以下文章来源于沈阳体育学院学报 ，作者张瑞琳 等
我国乡镇体育教师职后培训质量、自我效能感与职业认同关系的实证研究
张瑞林1，梁 枢2，汪昀骏2
（1.北京师范大学 体育与运动学院，北京 100875；2.暨南大学 体育学院，广东 广州 510632）
作者简介
● 张瑞林，男，教授，博士，博士生导师，主要研究方向为体育管理与体育教育。国家“万人计划”哲学社会科学领军人才，全国文化名家暨“四个一批”人才，“百千万人才工程”国家级人选。原吉林省体育局局长、党组书记、吉林体育学院校长，现任教育部“全国高校体育教学指导委员会”副主任委员、科技部“国家体育用品工程技术中心”主任等职务。
本文引用格式
张瑞林，梁枢，汪昀骏.我国乡镇体育教师职后培训质量、自我效能感与职业认同关系的实证研究[J].沈阳体育学院学报，2023，42（6）：22-29.
摘 要
乡镇体育师资培训工作作为提升乡镇体育教师能力、加强职业认同的重要手段，已成为保障乡镇学生全面成长的基础性工程。基于广东省“体育浸润行动计划”实施情况，构建体育教师“职后培训质量—自我效能感一职业认同”中介模型，分析培训过程中教师“知识—能力—经验—信念”转化机制与实现条件。结果显示：1）采用结构方程模型检验发现，总体样本的中介模型成立，乡镇体育师资培训达成预期。2）采用多群组结构方程分析发现，女性及体育学科背景教师模型成立，但培训效果略弱；1～5年教龄教师模型成立说明培训有效，间接效应为负值意味面临更多乡镇负面压力；6～10年教龄教师模型不成立，职业发展诉求升级与培训评价制度不完善之间的矛盾爆发导致职业认同感骤降；培训1次模型效应最强、2次次之而3次模型不成立，说明培训内容存在重复导致效果递减。
改革开放40多年来，市场经济转型等因素综合作用，导致我国乡镇教师人才外溢至其他行业的现象较为严重，体育教师尤为明显。职业认同缺失是造成乡镇体育教师流失的重要原因。党和国家高度关注乡镇教师队伍建设，相继出台《乡村教师支持计划（2015—2020年）》等政策，旨在通过多种途径加强乡镇体育教师职业认同，扭转人才流失局面，这对乡村振兴意义重大。在人力资源管理领域，培训对于组织目标达成贡献巨大，尤其对知识型员工专业能力提升、职业认同加强具有积极作用。体育教师需要专业知识支撑，是知识型员工的特殊类型。乡镇体育教师所处环境恶劣，知识基础薄弱导致职业认同薄弱，迫切需要师资培训。2010年、2019年国家先后启动“国培计划”和“体育浸润行动计划”，试图通过高质量职后培训提升乡镇体育教师的专业知识能力，改善体育教师职业认同，缓解人才流失。长期以来，党和国家针对乡镇体育教师制定的相关职后培训政策能否达到理论预期，现行乡镇体育教师培训项目存在哪些局限与不足等问题都值得探究。鉴于此，本研究在广东省组织实施“体育浸润行动计划”背景下展开前期调研，验证体育教师“职后培训质量—自我效能感—职业认同”中介模型，分析培训过程中教师“知识—能力一经验—信念”转化机制与实现条件，比较不同教师细分群体的培训效果差异，这既是国际相关成熟理论的中国本土化探索，也能够揭示我国现行乡镇体育教师培训工作的总体效果与不足，具有较高的理论价值与实践意义。
1 理论基础与研究假设
本文探究职后培训能否通过加强专业能力间接改善乡镇体育教师的职业认同。学习投入（Learning Engagement）在不同领域证明与职业认同存在正向关联，是指个体学习新知识、新技能的过程中消耗经费、时间、精力等的资源总称，体现出个体参与学习过程中关于行为、情感与认知方面的投入程度，能够解释乡镇体育教师职后培训与职业认同的间接关系。基于此，构建体育教师“职后培训质量一自我效能感—职业认同”中介模型（图1），存在以下考虑：首先，高质量职后培训意味受训教师持续有效的学习投入，理论上可改善教师职业认同，职后培训质量与职业认同主效应得以构建；其次，乡镇体育教师学习投入需克服乡镇低劣环境的负面压力，相对投入更多时间精力成本，因此引入自我效能感作为中介变量，检验教师能否克服压力实现有效学习，并达成认同加强目标；最后，中介模型初步构建，综合相关理论提出假设。
1.1 体育教师职后培训质量与职业认同的关系假设
1.1.1 自变量：基于学科教学知识理论评价职后培训质量
培训质量是模型自变量。乡镇体育教师是知识型员工的特殊类型，在职后培训过程中所能感知、掌握体育专业知识的范围与程度，可侧面反映职后培训质量与效果，是能力增长、认知改善的基础。因此，本文基于学科教学知识（Pedagogical Content Knowledge，PCK）理论对职后培训质量进行评价测量，据此设计培训质量量表维度。PCK是指特定单一学科所有专门性教育教学知识的集合，广泛用于评价体育教师教育培训项目。根据PCK理论，研究基于内容和教学知识（Knowledge of Content and Teaching，KCT）、内容和学生知识（Knowledge of Content and Students，KCS）及课程知识（Knowledge of Content and Curriculum，KCC）3个维度评价培训质量。KCT涉及体育专业相关理论知识、运动技能及体育教育训练方法；KCS关系不同学段学生生理和心理发育规律，及不同学生对不同体育知识的理解差异；KCC是教师对体育课程总体安排与教学进度的熟悉程度，包括课程教学框架及不同项目教学目标、重难点与课程知识间的内在关联。
1.1.2 因变量：职业认同的概念内涵
教师职业认同是模型因变量。教师职业认同是指教师从心底接受特定职业，并对职业作出的积极感知与正面评价，是教师与教学环境、教学对象反复互动后构建出自己对教师身份的认同与意义，反映教师对自身职业重要性的认可，以及对教师职业的心理依赖。因此职业认同作为因变量，反映教师对职业的基本态度，预测乡镇体育教师流失程度。
高质量职后培训是乡镇体育教师持续有效的“学习投入”，投入积累形成教师能力是教师成长所承担的“沉没成本”，具有路径依赖效应，与教师前期知识能力基础锚定以及所处特殊教学情境相契合。参与培训的知识习得效果越好，教师能力与特定教学情境契合度越高，主观职业认同越强，意味着教师越难投身其他行业、错过新领域知识学习的黄金时期。鉴于此，提出：
H1：职后培训质量对职业认同有显著正向影响。
1.2 自我效能感的中介作用假设
1.2.1 克服外部困难持续学习投入：自我效能感中介变量引入
乡镇体育教师面临恶劣环境，需克服更多困难并承担更多学习投入成本，才可能达到其他类型教师职后培训的基本效果。因此，研究引入教师自我效能感作为中介变量，是指教师应用所学知识，主动灵活运用特定手段解决不同教学问题的实践能力，包括教学策略、班级管理、学生参与3个维度，既体现“知识—能力—经验”的螺旋转化路径，也反映乡镇体育教师能否克服外部负面压力，保持积极的学习投入状态，达成教学能力与经验提升的基本逻辑。
1.2.2 “知识—能力—经验”螺旋式转化：循环学习理论支撑
乡镇体育教师参与职后培训是把所学知识反复应用于教学实践，以及教学能力、经验螺旋发展的动态过程，适合用循环学习理论（Cyclic Model of Learning)来解释。体育教师参与职后培训，首先通过反思观察（Reflective Observation，RO）将职后培训所学知识根据自身基础、教学情境所需进行碎片化解构并重组抽象概念（Abstract Conceptualization，AC），进而采用主动实践（Active Experimentation，AE），将抽象概念置于教学实践，通过解决教学实践问题打磨形成具体经验（Concrete Experiment，CE）。具体经验是下一轮学习的知识基础，决定教师能否有效分析问题、合理重构新知识、形成新能力。鉴于此，提出：
H2：职后培训质量对自我效能感有显著正向影响。
1.2.3 “能力经验一职业信念”跃升：“预期价值理论”的补充
根据预期价值理论（Expectancy Value Theory），乡镇体育教师参与职后培训，知识、能力与经验发展到一定程度后，需要通过外部客体或权威机构给出积极的价值反馈进行催化，才可能实现教师职业认同的改善。积极的预期价值反馈是“知识—能力一经验”向职业认同跃升的实现条件，帮助教师持续学习投入，加深教师对其职业的心理依赖。教师成长存在学生学业与职业发展两类价值诉求，学生学业是教师对学生群体学习效果的价值预期，通过学生群体进行反馈；职业发展是教师对自身职业发展的价值诉求，需要教育主管机构基于学生学业给予授课教师正式反馈，与薪酬、职称、职务等挂钩。发展中前期教师优先考虑学生学业，预期未来可能的职业发展价值兑现；发展中后期教师偏重职业发展价值兑现，对学生学业重视程度减弱。其中，学生学业价值反馈效力较弱，而职业发展价值反馈是教师职业认同提升的关键条件。推论：职业发展价值诉求的积极反馈是保证乡镇体育教师克服外部困难、保持学习投入积极状态的关键条件，也是知识、能力、经验螺旋发展并向教师职业认同跃升的前提条件。鉴于此，当培训评价反馈机制健全完善时，提出：
H3：自我效能感对职业认同有显著正向影响。
H4：自我效能感在职后培训质量与职业认同之间起中介作用。
1.3 关键人口统计变量对模型中介路径调节效应的假设
根据上述假设提出中介模型（图1）。结合调研发现，性别、学科背景、教龄及培训次数4个维度样本的分布适合采用多群组结构方程进行分析，且4个维度细分样本群组的中介模型效应存在差异，可揭示现行培训制度的局限与不足。为此，对样本进行亚组划分：按性别分为男组（n＝297）和女组（n＝93）；按学科背景分为体育专业背景组（n＝259）和非体育专业背景组（n＝128）；按近一年培训次数分为培训1次组（n＝279）、2次组（n＝67）和3次及以上组（n＝41）；按教龄分为小于1年组（n＝35） 、1~5 年组（n＝47）10年组和10年以上组（n＝286），最后通过多群组结构方程分析，探究不同人口统计变量对模型中介路径的调节作用，检验不同教师人群培训效果差异，提出：
H5：性别在自我效能感对职后培训质量与职业认同中介路径中起调节作用。
H6：学科背景在自我效能感对职后培训质量与职业认同中介路径中起调节作用。
H7：教龄在自我效能感对职后培训质量与职业认同中介路径中起调节作用。
H8：培训次数在自我效能感对职后培训质量与职业认同中介路径中起调节作用。
2 研究对象与量表优化
2.1 研究对象
选择广州市某乡镇2所小学和1所初级中学的体育教师进行预测试，采用线上、线下结合的问卷收集方式，剔除规律作答、作答不全（漏填超过5％题项数目）和答题时长过短（≤100s）等无效问卷后，获得有效数据265份，有效率为90.44％。对有效样本随机分半进行独立样本t检验，两套样本无显著差异。样本1（n＝133）利用 SPSS 22.0软件进行项目分析和探索性因素分析（EFA）；样本2（n＝132）采用AMOS 21.0软件进行验证性因素分析（CFA），检验模型拟合优度并确定正式问卷。正式问卷发放对象为广东省茂名市乡镇中小学体育教师，线上线下结合发放417份问卷，回收有效问卷387份，有效率为92.8％。
2.2 量表设计与验证
2.2.1 综合量表的研制基础
国际成熟量表可能与中国乡镇情境存在不适用性。因此，研究借鉴相关成熟量表，结合浸润计划调研访谈实际，基于适用便捷原则初步编制包含22个题项的综合测量量表，含体育教师职后培训质量、自我效能感、职业认同3个维度（总体评价量表各维度总分），采用Likert 5级评分法从“非常不符合”到“非常符合”由低到高赋值，分数越高，感知越强烈。
2.2.2 综合量表研制的预测试与检验
为提高量表信效度，对3个细分维度进行项目分析，通过项目分析（临界比率、题总相关、同质性检验）3个统计指标，进行区分度检验。题项需同时满足以下标准：①根据高低分组（前、后各27％）进行独立样本t检验，P值均小于0.05且t值均大于3；②题总相关r均大于0.4；③同质性检验均大于0.2；④内部一致性信度检验0.6。通过检验形成正式评价量表（表1）。
1）体育教师职后培训质量维度。根据Ball等、程嘉恒的研究，初步设计培训质量量表维度，包含5个题项。根据筛选标准剔除T2（通过职后培训，我更加坚定了运用“你真棒”“加油”等激励性教学语言去培养学生运动兴趣）、T5（通过职后培训，我学到新课标涉及的健康知识内容）。体育教师培训质量维度剩余T1、T3、T4共3个题项。由于3个观测变量验证性因素分析属饱和模型，所有待估计参数正好等于协方差矩阵中的元素，自由度和卡方值均为0，因此不再估计其拟合指数，仅关注其路径系数。T1、T3、T4标准化回归系数β分别为0.61、0.58、0.66。
2）体育教师自我效能感维度。综合Clark等和Tschannen-Moran等，初步设计体育教师自我效能感量表维度，含9个题目，包含课堂管理、学生参与、教学策略3个方面。根据筛选标准删除S4（我构建一套稳定的体育课堂管理办法，奖惩标准明确），随后对剩余8个题项进行探索性因素分析。采用主成分分析法提取3个特征根大于1的因子，要求：①删除各维度中因子载荷系数小于0.4、相关性低的题项；②删除两个及以上维度大于0.4、维度划分不清的题项；③删除同一因子下题目数量小于3、无法构成一个维度的题项。经过3轮探索性因素分析，体育教师自我效能感维度提取1个因子，依次删除S2（我建立明确的奖惩方法保证体育课堂纪律）、S9（我能运用多种替代性教学方法改善学生运动表现）、S7（我能综合运用过程性和结果性评价方法）3个题项，剩余S1、S3、S5、S6、S8共5个题项，累计解释总变异量的39.651％。对样本2进行验证性因子分析，以极大似然估计法检验模型拟合度。模型拟合指数良好（X2/df＝1.729、GFI＝0.974、AGFI＝0.923、CFI＝0.948、RMSEA＝0.075、RMR＝0.0481）,表明体育教师自我效能感维度结构效度较好。
3）教师职业认同维度。根据Blau的研究，初步设计教师职业认同量表维度，含8个题项，其中2个题项为反向计分题。根据筛选标准剔除C1（只要薪酬相同，更换职业领域并无所谓）、C4（只要收入不紧张，我愿意继续从事现在的职业）、C8（我经常花时间阅读与现在职业相关的资料），随后对剩余5个题项进行探索性因素分析。采用主成分分析法提取特征根大于1的1个因子，累计解释总变异量的53.483％，剩余C2、C3、C5、C6、C7，无删除题项。对样本2进行验证性因子分析，以极大似然估计法检验模型拟合度。模型拟合指数良好 （X2/df＝1.385、GFI＝0.980、AGFI＝0.939、CFI＝0.978、RMSEA＝0.054、RMR＝0.0400），表明教师职业认同量表维度结构效度较好。
3 研究结果
3.1 共同方法偏差检验
根据Peter提出的题项小于6时，内部一致性系数大于0.6即可证明量表的有效性，3个维度题项内部一致性 Alpha系数分别为0.644、0.649、0.681，表明简化后量表具有良好的内部一致性信度。另外，考虑本研究采用线上、线下混合问卷调查，且量表完全依赖乡镇体育教师独立理解完成，可能出现共同方法偏差问题。我们以综合量表13个题项为整体进行Harman单因素检验。提取4个特征根大于1的公因子，其中首个公因子解释变异量为16.086％，累计解释总变异量为57.398％，未超过临界值，共同方法偏差对本研究影响不大。
3.2 描述性统计与相关分析
本研究重点关注体育教师“职后培训质量—自我效能感一职业认同”中介模型是否适合分析中国乡镇体育教师这一特殊群体，注重考察模型各指标的总体得分情况，不再考察各指标细分维度。通过Pearson 分析职后培训质量、自我效能感与职业认同之间的相关性，发现职后培训质量与自我效能感的相关系数为0.574（P＜0.01）、职后培训质量与职业认同的相关系数为0.333（P＜0.01）、自我效能感与职业认同的相关系数为0.574（P＜0.01），均呈显著正相关。
3.3 职后培训质量对职业认同的预测作用及对自我效能感的中介效应
研究采用结构方程模型进一步考察自我效能感在职后培训质量与职业认同之间的中介效应，检验模型是否适用于中国乡镇体育教师特殊群体的分析，为论证职后培训质量能否提升乡镇体育教师自我效能感、改善教师职业认同提供依据，包括两个步骤：1）职后培训质量对职业认同的预测作用。根据常用模型拟合度标准：X2/df＜5、GFI>0.90、CFI>0.90、IFI>0.90、RMSEA＜0.08、RMR＜0.05，检验模型拟合程度。拟合结果为X2/df＝5.728、GFI＝0.882、IFI＝0.902、CFI＝0.902，表明模型拟合基本符合要求，可用于理论假设检验。利用AMOS 21.0对模型路径进行检验，结果显示：“职后培训质量→职业认同”的标准化回归系数为0.176（P＜0.01），“职后培训质量→自我效能感”的标准化回归系数为0.644（P＜0.001），“自我效能感→职后培训质量”的标准化回归系数为0.472（P＜0.001）。以上3条路径均达显著性水平，H1、H2、H3成立。2）自我效能感的中介效应。采用Boot-strap 程序对样本进行5000次抽取，置信区间为95％。选择偏差校正百分位数法检验培训质量和职业认同间的中介效应，结果显示：“职后培训质量→职业认同”间接路径的中介效应为0.304，置信区间不包括0（0.174,0.457），表明中介效应成立；“职后培训质量→职业认同”总效应为0.480，直接效应为0.176，中介效应占总效应的比例为63.3％，说明职后培训质量对职业认同的影响有63.3％是通过自我效能感的中介作用实现的，H4成立。
3.4 多群组结构方程模型分析
3.4.1 四类群组样本进行多群组结构方程分析的模型适配
根据重点人口统计变量对我国乡镇体育教师群体进行分组，进而采用多群组结构方程模型分析不同群组“异质特征”是否对模型效应存在调节作用，以揭示不同群组“培训效应”的差别。多群组分析时，通常假设结构方程模型潜变量之间的关系在不同群组中存在一致性，通过比较“有检验参数限制模型”和“无参数限制模型”间差异进行判断。以性别、学科背景、教龄、培训次数为调节变量，通过对预设模型、方差相等模型、路径系数相等模型、不变性模型适配指标进行比较，选择最适配的多群组分析模型。根据吴明隆模型适配度指标要求，AIC、ECVI值越小，模型适配度波动越小。结合上文提及的常用模型拟合度标准，以性别、学科背景、培训次数为调节变量时，路径系数相等模型为最适配多群组分析模型；以教龄为调节变量时，方差相等模型为最适配多群组分析模型。最适配模型与预设模型ΔX2依次为19.982、42.138、55.533、55.719，ΔAIC依次为-6.018、16.138、29.533、23.719，分别为各组内最小值，说明最适配模型与预设模型可视为相等模型，即职后培训质量与职业认同测量模型在性别、学科背景、培训次数、教龄4类群组样本间具有测量恒等性。
3.4.2 调节变量对中介模型调节效应多群组分析的结果汇总
在中介模型整体显著基础上，研究者选择最匹配的路径系数相等模型进行分析，试图阐释性别、学科背景、教龄、培训次数4个重要的调节变量对中介模型的调节作用（表2）。
3.4.2.1 性别对结构方程模型的调节作用 将样
本划分为男性、女性教师两组，多群组分析发现：1）细分群组的模型显著性。男性、女性教师“职后培训质量→职业认同”“职后培训质量→自我效能感”“自我效能感→职业认同”3条路径系数均显著，说明性别对模型产生调节作用，男性、女性教师职后培训均能够达到预期，H5成立。2）显著模型的强弱效应比较。男教师“职后培训质量→职业认同”总效应为0.491，直接效应为0.183，间接效应为0.308，置信区间均不包括0（中介成立）；女性教师“职后培训质量→职业认同”总效应为0.428，直接效应为0.159，间接效应为0.268，且置信区间均不包括0（中介成立），说明男性教师职后培训效果略优于女性教师。
3.4.2.2 学科背景对结构方程模型的调节作用
将样本划分为体育专业、非体育专业背景两组，多群组分析发现：1）细分群组的模型显著性。体育专业、非体育专业背景教师群组模型的3条路径系数均为显著，学科背景对模型产生调节作用，体育专业、非体育专业背景教师的职后培训均达预期，H6成立。2）显著模型的强弱效应比较。体育专业背景教师“职后培训质量→职业认同”总效应为0.478，直接效应为0.182，间接效应为0.296，且置信区间均不包括0（中介成立）；非体育专业背景教师“职后培训质量→职业认同”总效应为0.485，直接效应为0.185，间接效应为0.300，且置信区间均不包括0（中介成立），说明非体育专业背景教师职后培训效果略优于体育专业背景教师。
3.4.2.3 教龄对结构方程模型的调节作用
将样本划分为小于1年、1～5年、6～10年及10年以上4个群组，多群组分析发现：1）细分群组的模型显著性。1～5年和10年以上教龄群组3条路径系数均为显著；小于1年群组“职后培训质量→职业认同”路径不显著(β＝-0.129，P＝0.506＞0.05）；6~10年教龄群组3条路径均不显著 (β＝0.109，P＝0.654＞0.05；β＝0.130，P＝0.586＞0.05；β＝0.234，P＝0.374＞0.05），说明该两个细分群组模型不通过，H7部分成立。2）显著模型的强弱效应比较。1～5年教龄群组“职后培训质量→职业认同”总效应为0.485，直接效应为1.587，间接效应为-1.103，置信区间包括0（中介成立）；10年以上教龄群组“职后培训质量→职业认同”总效应为0.538，直接效应为0.207，间接效应为0.331，且置信区间均不包括0（中介成立），说明10年以上群组职后培训效果最优且自我效能感起正向中介作用；1～5年教龄群组职后培训效果次优，但间接效应为负值。
3.4.2.4 培训次数对结构方程模型的调节作用
将样本划分为培训1次、2次、3次及以上3个群组，多群组分析发现：1）细分群组中介模型的显著性检验。培训1次和培训2次教龄群组在“职后培训质量→职业认同”“职后培训质量→自我效能感”“自我效能感→职业认同”3条路径系数的正向影响作用均显著；但是，培训3次及以上群组在“职后培训质量→职业认同”“自我效能感→职业认同”两条路径系数上均不显著（β＝-0.013，P＝0.954＞0.05；β＝0.493，P＝0.103＞0.05）该细分群组中介模型不成立，H8部分成立。2）显著模型的强弱效应比较。培训1次群组“职后培训质量→职业认同”总效应为0.502，直接效应为0.174，间接效应为0.328，置信区间均不包括0（中介成立）；培训2次群组“职后培训质量→职业认同”总效应为0.452，直接效应为0.157，间接效应为0.295，置信区间均不包括0（中介成立）；培训1次群组职后培训效果优于培训2次群组。
4 讨论
4.1 教师自我效能中介模型的总体效应分析
“职后培训质量→职业认同”总效应为0.480，直接效应为0.176，中介效应占总效应比例为63.3％，中介模型基本成立，H4成立。这说明国家现行的乡镇体育教师职后培训质量较好，能够有效帮助乡镇体育教师补充专业知识、提升专业能力，引导乡镇体育教师学以致用、积累丰富经验，总体达到自我效能改善、职业认同提升的理论预期，一定程度缓解了乡镇体育教师流失。
4.2 性别对模型中介路径的调节效应分析
男性、女性教师两套模型的3条路径系数均为显著，说明性别对模型存在调节作用，职后培训均达理论预期。但是，男性教师“职后培训质量→职业认同”总效应为0.491，直接效应为0.183，间接效应为0.308，男性教师职后培训效果略优，可能由于女性教师受中国传统思想影响显著且家庭负担更重，学习投入偏弱造成职业认同改善不明显，建议培训融入人文关怀，帮助女性教师提高培训的学习效率。
4.3 学科背景对模型中介路径的调节效应分析
体育专业、非体育专业背景教师两套模型的3条路径系数均为显著，表明学科背景对模型存在调节效应，职后培训均达理论预期。但是，非体育学科背景教师“职后培训质量→职业认同”总效应3条路径的效应略优于体育学科背景教师，说明现行培训内容是基础知识，非体育学科背景教师更易掌握，短期能力提升效果显著，可有效获得学生学业价值反馈。现行培训不利于体育专业学科背景教师更新知识、发展能力，学生学业价值反馈很难提升，职业发展价值反馈无法兑现，职业认同促进效果变弱，建议针对体育学科背景教师开展专项培训，融入更多体育教学训练前沿理念、知识与技能。
4.4 教龄对模型中介路径的调节效应分析
4.4.1 1年以下教龄教师缺乏必要知识能力基础导致模型不成立
教龄1年以下教师是新任教师，“职后培训质量→职业认同”路径不显著（β＝-0.129，P＝0.506＞0.05），模型不成立，说明新任教师处于职业发展早期，基础知识、能力薄弱是客观事实，导致新任教师不易理解、吸收、践行培训所授的系列专业知识，职业认同改善效果不佳，建议给予新任教师更多耐心和鼓励，帮助新任教师打好基本功，这是未来强化其职业认同的重要基础。
4.4.2 1～5年教龄教师模型整体效应成立但间接效应呈现负值
1～5年教龄教师模型成立是培训重点对象，也是强化职业认同的黄金阶段。研究发现：1）国家现行乡镇体育教师培训机制对1～5年教龄教师起到重要影响，知识吸收、能力提升、认同改善最为显著；2）1～5年教龄教师价值诉求倾向于学生学业的即时反馈，“职业发展”价值诉求更多处于预期状态，所以学生学业正向反馈是1～5年教龄教师职业认同改进的重要条件；3）1～5年教龄教师模型间接效应为负值，说明乡镇体育教师需要克服更多乡镇环境负面压力，抵消但并不扭转职后培训质量对职业认同主效应的贡献，建议改善乡镇教学环境，降低教师负面压力，增强培训效果。
4.4.3 6～10年教龄教师模型总体、直接、间接效应均不成立
6～10年教龄教师是乡镇体育教师职后培训效果最弱群体，3条路径系数均不显著。研究发现：1）培训内容不利于6～10年教龄教师的进一步发展；2）教师职业发展诉求升级与乡镇培训评价制度不完善的矛盾爆发。6～10年教师注重职业发展价值诉求，学生学业价值诉求弱化。但是，现行乡镇体育教师培训的评价反馈制度匮乏，薪酬、职称、编制等职业发展价值诉求无法合理兑现，导致6～10年教龄教师排斥培训，成为离职风险最高人群。建议：针对6～10年教龄教师需求优化培训内容；围绕培训项目建立并完善激励性评价反馈制度，在成果认定、薪酬激励、职称评定等方面有所倾斜。
4.5 培训次数对模型中介路径的调节效应分析
培训1次模型效应最强、培训2次模型效应次之、培训3次及以上模型不成立，说明我国现行乡镇体育教师职后培训项目内容设计存在重叠，每轮培训新授知识与乡镇体育教学情境实际问题关联性不强，无法持续帮助教师解决实际教学困难，认同效应递减。建议针对乡镇体育教学现实问题加强乡镇体育教师职后培训课程系统开发，构建层次分明、递进有序的教学内容与知识体系，每轮培训都要满足教师持续发展的新需求，逐步提升教师职业认同。
5 结语
本研究证明通过职后培训，有效帮助了我国乡镇体育教师发展体育教学能力、改善教师职业认同，也揭示了乡镇体育教师职后培训的现实局限，为我国乡镇体育教师教育理论体系构建奠定了基础。未来，可以在此模型基础上进一步深入考察PCK、教师自我效能感等概念不同维度观测点的影响机制，也可以引入相关教育学、社会学理论拓展研究视角。
参考文献：略。
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