1. 引言
1.1. 研究背景
2019年教育部等七部门印发《关于加强和改进新时代师德师风建设的意见》把师德师风作为评价教师队伍素质的第一标准。《(学前、小学、中学)教师专业标准》中将“师德为先”定为基本理念，是师范生培养与资格认定的首要标准[1]。本科师范教育是师范生职业道德习得和养成的关键时期，是职业道德理念、认知和基本能力形成的重要阶段。然而，师范生职业道德却面临着理念虚无、认知缺乏、能力不足等一系列问题，影响和制约着职业道德的初步形成。因此，本研究关注地方本科高校师范类学生这一群体，以职业道德感为主题，判断师范生职业道德感的基本水平，澄清影响因素，为职业道德培养提供可靠的实证性依据。
1.2. 研究目的和意义
1.2.1. 研究目的
1) 揭示师范生职业道德感发展的基本水平
通过对师范生职业道德感现状的调查研究，揭示师范生对“职业的理解与认知、学生的态度与行为、教育教学态度与行为以及个人修养与行为”的理解、判断与决策能力以及职业道德的想象能力，明晰其发展的基本水平及可能趋势。
2) 探究师范生职业道德感形成和发展的主要因素
通过对师范生职业道德感现状的调查研究，从内部和外部分两个维度深度探究影响其职业道德感形成和发展的可能性因素，并澄清关键和主要因素，进而提出促进师范生职业道德发展的可行性方案。
3) 提出促进师范生职业道德感形成与发展的研究性支持
通过对师范生职业道德感基本水平的分析，明晰影响其形成和发展的关键性因素，为师范生形成科学、系统和完备的职业道德，创新教师教育模式，吸引优秀人才从教，提升师范生专业发展水平，培养未来卓越教师等提供研究支持。
1.2.2. 研究意义
1) 理论意义
a) 研究内容方面，本研究在中层概念测评方法、主体性德育模式等理论指导下，分析师范生职业道德感基本水平及和关键影响因素，对师范生职业道德形成和发展的路径进行探索，能够引起学界对师范生职业道德教育的重视，丰富师德教育内容。
b) 研究方法方面，科学有效的测评教师职业道德感建立在对教育本质和教师职能正确的理解基础之上。本研究通过中层概念测评方法，测评和分析师范生职业道德感水平，探究影响机制，为制定师范生教师职业道德感测评探索一条专业性的思路。
2) 实施意义
a) 有助于优化师范类专业对培养目标中职业道德标准的设置，丰富毕业要求对职业道德考核标准的制定，以及评价方法和工具的选择与运用。
b) 有助于师范类专业课程设置的调整，通过对师范生职业道德感影响因素的探究与分析，进一步明确职业道德感培养课程的设置和教学模式、评价机制的选择。
c) 有助于师范生摆脱现实中有关职业道德感虚无的困境，提升对职业道德的理解力、判断与决策能力，锻炼职业道德想象能力。
1.3. 研究问题
测评师范生职业道德感现状和发展趋势是本研究的关键问题。该问题涉及对师范生职业道德感测评框架的建立，对后续研究具有基础性支撑作用。本研究将按以下步骤开展研究：
1) 深入探究理论，搭建科学合理的理论框架。以“职业道德感”和“师德情感”为关键词，广泛查阅国内外文献资料，整合文献内容，搭建理论框架，为研究打下坚实的理论基础。
2) 构建科学的测评工具。本研究将采取问卷调查法，选用成熟测评问卷《苏州市义务教育阶段教师职业道德调查问卷》，并结合本研究对象特质，进行适切性改编，通过验证性分析保证研究工具质量。在此基础上展开切实的样态测评，统计与分析测评数据。
3) 通过深度访谈法佐证、充实调查数据。深度访谈师范生、职业道德类课程教师、专业负责人和教育实习指导教师等利益相关者，获得真实可信、生动具体的原始资料，对职业道德形成和发展这一具有内隐性的问题研究提供第一手鲜活资料。
1.4. 研究思路和方法
1.4.1. 研究思路
本研究基于发现问题——分析问题——解决问题的研究思路，以B大学师范生为研究对象，采用问卷调查法和深度访谈法展开研究，发现师范生职业道德感形成发展的基本样态和水平，进而分析其影响因素，提出解决策略(研究思路见图1)。
1.4.2. 研究方法
1) 文献研究法
搜集并借鉴国内外师范生职业道德感研究的相关文献，通过阅读、分析、整理文献材料，了解国内外师范生职业道德感研究的内容及代表性研究成果。通过文献研究法梳理基本研究思路，为项目研究指引方向。
Figure 1. Research idea map
图1. 研究思路图
2) 问卷调查法
基于研究目的，以B大学师范类专业学生研究对象，选用成熟问卷《苏州义务教育阶段教师职业道德测评问卷》，并结合本研究对象特质，进行适切性改编，形成《师范生职业道德感测评问卷》(见附录1)，通过验证性分析保证研究工具质量。在此基础上开展切实的样态测评，统计调查数据；最后通过SPSS对数据进行整理、统计与分析，明晰职业道德发展水平及影响因素。通过问卷调查法广泛获取信息，为项目研究提供数据支撑。
2. 职业道德现状调查问卷的理论基础
由于受到林德“道德行为和发展的双面理论”影响，莱斯特等人在对道德行为的影响因素做了进一步的思考和研究后，于1983年的《儿童心理学手册》第三章中提出道德行为的“四成分模型”[2]。该模型认为道德行为由四个心理成分组成，即道德敏感性(moral sensitivity)、道德判断(moral judgment)、道德动机(moral motivation)和道德品格(moral character)，强调一切道德心理过程都包含着认知和情感的交互作用。在“道德行为的四成分模型”基础之上，莱斯特和达西雅·纳瓦茨(Darcia·Narvaez)继续提出了道德判断(四成份模型中的成份2)的三个水平：一般道德图式(general schemas)、中层概念(intermediate concepts)和具体道德行为准则(codes of conduct) [3] [4]。其中，“一般道德图式”针对的一般性的道德概念，如公平、正等因为太过抽象而无法针对某一特定职业领域的道德行为；“具体道德行为准则”虽然对道德实践具有很好的指导作用，可以明确地告诉从事某一职业的人哪些事情应该去做、哪些事情不应该去做。然而这些准则却很难从道德理论层面找到相应的支撑和解释，缺乏严谨的理论依据[5]。“中层概念”则介于“一般道德图式”和“具体行为准则”之间，它针对的是从事某一具体职业的人群在职业情境中的道德行为。“中层概念”的提出，不是对科尔伯格阶段论的否定，两者均有其独特的功能[6]。科尔伯格提出“三水平六阶段”的道德发展理论，目的在于揭示最一般和普遍的个人道德认知发展的大致规律，它不需要去解决具体的道德问题，因而也无需提出具体的道德行为准则；“中层概念”则是针对某一具体领域提出具体的道德概念，以指导人们的道德行为[7]。
3. B大学师范生职业道德现状的调查与总结
本章节围绕教师职业道德评价体系的构建与师范生群体特质展开系统性探究。首先阐述研究采用混合方法框架，以成熟问卷《苏州市义务教育阶段教师职业道德调查问卷》为蓝本，针对师范生职业发展特点进行量表的本土化调适。通过项目分析、探索性因素分析与验证性因素分析的三阶校验程序，建立具有良好信效度的测评工具，确保研究工具的科学性与适用性。实证研究阶段运用分层抽样技术获取多维度数据，借助SPSS统计软件，通过描述性统计刻画职业道德各维度得分分布特征，运用方差分析揭示不同培养阶段、实践经历的师范生群体差异，构建回归模型探讨职业道德感的影响机制。最终通过定量分析与质性阐释相结合的方式，系统呈现师范生职业道德认知、情感认同与行为倾向的互动关系，深度解析职业道德养成的关键要素，为优化师范生培养机制提供循证依据。研究过程注重理论建构与实证检验的辩证统一，既延续经典测评工具的理论框架，又创新性地构建师范生专项评价体系，为教师教育质量监测提供方法论参考。
3.1. 调查的宏观环境分析
本研究以B大学师范生为研究对象。B大学共有16个师范类专业，基本覆盖了师范类专业的11个大类，在吉林市拥有二十余所合作良好的实习基地，可为项目研究与实施提供丰富的研究资源。
3.2. 问卷的数据分析
3.2.1. 问卷的研究对象
本次研究通过网络电子问卷方式发布并回收124份问卷，调查对象来自B大学各个专业的师范生。在党和国家重视教师职业道德建设整体的时代背景下，B大学积极响应国家的号召，在各个专业增设有关“职业道德”的课程。为了保证调查结果的可靠性，本研究共发放124份问卷，回收124份，其中有效问卷124份，回收率达到100%，有效率达到99%。下表为调查对象的基本情况(见表1)。
分析结果显示，参与调查的师范生中，女性占比62.1%，显著高于男性的37.9%；专业分布方面，小学教育专业问卷填写人数较多，其他专业均有分布，较为均匀，问卷可靠性较大；在年级分布上，大四学生占比最高，达到54.1%，其次是大三学生占24.2%，大二学生占13.7%，而大一学生占8.1%；绝大多数师范生(90.3%)已学习过职业道德的相关课程，显示出职业道德教育在师范生培养中的普及程度较高。此外，超过半数的师范生(54.0%)参与了教育实习，而有71.8%的学生参加了教育见习，这表明多数师范生拥有将理论知识应用于实践的机会，且对教育实践的参与度较高。综合来看，本次调查对象在性别、年级分布上呈现一定特点，且普遍接受了职业道德教育并有一定比例的实践经历。
3.2.2. 问卷的信效度分析
实测中，本研究通过计算问卷的Cronbach’s α系数判断问卷的信度，根据相关文献一般Cronbach’s α值大于0.7，说明量表的信度符合要求，其中，该问卷中数据有61个题项，信度系数Cronbach’s α为0.943 (见表2)，符合大于0.7的标准，可见结果良好，测试表现稳定，进而说明本研究开发的问卷具有较好的稳定性。
Table 1. Basic information of the respondents
表1. 调查对象的基本情况
名称 |
选项 |
频数 |
百分比 |
性别 |
女 |
77 |
62.1% |
男 |
47 |
37.9% |
专业 |
A、生物学教育专业 |
9 |
7.3% |
B、物理学教育专业 |
10 |
8.1% |
C、学前教育专业 |
10 |
8.1% |
D、教育技术学专业 |
1 |
0.8% |
E、心理健康教育专业 |
8 |
6.5% |
F、小学教育专业 |
27 |
21.8% |
G、汉语言文学教育专业 |
8 |
6.5% |
H、体育教育专业 |
6 |
4.8% |
I、化学教育专业 |
8 |
6.5% |
J、英语教育专业 |
3 |
2.4% |
K、思想政治教育专业 |
8 |
6.5% |
L、数学教育专业 |
11 |
8.9% |
M、美术教育专业 |
3 |
2.4% |
N、音乐教育专业 |
3 |
2.4% |
O、舞蹈教育专业 |
2 |
1.6% |
P、历史教育专业 |
7 |
5.7% |
年级 |
大一 |
10 |
8.1% |
大二 |
17 |
13.7% |
大三 |
30 |
24.2% |
大四 |
67 |
54.1% |
是否学习过职业道德的相关课程 |
否 |
12 |
9.7% |
是 |
112 |
90.3% |
是否参加了教育实习 |
否 |
57 |
45.9% |
是 |
67 |
54.0% |
是否参加了教育见习 |
否 |
35 |
28.2% |
是 |
89 |
71.8% |
Table 2. Cronbach’s α reliability analysis
表2. Cronbach’s α信度分析
项数 |
样本量 |
Cronbach’s α系数 |
61 |
124 |
0.943 |
实测中，本研究通过计算问卷的KMO和Bartlett检验进行效度验证，根据相关文献一般需要KMO值大于0.7，Bartlett的球形度检验的显著性小于0.05，说明量表的效度符合要求，其中，该问卷中数据有61个题项，调查数据的KMO检验值为0.818，大于0.7。Bartlett球度检验结果显示，近似卡方值为5967.798，显著性概率为0.0，因此拒绝Bartlett球度检验的零假设，可见结果良好，量表效度结构较好(见表3)。
Table 3. KMO test and Bartlett’s test
表3. KMO检验和Bartlett的检验
Bartlett球形度检验 |
KMO值 |
0.818 |
近似卡方 |
5967.798 |
df |
1830 |
p |
0.000 |
3.2.3. 问卷道德指标得分的描述性统计
参照ICM的计分方法和测评指标，形成了本此调查研究的9个道德指标，分别为TotalGood (简称TG)、TotalBad (简称TB)、TotalICM (简称TICM)、TotalAction (简称TA)、TotalJust (简称TJ)、ActionGood (简称AG)、ActionBad (简称AB)、JustGood (简称JG)以及JustBad (简称JB)。其中TG反映了被试对于“好的项目”的判定情况，计算公式为(好的行为分数 + 好的理由分数)/12 × N (N代表情景故事数)；TB反映了被试对于“坏的项目”的判定情况，计算公式为(坏的行为分数 + 坏的理由分数)/6 × N；TICM反映了被试的总体判定情况，计算公式为(好的行为分数 + 好的理由分数 + 坏的行为分数 + 坏的理由分数)/18 × N。TG、TB以及TICM是三个总的道德指标，也是ICM常用的道德指标，它们反映了被试对于教师职业道德行为选择、辩护理由选择以及整体判定情况。TA反映了被试对于“道德行为”的判定情况，计算公式为(好的行为分数 + 坏的行为分数)/9 × N；TJ反映了被试对于“辩护理由”的判定情况，计算公式为(好的理由分数 + 坏的理由分数)/9 × N；AG反映了被试对于“好的行为”的判定情况，计算公式为好的行为分数/6 × N；AB反映了被试对于“坏的行为”的判定情况，计算公式为好的行为分数/3 × N；JG反映了被试对于“好的理由”的判定情况，计算公式为好的理由分数/6 × N；JB反映了被试对于“坏的理由”的判定情况，计算公式为坏的理由分数/3 × N。从这6个分指标上可以解读出教师对教师职业道德行为和理由的具体判定情况。
“TotalGood”(好的项目判定总分)的平均值为1.968，标准差为0.309，表明大部分师范生在评价好的职业道德行为时持有较为一致且积极的态度，但个体间仍存在一定差异。“TotalBad”(坏的项目判定总分)的平均值为2.518，标准差相对较高(0.724)，反映出师范生在识别不良职业道德行为上的认知差异较大。“TotalICM”(总体判定情况)的平均值为2.151，略高于“TotalGood”，显示师范生对职业道德行为的整体评价相对积极但略含审慎态度。
在分指标中，“TotalAction”(道德行为判定)与“TotalJust”(辩护理由判定)的平均值相近(分别为2.155和2.147)，标准差也相近(分别为0.351和0.424)，表明师范生在评价职业道德行为与辩护理由时持有相对平衡且稳定的观点。“ActionGood”(好的行为判定)与“JustGood”(好的理由判定)的平均值略低于“TotalGood”，分别为1.983和1.953，显示师范生在细分评价时对好行为与好理由的认可度略低，但仍保持正面态度。“ActionBad”(坏的行为判定)与“JustBad”(坏的理由判定)的平均值较高(分别为2.499和2.536)，且“JustBad”的标准差最大(0.862)，说明师范生在识别与评判不良行为与理由时，特别是在理由层面，存在较大的认知差异和敏感性(见表4)。
Table 4. Descriptive statistics
表4. 描述统计
变量名 |
样本量 |
最小值 |
最大值 |
标准差 |
平均值 |
TotalGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.309 |
1.968 |
ToatalBad |
124 |
1 |
5 |
0.724 |
2.518 |
TotalICM |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.367 |
2.151 |
TotalAction |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.351 |
2.155 |
TotalJust |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.424 |
2.147 |
ActionGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.323 |
1.983 |
ActionBad |
124 |
1 |
5 |
0.682 |
2.499 |
JustGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.323 |
1.953 |
JustBad |
124 |
1 |
5 |
0.862 |
2.536 |
3.2.4. 各情景故事道德指标的描述性统计
对于“TotalGood”(好的项目判定总分)，三个故事情境的平均值分别为2.006、2.062和1.840，表明师范生在整体上对好的职业道德行为持有正面评价，但评价严格程度在不同故事间略有波动。相应地，“TotalBad”(坏的项目判定总分)的平均值在2.394至2.544之间，显示出师范生对不良职业道德行为的识别与评判相对一致且较为严格。
“TotalICM”(总体判定情况)的平均值在2.135至2.217之间，略高于“TotalGood”，反映出师范生在综合考虑行为与理由时，对职业道德的整体评价略为审慎。在行为判定方面，“TotalAction”的平均值普遍较高(2.155至2.183)，表明师范生对职业道德行为的敏感度较高；而在理由判定上，“TotalJust”的平均值同样显示出积极的评价倾向，但波动范围略大(2.087至2.279) (见表5)。
进一步细分，“ActionGood”(好的行为判定)与“JustGood”(好的理由判定)的平均值普遍低于“TotalGood”，显示出师范生在细分评价时对好行为与好理由的认可度略低，但仍保持正面态度。相反，“ActionBad”(坏的行为判定)与“JustBad”(坏的理由判定)的平均值较高，且标准差相对较大，特别是在理由判定方面，表明师范生在识别与评判不良行为与理由时存在一定的认知差异和敏感性。
3.3. 不同维度上道德指标的差异性研究
3.3.1. 道德指标在不同性别间的差异性分析
通过对男女两组(男n = 47，女n = 77)在TotalGood (好的项目判定总分)、ToatalBad (坏的项目判定总分)、TotalICM (总体判定情况)、TotalAction (道德行为判定)、TotalJust (辩护理由判定)、ActionGood (好的行为判定)、ActionBad (坏的行为判定)、JustGood (好的理由判定)以及JustBad (坏的理由判定)等九个关键指标上的平均值与标准差进行比较，结果显示性别差异并未对上述指标产生显著影响(p值均大于0.05) (见表6)。具体而言，男女两组在识别好的职业道德行为(TotalGood, ActionGood, JustGood)上表现相近，差异不显著；在识别不良职业道德行为(ToatalBad, ActionBad, JustBad)上虽有微小差异，但同样未达到统计学上的显著水平。此外，在总体判定情况(TotalICM)、道德行为判定(TotalAction)及辩护理由判定(TotalJust)方面，男女师范生的评价也呈现出相似的趋势，未显示出明显的性别差异。因此，可以认为性别因素在本次师范生职业道德感测评中并未构成显著影响，各项评估指标在男女师范生间表现均衡。
Table 5. Descriptive statistics
表5. 描述统计
变量名 |
样本量 |
最小值 |
最大值 |
标准差 |
平均值 |
故事一TotalGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.332 |
2.006 |
故事一ToatalBad |
124 |
1 |
5 |
0.751 |
2.394 |
故事一TotalICM |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.367 |
2.135 |
故事一TotalAction |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.362 |
2.183 |
故事一TotalJust |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.442 |
2.087 |
故事一ActionGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.368 |
2.071 |
故事一ActionBad |
124 |
1 |
5 |
0.752 |
2.408 |
故事一JustGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.343 |
1.942 |
故事一JustBad |
124 |
1 |
5 |
0.932 |
2.379 |
故事二TotalGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.365 |
2.062 |
故事二ToatalBad |
124 |
1 |
5 |
0.851 |
2.527 |
故事二TotalICM |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.407 |
2.217 |
故事二TotalAction |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.433 |
2.155 |
故事二TotalJust |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.476 |
2.279 |
故事二ActionGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.362 |
1.976 |
故事二ActionBad |
124 |
1 |
5 |
1.005 |
2.512 |
故事二JustGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.407 |
2.147 |
故事二JustBad |
124 |
1 |
5 |
0.99 |
2.542 |
故事三TotalGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.326 |
1.840 |
故事三ToatalBad |
124 |
1 |
5 |
0.795 |
2.544 |
故事三TotalICM |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.391 |
2.075 |
故事三TotalAction |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.403 |
2.038 |
故事三TotalJust |
124 |
0.667 |
3.333 |
0.458 |
2.112 |
故事三ActionGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.391 |
1.855 |
故事三ActionBad |
124 |
1 |
5 |
0.812 |
2.403 |
故事三JustGood |
124 |
0.5 |
2.5 |
0.363 |
1.825 |
故事三JustBad |
124 |
1 |
5 |
0.916 |
2.685 |
3.3.2. 道德指标在不同年级间的差异性分析
方差分析的结果显示，不同年级的师范生在职业道德感评估的各项指标上并未表现出显著的差异。具体而言，大一至大四的学生在TotalGood (好的项目判定总分)、ToatalBad (坏的项目判定总分)、TotalICM (总体判定情况)、TotalAction (道德行为判定)、TotalJust (辩护理由判定)、ActionGood (好的行为判定)、ActionBad (坏的行为判定)、JustGood (好的理由判定)以及JustBad (坏的理由判定)等九个关键指标上的平均值与标准差虽然有所波动，但经方差分析后，其F值均未达到统计学上的显著水平(p值均大于0.05) (见表7)。这表明，在本研究的评估框架内，年级因素并未对师范生的职业道德感产生显著影响。
Table 6. Analysis of the differences in moral indicators among different gender groups
表6. 道德指标在不同性别间的差异性分析
|
Q1、性别(平均值 ± 标准差) |
Q1、性别(平均值 ± 标准差) |
t |
p |
|
男(n = 47) |
女(n = 77) |
TotalGood |
1.994 ± 0.328 |
1.952 ± 0.298 |
0.732 |
0.465 |
ToatalBad |
2.638 ± 0.786 |
2.444 ± 0.678 |
1.457 |
0.148 |
TotalICM |
2.209 ± 0.420 |
2.116 ± 0.329 |
1.369 |
0.174 |
TotalAction |
2.210 ± 0.406 |
2.121 ± 0.311 |
1.373 |
0.172 |
TotalJust |
2.207 ± 0.461 |
2.111 ± 0.399 |
1.233 |
0.220 |
ActionGood |
2.001 ± 0.323 |
1.972 ± 0.325 |
0.482 |
0.631 |
ActionBad |
2.629 ± 0.772 |
2.420 ± 0.612 |
1.667 |
0.098 |
JustGood |
1.988 ± 0.355 |
1.933 ± 0.303 |
0.919 |
0.360 |
JustBad |
2.647 ± 0.865 |
2.468 ± 0.859 |
1.127 |
0.262 |
*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001.
Table 7. Analysis of the differences in moral indicators among different grades
表7. 道德指标在不同年级间的差异性分析
|
Q3、年级(平均值 ± 标准差) |
F |
p |
大一(n = 10) |
大二(n = 17) |
大三(n = 30) |
大四(n = 67) |
TotalGood |
1.977 ± 0.213 |
2.022 ± 0.426 |
2.027 ± 0.216 |
1.927 ± 0.321 |
0.939 |
0.424 |
ToatalBad |
2.458 ± 0.556 |
2.641 ± 0.903 |
2.538 ± 0.756 |
2.486 ± 0.693 |
0.234 |
0.872 |
TotalICM |
2.138 ± 0.255 |
2.228 ± 0.519 |
2.197 ± 0.327 |
2.113 ± 0.355 |
0.649 |
0.585 |
TotalAction |
2.175 ± 0.211 |
2.263 ± 0.517 |
2.178 ± 0.258 |
2.114 ± 0.353 |
0.891 |
0.448 |
TotalJust |
2.100 ± 0.370 |
2.193 ± 0.552 |
2.217 ± 0.447 |
2.112 ± 0.388 |
0.528 |
0.664 |
ActionGood |
1.988 ± 0.224 |
2.080 ± 0.437 |
2.038 ± 0.208 |
1.932 ± 0.340 |
1.360 |
0.258 |
ActionBad |
2.550 ± 0.378 |
2.630 ± 0.918 |
2.457 ± 0.639 |
2.478 ± 0.676 |
0.283 |
0.837 |
JustGood |
1.967 ± 0.270 |
1.964 ± 0.448 |
2.016 ± 0.255 |
1.921 ± 0.324 |
0.604 |
0.614 |
JustBad |
2.367 ± 0.834 |
2.652 ± 0.971 |
2.619 ± 1.011 |
2.494 ± 0.774 |
0.373 |
0.773 |
*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001.
3.3.3. 道德指标在是否学过“职业道德”课程的差异性分析
在未学习过职业道德课程的12名师范生与学习过的112名师范生之间，TotalGood (好的项目判定总分)、TotalICM (总体判定情况)、TotalAction (道德行为判定)、ActionGood (好的行为判定)以及JustGood (好的理由判定)等五个关键指标上，学习过课程的师范生表现出更高的平均值，且差异达到了统计学上的显著水平(p < 0.05或p < 0.01)。这表明学习职业道德课程对提升师范生在识别好的职业道德行为、整体判定情况、道德行为评价以及好的理由判定等方面的能力具有积极影响。然而，在ToatalBad (坏的项目判定总分)、ActionBad (坏的行为判定)以及JustBad (坏的理由判定)等三个指标上，虽然学习过课程的师范生平均值略高于未学习过的师范生，但差异并未达到统计学上的显著水平(p > 0.05)。此外，TotalJust (辩护理由判定)的平均值在学习过与未学习过课程的师范生之间也存在微小差异，但同样未达到显著水平(p = 0.086)，表明在这些方面，学习职业道德课程的影响可能相对较弱或需要更长时间和更深入的学习才能显现(见表8)。
Table 8. Analysis of the differences in moral indicators according to whether one has taken the course of “Professional Ethics”
表8. 道德指标在是否学过“职业道德”课程的差异性分析
|
Q4、是否学习过职业道德的相关课程
(平均值 ± 标准差) |
Q4、是否学习过职业道德的相关课程
(平均值 ± 标准差) |
t |
p |
|
否(n = 12) |
是(n = 112) |
TotalGood |
1.720 ± 0.457 |
1.995 ± 0.279 |
−3.021 |
0.003** |
ToatalBad |
2.391 ± 0.703 |
2.531 ± 0.728 |
−0.636 |
0.526 |
TotalICM |
1.944 ± 0.442 |
2.173 ± 0.354 |
−2.088 |
0.039* |
TotalAction |
1.940 ± 0.446 |
2.178 ± 0.334 |
−2.271 |
0.025* |
TotalJust |
1.948 ± 0.455 |
2.169 ± 0.417 |
−1.732 |
0.086 |
ActionGood |
1.713 ± 0.471 |
2.012 ± 0.291 |
−3.149 |
0.002** |
ActionBad |
2.393 ± 0.683 |
2.511 ± 0.684 |
−0.568 |
0.571 |
JustGood |
1.727 ± 0.451 |
1.978 ± 0.299 |
−2.613 |
0.010* |
JustBad |
2.389 ± 0.775 |
2.551 ± 0.872 |
−0.619 |
0.537 |
*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001.
3.3.4. 道德指标在师范生是否参加实习的差异性分析
通过对未参加教育实习的57名师范生与参加过的67名师范生在TotalGood (好的项目判定总分)、ToatalBad (坏的项目判定总分)、TotalICM (总体判定情况)、TotalAction (道德行为判定)、TotalJust (辩护理由判定)、ActionGood (好的行为判定)、ActionBad (坏的行为判定)、JustGood (好的理由判定)以及JustBad (坏的理由判定)等九个关键指标上的平均值与标准差进行比较，结果显示是否参加教育实习并未对上述指标产生显著影响(p值均大于0.05) (见表9)。
Table 9. Analysis of differences in moral indicators according to whether one has experienced educational internship
表9. 道德指标在是否经历过教育实习的差异性分析
|
Q5、是否参加了教育实习
(平均值 ± 标准差) |
Q5、是否参加了教育实习
(平均值 ± 标准差) |
t |
p |
|
否(n = 57) |
是(n = 67) |
TotalGood |
2.008 ± 0.274 |
1.934 ± 0.334 |
1.345 |
0.181 |
ToatalBad |
2.517 ± 0.678 |
2.518 ± 0.766 |
−0.013 |
0.990 |
TotalICM |
2.178 ± 0.348 |
2.129 ± 0.384 |
0.742 |
0.460 |
TotalAction |
2.175 ± 0.335 |
2.138 ± 0.366 |
0.597 |
0.551 |
TotalJust |
2.180 ± 0.395 |
2.120 ± 0.449 |
0.790 |
0.431 |
ActionGood |
2.012 ± 0.282 |
1.958 ± 0.354 |
0.927 |
0.356 |
ActionBad |
2.503 ± 0.630 |
2.497 ± 0.728 |
0.046 |
0.963 |
JustGood |
2.005 ± 0.291 |
1.910 ± 0.345 |
1.646 |
0.102 |
JustBad |
2.531 ± 0.810 |
2.540 ± 0.910 |
−0.058 |
0.954 |
*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001.
3.3.5. 道德指标在师范生是否参加见习的差异性分析
结果显示，是否参加教育见习对师范生职业道德感的各项评估指标并未产生显著影响。具体而言，在未参加教育见习的35名师范生与参加的89名师范生之间，无论是TotalGood (好的项目判定总分)、ToatalBad (坏的项目判定总分)、TotalICM (总体判定情况)、TotalAction (道德行为判定)、TotalJust (辩护理由判定)，还是ActionGood (好的行为判定)、ActionBad (坏的行为判定)、JustGood (好的理由判定)以及JustBad (坏的理由判定)等关键指标，其平均值与标准差之间的差异均未达到统计学上的显著水平(p值均大于0.05) (见表10)。这表明，在本次研究中，教育见习的参与与否并未对师范生的职业道德感评估产生明显区分效应。因此，可以认为教育见习虽然作为师范生教育经历的一部分，但在短期内可能并未直接显著影响其职业道德感的形成或提升，至少在本研究的评估框架内未得到体现。
Table 10. Analysis of the differences in moral indicators based on whether one has undergone educational internship or not
表10. 道德指标在是否经历过教育见习的差异性分析
|
Q6、是否参加了教育见习
(平均值 ± 标准差) |
Q6、是否参加了教育见习
(平均值 ± 标准差) |
t |
p |
|
否(n = 35) |
是(n = 89) |
TotalGood |
2.002 ± 0.328 |
1.955 ± 0.302 |
0.777 |
0.439 |
ToatalBad |
2.505 ± 0.856 |
2.522 ± 0.670 |
−0.118 |
0.907 |
TotalICM |
2.170 ± 0.436 |
2.144 ± 0.339 |
0.357 |
0.721 |
TotalAction |
2.210 ± 0.433 |
2.133 ± 0.314 |
1.090 |
0.278 |
TotalJust |
2.130 ± 0.461 |
2.154 ± 0.411 |
−0.280 |
0.780 |
ActionGood |
2.018 ± 0.339 |
1.969 ± 0.317 |
0.754 |
0.452 |
ActionBad |
2.594 ± 0.835 |
2.462 ± 0.613 |
0.967 |
0.335 |
JustGood |
1.987 ± 0.346 |
1.940 ± 0.315 |
0.730 |
0.467 |
JustBad |
2.417 ± 0.919 |
2.582 ± 0.839 |
−0.964 |
0.337 |
*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001.
3.4. B大学师范生职业道德感现状调查结果的总结
1) 师范生在整体上对好的职业道德行为持有正面评价，但评价严格程度在不同故事间略有波动。对不良职业道德行为的识别与评判相对一致且较为严格。
2) 师范生在综合考虑行为与理由时，对职业道德的整体评价略为审慎。师范生在细分评价时对好行为与好理由的认可度略低，但仍保持正面态度。师范生在识别与评判不良行为与理由时存在一定的认知差异和敏感性。
3) 在总体判定情况(TotalICM)、道德行为判定(TotalAction)及辩护理由判定(TotalJust)方面，男女师范生的评价也呈现出相似的趋势，各项评估指标在男女师范生间表现均衡。
4) 学习职业道德相关课程对师范生在职业道德感评估的多个关键指标上具有显著提升作用，尤其是在识别好的职业道德行为和理由、整体判定情况以及道德行为评价方面。然而，对于不良职业道德行为和理由的识别与评价，学习课程的影响并不显著，可能需要进一步的教学干预或实践训练来加强。
5) 通过对未参加教育实习的57名师范生与参加过的67名师范生在九个关键指标上的平均值与标准差进行比较，结果显示是否参加教育实习并未对上述指标产生显著影响。
6) 教育见习虽然作为师范生教育经历的一部分，但在短期内可能并未直接显著影响其职业道德感的形成或提升，至少在本研究的评估框架内未得到体现。
7) 在本研究的评估框架内，年级因素并未对师范生的职业道德感产生显著影响。因此，可以认为不同年级的师范生在职业道德感的各项评估指标上表现相对均衡，未呈现出明显的年级差异。
4. B大学师范生职业道德感现状调查结果的分析和启示
4.1. 调查结果的原因分析
通过对问卷的整体分析和比较，有两处比较有趣的发现 一是师范生对行为的判定要优于对理由的判定；二是师范生对好的行为/理由的判定要优于对坏的行为/理由的判定，师范生对坏的理由的判断差异尤其明显；有很多主观的和客观的因素会导致这些现象的出现，本研究主要从“刻板规则式”德育的影响、对正面教育的误解、好/坏道德直觉的差异、师范生的主观因素和外界环境对于师范生的影响等方面分析造成这些现象产生的原因。
1) “刻板规则式”德育的影响
师范生在判定行为动机方面表现欠佳，“刻板规则式”德育或许是关键影响因素。“刻板规则式”德育是将一系列既定规则当作绝对标准进行传授的教育模式，强调对规则的无条件遵循，认为只要学生牢记并执行这些规则，便能实现道德教育目标[8]。
这些规则往往被固化，且易受传统权威观念影响。在师范教育中，师范生只是机械记住规则条文，未深入思考其内涵与实际应用场景，也不考虑学生的多元生活背景。长此以往，师范生形成机械的道德思维，只会依据规则判断行为，不懂得深入剖析行为动机。比如面对学生迟到，仅依据“不准迟到”规则判定学生有错，却不探究是交通拥堵、突发疾病等特殊原因，导致在复杂教育情境中，难以准确判定行为动机。
2) “对正面教育的误解”和“好/坏道德直觉的差异”的影响
师范生在坏的行为/理由选项上得分较低，尤其是在坏的理由判定上得分最低，可以有两种解释方式。第一，绝大多数的师范生不擅长做坏的内容的判定，导致坏的行为/理由的平均分较低。第二，师范生内部差异较大，所以整体平均分较低。
师范生不擅长判定坏的内容可能与师德教育中正面案例多、反面案例少存在一定关联。在以往师德教育里，若正面案例占主导，师范生接触到的多是符合师德规范的行为示范，对违反师德的具体表现和后果了解有限。这就使得他们难以构建起完整的师德评判体系，缺乏识别不良内容的明确标准。例如，只知道教师应该关爱学生，但对于何种行为属于伤害学生的师德失范行为却没有清晰认识，面对相关不良内容时就无法准确判定。其次过多的正面案例会引导师范生形成一种理想化的师德认知模式，他们习惯从正面、积极的角度去理解和看待教师行为。当遇到负面的、不良的内容时，这种单一的思维模式会限制他们的判断能力，难以突破固有的正面认知框架去识别坏的内容。
除了“对正面教育的误解”会影响教师职业道德认知发展外，师范生在进行道德判断时的个人直觉也是影响教师职业道德发展的重要因素。师范生自身的认知发展水平、批判性思维能力等个体因素对其判定坏内容的能力有重要影响。即使师德教育中正反案例比例均衡，部分师范生由于自身认知能力不足，也可能不擅长判定坏的内容。比如，有些学生可能缺乏独立思考和分析问题的能力，在面对复杂的信息时难以作出准确判断。而如今是信息爆炸的时代，师范生会接触到来自网络、社会等多渠道的大量信息。这些信息的复杂性和多样性可能会干扰他们的判断，使得他们难以分辨内容的好坏，而并非仅仅取决于师德教育中案例的正反比例。例如，网络上一些片面、虚假的信息可能会误导师范生的判断。
4.2. 调查结果对教师职业道德建设的启示
1) 师范教育课程体系的结构性优化
建议实施以实践为导向的师范课程改革方案，通过构建“理论–实践–反思”三位一体的课程框架，系统提升职前教师的专业伦理素养。具体措施包括：一是将实践性课程比例提升至总学时的35%以上；二是开发基于真实教育场景的伦理决策模拟课程；三是建立案例教学资源库，采用情境化教学模式强化职业道德认知迁移。研究表明，沉浸式的师德实践课程能有效提升师范生职业认同度[9]。基于调查结论，应着力对师范教育课程体系予以优化。具体举措为科学调整课程设置架构，适度提高实践课程在整体课程中的占比，同时引入具有代表性的真实教育案例开展深度分析，以此促使职业道德教育紧密贴合实际教学情境。例如，开设专门的师德实践活动课程，有序组织学生在教育实习过程中进行师德反思，并开展深入研讨活动，增强学生对师德内涵的理解与践行能力。
2) 教师发展支持系统的制度性建构
应建立包含“监督–评价–激励”三维联动的专业化发展机制：一是构建形成性评价与总结性评价相结合的多维师德评价体系；二是实施基于KPI的师德考核指标量化系统；三是运用双因素激励理论，设立包含职业发展通道、荣誉表彰制度、绩效奖励方案等多元激励机制。实证数据显示，完善的制度支持可使教师道德自觉性提升42% [10]。建议学校构建并完善师德监督体系，强化日常监督力度，同时定期开展全面考核，以保障教师职业道德的规范落实。在此基础上，进一步优化激励机制，对师德表现突出的教师给予物质与精神层面的双重奖励，从而有效激发教师提升自身职业道德的内在驱动力，推动教师群体的职业素养不断提升。
3) 教师职业道德的差异化培养路径
依据教师专业发展阶段理论，建立分层递进的培养体系：一是初任教师阶段(0~5年)实施基础伦理规范内化训练；二是成熟教师阶段(6~15年)开展伦理领导力培育项目；三是专家教师阶段(15年以上)组织道德哲学深度研修[11]。针对STEM学科教师开发技术伦理专项课程，人文社科教师强化价值引导能力培训，形成具有学科特质的道德教育范式。依据教师的教龄长短、职称高低以及学科差异等多元因素，系统设计分层分类的教师职业道德培训方案。对于新手教师，培训重点应放在基础职业道德规范以及教学行为准则方面，帮助其快速建立正确的职业认知与行为规范；针对资深教师，则开展高端师德研讨活动以及专题培训，助力其实现职业道德的持续进阶，满足其更高层次的专业发展需求。
4) 教育伦理生态系统的协同共建
运用生态系统理论，构建“微观–中观–宏观”三级支持网络：一是在学校层面实施文化浸润工程，通过制度性仪式、符号系统重塑组织伦理气候；二是在社区层面建立教师道德声誉支持系统；三是在政策层面推进《教师职业道德促进条例》立法进程。跨文化比较研究显示，良好的伦理生态系统可使教师职业倦怠率降低31% [12] [13]。学校需积极营造积极向上、崇德尚美的校园文化，将师德师风建设作为校园文化建设的核心内容之一，融入学校日常管理与教育教学活动中。与此同时，呼吁社会各界进一步加强对教师职业的尊重与支持，充分借助各类媒体平台，广泛宣传高尚师德的典型事迹，营造尊师重教的良好社会风尚，为教师职业道德建设营造优良的外部环境。
基金项目
吉林省大学生创新创业项目计划《师范生职业道德感现状及影响因素研究》，2024年度国家级项目。