我国特岗教师职业认同研究的元分析*

刘梓艳,李东斌,廖 瑜,李樱楠

(赣南师范大学 教育科学学院，江西 赣州 341000)

一、引言

为鼓励并引导全国各地高校大学生毕业后投入农村教育事业，提升乡村教师队伍整体素质，教育部、财政部、人事部、中央编办等部门于2006年印发了《关于实施农村义务教育阶段学校教师特设岗位计划的通知》(教师〔2006〕2号，以下简称“特岗计划”)，由这一计划入职的教师称为“特岗教师”。“特岗计划”实施15年来，累计招聘95万特岗教师，覆盖中西部22个省区1000多个县、3万多所农村学校，有效缓解了中西部贫困地区乡村教师的数量不足、结构不良、质量偏低、补充困难等问题。(1)相关数据来自教育部教师工作司司长任友群在2020年9月4日教育部召开的发布会上给出的一组数据。但受城乡发展不平衡、交通地理条件不便、学校办学欠账多等因素影响，特岗教师队伍离职率偏高的问题突出，制约了农村教育持续健康发展。

职业认同是特岗教师做好本职工作的心理基础，是决定特岗教师职业发展质量好坏的关键。特岗教师的职业认同越高，越不会出现职业离职倾向，同时，提高特岗教师的职业认同也有助于缓解特岗教师职业倦怠，降低其离职率，提升其留任率。因此研究特岗教师的职业认同对农村教育持续健康发展具有十分重要的意义。有学者对特岗教师的研究阶段进行划分，具体划分为起步(2006年至2008年)、发展(2009年至2010年)、繁荣(2011年至2013年)和深化(2014年至今)四个阶段。[1]在这期间，教育学和心理学学者采用实证研究范式开展了特岗教师职业认同及其与职业幸福感、工作投入、离职倾向等关系的研究，也取得了大量研究成果，为“特岗计划”更加科学、理性、有效地实施提供了实证依据。但系统梳理关于特岗教师职业认同领域的研究发现，相关研究也存在因调查地域、测量工具、数据处理等诸多方面的不一致带来的结果不尽相同。

二、关于特岗教师职业认同及其相关研究

(一)特岗教师职业认同的整体水平

特岗教师职业认同是指特岗教师在职业发展过程中自我实现的内原动力，是其感知教育情境投身与教育事业的核心力量，是对自身职业身份价值与意义的整体认知与看法。[2]有学者认为，教师职业认同程度是影响教师留任意向的重要因素，职业认同程度越高，其出现消极怠工的几率就越低，[3]也越不容易出现职业倦怠或离职倾向。职业认同水平高低与特岗教师对自身职业的热爱程度与工作投入联系紧密，职业认同水平高则越热爱本职工作，投入的也越多，反之则厌倦本职工作，投入就少。目前，特岗教师流失率整体偏低，但逐渐开始呈现上升趋势，教师的调动多为本县范围内，以平调为主，流失则为外县居多，其流动方向相对集中，以考公、考研为主。[3]因此，“招得来、下得去、留得住、教得好”成为“特岗计划”对特岗教师的殷切期盼。本研究对相关研究进行深入整理发现，不同研究中特岗教师的职业认同水平存在较大差异。多数研究结果表明我国特岗教师总体职业认同水平比较高。[4-5]然而，也有部分研究得出相反的结论，认为我国特岗教师职业认同整体水平较低。[6-7]我国特岗教师职业认同的整体水平到底处于什么样的状态？只有进一步厘清这一问题，才能更好地为“特岗计划”的有效实施和特岗教师的可持续发展提供实证依据，确保特岗教师“招得来、下得去、留得住、教得好”。据此，本研究运用元分析方法探究我国特岗教师职业认同整体水平的高低。

(二)特岗教师职业认同与性别、任教学段、学历的关系

性别是研究教师职业认同的重要变量。教师是一个具有强烈“性别化”倾向的职业，以OECD国家为例，学前教育至高等教育阶段女性教师平均占比三分之二以上。[8]教师的职业、经济地位和政治地位等因素与其性别比例适合具有一定的关联作用。[9]与此同时，性别对教师及学生的心理健康具有十分重要的作用。已有研究发现，性别在职业认同负向预测自杀意念的关系中起到调节作用。[10]教师性别失衡对学生学业成绩、性别社会化等方面均存在负面作用。[11]因此，研究性别与特岗教师职业认同的关系显得十分必要。从现有相关研究中发现，男性特岗教师占34.15%，女性特岗教师占65.85%，且女性特岗教师职业认同水平总体高于男性特岗教师。当然，对这一结论的合理性也存在一些争议。

教师任教学段不同，所需的知识储备、所承担的责任与义务都不同。不仅如此，研究发现，任教不同学段的教师其职业认同也存在差异。从现有相关研究可知，小学及以下任教学段教师占47.61%，小学以上任教学段教师占52.39%，从整体来看两者占比相差不大，但两者的职业认同水平却有较大差异，且孰高孰低，观点不一。有研究认为小学特岗教师的职业认同高于中学特岗教师，[12]但也有研究发现小学特岗教师的职业认同比中学特岗教师的职业认同水平更低。[13]

学历在一定程度上作为学习能力的体现和学术身份的表征，是一种在社会过程中具有多元功能的析出物。[14]当下，用人单位已将文凭作为一种“筛选机制”，认为受教育程度较高的求职者具有更加完备的知识系统和专业技能，在未来工作中会有更好的工资表现，因此工资待遇与学历成正比已经成为一种普遍的社会共识，。[15]统计现有文献中的特岗教师学历情况，本科以下学历占40.49%，本科及以上占59.51%。关于不同学历教师的职业认同的研究结论也存在争议。

据此，为了更好地了解特岗教师职业认同与性别、任教学段、学历之间的关系，本研究采用元分析技术对既往研究存在的分期和问题进行更全面和深层次的探究，为后续研究提供支撑论据。

(三)特岗教师职业认同与性别、任教学段、学历关系的调节变量

1.调查地域

目前，在调查区域方面特岗教师职业认同与性别、任教学段、学历的关系是否存在差异仍存在分歧。从针对四川、新疆、广西、贵州等省区的特岗教师职业认同的调查研究发现，[16-18]不同地区特岗教师职业认同水平存在较大差异，局部地区的调查研究显示特岗教师职业认同水平较高，[19]有些则较低。[20]同时局部地区并不能代表总体，需要将各个省份再分成东部、中部、西部更大区域，再进行统计分析得出较为全面的结果。为此，本研究将调查地域作为调节变量，进一步分析调查地域差异在特岗教师职业认同与性别、任教学段、学历关系中的作用。

2.测量工具

回顾特岗教师职业认同的研究发现，已有的研究存在职业认同测量工具不一的问题。多数研究的工具是用魏淑华编制的《中小学教师职业认同量表》，包括四个维度：职业价值观、角色价值观、职业行为倾向、职业归属感，或者在其基础上微调测验项目自编特岗教师职业认同量表。少部分是完全自编量表，结构维度有四维、五维、六维不等。从统计测量的角度看，不同结构维度的划分得到的结果显然不同，从而可能会影响到相关政策的延续或调整。因此，有必要探讨不同的测量工具对特岗教师职业认同与性别、任教学段、学历的关系是否有调节作用。

3.出版时间

早期研究对特岗教师职业认同的探讨多从人口学变量角度展开，[21]近年来众多研究以拓展到职业认同与相关职业心理(工作满意度、职业倦怠等)的关系及其内在机制上，并对职业认同有了更加深入的研究。用“特岗教师职业认同”进行检索发现，从2014年开始特岗教师职业认同的研究逐渐增加。如今持续了15年之久的“特岗计划”政策，在其出台、执行和评估、调整的不同时期，包括职业认同在内的相关研究所得到的观点也可能不同。因此，本研究将研究成果的出版作为调节变量，进一步分析出版时间不同对特岗教师职业认同与性别、任教学段、学历关系的影响。

三、研究方法

(一)文献检索与筛选

1. 检索条件和初步结果

在中国知网数据库、维普中文科技期刊数据库、万方数据库、中国优秀硕博士学位论文全文等数据库中检索“特岗教师”和“职业认同”2个关键词，在2009年1月至2021年5月，共检索出相关研究成果104篇。

2. 纳入标准和筛选结果

图1 元分析文献筛选流程图

对初步检出的研究成果进行二次筛选，具体筛选标准有：(1)文献研究是关于特岗教师和职业认同的实证研究；(2)研究结果中至少需包含平均数、样本量、标准差或F值、χ2值、t值等可生成元分析效应量的完整数据；(3)发表在学位论文和期刊论文上采用同一批数据，则提取发表在期刊论文上的数据；(4)若同一篇文章同时报告了多个独立样本，则分开编码。最终纳入元分析的文献17篇，其中中文文献16篇，英文文献1篇，样本总量达到2 755人，研究文献筛选流程见图1。

(二)文献编码与效应量计算

1.纳入研究文献编码

根据所探讨的问题对文献数据进行编码：文献信息(第一作者姓名与发表年份)、样本量、调查区域、测量工具。调查地域根据《中共中央、国务院关于促进中部地区崛起的若干意见》《国务院发布关于西部大开发若干政策措施的实施意见》以及党的十六大报告的精神将我国的地域划分为东部、中部、西部和东北四大地区。其中东部地区包括：北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；中部包括：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆；东北包括：辽宁、吉林和黑龙江。由于收集文献中的调查区域不涉及东北地区，因此调查地域只以东部、中部、西部进行划分编码。预先设定将维度和魏淑华编制的《中小学教师职业认同量表》维度一致的编为A；有至少一个维度相同的编为B；完全不一致的编为X。编码过程由2名编码者进行，同时2名编码者根据纳入标准完成编码后，再进行逐一核对，并对有争议的文献进行讨论。

2.变量信息

以性别、任教学段、学历为三组变量。其中性别：以男性教师为实验组，女性教师为对照组，实验组共有789人，对照组共有1 521人，两组样本总量为2 310人；任教学段：以小学及以下为实验组，小学以上为对照组，实验组共有706人，对照组共有777人，两组样本总量为1 483人；学历：以本科以下为实验组，本科及以上为对照组，实验组共有828人，对照组共有1 217人，两组样本总量为2 045人。

3.效应量计算

采用标准化均数差Hedge’s g，即Cohen’s d作为本研究的效应量指标，[22]若未直接提供效应量，则使用样本量、均值、标准差、t值等进行效应量的转换。若缺少均值和标准差，则选用F值、χ2值、t值等计算。为防止个别文献包含多个条件而生成过多的效应量，占用过多权重而可能导致一定结果偏差，则将数据用CMA 3.0(Comprehensive Meta-Analysis 3.0)专业元分析软件进行合并，将合并后的效应量作为该篇研究文献的最终效应量。[23]

(三)模型选定

模型选定元分析主要根据数据误差来源的不同而划分为固定效应模型或随机效应模型。前者假定纳入元分析的所有研究的真效应量相同，而结果之间的误差受到随机误差影响；后者假定各研究的真效应量不同，各研究效应量间的不同不仅受到随机误差影响，还受到真效应量不同的影响。[24]16本研究中，调查地域、测量工具可能会成为影响性别、任教学段和职业认同关系的因素，因此选用随机效应模型。同时，本研究还通过异质性检验(heterogeneity test)对模型选择的合理性进行验证，主要查看Q值结果，若Q值显著，效应值具有异质性，则选择随机效应模型; 若Q值不显著，效应值具有同质性，则选用固定效应模型。[25]

(四)出版偏倚检验

出版偏倚检验是指纳入元分析研究的样本缺乏代表性，这会对元分析结果的可靠性造成影响。为避免研究出现出版偏倚，最可靠的方法是尽可能将该领域文献找齐全，提高样本的代表性，包括纳入研究结果不显著或者未发表的期刊论文、学位论文等。[26]本研究尽可能地收集齐全该领域的文献，同时，采用漏斗图(funnel plot)、失安全系数(Fail-safe N)、Egger回归检验和剪粘法 (Trim and Fill)进一步检验出版偏倚。

四、研究结果

(一)异质性检验结果

效应量异质性检验结果见表1。结果显示，特岗教师的职业认同与性别、任教学段关系的Q值(p<0.001)达到统计学显著水平，特岗教师职业认同与学历关系的Q值(p=0.30)未达到统计学显著水平，说明特岗教师的职业认同与性别、任教学段的效应量之间存在异质性。此外，由I2进一步判断异质性程度，根据以往研究，将 25% 、50% 和 75% 作为异质性由低到高的标准。[27]本研究中特岗教师职业认同与性别、任教学段的I2分别为63.78% 、63.42%，I2超过 50% ，表明具有中度异质性，选择随机效应模型。

表1 效应量异质性检验结果

(二)主效应检验结果

特岗教师职业认同与性别、任教学段的主效应检验结果见表2。对效应量d值大小的判断采取Cohen的做法，如果d值的绝对值小于0.2，则为“小效应”；d值的绝对值在0.2到0.8之间为“中效应”；d值的绝对值大于0.8为“大效应”。从结果来看，职业认同在男性教师与女性教师之间的绝对值为0.21(Z=-4.48，p<0.01)，任教学段中的小学及以下教师与小学以上教师之间效应量的绝对值为0.22(Z=3.97，p<0.01)，均达到中效应水平，其中女性教师职业认同水平高于男性教师，小学及以下教师职业认同水平高于小学以上教师。但职业认同在学历上的效应量没有达到显著水平(d=0.05，Z=1.04，p=0.30)，即学历为本科以下教师与本科及以上教师的职业认同差异不显著。由此可见，特岗教师的性别、所教学段与职业认同存在一定程度的相关，但特岗教师的学历不能较好地预测职业认同水平。

表2 特岗教师职业认同与性别、任教学段、学历关系的随机效应模型分析

(三)调节效应检验结果

异质性检验结果表明，特岗教师职业认同与性别、任教学段的关系，可能受到某些调节变量的影响。本研究将对测量工具、调查地域采取分类变量的调节效应检验(结果见表3)，对出版时间采取连续变量的调节效应检验(结果见表4)。

表3 分类变量对特岗教师职业认同与性别、任教学段关系调节效应的随机模型分析

表4 出版时间对特岗教师职业认同与性别、任教学段关系调节效应的元回归分析

1.测量工具和调查地域调节效应

在特岗教师职业认同与性别关系中，职业认同测量工具(Q=1.49，p=0.476)、调查地域(Q=0.02，p=0.988)对特岗教师职业认同与性别关系的调节作用均不显著，即特岗教师职业认同与性别的关系不受测量工具和调查地域的影响。

在特岗教师职业认同与任教学段中，职业认同的测量工具(Q=0.00，p=0.984)、调查地域(Q=1.33，p=0.514)对特岗教师职业认同与任教学段关系的调节作用也都不显著，即特岗教师职业认同与任教学段的关系不受测量工具和调查地域的影响。

2.出版时间调节效应

对出版时间进行元回归分析发现，出版时间对特岗教师职业认同与性别关系的调节作用不显著，加权回归系数：β=-0.05，Z=-1.52，p>0.05，相应的Qmodel=2.64(df=1,p>0.05)。出版时间调节效应对出版时间进行元回归分析，结果发现，出版时间对特岗教师职业认同与性别关系的调节作用不显著，加权回归系数：β=-0.03，Z=-0.46，p>0.05，相应的Qmodel=0.37(df=2,p>0.05)。

(四) 出版偏倚检验结果

运用漏斗图检验当前研究中可能存在的出版偏倚，特岗教师职业认同与性别、任教学段的漏斗图见图2和图3。

图2 特岗教师职业认同与性别关系的漏斗图

图3 职业认同与任教学段关系的漏斗图

漏斗图表明，涉及性别、任教学段的效应量基本均匀分布于平均效应量两侧且位于顶端。这一分布特点表明，当前研究不存在明显的出版偏倚且研究质量较高。由于漏斗图可能受到主观判断影响而无法精确检验发表偏差，因此，进一步采用定量的方法进行检验，结果见表5。

表5 出版偏倚检验结果

Egger’s检验结果显示，特岗教师职业认同与性别、任教学段的研究不存在显著的出版偏倚(p>0.05)。从Rosenthal'sN数值来看，小于5k+10(k为效应量个数)的临界标准，表明存在明显的发表偏倚。至此，3个检验结果都没有得到统一。依据Borenstein 等人对发表偏倚检验的看法，[24]32本研究需要进一步采用剪粘法 (Trim and Fill)来检验发表偏倚对元分析结果造成的影响。[28]结果发现，剪粘研究文献后，针对特岗教师职业认同与性别、任教学段采用随机效应模型得到的总效应仍然都显著。换言之，虽然研究中的两个元分析可能存在轻微的出版偏倚，但元分析的主要结论是有效的。

五、讨论与结论

(一)特岗教师职业认同的总体水平

元分析结果表明，特岗教师整体职业认同均值为3.77，高于5点量表的理论中值，说明特岗教师对所从事的教师职业具有较高的认同水平。这一结果与对普通岗位中小学教师职业认同的元分析结果相符。[29]特岗教师所处的地区(特别是中西部省区)大多经济欠发达，所在的乡村学校办学条件较差、工作强度大、生活环境艰苦，教育的整体水平也不高。但是，年轻的特岗教师们，还是抱着对乡村孩子的热爱、对教育事业的忠诚，毅然地去了，淡然地坚守着，认同自己的特岗教师身份，认同所从事的教书育人工作。

(二)性别、任教学段和学历对职业认同的影响

首先，性别对特岗教师职业认同具有中等效应影响。男性特岗教师职业认同程度显著比女性特岗教师低，该结果与以往特岗教师研究结果一致，也与其他在编中小学教师职业认同元分析结论相符。[29]出现这种情况的可能原因是男女两性对教师专业角色与社会角色的不同认识而形成的职业性别刻板印象。在现实社会中，教师职业虽然工资不高，但工作稳定并且能够带薪休假，与普遍的对女性“兼顾工作与家庭”的社会期望相契合，因此女性更多从事教师职业，也更愿意接受特岗教师这一职位。相比之下，特岗教师较低的工资收入、不高的社会地位、较艰苦的工作环境等现实，影响了其对男性的吸引力。此外，某些具有不良导向的社会舆论所造成的家长对学校、教师的不信任无形中加剧了特岗教师的工作难度与工作强度，使教师产生了巨大的工作压力和职业倦怠，[30]从而加剧了教师职业性别隔离。

其次，任教学段对特岗教师职业认同也具有中等效应影响。小学及以下任教学段的特岗教师职业认同水平显著高于小学以上任教学段的特岗教师。这与李新凯等人的研究结果一致。[6,12,31]这一现象主要是由青少年学生心理发展的特点导致的。小学生自我意识正处在客观化时期，自理自立的能力较弱，对老师仍然有较强的依赖性，所以往往“听话乖巧”，教师的主导作用易于发挥。初中生则不一样，正处于青春期初期，典型的“小大人”，认知上的独立性、交往上的闭锁性、情感性的波动性以及自我上的中心性，都给教师的有效管控和教育带来更大的挑战。

最后，研究发现特岗教师的学历对其职业认同的影响较小，总体来看本科以下学历的特岗教师略高于本科及以上学历的特岗教师，但没有显著差异。 这一结论与以往的研究一致。[4]出现这一现象可能是因为本科以上学历的教师在其以往校园学业生涯中投入了更多的时间和精力，对自身工作环境的期待和要求相对本科及以下学历的特岗教师较高。从职业规划的角度来看，本科及以下学历的特岗教师大多毕业于师范专科院校，在职业发展上会安心于农村，因此在职业认同上要高于本科及以上学历的特岗教师。

(三)调节作用分析

对测量工具、调查地域和出版时间进行调节效应分析，结果发现变量的调节作用均不显著。

本研究未发现测量工具的调节作用，这与以往的研究结果不一致。[6]特岗教师职业认同与性别、任教学段的关系不受测量方法的影响。这可能是由于不同学者对特岗教师职业认同测量工具的维度定义不同而导致。

本研究未发现调查地域的调节作用，这与以往的研究结果部分一致。性别对特岗教师职业认同具有中等效应影响，且不受调查地域的影响。[29]这可能是因为我国各地特岗教师职业认同水平的差距不大，并没有受到地方经济水平的影响。

本研究未发现出版时间的调节作用。根据结果可知，出版时间对性别、任教学段与特岗教师职业认同的关系没有影响。这可能是因为近年来特岗教师职业认同，尤其是人口学背景变量对特岗教师职业认同的重要性并没有得到研究者的广泛重视，这与以往的研究结果一致，没有使得研究者重视人口学变量和特岗教师职业认同的关系。[5]这一点也从收集到的特岗教师职业认同的文献数量得到了佐证。

由以上可以看出，特岗教师群体内部职业认同程度不同的深层原因可能更多在于教师个体间的现实差异。因此，在未来对特岗教师职业认同的进一步研究中，不仅要进行大规模的量化研究，还需要通过对特岗教师个体的质性研究进行补充。

(四)不足与展望

研究尚存在一些不足。(1)元分析对文献筛选标准极为苛刻，尽管研究中尽可能扩大文献搜索范围，力求补充完善相关文献，但是受到语言和检索工具的限制，难免会存在一定程度的数据遗漏的现象。同时由于部分文献没有报告样本量、均值、标准差，造成了一定程度的数据流失。(2)在进行调节效应分析时，某些类别数量太少，且类别之间数量相差较大，研究结果可能存在些许误差。后续研究一方面应尽可能地纳入更多相关研究，另一方面可进一步探讨特岗教师职业认同与性别、任教学段的调节效应以及是否存在其他的调节因素。

(五)结论

特岗教师职业认同总体处于较高水平；比较而言，女性特岗教师职业认同水平高于男性特岗教师，小学及以下特岗教师职业认同水平显著高于小学以上特岗教师；特岗教师职业认同与性别、任教学段不受调查地域、测量工具、出版时间的影响。