |
3.84 |
0.70 |
0.771 |
0.443 |
师范教育影响 |
3.42 |
0.98 |
3.74 |
0.72 |
2.491 |
0.014* |
职业影响 |
3.80 |
0.96 |
4.13 |
0.74 |
2.416 |
0.017* |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
上表6呈现了两类师范生教师不同维度下的描述统计和差异检验结果，除“职业利他”和“政策影响”的差异不显著外，其他变量在这两类师范生群体间的差异都显著，且都表现为公费师范生均值更高。
3.1.4. 不同年级师范生职业动机特征及差异分析
利用卡方检验去研究不同年级对于师范生职业动机的差异关系，其p值大于0.05，表明不同的年级对于师范生的职业动机并不会表现出显著性差异。
Table 7. Analysis of differences in career motivation among normal university students in different grades
表7. 不同年级的师范生职业动机差异分析
维度 |
大一(n = 288) |
大二(n = 247) |
大三(n = 315) |
大四(n = 342) |
F |
p |
平均值 (标准差) |
平均值 (标准差) |
平均值 (标准差) |
平均值 (标准差) |
职业利他 |
3.97 (0.86) |
4.14 (0.87) |
3.96 (0.72) |
4.09 (0.67) |
0.569 |
0.636 |
补偿回报 |
3.47 (1.09) |
3.53 (1.11) |
3.28 (0.93) |
3.53 (1.02) |
0.519 |
0.670 |
自我认知 |
3.07 (1.29) |
3.17 (1.31) |
2.99 (1.17) |
3.42 (0.94) |
1.325 |
0.268 |
追求进取 |
3.15 (1.34) |
3.47 (1.32) |
3.08 (1.19) |
3.45 (0.99) |
1.272 |
0.285 |
群体影响 |
3.26 (1.04) |
3.37 (0.96) |
3.37 (0.91) |
3.61 (0.83) |
1.538 |
0.206 |
政策影响 |
3.73 (0.84) |
3.98 (0.88) |
3.61 (0.77) |
3.81 (0.70) |
1.438 |
0.233 |
师范教育影响 |
3.36 (0.95) |
3.58 (1.04) |
3.28 (0.97) |
3.77 (0.77) |
2.932 |
0.035* |
职业影响 |
3.95 (0.95) |
3.86 (0.90) |
3.67 (1.01) |
3.96 (0.83) |
0.940 |
0.422 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
通过表7，对大一至大四不同年级的师范生职业动机进行差异分析，其结果表明：在师范教育影响这一维度上，不同年级学生具有差异性，大一新生还未完全接触师范生的培养模式，对其内容了解不深，其对教师职业动机的影响较小；大三年级在经历了三年的教育教学与实习生活，以及充分了解到了学校对于师范生的培养模式，因此其均值反映出该地方师范院校在师范生培养方案上仍需要进行完善。在自我认知这一维度上，大一年级的均值低于中间值(3)，表明大一师范生在根据自身的兴趣、性格、能力和理想等方面选择教师职业的影响较小。
综上研究可知，师范生的职业动机在各个维度上的差异不大，且平均值都高于中间值(3)，表明师范生的职业动机总体较高，其中职业利他维度的均值得分最高，说明师范生对于教师职业的整体认同度较高，这也验证了邢春冰等人[8]在研究中所提出的社会贡献(利他主义的社会效用价值观)是主要的教师职业选择动机，同时在TALIS 2018的调查报告结果中也证明了职业利他在职业动机中发挥的重要作用，在显示关于“是什么促使教师选择这个职业？”这一问题中约90%的教师认为影响儿童发展和对社会做出贡献的机会是加入这一职业的主要动机。其次师范生职业动机在性别、师范生类别上都存在着显著差异，根据以往大量的研究表明，师范生对职业的选择受到人口统计学变量的影响，即不同性别、年级、专业以及不同的家庭背景都会对师范生的从教意愿产生影响[7]。
3.2. 师范生职业动机的影响分析
3.2.1. 不同性别师范生职业动机的影响分析
本研究以是否从事教师职业为因变量、以性别为自变量进行二元Logit回归分析，并逐步加入年级、师范生类别两方面的控制变量，结果如下表8所示，由表可知，性别会对师范生的从教意愿产生显著的负向影响关系，男性选择教师职业的概率比女性低。
Table 8. The influence of gender on choosing a teaching career
表8. 性别是否选择教师职业的影响
|
简单回归 |
控制年级 |
控制师范生类别 |
控制年级、 师范生类别 |
性别 (男性 = 1/女性 = 0) |
−1.887** (0.336) |
−1.885** (0.337) |
−1.899** (0.349) |
−1.889** (0.350) |
样本数 |
1192 |
注：1、括号内为标准误；*p < 0.05，**p < 0.01。2、其他控制变量未在表中列出。
3.2.2. 不同师范生类别教师职业动机的影响分析
将不同师范生类别作为自变量，将从教意愿作为因变量进行二元Logit回归分析，从下表9可以看出，师范生类别会对师范生的从教意愿产生显著的正向影响关系。
Table 9. The impact of whether teacher trainees choose the teaching profession or not
表9. 师范生类别是否选择教师职业的影响
|
回归系数 |
标准误 |
OR值 |
师范生类别 (公费师范生 = 1/非公费师范生 = 0) |
1.463** |
0.467 |
4.319 |
样本数 |
1192 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
3.2.3. 不同年级师范生职业动机的影响分析
将年级作为自变量，将从教意愿作为因变量进行二元Logit回归分析，见表10，显示p值 > 0.05，所以表明年级并不会对从教意愿产生影响关系。
Table 10. The impact of whether teacher trainees choose the teaching profession or not
表10. 师范生类别是否选择教师职业的影响
|
回归系数 |
标准误 |
p值 |
OR值 |
年级 |
0.162 |
0.124 |
0.193 |
1.176 |
样本数 |
1192 |
3.2.4. 不同维度对于师范生职业动机影响分析
将从教意愿作为因变量，职业动机不同维度作为自变量进行分析，得出结果如下表11所示，职业动机各维度均会产生对从教意愿产生显著的正向影响关系，师范教育这一维度下对于师范生职业动机的影响最大。
Table 11. Overall impact of different dimensions on the career motivation of teacher education students
表11. 不同维度下对师范生职业动机的总体影响
维度 |
回归系数 |
标准误 |
OR值 |
职业利他 |
2.861** |
0.390 |
17.487 |
补偿回报 |
3.124** |
0.458 |
22.735 |
自我认知 |
3.659** |
0.556 |
38.832 |
追求进取 |
3.750** |
0.608 |
42.527 |
群体影响 |
2.840** |
0.399 |
17.122 |
政策影响 |
3.557** |
0.507 |
35.056 |
师范教育影响 |
4.282** |
0.698 |
72.359 |
职业影响 |
2.598** |
0.354 |
13.439 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
Table 12. The influence of different dimensions on the career motivation of male and female teacher education students
表12. 不同维度下对男女师范生职业动机的影响
一级维度 |
二级维度 |
男生 |
女生 |
内部动机 |
职业利他 |
2.774** (0.652) |
14.830 (8.000) |
2.609** (0.501) |
6.277** (1.677) |
补偿回报 |
3.660** (0.989) |
2.872** (0.541) |
自我认知 |
5.014** (1.321) |
3.509** (0.722) |
追求进取 |
5.366** (1.389) |
3.725** (0.847) |
外部动机 |
群体影响 |
2.440** (0.616) |
5.950** (1.425) |
3.903** (0.755) |
4.916** (0.940) |
政策影响 |
5.007** (1.210) |
2.761** (0.556) |
师范教育 影响 |
3.981** (0.971) |
4.331** (1.009) |
职业影响 |
2.195** (0.552) |
2.773** (0.516) |
样本量 |
392 |
800 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
在进一步的研究中，将男女样本分开，用二元Logit回归分析不同维度下的变量对师范生是否从事教师职业的影响，具体结果如表12。
综上研究可知，首先，女生师范生职业动机整体高于男生师范生，女生师范生的职业动机相较男生师范生来说更易受内部动机的影响，女生师范生本身对于从事教师行业的意愿普遍较高，其原因本研究分析因受长期以来的文化观念、社会制度安排以及教师职业特征等影响，教师职业逐渐被普遍认为更适合女性，并呈现出明显的性别指征[9]，这也反映在了不同性别师范生的从教意愿上。其次，公费师范生职业动机更高，这也表明近年来颁布的公费师范生教育政策在促进公费师范生毕业后选择从事教师行业方面发挥了积极作用。最后，在师范院校中所实施的师范教育对于师范生的职业动机具有显著影响，其中师范教育的内容包括师范生的就业指导、教育的实习与实践以及教育类的专业课程，如洪秀敏等人在研究中指出师范院校中的教育实践课程能够有效帮助师范生在职前阶应用所学理论、提升实践技能，从而为就业做好准备[10]，同时在张晓辉等人的研究中也证实了师范生对教育实践的满意度越高，就会表现出更强的从教信念[11]。
4. 建议
4.1. 优化教师工作发展环境，提高待遇和社会地位
根据ERG激励理论所提出的生存需要、关系需要和成长三方面关系，若要进一步提升教师职业的吸引力，激发师范生从教动机，则需在生存、成长发展和相互关系的需要上得到满足。
一方面，提高教师的工资及福利待遇。在TALIS中约60%至70%的教师报告说，教师职业的财务和工作条件对他们很重要，数据也表明，小学教师中利他性职业动机更加普遍[7]，所以要落实中共中央、国务院印发的《关于全面深化新时代教师队伍建设改革的意见》中所提出的“不断提高地位待遇，真正让教师成为令人羡慕的职业”，通过提高教师的工资解决师资不平衡的现象，同时保障教师的基本权益的获取，保护教师基本权利的不受伤害，以此提高师范生毕业对选择教师行业的就业倾向。
另一方面，提升教师的社会职业声望。在TALIS 2018报告中指出，教师的职业社会声望与教师专业性的发展呈现密切的联系[12]。尚伟伟在研究中发现，师范生的职业使命感受到社会支持中的物质性支持、专业性支持和情感性支持的影响，其中情感性支持对于师范生职业使命感的影响最大[13]。由此可见，国家和社会的支持程度很大程度上影响了师范生对教师职业的选择，要全力确保政策举措落地见效，提升社会对教师的认同度，加快落实“两提高”的重点任务，即提高教师的社会地位以及提高教师的职业待遇水平，以此营造出尊师重道的社会氛围，增强社会对教师职业的敬畏感，从而吸纳更多优秀的学生选择报考师范院校、学习师范相关专业。
4.2. 推进师范院校课程改革，完善师范生培养制度
地方师范院校为我国的教师教育事业发展，尤其是为地方的基础教育做出了巨大贡献，针对地方师范院校对培养目标的定位不准确、课程的设置不合理、教育实习的安排不到位等问题，地方师范院校要推进其课程改革的进度，完善培养方案，具体可从课程、实习以及就业三方面入手。
首先，在课程安排上，由“封闭式”的教育模式转变为“开放式”的教育模 式，即对于课程内容的安排要与基础教育之间密切联系，贴近实际的教育情况、紧跟教育的发展变化。同时优化课程结构，化繁到简单，多注重师范生在能力素养方面的培养，如语言表达能力、教育教学能力、组织管理能力、自我调控和自我反思能力等方面，多安排实践课程、创设真实的教学环境，以此促进师范生教学能力的发展。
其次，在教育实习上，一方面在“做中学”，要提高实习的有效性，增加教育见习、实习时间所占的比重，同时要保证教育实习的效果，使师范生在实习过程中提高自己的专业能力和综合素质；另一方面要以学生为中心，进行教育实习时应尊重学生的个人意愿，完善管理制度，保障在进行实习过程中学生遇到问题能够对其问题及时解决，使师范生更全心地投入到实习过程中。
最后，学校应做好关于师范生的就业指导，将就业指导工作贯穿到其学生学习生活的全过程当中。一方面从新生入学后便可开展有关专业的就业分析课程或讲座，使其明确未来的就业方向；另一方面可开展就业指导相关课程，帮助师范生了解其就业的能力要求，及时查漏补缺，同时最重要的是通过提供就业指导来缓解师范生对其对职业的焦虑和迷茫，做好就业引导工作。
4.3. 加强师范生的理想教育，激发师范生职业认同
师范院校应加强对其教育情怀和理想信念的培养，激发其对教育事业的热爱，促进其对教师职业的认同。师范生缺乏教师的理想信念、缺少对教育事业的热爱与兴趣，可能会导致师范生缺少职业认同感以及学习动力等问题，因而，只有坚定师范生的专业兴趣，才可以促使师范生提升自己从教的热情，才能使师范生在就业之际更好地转变为教师的角色。
首先，师范生在入学起始，师范院校应安排非认知的调查，即针对新生的情感态度价值观等方面进行考察，以此更深层次地了解师范生对教师职业的认同度，做到及早发现、及早引导，从而及早进行教育，同时在师范生的整个培养过程期间要进行动态管理，对其学习状态进行动态监测，及时发现学习过程中所存在的问题并及时解决，促进其对教师职业的认同感。其次，师范院校可以定期开展有关教师理想教育和教师素养能力的讲座或培训，从而提高师范生的教育教学能力、师德师风建设以及教育情怀的培养，以此加深师范生对其责任与义务的认识，同时增强师范生对教育事业的认同度，激发其对教师行业的热爱与兴趣。最后，师范院校需牢记，育人先育德，将理想信念融入到师范生的课程学习当中，教师在教授课程的过程中不仅要关注到学生是否掌握基本的理论学习，更重要的是要关注到其在情感、态度和价值观方面的变化，只有这样才能培养出一名合格的准教师。
基金项目
本文系西南大学2023年研究生科研创新项目“职前教师课程开发能力培养研究——基于馆园联动中传统文化课程的开发”(项目编号：SWUS23111)研究成果。