1. 引言
心理健康教育是小学教育教学工作的重要组成部分，在立德树人过程中起着至关重要的作用。但目前乡村小学心理健康教育工作开展还普遍存在滞后与不足。全科师范生作为服务乡村教育的职前教师，其对心理健康教育教学的认同感影响相关知识技能储备的认知以及职后开展心理健康教育教学的态度与行为。因此，需从教学认同感的理论结构入手，构建心理健康教育教学认同感的测评指标，在此基础上编制全科师范生心理健康教育教学认同感量表，补充师范生教学认同感的科学测量工具，丰富心理健康教育教学认同感的研究内容，拓展教学认同感理论体系的宽度，并为小学全科教师职前培养工作提供参考借鉴。
1.1. 教学认同感的内涵
“认同”一词最初源于精神分析学家弗洛伊德的人格研究，它指“个体或者群体在感情上、心理上、行为上的融合的过程”[1]。心理学界将认同分为认知、情感、行为三个层次，只有达到行为层面的认同才能算是真正的认同。从概念界定角度，认同有两层意思：一是社会认同，即个人的思想和行为倾向于符合社会的准则和期望；二是自我认同，指个人的行为与自己的思想一致[2]。前者以Tajfel的社会认同理论为代表，强调个体与群体的连接，以及群体间关系对认同的塑造，个人通过群体归属和内化群体规范，使思想和行为符合社会的准则和期望[3]；后者则基于Marcia提出的认同状态理论，更聚焦于个体内在的心理发展过程和状态，指个体经历探索与承诺过程，实现内在思想与外在行为的一致[4]。此处依据“认同”在心理学中的第一种含义，认为它是社会认同的一种，指主体对客体表现出来的正面态度和行为倾向。
随着新课改在香港和内地的陆续展开，“认同”一词开始在课程与教学领域里逐渐被加以引用[5]。教学工作是学校的工作重心和培养学生的根本途径，认同教学是教师的工作前提和根本职责。教师对于教学的认同蕴含着教师对教学价值的认识、价值的判断以及价值的选择，并且将教学认同看作是教学认知、教学认可、教学内化与实践相统一的整体[6]。学者从不同角度展开了对教学认同感的调查，主要集中于教师对不同学科的课程教学认同感研究。所谓课程教学的认同感即是指面对课程教学表现出积极的态度和行为意愿的综合体[7]，如对英语、数学、思政课程等教学认同感的研究。研究方法以实证研究为主，结果多将教学认同感划分为认知情况、情感态度、思想基础三个维度[8]。在教师教学认同感影响因素的探究方面，学者们发现教师教学认同感受到教学能力、教学重要性、教学支持度等因素的影响[9]。
1.2. 全科师范生的教学认同感
对“全科师范生”这一概念主要从两个角度进行理解：一是立足于能力视角，由此基于全科教师的定义，“全科师范生”即可理解为能够教授小学全部学科或某一类、某一领域课程的教师；二是从培养角度对“全科师范生”这一概念进行理解，涵盖高校的培养目标指向“综合培养，发展专长”“一主两兼”等意义[10]。综合上述解释，可将“全科师范生”界定为在大学期间接受综合培养和发展专长，毕业后按照协议到定向乡镇及以下小学从事规定年限工作，能进行小学各学科教学、科研工作以及班级管理并且具有教学创新能力的职前教师。
鉴于教学认同感是职业认同感在教学活动中的具体表现，因此全科师范生的教学认同感既往研究主要参考全科师范生的职业认同感领域相关研究。围绕师范生的职业认同感，基于不同维度的已有研究结论中，具有代表性的是免费师范生教师职业认同三维结构模型，包括了内在的价值认同、外部的价值认同和意志行为上的认同，分别反映对教师职业外部特点的认同、对教师职业内部特点的认同，以及在内、外在价值认同的驱动下表现出的行为倾向[11]。在影响因素方面，以往研究提示公费师范生的职业认同感受到学校氛围、课程设置、政策满意度等多种因素的影响[12]。
全科师范生是一个特定的大学生群体，全科师范生主要通过地方高校与定向地区教育部门和学校合作，采取“订单式”的培养方式联合培养[13]。与普通师范生相比，“全科”意味着全科师范生要有能够开展小学中所有学科教学的能力，同时有着明确的职业定向，大学毕业后要回到定向所在地从事小学教育6年以上，其中至少要在农村学校工作2年[14]。全科师范生的职业认同感表现为对自己未来将要从事的乡村教师职业能从心底里接受，能真正认定教师职业对自己对社会的意义和价值，并能为之做出积极的努力，从而表现出的一种愿意长期从教的坚定的情感态度[15]，影响着其在大学期间的学习以及良好职业情怀和乡村教育从教信念的养成[16]。
1.3. 全科师范生心理健康教育教学认同感的初始理论模型
心理健康教育是指根据学生的生理、心理发展特征，利用与之相适应的心理教育方式和方法，提高学生的心理素质，促进学生身心全面和谐健康发展的教育活动[17]。结合认同感的概念界定，可知心理健康教育教学认同感即为全科师范生在进行专业学习和专业实践中形成的对职后开展心理健康教育相关教学活动的态度和行为意向，进而转化为对心理健康教育教学的认可和接受程度。
为初步探索心理健康教育教学认同感的核心维度，首先采用开放式问卷收集质性数据进行探索性研究。通过方便抽样选取166名在校全科师范生作为调查对象，要求其围绕“你认为一名教师对心理健康教育的教学认同感体现在哪些方面？”进行书面描述。通过主题分析法对收集的文本进行六步分析，结果如表1所示。由两名研究者独立进行编码，Kappa一致性系数为0.86。归纳出高频特征词与核心主题，凝练为心理健康教育教学认同感的潜在理论结构。
Table 1. The thematic analysis results of the teaching identity of mental health education among general normal students
表1. 全科师范生心理健康教育教学认同感的主题分析结果
主题 |
子主题 |
主题定义 |
典型引文 |
教学认知 |
性质功能认识 |
对心理健康教育的定义、作用及在小学教育中基础价值的理解，包括其独特性和必要性。 |
“心理健康教育不是可有可无的副科，它帮助学生处理情绪问题，是立德树人的核心环节。”(No.57) “非主科科目也一样重要，能让学生全面发展，避免厌学。”(No.89) |
教学价值判断 |
对心理健康教育在课程体系中的地位、社会意义及个人价值的评估。 |
“在乡村学校，心理健康教育比主科更紧迫，因为留守儿童心理问题多。”(No.102) “它和语文数学同等重要，能提升学生整体素质。”(No.33) |
情感态度 |
教学意愿 |
对从事心理健康教育的主观兴趣和内在动力，反映情感投入程度。 |
“我很愿意教这个课，因为能看到学生变得开朗。”(No.14) “对心理健康教育有热情，觉得能真正帮助学生成长。”(No.67) |
作用认可度 |
对心理健康教育成效的情感认同，包括其对学生和教师的积极影响。 |
“教这个课让我有成就感，学生反馈说‘老师，我学会控制脾气了’。”( No.121) “非主科有助于学生成长，不可或缺。”(No.48) |
自我效能 |
克服困难的决心 |
面对资源不足或能力挑战时，坚持开展教学的毅力和承诺。 |
“就算学校不重视，我也会自学心理学知识，坚持开心理班会。”(No.45) “可以因为要教而掌握技能，这是发展机会。”(No.79) |
长期从教的坚定性 |
对心理健康教育作为职业使命的忠诚度和持久性。 |
“我认定这是教师职责，再难也要在农村学校开展下去。”(No.78) “教学责任感体现在对教学目标的关注和坚持。”(No.152) |
意志行为 |
知识技能学习行为 |
在职前阶段主动获取心理健康教育相关能力的行动取向。 |
“我选修了心理学课程，还参加线上培训。”(No.3) “全科教师要融合各科知识，备课时会加入心理活动。”(No.106) |
职后教学实践意向 |
对未来实施心理健康教育的具体计划和行为准备。 |
“毕业后我会设计心理课教案，即使学校没要求。”(No.91) “行为倾向包括教学实施能力和评价能力。”(No.53) |
教师教学认同是教师专业认同和身份认同于教育教学活动中的集中反映和具体表现。Beijaard等人系统回顾十余年相关研究，认为构成教师专业认同的四个基本特征包括动态过程性、个人与情境的融合、多个子身份的协调性以及主观能动性，可作为未来研究的框架[18]。相似地，Day等人论证了教师身份认同的动态性、多维性和情境依赖性，指出不可忽视身份认同的情感维度、教师的主观能动性以及学校组织文化的影响[19]。综合考量国内外研究者关于教师教学认同结构的研究、全科师范生自身的特点，全科师范生在对教师学科教学的态度变化过程中，教学认同感也必然会产生相应的变化并体现出不同的过程性特点。结合免费师范生教师职业认同三维结构模型，从知情意行四个递进环节初步构建全科师范生心理健康教育教学认同感的初始模型，包括教学认知、教学情感、教学意志、行为倾向四个因素，维度之间既相互独立，又存在逻辑递进，为后续量表编制提供实证依据，继而以其作为量表的理论维度开发测量工具。
全科师范生心理健康教育教学认同感的“教学认知”因素是指全科师范生通过在学校理论知识的学习以及通过一系列社会实践对开展心理健康教育教学活动产生的一种直观认识，包括对心理健康教育教学的性质、功能、意义和价值的认识[20]。
全科师范生心理健康教育教学认同感的“教学情感”因素是指全科师范生在对心理健康教育有了一定认知的基础上，从情感层面对开展心理健康教育教学产生的一种主观感受，包括对开展心理健康教育的意愿、对心理健康教育教学作用的认可度等[21]，较为积极的教学情感会更加坚定全科师范生的教学意志，为提升教学专业能力提供动力。
全科师范生心理健康教育教学认同感的“教学意志”因素是指全科师范生自觉地确定教学目的，有意识地根据目的、动机调节支配行动，努力克服困难、坚定不移地在工作中开展心理健康教育教学活动，以实现预定教学目的的内心过程。教学意志决定了全科师范生是否具备克服困难的毅力和坚持的精神，能否很好地开展心理健康教育教学工作。
全科师范生心理健康教育教学认同感的“行为倾向”因素是指对所作行动取向的抉择，人的行动受人的认知与情绪、意志的支配，是人的认识与情绪、意志的外化表现，包括了全科师范生在校期间对于心理健康教育知识技能的学习以及职后对开展心理健康教育活动的行为取向。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
采用方便取样法，抽取重庆市某两所师范院校724名小学教育专业全科师范生作为研究对象，共分为2个样本。样本1为174人，有效被试174人，其中男性49人，女性125人，年龄介于18~21周岁(M = 19.80, SD = 0.68)，用于探索性因素分析。样本2为550人，有效被试508人，其中男性126人，女性382人，年龄介于18~23周岁(M = 20.30, SD = 1.46)，用于验证性因素分析、内部一致性信度分析和效标效度分析。
2.2. 项目编制
量表项目编制大致包含以下几个步骤：首先，根据前期开放式调查的论述收集项目，结合全科师范生心理健康教育教学认同感初始理论模型，以及Waugh和Godfrey提出的认同感评定模式[22]，参考魏淑华等人的教师职业认同问卷[23]中相关题项描述，共形成40个项目。其次，邀请一位测量学专家对项目表述质量和维度划分进行初步评价，删减修改为30个项目。再次，选择10名小学教育专业三年级全科师范生进行小范围预测，根据预测时设置的开放性问题“对于本问卷你有什么建议？”的调查结果再次对问卷各个项目的表述做出修订，保留了22个项目。最终预试问卷由心理健康教育的教学认知、教学情感、教学意志、行为倾向四个维度共22个项目组成，其中教学认知维度6题、教学情感维度6题、教学意志维度5题、行为倾向维度5题，均采用李克特5点计分格式。
2.3. 效标测量工具
师范生职业认同感体现其教学认同感的深层认知基础和价值导向，是教学认同感的根基和驱动力。师范生教学认同感是其职业认同感在实践中的具体展现和反馈回路，二者相互依存、动态互构，共同构成师范生专业成长的核心心理维度。因此，此处采用王鑫强、曹丽红、张大均和李森编制的“师范生职业认同感量表”作为本研究的效标[24]。该量表共12个项目，包含职业意愿与期望、职业意志、职业价值、职业效能四个因素，全问卷的Cronbach’s α系数和重测信度分别为0.783和0.913，四个分问卷的α系数和重测信度分别是0.641~0.730，0.601~0.802，四个因素与总分的相关系数是0.631~0.755，各因素之间的相关系数是0.196~0.514，是具有较好信效度职业认同感测量的工具。
2.4. 数据分析
检查问卷的完整性与真实性，剔除存在规律作答或未作答完整，以及3个标准差以外的极端数据之后，采用SPSS 26. 0和AMOS 24.0对有效数据进行项目分析、信度分析、探索性因素分析和验证性因素分析等统计处理。
3. 结果
3.1. 探索性因素分析
进行项目分析时，采用临界比值法检验高分组(前27%)和低分组(后27%)在各题上的得分差异，删除t检验不显著的题项。经分析发现，所有题项的临界比值均达到显著水平。由KMO值(0.902)和Bartlett球形检验(p < 0.001)提示，变量间存在共同因素，适合进行探索性因素分析。使用主成分分析法提取因素，最大变异法进行直交转轴，删除因子负荷过低(小于0.4)、有多重负荷的项目和共同度小于0.5的题项共计6题。对剩余的16个题项进行探索性因素分析，并综合考虑特征值大于1、陡坡图走向情况、因素命名可行性等指标，共得到4个因子，累计方差的解释率为64.413%，结果如表2所示。
Table 2. The result matrix of exploratory factor analysis
表2. 探索性因素分析的结果矩阵
项目 |
最大变异法直交转轴后成分矩阵因素负荷量 |
因素1 |
因素2 |
因素3 |
因素4 |
我认为注重小学心理健康教育是维护社会安定、学校正常运行、学生家庭幸福的需要。 |
|
0.789 |
|
|
我认为心理健康教育能培养学生坚韧不拔的意志，艰苦奋斗的精神。 |
|
0.769 |
|
|
我认为心理健康教育对学生的成长和发展十分重要。 |
|
0.694 |
|
|
我认为心理健康教育对促进人类社会发展十分重要。 |
|
0.748 |
|
|
我认为在小学开展心理健康教育是有价值的。 |
|
|
0.776 |
|
我很乐意其他学科教学中渗透心理健康教育。 |
|
|
0.753 |
|
我很乐意在小学教学中开展心理健康教育活动。 |
|
|
0.687 |
|
通过开展心理健康教育教学活动帮助学生解决问题，我会很有成就感。 |
|
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0.639 |
|
即使学校工作繁忙，我仍会定期进行心理健康教育教学。 |
0.721 |
|
|
|
即使学校没有强制安排，我也愿意开展心理健康教育教学活动。 |
0.701 |
|
|
|
我认为自己有能力开展心理健康教育教学活动。 |
0.652 |
|
|
|
我愿意在学校工作中长期兼任心理健康教师。 |
0.741 |
|
|
|
我会在未来工作中积极参加心理健康教育领域的科学研究及学术交流。 |
|
|
|
0.610 |
我会在未来校本教研活动中积极提倡开展心理健康教育教学。 |
|
|
|
0.672 |
在大学学习期间，我会不断充实自己的心理健康教育知识。 |
|
|
|
0.785 |
为更好开展心理健康教育教学活动，我会努力改进教学方式。 |
|
|
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0.607 |
根据探索性因素分析结果对所获四个因素分别命名：因素一主要涉及全科师范生自觉地、有意识地调节支配行动，努力克服困难、坚定不移地在工作中开展心理健康教育教学活动的内心过程，命名为“教学意志”，共4个题项；因素二主要涉及全科师范生对开展心理健康教育教学活动的意义和价值等方面的直观认识，命名为“教学认知”，共4个题项；因素三主要涉及全科师范生情感层面上对开展心理健康教育教学作用的认可度、投入度和成就感等主观感受，命名为“教学情感”，共4个题项；因素四主要涉及全科师范生在校期间对于心理健康教育知识技能的学习以及职后对开展心理健康教育活动的行为取向，命名为“行为倾向”，共4个题项。至此，本次编制的全科师范生心理健康教育教学认同感量表共包含四个维度，与假设理论模型相符。每个维度各有4个题项，共16个题项构成全科师范生心理健康教育教学认同感正式量表，均为正向计分。提供“完全不符合”“比较不符合”“一般”“比较符合”“完全符合”5个选项，分别对应1~5分。分数越高，全科师范生心理健康教育教学认同感就越高。
3.2. 信度和效度检验
3.2.1. 信度检验
以内部一致性系数作为量表信度指标，通过计算Cronbach’s α系数检验量表信度，结果见表3。由表3可知，各维度信度系数在0.784~0.838之间，总量表信度系数为0.905，均大于0.7，表明该量表及各维度的跨题项一致性均很高，信度处于“甚佳”的水平。
Table 3. Reliability test of the Mental Health Education Teaching Identity Scale for General Normal Students
表3. 全科师范生心理健康教育教学认同感量表的信度检验结果
项目 |
Cronbach’s α系数 |
标准化Cronbach’s α系数 |
项数 |
教学认知 |
0.795 |
0.797 |
4 |
教学情感 |
0.784 |
0.784 |
4 |
教学意志 |
0.795 |
0.797 |
4 |
行为倾向 |
0.837 |
0.838 |
4 |
总体 |
0.904 |
0.905 |
16 |
3.2.2. 效度检验
内容效度。邀请5位熟悉小学教育全科师范生在校培养和入职后发展的专家分别对量表各项目与相应维度的关联性进行李克特4级评分。1分代表“完全不相关”，2分代表“比较不相关”，3分代表“比较相关”，4分代表“非常相关”。采用“汉布尔顿内容效度指数”作为全科师范生心理健康教育教学认同感量表内容效度的评价指标，各项目评定3和4的人数占总人数的比例即为该项目内容效度指数，评价结果如表4所示。计算所有项目的I-CVI的平均数后得到整个量表的内容效度指数，即全科师范生全科师范生心理健康教育教学认同感量表的S-CVI指数为0.96，表明内容效度达到非常理想的水平。
结构效度。运用极大似然法对正式量表调查数据进行验证性因素分析，结果模型为全科师范生心理健康教育教学认同感量表所包含的一阶四因素斜交模型，模型拟合指数见表5。拟合度较好的模型应满足χ2/df ≤ 3，RMSEA ≤ 0.05，RMR ≤ 0.05，GFI ≥ 0.90，CFI ≥ 0.90，NFI ≥ 0.90，NNFI ≥ 0.90等条件，由表5可知，各项拟合指数提示本模型拟合比较理想，说明全科师范生心理健康教育教学认同感量表为一阶四因素结构，表明该量表具有较好的结构效度。
效标效度。样本2中335名被试同时还完成了“师范生职业认同感量表”，以师范生职业认同感作为全科师范生心理健康教育教学认同感的效标，将全科师范生心理健康教育教学认同感总分与师范生职业认同感总分进行相关分析，发现二者之间存在中等程度显著正相关(r = 0.533, p < 0.001)，这些显著的正相关结果提示全科师范生心理健康教育教学认同感量表具有较好的效标效度。
Table 4. Content validity index of the Mental Health Education Teaching Identity Scale for General Normal Students
表4. 全科师范生心理健康教育教学认同感量表的内容效度指数
维度 |
项目 |
专家评分1 |
专家评分2 |
专家评分3 |
专家评分4 |
专家评分5 |
I-CVI |
比较熟悉 |
比较熟悉 |
比较熟悉 |
比较熟悉 |
一般熟悉 |
教学认知 |
1 |
4 |
4 |
4 |
4 |
3 |
1.00 |
2 |
4 |
4 |
3 |
4 |
2 |
0.80 |
3 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
1.00 |
4 |
4 |
4 |
3 |
4 |
1 |
0.80 |
教学情感 |
5 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
1.00 |
6 |
4 |
4 |
3 |
4 |
4 |
1.00 |
7 |
4 |
4 |
3 |
4 |
4 |
1.00 |
8 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
1.00 |
教学意志 |
9 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
1.00 |
10 |
4 |
4 |
3 |
4 |
4 |
1.00 |
11 |
4 |
4 |
4 |
4 |
2 |
0.80 |
12 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
1.00 |
行为倾向 |
13 |
4 |
4 |
3 |
4 |
4 |
1.00 |
14 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
1.00 |
15 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
1.00 |
16 |
4 |
4 |
4 |
4 |
4 |
1.00 |
Table 5. Structural model fitting index of the Mental Health Education Teaching Identity Scale for General Normal Students
表5. 全科师范生心理健康教育教学认同感量表的结构模型拟合指数
常用指标 |
χ2 |
df |
χ2/df |
GFI |
RMSEA |
RMR |
CFI |
NFI |
NNFI |
值 |
198.503 |
98 |
2.026 |
0.942 |
0.045 |
0.024 |
0.970 |
0.942 |
0.963 |
判断标准 |
|
|
<3 |
>0.90 |
<0.05 |
<0.05 |
>0.90 |
>0.90 |
>0.90 |
结果 |
|
|
符合 |
符合 |
符合 |
符合 |
符合 |
符合 |
符合 |
4. 讨论
4.1. 全科师范生心理健康教育教学认同感的结构
全科师范生心理健康教育教学认同感的结构是设计其测量工具的重要依据。通过对师范生教师职业认同、师范生教学认同的内涵和结构的分析，结合前期调查的实证探索，基于全科师范生的身份特点，将全科师范生心理健康教育教学认同感界定为全科师范生对职后开展心理健康教育相关教学活动的态度和体验，并提出教学态度和非金钱成本评估是教学认同的核心，可能分散到教学认知、教学价值、教学意志等具体维度上。通过对预试问卷的探索性因素分析，证实了前期假设，支持全科师范生心理健康教育教学认同感的四因素理论模型，对预试问卷的探索性因素分析和对正式量表的验证性因素分析均证明了其四因素结构，本次调查数据验证了理论构想。
探索分析阶段发现初始结构中的教学态度和教学实用性相重合，故合并为教学认知。对原教学态度维度的分析发现，它是全科师范生对心理健康教育教学的价值表态；对原教学实用性维度的分析发现，它是全科师范生感受到的心理健康教育教学是否符合当前教学实际情况，如学生的发展、个人教育理念等，二者皆是从事心理健康教育教学活动的直观感知系统，因此具有合并的基础和可能。同时，从此二维度中提炼出了一个教学情感的因素。众所周知，全科师范生入职后从事心理健康教育教学，并对此形成认可和接受，不仅需要对心理健康教育的性质、功能、价值和意义的认知，还需要经由相应教学活动产生内在的满足感、获得感、成就感等主观感受支撑。分析还发现，非金钱成本评估指向全科师范生衡量为开展心理健康教育教学而增加的实践、工作量，以及心理健康教育发挥的作用及自身专业发展等而产生的感受；关心事项则是全科师范生认为在开展心理健康教育过程中会关心或担心的事情。它们提示全科师范生职后从事心理健康教育教学可能面临现实困难或阻碍时，能够很大程度上有意识地激发动机调节行动，坚定不移地在工作中开展心理健康教育教学活动，以实现预定教学目的的内心过程，即教学意志。此维度与Beijaard等人和Day等人发现的教师认同结构中主观能动性特征高度一致。因此，具备克服困难的毅力和坚持的精神，坚持开展心理健康教育教学工作也应当是全科师范生心理健康教育教学认同感中不可以或缺的一个重要结构。总之，通过文献分析和实证研究，初步探明了全科师范生心理健康教育教学认同感为教学认知、教学情感、教学意志和行为倾向的四因素结构，具有一定的理论和实践价值。
4.2. 全科师范生心理健康教育教学认同感测量工具的可靠性和有效性
一个优秀的测量工具要求测验分数能够稳定而准确地反映测验对象的某种特质，而只有保证测量的稳定性和准确性才能正确判断测量结果的价值。本研究编制量表经过信度和效度的检验，结果证据表明，全科师范生心理健康教育教学认同感量表有较好的信度和效度。在探索性因素分析中，量表的四个因素解释总方差的64.413%，特征值、共同度、贡献率符合的心理测量学指标要求。条目的内部一致性较好，全量表和四个分量表的Cronbach’s α系数分别为0.905和0.784~0.838之间，四个因素与总分的相关系数是0.757~0.859，各因素之间的相关系数是0.422~0.664。
与信度检验结果一致，多方面的效度检验结果都支持该量表确能在很大程度上实际测出全科师范生的心理健康教育教学认同感水平。内容效度方面，量表每个项目的内容效度指数都达到优秀或良好水平，说明测验题目对所要测量内容，即全科师范生的心理健康教育教学认同感的取样代表性很高。结构效度方面，验证性因素分析所示该量表的模型拟合度指标、模型内在质量检验结果都符合测量学的相应标准，可见量表实际测到的心理特质符合所要测量的全科师范生的心理健康教育教学认同感四因素理论构想。效标效度方面，该量表所测量的教学认同感能正向预测师范生职业认同感这一效标，为该测量工具与效标之间具有较高的关联程度提供了直接证据。
4.3. 研究展望
本研究采用横断研究设计，未来可通过纵向设计追踪心理健康教育教学认同感在全科师范生在校期间的变化轨迹及其影响因素。同时，考虑纳入多源数据，如增加对顶岗实习带教老师的评定、对学生教学方案或教学视频的内容分析等，以克服单一自我报告方法的局限，提高研究的内部和外部效度。
另一方面，今后研究可纳入来自不同地区(如东部、中部、西部)、不同层次师范院校的样本，以检验量表的跨地域和跨群体稳定性。同时，收集更丰富的人口统计学变量，分析不同背景(如城乡生源、是否独生子女等)的全科师范生在教学认同感上的差异。
5. 结论
本研究旨在构建全科师范生心理健康教育教学认同感的理论结构，并以此结构维度为基础开发相应的测量工具，最终得到以下结论：全科师范生心理健康教育教学认同感包含教学认知、教学情感、教学意志和行为倾向四个成分；编制的全科师范生心理健康教育教学认同感量表具有较好的信度和效度，适宜作为测量该群体对心理健康教育教学认同感的工具。
基金项目
重庆市教育科学规划课题一般课题“全科师范生心理健康教育教学认同感的测评研究”(K22YG216222)。
2024年重庆市教育委员会人文社会科学研究一般项目(24SKGH311)。
NOTES
*通讯作者。