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党的第二十次全国代表大会提出了深入实施科教兴国、人才强国和创新驱动发展三位一体的国家战略。为此，需要围绕立德树人的根本任务构建良好的教育生态环境，依靠创新激发教育教学改革的动力，提升教师专业发展质量，推动基础教育在新时期的高质量发展。实际上，教育环境及其治理一直是影响基础教育创新改革成效的关键。因此，关注教学创新环境对教师专业发展的影响，探讨教学创新的影响机制具有重要的必要性。

1 文献回顾与研究假设

近二十年来，国内外学者对教学创新的研究热情从未停止。研究者们或从宏观视野出发，结合互联网和信息化技术手段的应用，探讨教学创新的特征、模式、方法和路径等一般理论问题［1-3］，或者从学科教学论出发，探讨某一具体学科的教学创新问题［4，5］。这些理论探讨有利于及时总结教学创新的经验与成果，以便指导教学实践。然而，已有研究对教学创新的定义较为模糊。仅有少数学者在测量操作上将其定义为教学思维与观念创新、教学资源与情景创新、教学过程与方法创新、教学反思与评价创新，以及学习指导创新等几个方面［6，7］。绝大多数学者所进行的理论探讨依然采用逻辑分析方法，而缺乏实证研究证据。

鉴于此，近年来有学者开始从教学创新的环境因素及其作用关系来探讨教学创新的形成及影响机制。经济学和组织行为学的研究均表明，环境特征对地区经济发展、创新行为及组织绩效等结果变量都存在广泛而且显著的影响力。组织环境是员工创新行为与组织绩效必不可少的外部条件。学校作为一种特殊的社会组织，其环境特征同样对教师的教学创新具有影响力。研究证实，校长领导方式、学校创新支持和差错管理氛围等环境因素，均对教学创新有正向影响作用［8-10］。

由此可见，教学环境特征对教师的教学创新能力发展至关重要。教学创新环境指对教学创新活动具有支持和鼓励性质的教学环境。良好的教学创新环境除了对教学创新能力有影响外，是否还对教师的其他专业发展方面，如涉及教师专业发展能力的教师效能，以及涉及专业情感状况的职业认同具有积极效应？教学创新能力在其中扮演着怎样的角色？本研究将在整合已有研究基础上，探讨教学创新行为的作用机制。

1.1 教师效能与教学环境及教学创新的关系

教师效能是指教师对自己能够在多大程度上影响学生学习与发展效果的一种能力信念，它反映了教师的教学影响力和教学水平，是衡量教师专业发展能力的核心标准。研究表明，教师效能会影响教师的教学态度、教学的努力程度和坚持性，以及教学策略和教学方法的变革。[11]教师效能对于以结果为导向的教师专业发展过程而言，是一个具有现实意义的关键变量。从教师职后专业发展的实践干预角度来看，如何有效提升教师效能需要考察教师效能的形成过程。为此，Tschannen-Moran等人提出了一个关于教师效能形成及其作用模式的模型。该模型基于自我效能感理论，从信息源与认知加工过程出发，强调了教学任务分析和个人教学能力评价两方面对教师效能形成的作用[12]。然而，该模型仅仅关注教学的内部过程，且将教师效能等同于教学效能，忽视了教师对学生多方面发展的影响力，具有明显的局限性。

随着当前教育教学环境的日益深刻和广泛变化，教师必须承担更加多元化的角色职责。基于课堂教学范畴的教学效能观念显然已经不能适应日益变化的教育环境要求[13]。必须通过结合环境特征和教师自身的教学创新素养的交互作用视角，来探讨教学效能的形成过程。因此，有必要探讨教学环境和教学创新能力对教师效能的影响，以及教学创新能力在教学环境和教师效能之间的作用。许多研究已经探讨了教师特质或个性特征，以及教学行为或教学过程等变量对教师效能的作用，而这些变量的作用均体现在教学创新的过程和结果中。因此，本研究着重考察教学创新对教师效能的作用，不再考虑教师特质或教学行为等相关变量对教师效能的影响。

已有研究表明，社会氛围与教师效能感正相关[14]。而教师效能与教学创新之间也相关，能正向预测教学创新[15]。此外，学校组织创新气氛、教师的教学效能感及教学创新之间相互显著正相关。学校组织创新气氛对教学创新和教师效能都有直接影响作用[16]。还有研究证实，学校创新支持以及校长领导方式对教学创新也有正向影响作用。上述研究中的社会氛围、组织创新气氛、学校创新支持及校长领导方式等变量，都是从不同侧面反映教学环境特征的前因变量，它们对教学创新和教学效能都具有直接作用。另外，研究表明教师的教学创新能力对其创新自我效能感也有直接的正向影响效应[17]。基于上述研究结果，本研究提出假设H1：教学创新环境对教学创新能力和教师效能都有直接的正向影响作用，教学创新能力对教师效能也有直接的正向作用，教学创新能力在教学创新环境和教师效能之间具有中介作用。

1.2 职业认同与教学环境及教学创新的关系

职业认同是教师专业发展和职业投入的心理基础，是教育教学活动积极性的源泉，也是促进教师职业发展的内在动力，因此是衡量教师专业情感发展水平的核心指标。它对教师的工作满意度、职业幸福感、工作投入、职业健康等有关教师专业发展状况的系列结果变量具有显著影响［18-20］。此外，职业认同还是教师离职意向的有效预测因子［21，22］。而且与教师效能相关，会影响教学效果。换句话说，如果教师没有对教育职业的普遍认同，就不可能有足够的教学投入，也不能产生良好的教学效果。因此，探讨中小学教师职业认同的形成机制，对于教师专业发展的组织干预同样具有重要意义。

尽管教师的个性特征，如应对方式、核心自我评价和人格类型等，对教师自身的职业认同具有一定的影响，但学校的教学工作环境对教师的影响也不可忽视。例如，诚信领导方式对教师的职业认同和职业抱负具有直接影响，并通过对教师的一系列积极或消极行为，如离职意向、反教育行为、迟到及积极组织行为等，产生间接影响。诚信领导水平越高，则教师的职业认同感就越强，工作就越积极并且较少出现消极教学行为[23]。对新教师开展的一项追踪调查也发现，教师职业认同过程中受师生关系、同事关系、工作环境及教学活动四个外部因素的重要影响，而这些因素也是教学创新环境的构成要素[24]。由此可见，教学环境特征对教师的职业认同具有直接作用。

此外，研究发现教学创新与教师职业认同之间也显著相关［25，26］。两者之间存在相辅相成的交互作用关系。即教师的职业认同能够预测教学创新，而教学创新同样也能够预测其职业认同水平。越倾向于在教学中实施创新行为的教师，其职业认同感越高。而教师的职业认同感越高，越能将个人的教育能力和素养体现在教学创新当中。此前已揭示教学环境对教学创新的直接影响作用，因此，综合上述研究结论，在此提出研究假设H2：教学创新环境对教学创新能力和职业认同具有直接作用，教学创新能力对职业认同也具有直接作用，教学创新能力在教学创新环境与职业认同之间具有中介效应。

依据假设H1和H2，构成以教学创新环境为起始变量、教师效能和职业认同为结果变量，教学创新能力为共同中介变量的结构模型（见图1）。本研究将采用结构方程模型检验方法，考察教学创新环境对中小学教师职业认同和教师效能的直接效应，以及教学创新能力同时在两者之间的中介作用。

2 研究设计与方法

2.1 研究样本

采用方便取样方法，在辽宁、江苏和重庆三省市16所中小学校教师群体中选取调查样本。共发放问卷800份，回收有效问卷756份。其中，男性347人，女性409人；小学教师324人，初中236人，高中196人；城镇中小学教师435人，乡村教师321人；语文教师281人，数学教师192人，英语教师162人，其他学科121人。

2.2 研究工具

2.2.1 教学创新环境量表

包括“教学条件”“学校文化”“家长态度”和“社会氛围”四个维度，共计25个项目。各分量表的克伦巴赫α系数分别为0.920、0.918、0.900、0.903，总量表为0.968。采用验证性因素分析进行效度检验，各项拟合度指标为：CMIN/DF=2.991，NFI、IFI、TLI和CFI均大于0.9，RMSEA=0.075，表明创新环境量表的建构效度良好。该量表采用李克特6点量尺计分，分值从1到6，表示从“完全不符合”到“完全符合”。总分越高，表明教学环境度越高。

2.2.2 教学创新能力评价指标体系

采用谭蕾编制的中学教师教学创新能力评价量表[27]。该量表包含“教学思维与观念创新”“教学资源与情境创新”“教学过程与方法创新”“教学反思与评价创新”和“学习指导创新”五个维度，共22个题项。采用李克特量表6点计分，分值从1到6，表示从“完全不是”到“完全是”。得分越高，表示教学创新能力越强。本研究中总量表α系数为0.948，信度良好。

2.2.3 教师职业认同量表

采用赵宏玉等人编制的教师职业认同量表[28]。该量表包括“内在价值认同”“外部价值认同”和“意志行为认同”三个维度，共15个题项。采用李克特量表6点计分，分值从1到6，表示从“完全不是”到“完全是”。得分越高，表示对教师职业的认同度越高。本研究中总量表α系数为0.926，内部一致性信度良好。

2.2.4 教师效能量表

采用Tschannen-Moran等编制的俄亥俄州立大学教师效能量表[29]。该量表包括“指导策略效能”“课堂管理效能”和“学生参与效能”三个维度，共24个题项。采用李克特量表6点计分，分值从1到6，表示从“完全不可以”到“完全可以”。量表累积计分，得分越高，表示教师效能越高。本研究中总量表α系数为0.957，内部一致性信度较高。

2.3 程序与数据分析

样本调查员采用集中填写、当场回收的方式发放纸质问卷，收集样本数据。问卷收集完成后进行数据的集中录入，使用统计分析软件SPSS 24.0和AMOS 24进行数据分析。统计分析方法包括主要变量的描述统计与相关分析，以及结构方程模型检验。

3 研究结果与分析

3.1 各变量的描述统计与相关分析

首先对研究变量及其关系进行初步探索，整理各变量的描述统计及相关分析结果如表1所示。其中，职业认同的中位数为5，评分在3分以下的仅占3.9%；教学创新能力的中位数为5.16，评分在3分以下的占1.1%；教师效能为5.17，评分在3分以下的仅占0.6%；教学环境的中位数为5.13，评分在3分以下的占3.1%。上述变量得分在5分以上的占样本量的40%-50%左右，表明高分较为集中。教学创新环境与教学创新能力、教师效能及职业认同之间均呈高度相关（P<0.01），相关系数介于0.57至0.78之间。

表1 各变量描述统计及相关系数矩阵

Table 1 Statistics and correlation coefficient matrix for each variable description

注：**表示在 0.01 水平（双侧）上显著，下同。

3.2 教学创新能力的中介效应检验

为了进一步探究研究变量之间的作用机制，我们使用AMOS对构建的结构模型M1进行检验。该假设模型的总体拟合度指标值如下：CMIN/DF=2.179，GFI=0.939，NFI=0.963，RFI=0.951，IFI=0.980，CFI=0.980，RMSEA=0.058。这些指标表明模型与样本数据拟合良好，验证了模型理论建构的合理性。我们使用Bootstrap技术进行2000次抽样，对结构模型的直接效应、间接效应和总效应的效应值及标准误进行区间估计，并进行显著性检验。模型检验结果显示，教学创新环境与教师效能及职业认同之间的总效应显著（P<0.01）。同时，教学创新环境与教学创新能力（P<0.01）、教师效能（P<0.01）以及职业认同（P<0.01）之间的直接效应也是显著的。此外，教学创新能力与教师效能（P<0.01）以及职业认同（P<0.01）之间的直接效应也是显著的。根据相应的判定规则，结合Bootstrap抽样检验技术，我们的结果显示教学创新能力在教学创新环境与教师效能之间以及在教学创新环境与职业认同之间都存在着显著的部分中介效应（P<0.01）。其中，教学创新能力在教学创新环境与职业认同之间的中介效应标准值为Z=0.375，SD=0.069，标准化区间为［0.253，0.352］，教学创新能力在教学创新环境与教师效能之间的中介效应标准值为Z=0.425，SD=0.051，标准化区间为［0.336，0.539］。图1展示了模型M1的标准化直接效应值及显著性检验结果。综上所述，假设1和假设2得到了验证。

图1 模型M1

Figure 1 Model M1

考虑到教学创新能力不仅在教学创新环境与教师效能和职业认同之间具有中介作用，而且可能与教学创新环境产生交互作用，从而调节教学创新环境对教师效能和职业认同的影响，本研究对变量进行中心化处理后，采用层次回归分析方法对教学创新可能存在的调节效应进行了检验。结果显示，在教学创新环境与教师效能之间，教学创新具有负向调节作用（Z=-0.855，P<0.05），但在教学创新环境与职业认同之间则无调节效应。

3.3 教学创新能力与教师效能的序列中介效应检验

在模型M1中，教师效能与职业认同是两个独立变量，它们之间没有直接关系。然而，已有研究表明二者存在相关性。为了进一步检验教师效能与职业认同之间存在的效应，本研究在模型M1的基础上增加了一个直接效应假设，构建了递增模型M2（见图2），并对该模型进行了检验。结果显示，M2的整体拟合度指标值良好。通过Bootstrap抽样技术，对M2的直接效应、间接效应和总效应进行区间估计，并检验其显著性。结果显示，在模型M2中，教学创新能力的中介效应仍然存在。同时，教师效能对职业认同的直接效应得到验证。但需要特别注意的是，在模型M2中教师效能对职业认同具有负向影响作用（Z=-0.312，P<0.05）。另外，在M2中，教师效能也成了中介变量。因此，在教学创新环境与职业认同之间，教学创新能力和教师效能一起成为序列中介变量，其序列中介路径分别为：教学创新环境→教学创新能力→职业认同，教学创新环境→教师效能→职业认同，教学创新环境→教学创新能力→教师效能→职业认同。通过AMOS编程技术，进一步对M2中序列中介路径的效应值及其显著性进行检验，并与直接效应值的区间估计和显著性结果整理成表2。从表中可以看出，本研究中三条中介路径的效应值均达到显著水平，其中两条以教师效能为中介、以职业认同为结果变量的路径效应均为负值，与教师效能对职业认同的直接效应结果一致。

图2 模型M2

Figure 2 Model M2

表2 序列中介效应检验结果

Table 2 Results of sequence mediation effect test

4 研究结论、讨论与建议

4.1 中小学教师教学创新环境、教学创新能力、教师效能和职业认同现状

本研究显示，中小学教师感知到的教学创新环境、教学创新能力、教师效能和职业认同四个潜变量的均值均高于量尺中位数。相较而言，对教学创新环境和职业认同的评估相对偏低，但对教学创新能力的自我评估普遍较高，与其他学者的研究结果一致[30]。这也与我国一直持续推进的基础教育改革的总体要求及趋势相符。然而，中小学教师对教学创新的认知与评价，可能存在“虚高”的可能性。例如混淆教学创新要求与实际效果，将自身教学水平提升的专业发展过程与教学创新要求等同起来。本研究中教师效能的自我评价同样相对偏高，与其他研究结果一致［31，32］。

本研究中，中小学教师对教学创新环境和职业认同评分相对较低。这与应试教育模式下所形成的紧张的学校气氛、教学关系、家校关系和社会评价分不开。自十八大以来，虽然党和政府对建设创新型社会和创新性国家进行了一系列战略部署，但在基础教育发展不均衡，应试教育模式痼疾难治，加上校外辅导机构的推波助澜，导致学业竞争和教育内卷愈演愈烈的条件下，教育生态环境的改变实非易事。因此，教师处于家长、教育主管部门、学校和学生各方利益拉锯的轴心位置，承受着巨大的职业心理压力，因此中小学教师对教学创新环境度的感知和职业认同度的评价自然较低。

4.2 教学创新环境对教师效能和职业认同的影响

本研究证实，中小学教学创新环境对教师效能和职业认同均有直接作用。即教学创新环境越好，则教师效能感和职业认同度就越高，这与已有的相关研究结论相符。根据环境作用论原理，人类所有可解释的行为都可追溯于环境因素，且环境因素必须与主体因素相结合才能对主体产生作用。这意味着，如果没有包括学校、家庭和社会等各方在内所形成的理解性、支持性的教育社会环境，教师就不可能有效地从事相关的教育教学工作，也不可能形成职业认同。在“双减”背景下，教学创新环境的特征应表现为转变应试教育模式和促进核心素养教育的正确认知与行动，包括提供充分的教学条件、民主的领导方式、良好的育人氛围、家长的支持与配合，教育评价改革，以及社会期望的转变等。

4.3 教学创新能力的中介作用

本研究表明，教学创新环境对教师效能和职业认同的作用还需通过教学创新能力的中介作用来实现。即中小学老师感知到的教学创新环境，首先要通过诸如教学思维与理念创新能力、教学资源与情境创新能力、教学过程与方法创新能力、教学反思与评价创新能力，以及学习指导创新能力等教学创新过程，才能提升他们的教师效能和职业认同水平。此外，研究还发现教学创新能力是一个具有调节作用的中介变量，即在教学创新环境与教师效能之间，教学创新能力还具有负向调节作用。具体表现为，随着教学创新能力的提升，会减弱创新环境对教师效能的直接作用；反之，则会增强创新环境对教师效能的作用。这解释了环境因素与主体因素之间复杂的交互作用关系，表明随着主体性或主观因素的增强，教师效能可以减少对环境因素的依赖。在“双减”政策逐步贯彻落实的背景下，上述研究结果无疑强调了教学创新在推动教育教学变革中的重要性和必要性，强化了教师的主体责任。

4.4 教师效能对职业认同的影响

对模型M2的检验发现，教师效能与职业认同之间同样存在直接效应，但作用方向为负向。故而，教师效能的提升会降低教师的职业认同感。这一结论颠覆了人们对于两者关系性质的经验认知，并与其他研究结果产生出入。通常来说，普遍观点认为，教师效能水平越高，则教师对职业的认同度就越高。然而在本研究中的结果却截然相反：随着教学创新环境的改善和教师效能的增强，中小学教师对职业的认同反而呈现下降趋势。这一发现揭示了当前中小学教师在面对教育这一职业时存在复杂矛盾心态。职业认同一般包含职业认知、职业情感和职业倾向三个基本要素。然而，在应试教育压力下，认知、情感态度和行为倾向之间往往处于失衡状态。教师效能的提升意味着更大的职业压力、更多的职业投入甚至可能导致职业倦怠等不利后果，而这显然违背了教师们的期望。所以，教师效能的提升反而可能降低其对职业的认同水平。

4.5 基于实证结果的策略建议

4.5.1 落实多元主体责任，营造有利于教师发展的教育生态环境

教育生态环境对教育的影响远超过单一因素的作用。应试教育之所以成为顽瘴痼疾，与相关主体基于各自利益立场而形成的功利化教育生态环境密切相关。例如，一些地方政府为土地开发利用优质学区进行商业炒作，破坏教育均衡，加剧地区人口流动和聚集，增加中小学生学业竞争压力严重损害师生健康；一些地方教育局的教育督导和教学科研管理方式落后，给学校教师增加大量无效负担；过去社会培训机构围绕升学考试和学习竞争进行大肆宣传，极大增加家庭经济负担和学生学习负担；家长因孩子学业焦虑忽视孩子个性化发展需求。种种不良教育生态环境成为贯彻实施素质教育和推进教育教学改革的系统性障碍，不利于学生发展也不利于教师发展。在学校教育环境中，对学生发展起到直接关键作用的仍是教师。因此，必须有针对性地解决上述问题，努力营造有利于教师发展的教育生态环境。只有将教师从应试教育环境中解放出来，才能为教学创新和教师效能创造条件，从而有利于学生健康发展。

4.5.2 促进传统教育文化与现代教育科学体系的融合，系统开展教学创新研究

教师教学创新能力提升的关键，在于教育观念和教学模式的创新。基础教育必须真正实践以学生的健康、全面和个性化发展为核心的主体权利，这是学校创新发展必须坚守的教育价值及伦理底线。为此，首先需要系统整合有关“发展与教育”的科学知识体系。既要继承我国优秀的传统教育理念与文化，如孔子的因材施教启发诱导、孟子的循序渐进由博返约等，更要吸收和融合当代以神经教育学、学习与发展心理学、教育心理学等为核心的教育科学知识体系，从而为教育教学提供科学支撑。其次，学生的全面和平等发展权利，关键在于解决和落实基于个体差异的分层教育问题。探索在学校教学情景和班级授课条件下，如何将遵循中小学生身心发展的一般规律与尊重个体差异结合起来，实施差异化教学或分层教学，最大限度地保障每个学生的学习发展权利，这是贯彻以学生发展为主体和教育平等教育理念的关键所在。只有在这个基础上探索课堂教学的有效教学模式，才能真实有效地提高学校的整体教学水平和教学效能，才能最大限度地使学生获得平等、全面和健康发展的权利，从而也才能实现教育、科技和人才的协同创新发展，为全面建设社会主义现代化强国提供基础性和战略性支撑。

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