石世英 葉曉甦 胡鳴明

摘要：教師教學(xué)改革的認(rèn)知、態(tài)度、行為直接決定改革成效?；谟媱澬袨槔碚?，采用結(jié)構(gòu)方程模型探索高校教師教學(xué)改革的行為意愿。研究表明，態(tài)度、知覺行為控制，職業(yè)認(rèn)同和主觀規(guī)范均能正向影響教師教學(xué)改革行為意愿，但其作用力依次減弱。職業(yè)認(rèn)同不僅直接影響教師教學(xué)改革行為意愿，而且通過教師態(tài)度間接影響主體行為意愿，且中介效應(yīng)顯著，態(tài)度和主觀規(guī)范在不同群組間的影響效應(yīng)存在顯著差異?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，探討其背后原因，并提出針對性建議。

關(guān)鍵詞：高校教師;教學(xué)改革;計劃行為理論;職業(yè)認(rèn)同

中圖分類號：G642.0???文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A???文章編號：1005-2909（2020）03-0181-09

為加快推進(jìn)教育現(xiàn)代化，實現(xiàn)教育強(qiáng)國戰(zhàn)略，習(xí)近平總書記在2018年全國教育大會上強(qiáng)調(diào)與闡釋了教師在教育事業(yè)發(fā)展和人才培養(yǎng)過程中的重要性。作為人類靈魂工程師的教師不僅是人才培養(yǎng)的主體，更是教育教學(xué)實踐、研究與改革的主體與對象，其認(rèn)知、態(tài)度、行為直接決定教育教學(xué)改革成效[1]。然而，在教學(xué)實踐中教師參與教學(xué)改革的主動性及其參與效果均不顯著，這也制約了教育教學(xué)改革與發(fā)展的進(jìn)程[2-3]。有關(guān)制約教師教學(xué)改革行為的學(xué)術(shù)研究成果較為分散，主要體現(xiàn)在3個方面：1）社會實踐需要視角，現(xiàn)代工程實踐的復(fù)雜性需要多學(xué)科知識交叉融合，單個教師很難完成課程教學(xué)任務(wù)[4]，這不僅對教師提出了新的要求與標(biāo)準(zhǔn)，也對教師主動參與教學(xué)改革提出挑戰(zhàn);2）組織認(rèn)同視角，許多學(xué)校重點關(guān)注教育教學(xué)改革而忽略專任教師發(fā)展[5]，忽視教師在教學(xué)改革中的角色與地位[6]，導(dǎo)致教師參與教學(xué)改革的積極性降低，教學(xué)改革成效不顯著;3）績效考核視角，在項目和論文決定晉升的制度環(huán)境下，教師普遍產(chǎn)生“重科研、輕教學(xué)”的態(tài)度（尤其是青年教師），教學(xué)改革讓不少教師感到力不從心[7]。上述研究成果為探尋教師參與高校教學(xué)改革的動力機(jī)制提供重要支撐，但缺乏從高校教師自身考察其行為意愿的影響因素及作用機(jī)制，不利于系統(tǒng)掌握教學(xué)改革意愿的驅(qū)動力及作用機(jī)理。高校教師教學(xué)改革不僅是一種行為決策，更是一種行為意愿表達(dá)，鑒于此，結(jié)合高校教學(xué)改革政策背景和教學(xué)改革現(xiàn)狀，采用計劃行為理論（TPB），探究高校教師教學(xué)改革行為意愿的影響因子及其驅(qū)動機(jī)制，為教師教學(xué)改革與教育事業(yè)發(fā)展提供理論參考。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）計劃行為理論

美國心理學(xué)教授Icek Ajzen在1991年公開發(fā)表期刊論文《The Theory of Planned Behavior》，提出計劃行為理論（TPB）并得到廣泛應(yīng)用，TPB理論將行為意愿（Intention）作為理解和解釋人類社會行為的重要指標(biāo)，也為預(yù)測人類行為提供了重要的研究邏輯框架，即行為的動機(jī)來自于人們對其行為后果的理性評價及感知的行為可控性。TPB理論指出，行為意愿受到態(tài)度（Attitude）、主觀規(guī)范（Subjective Norms）和知覺行為控制（Perceived Behavioral Control）三個因素的影響，行為意愿是行為的關(guān)鍵變量，知覺行為控制變量也在一定程度上解釋人類行為＼[8＼]。在TPB理論廣泛應(yīng)用的同時也引起學(xué)者的反思，初始的理論假設(shè)存在不完全的可能性，對行為意愿產(chǎn)生影響的因素不限于態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制，致使行為意愿和行為的理解與解釋不充分＼[9＼]。在此基礎(chǔ)上，Dodor等＼[10＼]（2009）基于TPB調(diào)查研究學(xué)校提供電子商務(wù)教育的意愿。對于組織行為，每個組織代表一個獨立的管理決策實體，基于TPB解釋組織行為機(jī)理，用于治理組織行為＼[11＼]。楊留花和諸大建＼[12＼]（2018）在TPB框架中引入后果感知和制度感知，研究用戶規(guī)范停放共享單車行為意愿的影響因素。上述應(yīng)用成果也可為采用TPB框架解釋高校教師教學(xué)改革行為機(jī)理提供借鑒。

（二）模型構(gòu)建

高校教師教學(xué)改革行為是教師主體為宣講教學(xué)理念、實現(xiàn)教育目標(biāo)和提升教學(xué)效果，綜合考察系統(tǒng)整體因素進(jìn)行決策并表現(xiàn)相應(yīng)行為，而行為意愿是教師主體決策的最終結(jié)果。

TPB理論集成了影響行為的內(nèi)外部因素，從行為與意愿間的關(guān)系視角來探索、解釋和預(yù)測主體行為，這與高校教師教學(xué)改革行為的基本內(nèi)涵相匹配。

基于此，以計劃行為理論為研究框架，探索高校教師態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為意愿之間的作用關(guān)系。同時，引入職業(yè)認(rèn)同拓展計劃行為理論，研究高校教師參與教學(xué)改革行為的影響因素及各因素間的作用關(guān)系。

計劃行為理論認(rèn)為，行為意愿（高校教師教學(xué)改革行為意愿）與知覺行為控制直接影響行為（高校教師教學(xué)改革行為），同時，高校教師態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制直接作用于主體行為意愿。基于計劃行為理論，在中國教育教學(xué)政策情境下，引入職業(yè)認(rèn)同這個解釋變量，探究其對教學(xué)改革行為意愿的影響。行為意愿反映未來預(yù)期行為，對實際行為的測量應(yīng)滯后于行為意愿一段時間[12]。因而，研究重點在于引入職業(yè)認(rèn)同拓展TPB理論，并解釋高校教師教學(xué)改革行為意愿影響因素間的邏輯關(guān)系。

（三）研究假設(shè)

1.態(tài)度與行為意愿

態(tài)度是個體對事物的評價和喜惡的感受或評估，是對客體采取某種行為的傾向[13]。在本研究情境下，參與教學(xué)改革的態(tài)度是指高校教師對教學(xué)改革行為的認(rèn)知評價和情感表達(dá)。行為意愿反映行為主體在特定約束條件下發(fā)生某種特定行為而自愿付出的努力程度，也認(rèn)為此時處于行為真實發(fā)生的準(zhǔn)備狀態(tài)[8]。張紅濤和王二平[14]（2007）研究態(tài)度與行為意愿的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，態(tài)度能顯著影響行為意愿?；谝陨险撌?，提出研究假設(shè)

H1：教學(xué)改革態(tài)度正向影響高校教師教學(xué)改革行為意愿。

2.主觀規(guī)范與行為意愿

主觀規(guī)范是指行為主體對其他利益相關(guān)者所表現(xiàn)的行為認(rèn)知，主要表現(xiàn)為其他關(guān)鍵利益相關(guān)者對行為主體決策帶來的外部壓力，這些外部壓力對主體行為意愿的決策具有實質(zhì)性影響[8]。來自于所屬組織的決策壓力、其他利益相關(guān)者壓力以及內(nèi)外部競爭者壓力等也會影響主體行為意愿[15]，比如，學(xué)校的科研成果指標(biāo)或績效考核壓力影響教師進(jìn)行教學(xué)改革的信心與意愿[7]。基于以上論述，提出研究假設(shè)

H2：主觀規(guī)范正向影響教師教學(xué)改革的行為意愿。

3.知覺行為控制與行為意愿

知覺行為控制指行為主體對執(zhí)行既定行為難易程度的研判或看法[8]，主要體現(xiàn)為自我效能和控制程度，前者是指行為主體對實施預(yù)期行為所需特殊能力的信心，后者是指行為主體對完成預(yù)期行為所需特殊資源的控制力。高校教學(xué)改革是一個系統(tǒng)工程，不僅涉及多個利益主體（如學(xué)校部門、學(xué)院和其他教師），而且需要教學(xué)改革投入（如教師資源、資金投入）。對于教學(xué)改革，其顯著效果不是一蹴而就的，需要一個長期的過程，而以績效或結(jié)果為導(dǎo)向的學(xué)校管理部門很難把資源配置給預(yù)期進(jìn)行教學(xué)改革的專職教師，導(dǎo)致教師缺少資源支持而喪失教學(xué)改革信心和意愿。基于此，提出研究假設(shè)

H3：知覺行為控制正向作用于教師教學(xué)改革行為意愿。

4.職業(yè)認(rèn)同、態(tài)度與行為意愿

職業(yè)認(rèn)同（Professional Identity）決定個體工作態(tài)度，影響個體對自我的認(rèn)知和對職業(yè)價值的感知[16-17]。教師職業(yè)認(rèn)同是教師對其職業(yè)及內(nèi)化的職業(yè)角色的積極認(rèn)知、體驗和行為傾向的綜合體，其職業(yè)認(rèn)同水平顯著影響教師的教學(xué)效果、對學(xué)生的態(tài)度、工作投入和工作滿意度或職業(yè)幸福感[18-19]。此外，教師在其角色預(yù)期的調(diào)適中改變自己的角色行為，進(jìn)而影響其工作投入、職業(yè)態(tài)度和行為決策[18-20]?；诖?，提出研究假設(shè)

H4a：職業(yè)認(rèn)同正向影響教師教學(xué)改革態(tài)度。

H4b：職業(yè)認(rèn)同正向影響教師教學(xué)改革的行為意愿。

基于理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)，構(gòu)建研究的邏輯框架，如圖1所示。

二、研究設(shè)計

（一）問卷設(shè)計與變量測量

研究所需數(shù)據(jù)很難從公開資料中獲取，且變量測量困難，因此采用問卷調(diào)查方法。為確保變量測量的可靠性和有效性，對知覺行為控制、態(tài)度、職業(yè)認(rèn)同和主觀規(guī)范等測量指標(biāo)最大程度地采用國內(nèi)外已有量表及研究成果，再結(jié)合研究對象、研究目標(biāo)和研究主題等適當(dāng)修改。考慮到研究對象是高等學(xué)校教師，研究內(nèi)容涉及教學(xué)方法、模式或理念等，因此，調(diào)查對象鎖定為高等學(xué)校的專職專業(yè)教師。

采用五分制Likert表設(shè)計問卷的測量題項，其中1～5

代表從非常不同意到非常同意，且程度依次遞增。為保證問卷設(shè)計的完整、合理和有效，課題組對15位教育領(lǐng)域的專任教師（主持國家級或省部級教育學(xué)課題的教師，或持續(xù)發(fā)表教育科學(xué)高水平學(xué)術(shù)論文的教師）進(jìn)行試調(diào)研。根據(jù)反饋信息，課題組反復(fù)討論、調(diào)整問卷結(jié)構(gòu)與內(nèi)容，形成最終的正式問卷（見表1）。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

為保證問卷調(diào)查的有效性和調(diào)查工作的可操作性，以河南省高校為研究對象，從高等院校官方網(wǎng)站篩選專任教師，通過電話采訪、微信、實地調(diào)查等途徑發(fā)放問卷。本次調(diào)查共發(fā)放問卷2 159份，回收有效問卷526份，回復(fù)率為24.36%。

在526份有效問卷樣本中，男性教師占比53%，女性占比47%;教授職稱占比21%，副教授職稱占比47%，中級及以下職稱占比32%;青年教師

青年教師的劃分主要是參考《2018年度國家自然科學(xué)基金項目指南》中青年科學(xué)基金項目的年齡范圍，男性未滿35周歲，女性未滿40周歲。

（男教師不超過35歲，女教師不超過40歲）占比43%，具有博士學(xué)位的教師占比54.78%。作為負(fù)責(zé)人承擔(dān)國家級、省部級、廳級教育教改科研項目的教師比例是30.19%，第一作者或通訊作者發(fā)表教育教改論文并被檢索收錄（SCIE/SSCI/EI/CSCD/CSSCI檢索）的教師比例是27.93%，獲得國家級、省部級、廳級的教學(xué)技能競賽獎項、教學(xué)名師、示范教師和教學(xué)成果獎勵的教師人數(shù)占比為31%，采用微信、翻轉(zhuǎn)課堂等形式進(jìn)行課程教學(xué)改革的教師人數(shù)占比39.14%。

三、模型運算與結(jié)果討論

（一）問卷的信度和效度分析

運用SPSS軟件和問卷調(diào)查數(shù)據(jù)對測量量表進(jìn)行信度與效度分析，回收的有效調(diào)研數(shù)據(jù)整體 Cronbachs Alpha值及每個測量指標(biāo)的Cronbachs Alpha值均大于0.7，表明問卷調(diào)查數(shù)據(jù)的可信度較高[12]。此外，測量指標(biāo)的效度KMO值均大于0.65，這也表明問卷調(diào)查數(shù)據(jù)的效度較好[12]。

（二）研究假設(shè)的檢驗與分析

1.基礎(chǔ)模型的運算與結(jié)果分析

運用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM模型）探索態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范、職業(yè)認(rèn)同和主體行為意愿之間的內(nèi)在關(guān)系和作用路徑。運用Amos22.0軟件對基礎(chǔ)模型進(jìn)行擬合度運算，結(jié)果顯示：模型χ2/df是2.105（數(shù)值不超過3），CFI和GFI分別是0.919和0.903（這兩個參數(shù)均大于0.9），RMSEA是0.046（小于0.08），表明模型整體擬合度較好。

模型運算結(jié)果如圖2所示，展示了5個潛在變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系和作用路徑系數(shù)，所有的作用路徑系數(shù)均在10%的顯著性水平下顯著，這表明5個理論假設(shè)在樣本數(shù)據(jù)下均得到了檢驗。同時，也說明在教育教學(xué)改革背景下，新增變量（職業(yè)認(rèn)同）對態(tài)度和行為意愿的作用關(guān)系獲得了有力的支持。在圖2展示的變量結(jié)構(gòu)關(guān)系中，態(tài)度和知覺行為控制的直接效應(yīng)最為顯著，充分說明態(tài)度和知覺行為控制是促使高校教師改革行為意愿的最關(guān)鍵要素，主觀規(guī)范的直接效應(yīng)次之。此外，對于職業(yè)認(rèn)同，其顯著效應(yīng)進(jìn)一步說明高校教師職業(yè)認(rèn)同越高，他（她）們越愿意進(jìn)行教育教學(xué)改革。

此外，從測量變量對潛在變量的總效應(yīng)視角，職業(yè)認(rèn)同對高校教師教學(xué)改革行為意愿的總效應(yīng)0.596（0.377+0.511×0.428）時影響最顯著，其次是教師態(tài)度（0.511），充分說明教師職業(yè)認(rèn)同對教師行為意愿與決策具有重要作用，職業(yè)認(rèn)同水平越高越有利于引導(dǎo)高校教師教學(xué)改革行為。SEM模型運行結(jié)果也反映了態(tài)度的中介效應(yīng)，職業(yè)認(rèn)同通過態(tài)度對行為意愿的中介作用在5%的顯著性水平下顯著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重是36.74%。

2.分組模型結(jié)果分析

考慮到青年教師群體和非青年教師群體（這里主要指超過青年教師年齡范圍的在編在崗教師）的教學(xué)經(jīng)歷、受教育背景和經(jīng)濟(jì)特征差異，尤其是當(dāng)前的高校教師績效考核情景，青年教師與非青年教師的教育教學(xué)態(tài)度與行為意愿存在差異（青年教師普遍有“重科研、輕教學(xué)”的態(tài)度[7]），基于此，進(jìn)一步對兩個群體分組探究。從模型擬合結(jié)果來看，模型χ2/df分別是2.379、1.837（均小于3），CFI分別是0.972、0.943（均大于0.9），GFI分別是0.931、0.908（均大于0.9），RMSEA分別是0.071、0.068（小于0.08），表明模型整體擬合度較好，反映假設(shè)模型與數(shù)據(jù)的擬合程度可以接受。

由青年教師群體和非青年教師群體所估計的模型（模型A和模型B，見表2）路徑系數(shù)與基礎(chǔ)模型的預(yù)測方向基本一致，但是研究假設(shè)的支持結(jié)果存在差異。

（1）青年教師模型（模型A）中行為態(tài)度對高校教師教學(xué)改革行為意愿影響的直接效應(yīng)較高，而非青年教師模型（模型B）中的行為態(tài)度與高校教師教學(xué)改革行為意愿之間的關(guān)系并不顯著。主要因為非青年教師在經(jīng)濟(jì)、職稱、社會地位等方面已取得一定的成績，重點關(guān)注自己感興趣的領(lǐng)域或工作。此外，在訪談中，一部分高級職稱的教師認(rèn)為“教學(xué)改革是青年教師的工作任務(wù)，也是鍛煉青年教師的重要途徑，而‘我們主要分享經(jīng)驗與理論指導(dǎo)”。

（2）非青年教師模型（模型B）中，主觀規(guī)范對高校教師教學(xué)改革行為意愿的影響作用較為顯著，而在青年教師模型（模型A）中兩者之間并無顯著關(guān)系。相對于非青年教師群體，青年教師群體受到績效考核壓力、經(jīng)濟(jì)壓力和職稱壓力，重點關(guān)注科研項目資助狀況和高水平期刊論文發(fā)表數(shù)量，受到績效考核的影響難以投入精力進(jìn)行教學(xué)改革。因此，主觀規(guī)范變量在非青年教師模型（模型B）中對高校教師教學(xué)改革行為意愿具有更好的解釋力和預(yù)測力。

對比分析青年教師模型（模型A）和非青年教師模型（模型B），結(jié)果表明，青年教師和非青年教師樣本群體具有不同的外部壓力（如職稱評定、經(jīng)濟(jì)條件），從而使高校教師教學(xué)改革行為意愿的形成機(jī)理存在一定差異，此發(fā)現(xiàn)對高校的教學(xué)管理與制度設(shè)計具有啟示性作用。

（三）結(jié)果討論與建議

文章的目的在于探究高校教師教學(xué)改革行為意愿的影響因素及其作用機(jī)理。以計劃行為理論為邏輯框架，構(gòu)筑了拓展計劃行為理論模型，利用問卷調(diào)查數(shù)據(jù)對高校教師教學(xué)改革行為意愿TPB模型進(jìn)行了實證檢驗。結(jié)果表明：TPB理論框架構(gòu)建的要素交互關(guān)系，以及基于此理論新增的研究假設(shè)均得到了樣本數(shù)據(jù)的檢驗。

（1）教師態(tài)度對其教學(xué)改革行為意愿具有顯著的正向作用，充分說明高校教師對教學(xué)改革這一事件的認(rèn)識和評價對其行為意愿產(chǎn)生重要的影響。因而，一方面，在教職工理論學(xué)習(xí)和教師培訓(xùn)中應(yīng)凸顯教育教學(xué)改革的重要內(nèi)容，強(qiáng)調(diào)教學(xué)改革對教學(xué)效果提升、教學(xué)價值創(chuàng)造或行為主體自身目標(biāo)實現(xiàn)的重要性，也盡可能在專業(yè)培養(yǎng)方案或課程教學(xué)大綱中明確任課教師教學(xué)改革的責(zé)任義務(wù)，從正式規(guī)范層面強(qiáng)化高校教師對教育教學(xué)改革的認(rèn)知與評估;另一方面，對于高等院校中獲得國家級、省部級或廳級的教學(xué)名師（或示范教師），盡可能詳細(xì)介紹其教學(xué)改革的方式方法與態(tài)度、教學(xué)效果改進(jìn)機(jī)制、教學(xué)理念與課程內(nèi)容邏輯融合路徑等內(nèi)容，尤其是教學(xué)改革立意到執(zhí)行全過程的關(guān)鍵事件，從而傳播教學(xué)改革的必要性和重要性，讓更多教師從心理上接受并認(rèn)可教育教學(xué)改革，引導(dǎo)并改善教師群體的行為態(tài)度。

此外，由圖2可知，職業(yè)認(rèn)同是態(tài)度的重要解釋變量，二者之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是0.428。這預(yù)示著在不考慮其他因素的條件下，職業(yè)認(rèn)同改變1個單位，行為態(tài)度將改變0.428個單位。職業(yè)認(rèn)同也直接促進(jìn)高校教師教學(xué)改革的行為意愿，說明強(qiáng)化教師的職業(yè)認(rèn)同能增進(jìn)教師教學(xué)改革的行為意愿。

（2）主觀規(guī)范對教師教學(xué)改革行為意愿具有顯著的正向影響，外部環(huán)境因素影響其教學(xué)改革行為意愿。由圖2可知，主觀規(guī)范和行為意愿之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是0.301，說明在不考慮其他因素的條件下，主觀規(guī)范改變1個單位，行為態(tài)度將改變0.301個單位。教學(xué)改革的目的是為了優(yōu)化教學(xué)方式方法，提高課堂效率和教學(xué)效果，不僅是課程教師的責(zé)任義務(wù)，更是教學(xué)團(tuán)隊、教研室、學(xué)院甚至學(xué)校的重點工作內(nèi)容。教學(xué)改革的系統(tǒng)性與課程的關(guān)聯(lián)性催生了教師教學(xué)改革的社會壓力，主要是來自學(xué)校、制度、同事的壓力。在學(xué)校層面，教學(xué)效果是重點考核對象，學(xué)校結(jié)合課堂學(xué)習(xí)效果、課程教學(xué)評價結(jié)果和教學(xué)督導(dǎo)評論，綜合評估任課教師的教學(xué)績效，給任課教師帶來教學(xué)壓力的同時也產(chǎn)生教學(xué)改革的動力，因此，學(xué)校層面的教學(xué)效果考核壓力可進(jìn)一步促進(jìn)教學(xué)改革。在制度層面，教學(xué)改革應(yīng)遵循教育教學(xué)規(guī)律，綜合反映國家教育制度、學(xué)校教育規(guī)章、專業(yè)培養(yǎng)大綱等制度內(nèi)容，要求任課教師系統(tǒng)掌握教育規(guī)律和教學(xué)原理，考察特定課程的關(guān)聯(lián)性，兼顧教育教學(xué)制度的規(guī)范性，這些制度因素引發(fā)的外部壓力也進(jìn)一步強(qiáng)化教育改革的重要性、系統(tǒng)性和復(fù)雜性。在同事方面，主要是課程內(nèi)容的關(guān)聯(lián)性，需要任課教師加強(qiáng)關(guān)聯(lián)課程的研討，厘清專業(yè)知識邏輯結(jié)構(gòu)，掌握特定課程知識結(jié)構(gòu)與關(guān)聯(lián)課程教學(xué)改革的關(guān)聯(lián)，這些任務(wù)超越了單科教師的行為范圍，為任課教師投入專用性資源進(jìn)行教學(xué)改革的行為決策帶來了外部壓力，進(jìn)一步要求教師協(xié)調(diào)好關(guān)聯(lián)課程教師關(guān)系，平衡課程內(nèi)容關(guān)聯(lián)性產(chǎn)生的壓力。

（3）知覺行為控制對教師教學(xué)改革行為意愿的影響是顯著的正向作用。由圖2可知，知覺行為控制和行為意愿之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是0.465，說明在不考慮其他因素的條件下，主觀規(guī)范改變1個單位，行為態(tài)度將改變0.465個單位。根據(jù)Ajzen[8-9]（1991， 2011）對知覺行為控制的闡釋，知覺行為控制不僅反映教師教學(xué)改革的信心，而且表明了教師主體對所需資源的控制能力，自信和資源的可獲得性能推進(jìn)教師教學(xué)改革行為。因此，一方面，上級主管部門、學(xué)校學(xué)院或課程關(guān)聯(lián)教師應(yīng)理解與認(rèn)可特定課程教師的素質(zhì)、能力和信心，積極引導(dǎo)與支持教師的教學(xué)策略與教學(xué)改革行為，增進(jìn)教師的自我效能;另一方面，教學(xué)管理邏輯應(yīng)從結(jié)果導(dǎo)向轉(zhuǎn)向集成過程控制與績效管理的柔性制度安排，優(yōu)化教師教學(xué)改革能力，強(qiáng)化教師資源可得性。

（4）對比分析青年教師群體和非青年教師群體的教學(xué)改革行為意愿預(yù)測模型，各個預(yù)測因子的作用效果存在差異：一是主觀規(guī)范對青年教師群體的教學(xué)改革行為意愿缺乏預(yù)測能力，青年教師由于績效考核的壓力難以投入精力進(jìn)行教學(xué)改革，教學(xué)改革壓力對青年教師的驅(qū)動力較弱;二是態(tài)度能很好地預(yù)測非青年教師群體的教學(xué)改革行為意愿，主要因為非青年教師在經(jīng)濟(jì)、職稱、社會地位等方面已取得一定的成績，工作導(dǎo)向轉(zhuǎn)為興趣導(dǎo)向。

四、結(jié)語

在計劃行為理論的基礎(chǔ)上，引入教師主體的職業(yè)認(rèn)同變量，構(gòu)筑高校教師教學(xué)改革TPB拓展模型，利用問卷調(diào)查和結(jié)構(gòu)方程模型揭示高校教師的態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、職業(yè)認(rèn)同與其教學(xué)改革行為意愿之間的交互關(guān)系與作用機(jī)理。主要研究結(jié)論是：1）驗證了計劃行為理論對教師教學(xué)改革行為研究的適用性，為教師教學(xué)行為研究提供了一個有效的研究工具。同時，引入職業(yè)認(rèn)同拓展TPB理論模型，進(jìn)一步闡釋教師教學(xué)改革行為意愿影響因素的作用機(jī)理。2）高校教師教學(xué)改革行為意愿受系統(tǒng)內(nèi)部與外部因素的交互影響，尤其是職業(yè)認(rèn)同和態(tài)度因素

。這不僅表明教師在教學(xué)改革行為評估中的重要地位，同時結(jié)合教師主體的職業(yè)認(rèn)同水平調(diào)節(jié)自身的行為態(tài)度。3）從外部環(huán)境視角，主觀規(guī)范的正向顯著水平表明了教學(xué)改革系統(tǒng)性和課程內(nèi)容關(guān)聯(lián)性對教師教學(xué)改革壓力的積極作用，不僅體現(xiàn)了學(xué)校、制度和同事在教學(xué)管理中的重要性，也要求教師主體開展教學(xué)改革必須綜合考慮教育規(guī)律、教學(xué)原理和課程關(guān)聯(lián)。

參考文獻(xiàn)：

[1]

操太圣，盧乃桂.抗拒與合作：課程改革情境下的教師改變[J].課程·教材·教法，2003，23（1）：71-75.

[2]王務(wù)均，王洪才.高校研究性教學(xué)改革的邏輯源起與深化路徑——基于知識生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)型的推進(jìn)框架[J].教育發(fā)展研究，2018（1）：61-68.

[3]張桂平，廖建橋.科研考核壓力對高校教師非倫理行為的影響研究[J].管理學(xué)報，2014，11（3）：360-366.

[4]林健.如何理解和解決復(fù)雜工程問題——基于《華盛頓協(xié)議》的界定和要求[J].高等工程教育研究，2016（5）：17-26.

[5]曾文婕.教學(xué)改革的中國邏輯[J].全球教育展望，2018，47（8）：3-8.

[6]張僑平，林智中，黃毅英.課程改革中的教師參與[J].全球教育展望，2012，41（6）：39-46.

[7]朱長江，郭艾，楊立洪.面向理工科創(chuàng)新型人才培養(yǎng)的“四步進(jìn)階”大學(xué)數(shù)學(xué)教學(xué)改革[J].中國大學(xué)教學(xué)，2018（3）：33-36.

[8]Ajzen I.The theory of planned behavior[J].Organizational Behavior and Human Decision Processes， 1991， 50（2）：179-211.

[9]Ajzen I.The theory of planned behaviour：Reactions and reflections[J].Psychology and Health， 2011， 26（9）：1113-1127.

[10]Dodor J B K， Rana D S.Investigating business schools intentions about offering e-commerce education using an extended theory of planned behavior＼[J＼].Decision Sciences Journal of Innovative Education， 2009， 7（1）：195-220.

[11]Gavetti G， Greve H R， Levinthal D A， et al.The behavioral theory of the firm：Assessment and prospects[J].Academy of Management Annals， 2012， 6（1）：1-40.

[12]楊留花，諸大建.擴(kuò)展計劃行為理論框架下共享單車規(guī)范停放行為意向的影響因素分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（4）：125-133.

[13]Hill R J， Fishbein M， Ajzen I.Belief， attitude， intention and behavior：An introduction to theory and research[J].Contemporary Sociology， 1977， 6（2）：244.

[14]張紅濤，王二平.態(tài)度與行為關(guān)系研究現(xiàn)狀及發(fā)展趨勢[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2007，15（1）：163-168.

[15]Wan C， Shen Q， Choi S.The moderating effect of subjective norm in predicting intention to use urban green spaces：A study of Hong Kong[J].Sustainable Cities and Society， 2018，37：288-297.

[16]Nixon J.Professional identity and the restructuring of higher education[J].Studies in Higher Education， 1996， 21（1）：5-16.

[17]Pratt M G， Rockmann K W， Kaufmann J B.Constructing professional identity：The role of work and identity learning cycles in the customization of identity among medical residents[J].Academy of Management Journal， 2006， 49（2）：235-262.

[18]Beijaard D， Meijer P C， Verloop N.Reconsidering research on teachers professional identity[J].Teaching and Teacher Education， 2004，20（2）：107-128.

[19]魏淑華，宋廣文，張大均.不同職業(yè)認(rèn)同水平教師對職業(yè)生活事件的社會認(rèn)知加工特征[J].心理發(fā)展與教育，2017，33（1）：45-55.

[20]虞力宏，湯國杰，高可清.高校體育教師職業(yè)認(rèn)同與工作投入的關(guān)系研究[J].中國體育科技，2011，47（6）：136-141.

Research on university teachers willingness of teaching reform based on

the Theory of Planned Behavior：a case study of universities in Henan

SHI Shiying1， YE Xiaosu2， HU Mingming3

（1.School of Civil Engineering， Henan Polytechnic University， Jiaozuo 454003， P. R. China;

2. School of Management Science and Real Estate， Chongqing University， Chongqing 400045， P. R. China;

3. Institute of Environmental Sciences， Leiden University， Leiden 2300RA， the Netherlands）

Abstract：

The results of teaching reform depend on university teachers cognition， attitude and behavior. Based on the Theory of Planned Behavior， the structural equation model is used to explore university teachers willingness of teaching reform. The findings are that：some factors （i.e. attitude， perceived behavioral control， professional identity and subjective norms） have positive effect on the intention but the impact is decreasing successively; professional identity can not only influence on behavior intention directly， but also impact on the intention indirectly through attitude， and the mediating effect is significant; attitude and subjective norms have different effects on behavior intention among some groups. Reasons are discussed and suggestions are provided based on these research findings.

Key words：

university teachers; teaching reform; behavior intention; Theory of Planned Behavior; professional identity

（責(zé)任編輯?周?沫）