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user: 2. 研究结果 2.1. 研究被试 本研究调查对象为北京三所师范类高校大一至大四的师范生400人，获得有效问卷382份，其中男女生人数分别是151和231人，大一年级到大四年级的人数分别是67、196、45和74人。 2.2. 研究工具 2.2.1. 《教学效能感问卷》 Moran等人(2001)编制的《教学效能感问卷》，该量表共计39个项目分为两个维度的。其中一般教育效能感包括24，27，31，36，38题，全部为反向计分；个人教学效能感包括1~23，25~26，28~30，32~35，37，39题，其中反向计分题目为35题。问卷打分方式为六点量表，信度为0.93，各维度信度系数为0.87、0.85，一般教育效能感、个人教学效能感、教学效能感总分的信度系数分别为0.58、0.83、0.77 (闫俊斌，2012)。 2.2.2. 《教师职业认同量表》 赵宏玉等人在2012年编制的《教师职业认同量表》，该量表共计15个项目分为三个维度，其中内在价值认同包括1，4，7，10，12，14，15题，外在价值认同包括2，5，8题，意志行为认同包括3，6，9，11，13题。问卷打分方式为六点量表，问卷信度系数为0.91，各维度的系数0.90、0.97、0.82，内在价值认同、外在价值认同、意志行为认同、教师职业认同的信度系数分别为0.70、0.59、0.74、0.85 (赵宏玉，兰彦婷，张晓辉，张燕，2012)。 2.2.3. 《教师信念量表》 吕国光2004年编制的《教师信念量表》，该量表共计38个项目，分为四个维度。其中学生管理维度是1~12题，其中反向计分题目为1，3，7，8，9，11，12；课程与教学计划维度是13~20题，其中反向计分题目为14，15，16，18；教学与评价是21~32题，其中反向计分题目为25，28，30，31，32；学生学习是33~38题，其中反向计分题目为33，34，35，36，37，38。问卷打分方式为六点量表，信度系数为0.94，分半信度为0.92，各维度系数分别为0.82、0.82、0.88、0.71，学生管理、课程与教学计划、教学与评价、学生学习、教师信念的信度系数分别为0.77、0.69、0.76、0.79、0.92 吕国光(2004)。 2.3. 数据分析方法 采用spss25.0统计软件对回收数据进行描述性分析、t检验、多因素方法分析、相关分析和回归分析。 2.4. 教学效能感、教师职业效能感、教师信念的描述性统计 教学效能感总分的均值为4.54，标准差为0.34；教师职业认同总分的均值为4.139，标准差为0.468。教学信念总分的均值为3.726，标准差为0.639。 2.5. 师范生人口学变量在教学效能感、教师职业认同和教师信念得分上的差异性分析 本研究关注的人口学变量包括性别和年级。 2.5.1. 师范生的人口学变量在教学效能感方面的差异性检验 性别和年级在一般教育效能感上的得分有显著差异(ps < 0.05)。具体表现为，女生的一般教育效能感显著高于男生(M 女 = 13.24，SD 女 = 4.347；M 男 = 11.74，SD 男 = 3.251，t(380) = −3.619，p < 0.001，Cohen’s d = 0.41)；大二年级的一般教育效能感显著高于其他三个年级(M 大一 = 12.37，SD 大一 = 3.485；M 大二 = 13.46，SD 大二 = 4.394；M 大三 = 11.24，SD 大三 = 3.419；M 大四 = 11.58，SD 大四 = 3.197；F(3，378) = 6.672，p < 0.001，η 2 = 0.05)。 2.5.2. 师范生的人口学变量在教师职业认同方面的差异性检验 性别在内在价值认同、意志行为认同和教师职业认同总分上的得分有显著差异(ps < .05)，年级在外在价值认同、意志行为认同和教师职业认同总分上的得分有显著差异。具体表现为，男生的内在价值认同、意志行为认同和教师职业认同总分显著高于女生(M 内在男 = 30.19，SD 内在男 = 2.888；M 内在女 = 29.15，SD 内在女 = 4.124；t(380) = 2.709，p = 0.007，Cohen’s d = 0.31；M 意志男 = 20.80，SD 意志男 = 2.805；M 意志女 = 19.85，SD 意志女 = 3.849；t(380) = 2.62，p = 0.009，Cohen’s d = 0.3；M 总男 = 63.39，SD 总男 = 5.876；M 总女 = 61.24，SD 总女 = 8.929；t(380) = 2.615，p = 0.009，Cohen’s d = 0.3)，大一和大四年级师范生的外在价值认同、意志行为认同和教师职业认同总分的得分显著高于大二年级((M 大一外在 = 12.9，SD 大一外在 = 1.416；M 大二外在 = 11.96，SD 大二外在 = 2.281；M 大四外在 = 12.59，SD 大四外在 = 1.901；F(3，378) = 4.009，p = 0.008，η 2 = 0.031；M 大一意志 = 21.27，SD 大一意志 = 2.756；M 大二意志 = 19.59，SD 大二意志 = 3.832；M 大四意志 = 20.68，SD 大四意志 = 2.591；F(3，378) = 4.942，p = 0.002，η 2 = 0.038；M 大一总 = 63.88，SD 大一总 = 5.65；M 大二总 = 60.94，SD 大二总 = 8.708；M 大四总 = 63.23，SD 大四总 = 5.849；F(3，378) = 3.131，p = 0.026，η 2 = 0.024)。 2.5.3. 师范生的人口学变量在教师信念方面的差异性检验 性别和年级在学生管理、课程与教学计划、教学与评价、学生学习和教师信念总分上的得分有显著差异(ps < 0.05)。具体表现为，女生的学生管理、课程和教学计划、教学与评价、学生学习以及教师信念总分显著高于男生(M 管理女 = 47.1，SD 管理女 = 8.929；M 管理男 = 41.06，SD 管理男 = 5.816；t(380) = −7.348，p<0.001，Cohen’s d = 0.84；M 课程女 = 32.37，SD 课程女 = 5.999；M 课程男 = 29.56，SD 课程男 = 4.923；t(380) = −4.799，p<0.001，Cohen’s d = 0.54；M 教学女 = 50.33，SD 教学女 = 7.718；M 教学男 = 46.4，SD 教学男 = 6.552；t(380) = −5.166，p < 0.001，Cohen’s d = 0.58；M 学习女 = 17.9，SD 学习女 = 6.28；M 学习男 = 15.17，SD 学习男 = 4.864；t(380) = −4.542，p < 0.001，Cohen’s d = 0.51；M 总女 = 147.7，SD 总女 = 25.59；M 总男 = 132.18，SD 总男 = 18.593；t(380) = −6.426，p < 0.001，Cohen’s d = 0.73)；大二年级师范生的学生管理、课程与教学计划、教学与评价、学生学习以及教师信念总分显著高于其他年级(M 大一管理 = 42.37，SD 大一管理 = 7.451；M 大二管理 = 47.44，SD 大二管理 = 9.125；M 大三管理 = 41.78，SD 大三管理 = 6.263；M 大四管理 = 41.38，SD 大四管理 = 5.335；F(3，378) = 16.126，p < 0.001，η 2 = 0.113；M 大一课程 = 29.58，SD 大一课程 = 5.117；M 大二课程 = 33.06，SD 大二课程 = 6.124；M 大三课程 = 29.42，SD 大三课程 = 4.003；M 大四课程 = 29.12，SD 大四课程 = 4.649；F(3，378) = 14.591，p < 0.001，η 2 = 0.104；M 大一教学 = 47.28，SD 大一教学 = 6.228；M 大二教学 = 51.04，SD 大二教学 = 7.836；M 大三教学 = 45.84，SD 大三教学 = 7.385；M 大四教学 = 45.92，SD 大四教学 = 5.823；F(3，378) = 13.928，p < 0.001，η 2 = 0.1；M 大一学习 = 15.25，SD 大一学习 = 4.784；M 大二学习 = 18.72，SD 大二学习 = 6.164；M 大三学习 = 14.98，SD 大三学习 = 5.778；M 大四学习 = 14.34，SD 大四学习 = 4.436；F(3，378) = 15.77，p < 0.001，η 2 = 0.111；M 大一总 = 134.49，SD 大一总 = 20.333；M 大二总 = 150.26，SD 大二总 = 26.011；M 大三总 = 132.02，SD 大三总 = 18.867；M 大四总 = 130.76，SD 大四总 = 16.007；F(3，378) = 20.109，p < 0.001，η 2 = 0.138)。 2.6. 教学效能感和教师职业认同对教师信念的相关分析 从表1可以看出，教学效能感和教师职业认同、教师信念都有明显的正相关，r 效职 = 0.322，p 效职 < 0.01；r 效信 = 0.343，p 效信 < 0.01；教师职业认同和教师信念有明显的负相关，r 职信 = −0.232，p 职信 < 0.01。 Table 1 Correlation of teaching efficacy， teachers’ professional identity and teachers’ belie M(SD) 1 2 3 1教学效能感 177.68 (13.26) 1 2教师职业认同 62.09 (7.927) 0.322 ** 1 3教师信念 141.57 (24.273) 0.343 ** -0.232 ** 1 表1. 教学效能感、教师职业认同和教师信念的相关 注： ** 表示p < 0.01。 2.7. 教学效能感、教师职业认同对教师信念的回归分析 教师信念作为因变量，第一层将教学效能感作为自变量，第二层再加入教师职业认同这个自变量。结果显示：放入教学效能感时，回归方程显著，R² = 0.104，adjusted R² = 0.102，F(1，380) = 44.103，p < 0.001；放入教师职业认同时，回归方程仍显著，R² = 0.237，adjusted R² = 0.233，F(2，379) = 58.906，p < 0.001。具体看每个自变量的影响：教学效能感对教师信念的预测显著，β = 0.456，t(380) = 9.541，p < 0.001；教师职业认同对教师信念的预测显著，β = −0.388，t(380) = −8.133，p < 0.001，见表2。这表明教学效能感能够正向预测教师信念；教师职业认同能够负向预测教师信念。 Table 2 Regression analysis of teachers' belief in teaching efficacy and teachers' professional identit β t p R² 调整后R² F p 教学效能感 0.456 9.541 <0.001 0.104 0.102 44.103 <0.001 教师职业认同 −0.388 −8.133 <0.001 0.237 0.233 58.906 <0.001 表2. 教学效能感、教师职业认同对教师信念的回归分析 2.8. 教学效能感对教师信念的影响：教师职业认同的遮掩效应分析 采用中介效应依次检验的方法，第一步，教学效能感对教师信念的回归；第二步，教师职业认同对教师信念的回归；第三步，教学效能感、教师职业认同对教师信念的回归。以教学效能感为自变量(x)，教师职业认同为遮掩变量(w)，教师信念为因变量(y)。 Table 3 The masking effect of teachers’ professional identity is examined in tur 标准化回归方程 回归系数检验 第一步 y = 0.322x SE = 0.089， t = 6.641 *** 第二步 w = 0.343x SE = 0.259， t = 7.118 *** 第三步 y = 0.456x −0.388w SE = 0.087， t = 9.541 *** SE = 0.146， t = -8.133 *** 表3. 教师职业认同的遮掩效应依次检验 SE表示标准误， *** 表示p < 0.001。 如表3所示，其数学模型可由上述的回归方程描述。由于依次检验都是显著的，且一正一负，所以教师职业认同是遮掩效应，即遮掩效应是指间接效应ab与直接效应c’的方向相反，即一正一负(温忠麟，叶宝娟，2014)，见图2。 图2. 教学效能感对教师信念的影响：教师职业认同的遮掩效应分析