丁奕然，魏冰娥
(1.东北师范大学 教育学部，吉林 长春 130024；
2.上海大学 马克思主义学院，上海 200444)
文化作为人类现实生活的存在，一直伴随着人类社会生活的进步生生不息地运动着。自上古时代的人本觉醒至诸子百家的思想争鸣，再到后来儒学独尊的文化一统、儒释道的多元激荡，直至明清时期的返本开新，中华传统文化历经五千多年的传承发展绵延不绝，足见其源远流长与博大精深。中华传统文化中能够超越时空，体现当代价值的文化被称为中华优秀传统文化[1]。中华优秀传统文化蕴含着中华民族历久弥新的器物技艺、伦理道德与精神观念，是中华民族的“根”和“魂”，也是当代中国社会核心价值观的思想渊源。2014年教育部《完善中华优秀传统文化教育指导纲要》(以下简称《纲要》)颁布，阐释了加强中华优秀传统文化教育的重要性和紧迫性，并旨在通过其“引导青少年学生增强民族文化自信和价值观自信”[2]。伴随着教育部《纲要》的印发与实施，我国各地中小学校广泛开展进行了各类传统文化教育活动，进而塑造了学生的文化记忆，并提升了其文化认同感。与此同时，国内学者对中华优秀传统文化教育的实证研究层见叠出。就中小学阶段的研究而言，常见中华优秀传统文化教育的学生测评、学科渗透与校本课程研究，少见教师方面的相关研究。
计划行为理论(Theory of Planned Behavior，以下简称TPB)作为社会心理学中关于个体行为生成的重要理论之一，不仅可以解释个人理性思考做出的行为，还可以预测新行为的产生[6]。该理论自20世纪70年代诞生以来，便被广泛运用至管理学、经济学与传播学研究中。近年来，TPB在教育学领域也逐渐被用于解释或预测师生行为的产生，如教师使用教育技术意愿[7]、学生自主学习意愿[8]，以及教师参与学校治理行为意愿[9]等多个方面的研究。本研究正式借助TPB进行了教师践行中华优秀传统文化教育意愿的因素探析，以期为教师传统文化教育行为的可持续发展提供建议。
(一)教育态度、主观规范、知觉行为控制与践行意愿
TPB的主要观点如下：(1)个体践行意愿对个体真实行为的产生起决定性作用；
(2)个体践行意愿受到行为态度、主观规范与知觉行为控制等方面的影响[10]。具体而言，个体践行意愿指影响行为的动机因素，表明人们愿意付出努力去尝试或愿意付出多少努力实施行为，其主要由行为态度、主观规范以及知觉行为控制等三方面因素综合决定。其中，行为态度作为一种对行为结果考量的先有主见，是最有力的决定性因素。主观规范是个体对发生或不发生某项行为时所感受到的重要他人的支持度，是影响个体践行意愿最弱的因素[11]。知觉行为控制则是个体实施某具体行为时感知到的难易程度等，其代表了个体预先感知到的行为发生时的可控性[12]。诚然，践行意愿会受到主观因素和客观因素的交互影响。如果说行为态度和主观规范是对主观因素的评估，那么知觉行为控制则是对影响践行意愿的客观因素考察。综上所述，TPB中行为态度、主观规范、知觉行为控制与践行意愿的关系，就是Ajzen指出的行为主体的态度越积极、重要他人的支持越大、知觉行为控制越强，其践行意愿就越大，反之就越小[13]。因此，本研究结合中小学教师践行中华优秀传统文化教育的实际情况，作出如下的三个假设：
研究假设H1：教师践行中华优秀传统文化教育的态度正向影响教师践行中华优秀传统文化教育的践行意愿；
研究假设H2：教师践行中华优秀传统文化教育的主观规范正向影响教师践行中华优秀传统文化教育的践行意愿；
研究假设H3：教师践行中华优秀传统文化教育的知觉行为控制正向影响教师践行中华优秀传统文化教育的践行意愿。
(二)文化认同与教育态度、主观规范、知觉行为控制、践行意愿
文化认同是指个体对所属群体文化的反思与确认，并将群体文化纳入个人文化图式的过程[14]。从其目的性来看，文化认同是个体寻找国家、民族与社会中“同一性”的文化身份与生存方式；
而从功能性来看，文化认同则是个体对群体文化的传承与联结，并达成价值文化内在超越的过程。由此可见，文化认同的程度反映着个体对群体文化的认知判断、情感依附、行为选择与归属倾向。相关研究表明，价值文化的认同是塑造态度并影响人们接受或拒绝某些行为的重要力量[15]。因此，个体的文化认同在某种程度上会积极影响其自身对实施某行为的持有态度。在文化认同与主观规范的研究中，研究表明当人们认同群体文化时，他们倾向于按照群体的规范和价值观来思考和采取行动[16]。换而言之，文化认同激发了个人认为群体、乃至整个社会都支持他们的行为，从而做出符合群体文化的行为。因此，研究者认为文化认同将积极影响主观规范。而对文化认同与知觉行为控制此方面的研究较少，但已有学者将文化因素作为关注点，指出集体文化主义语境下，个体会因具有较高文化认同感，而降低其实施群体共通行为时感知到的困难[17]，即文化认同是否与知觉行为控制存在一定的关系。此外，文化价值观是形成个人践行意愿的强大力量[18]，可见文化认同影响也显著影响着个体的践行意愿。正因如此，我们提出如下四个研究假设：
研究假设H4：教师对中华优秀传统文化的文化认同正向影响教师践行中华优秀传统文化教育的行为态度；
研究假设H5：教师对中华优秀传统文化的文化认同正向影响教师践行中华优秀传统文化教育的主观规范；
◎没超过39℃可以不用退热药，自己在家观察、物理降温就可以了。超过39℃要就医，预防高热惊厥，一定要使用退热药。一般用布洛芬（美林）。对乙酰氨基酚（百服咛、泰诺林），别名扑热息痛，也是可以用的，WHO也是推荐使用，但中国乙肝高发，所以在中国建议1岁以下慎用。
研究假设H6：教师对中华优秀传统文化的文化认同正向影响教师践行中华优秀传统文化教育的知觉行为控制；
研究假设H7：教师对中华优秀传统文化的文化认同正向影响教师践行中华优秀传统文化教育的践行意愿。
(一)量表开发与试测修订
此次调研采用问卷调查法获取数据，且教师践行意愿及其影响因素的调查量表均为课题组自主编制。量表的开发按照如下步骤进行：(1)研究者依据相关文献以及实际教育教学现状，确定了文化认同、教育态度、主观规范、知觉行为控制以及践行意愿等维度下属的观测变量。其中，文化认同包含了教师对文化符号、文化身份与价值文化的认同[19]；
教育态度包括了教师对践行中华优秀传统文化教育带来的价值感知、个体发展、教育预期与心理满足等方面的评价；
主观规范是教师在践行中华优秀传统文化教育时，感知到的来自社会、学校和家长等方面的社会压力；
知觉行为控制包括了影响教师判断自身践行传统文化教育意愿难易程度的变量，包括了教师的文化知识、教育经验、信息获取以及资源介入；
践行意愿则由教师更多地投入意向与持续践行意向两个方面构成[20]。(2)依据六位长期践行中华优秀传统文化教育的中小学一线教师访谈资料，针对每个观测变量编制了相应试题。所有题目均采用李克特5.0的自陈式判断形式。(3)将整个量表交予三位传统文化专家、两位教育学教授，让他们针对量表表述不妥、逻辑有误之处予以审定、修正，从而确保整个量表的内容效度。
为了确保大规模测评的有效性，研究者先对量表进行了试测。试测对象为S市中小学教师，试测问卷共计方法120份，收回有效问卷96份。采用R语言的alpha函数计算试测数据的克隆巴赫α系数为0.789≥0.7，发现试测量表的信度较高[21]。此外，通过R语言fa函数对试测数据的探索性因子分析发现：该试测量表的KMO值为0.821，表明因子分析的结果非常好，适合做因素分析。紧接着使用R语言的princomp程序进行主成分分析法，并采用特征值大于1的标准进行因子抽取，并采用最大方差法(varimax)进行正交旋转，获得的该试测量表的总解释量为73.56%，可见试测量表具有良好的结构效度[22]。为了进一步提升量表的结构效度，研究者根据以上探索性因子的分析情况，对多重负荷、与因子结构不协调、表述欠妥的试测题进行了修订，从而获得了中小学教师践行中华优秀传统文化意愿及其影响因素的正式测评量表。
(二)分层抽样与数据调研
考虑到我国各区域对中华优秀传统文化教育的支持力度不同，且各学段教师对中华优秀传统文化教育的态度可能存在差异。研究者按照国家“七五”计划界定的东、中、西部抽样调查了12个省份，共计359所各类中小学校的教师。依据我国教育部公布的2020年各学段学校的总体数量，本研究确定教师所属学段的小学、初中、高中学校调查比例大致为5:3:2[23]。其中，东部地区调研小学、初中与高中分别为63所、36所与24所，中部地区调研小学、初中与高中分别为65所、34所与24所，西部地区调研小学、初中与高中分别为59所、32所与22所。针对选定的学校，研究者随机选择该校二十名左右的教师予以填写网络问卷，共计获得中小学教师对中华优秀传统文化教育态度的调查问卷7539份。在整理数据时，剔除问卷作答中有缺失值、作答时间较短或明显作答不认真的试卷，共计获得有效问卷6700份(小学3758份，初中1717份、高中1225份)，问卷的有效回收率为88.87%。
(三)数据分析
本研究的数据分析主要分为三个部分：信度和效度检验、描述性统计和结构方程模型检验。在信效度检验中，研究者首先采用R语言嵌套的Alpha函数计算克隆巴赫α系数，然后在R语言附加的lavaan包中进行验证性因子分析[24]，并采用semTools包对验证性因子分析的结果计算出各潜变量的提取平均方差(AVE值)、组合信度(CR值)以及相关系数矩阵[25]。对于中华优秀传统文化教师践行意愿等维度的描述性统计，本研究利用R语言自身的命令，计算平均值与标准差等进行统计分析。中小学教师践行中华优秀传统文化教育意愿及其影响因素的调查数据呈现一定的偏态分布，且本研究引入的文化认同影响因素为探索性模型验证，协方差结构方程模型(CB-SEM)难以进行准确检验。鉴于此，研究利用R语言的sempls包建构了偏最小二乘法结构方程模型(PLSSEM)进行验证[26]，并将相关结果导入semplot包的semPaths程序对进行美化输出[27]。
(一)量表的信效度分析
中小学教师践行中华优秀传统文化教育意愿及其影响因素量表的信效度检验采用内部一致性信度、收敛效度以及区分效度予以分析说明。本量表整体的克隆巴赫α系数为0.861，且文化认同、教育态度、主观规范、知觉行为控制以及践行意愿等各潜变量的克隆巴赫α系数分别为0.847、0.907、0.859、0.838、0.832。依据普遍认同的Cronbach"s α≥0.7来看，该量表具有较高的内部一致性信度[28]。而由验证性因子分析该量表各潜变量的提取平均方差(AVE)最小值为0.524，组合信度(CR)最小值为0.821来看，其满足了提取平均方差(AVE)均大于0.5，组合信度(CR)均大于0.8的要求，表明该量表具有较好的收敛效度(如表1所示)[29]。除此以外，根据计算输出的潜变量间的相关系数可以发现，潜变量间的相关系数均小于各潜在变量AVE的算术平方根，由此说明该量表具有较好的区分效度(如表1所示)[30]。
表1 各潜变量的信效度及相关系数矩阵
(二)描述性统计
根据研究者调查的6700名教师在文化认同、教育态度、主观规范、知觉行为控制与践行意愿等维度测评出的平均值，发现当下教师践行中华优秀传统文化教育的意愿较高，平均分为4.219分(满分为5分)，但在主观规范与知觉行为控制等方面的略显不足，分别为3.701分与3.532分。具体而言，主观规范方面的家长支持较低，即教师践行传统文化教育行为可能会受感知到家长等带来的社会压力(如表2所示)。这可能与中华优秀传统文化不参与考试评价密切相关，家长往往会因“考什么就学什么”的功利主义思想不太支持教师践行中华优秀传统文化教育，从而让教师践行传统文化教育时感到压力。而在知觉行为控制中文化知识的均分较低，这说明了教师在践行中华优秀传统文化教育时，会觉得对文化知识的涉及储备觉得难以把控，即其认为自身的文化知识的储备难以支撑自身践行中华优秀传统文化教育。诚然，中华优秀传统文化教育的内容包罗万象，从表层的器类物象到深层的价值观念，从乡土的文化符号到民族的文化自觉均囊括其中，教师在教学行进至深处时通常囿于自身文化理解的浅表性与单维性，难以适切地渗透或纵深出精神层面的内核特质[31]。从数据的离散程度来看，中小学教师践行中华优秀传统文化意愿的主观规范与知觉行为控制两个维度的标准差较大，分别为0.779和0.806(如表2所示)。其中，教师在践行中华优秀传统文化教育意愿的主观规范层面，各位教师感知到的家长支持差异较大。而在知觉行为控制层面，由于不同教师自身教育经验的差异性与能动性，致使其在认为自身是否具备践行中华优秀传统文化教育的可控性上也呈现了较大的差异。
(三)结构方程模型及假设检验
结构方程模型的检验一方面需要从整体拟合优度上来看，另一方面则需要从内部模型的解释度上进行分析。从模型整体的结构上来看，整体模型的拟合指标：APC=0.348(P＜0.001)、ARS=0.317(P＜0.001)、AVIF=2.276＜5，可见本研究建构的中小学教师践行中华优秀传统文化教育意愿及其影响因素的模型具有较高的拟合优度。再从内部模型的解释功能上来看，四个内生变量即教育态度、主观规范、知觉行为控制与践行意向的被解释方差R2分别为0.573、0.492、0.423、0.517。这远高于内生变量R2需要大于0.3的基本要求，可见模型中内生变量对外生潜变量的概括程度高，具备了预测行为意愿产生的良好效果[32]。综上所述，本研究构建的模型符合相关指标要求，且解释度高。
1.教育态度、主观规范与知觉行为控制对践行意愿的影响机制
采用R语言semplot包的semPaths程序输出结构方程模型时，设定仅显示P＜0.05的路径，可得到如图1所示的模型。从下图中不难发现，教育态度、主观规范与知觉行为控制对教师践行中华优秀传统文化教育的意愿均有正向影响。教师实施传统文化教育的态度显著正向影响践行意愿(β=0.38，P＜0.01)，这是三个因素中影响最大的因素，因此研究假设H1成立。该发现印证了前期调研中的相关结果，即教师在践行中华优秀传统文化教育的过程中，收获到的价值感知与心理满足等方面情感认同越强，其践行意愿则更为强烈[33]。换而言之，当教师认为践行中华优秀传统文化是一种积极而又有重要价值的行为时，他们将更为持续性或投入性地践行传统文化教育。研究还表明教师践行中华优秀传统文化教育的主观规范显著正向影响践行意愿(β=0.26，P＜0.05)，因此假设H2成立。然而，路径系数表明主观规范是三个因素中影响践行意愿最弱的因素，这也与前人对TPB中主观规范的影响力较弱相契合[34]。教师通常在践行中华优秀传统文化教育时，会感知到的来自社会、学校以及家长等方面的压力，并考虑他们的观点。当前在国家政策的号召与引领下，中小学教育的相关系统均强调中华优秀传统文化教育进课程、进教材与进校园，呈现了较高的主观规范，这会让教师感受到践行中华优秀传统文化教育的必要性和紧迫性，进而提高他们的践行意愿。教师践行中华优秀传统文化教育的知觉行为控制也显著正向影响着践行意愿(β=0.27，P＜0.05)，可见假设H3也成立。当教师具有足够的传统文化知识储备、丰富的传统文化教育经验、多元的传统文化信息获取渠道以及完整全面的资源保障时，就会降低教师自身感知到践行中华优秀传统文化教育的难度，从而更倾向于践行中华优秀传统文化教育。
图1 中小学教师传统文化教育践行意愿及其影响因素的结构方程模型
2.文化认同对践行意愿的作用机制
教师对中华优秀传统文化的文化认同能够显著正向影响其教育态度(β=0.69，P＜0.01)、主观规范(β=0.39，P＜0.01)、知觉行为控制(β=0.46，P＜0.01)以及践行意愿(β=0.42，P＜0.01)，因而研究假设H4、H5、H6、H7均成立。以上研究假设的成立说明了，文化认同既可以通过教育态度、主观规范与知觉行为控制等为中介变量正向影响教师的践行意愿，也对教师践行中华优秀传统文化的意愿产生直接影响(β=0.41，P＜0.01)。就中介效应而言，文化认同经由提升教师的教育态度进而提升其践行中华优秀传统文化教育愿意的中介效应值为0.262，其要显著强于文化认同通过主观规范(中介效应值为0.101)、知觉行为控制(中介效应值为0.124)去提升教师的践行意愿。在中小学一线的中华传统文化教育实际中也发现，对中华优秀传统文化产生认同的教师主体，会产生更积极的传统文化教育态度，进而指导其产生传统文化教育行为。相对而言，教师较为强烈的文化认同也会提升其主观规范与知觉行为控制，从而对践行意愿产生正向作用，仅是中介作用较弱一点。这也恰巧印证了教师专业发展更多地受其工作态度等方面的本体性因素影响，外部因素的控制则较低[35]。综合三条中介效应与直接效应，可以计算出文化认同对教师践行中华优秀传统文化意愿影响的总效应量接近0.9。由此可见，教师文化认同对践行中华优秀传统文化教育意愿的影响是十分显著的。此次对文化认同的测量中，包含了中华优秀传统文化的文化符号、文化身份与价值文化。因此，在中华优秀传统文化的教师教育中，应重视文化符号内部深层次的文化记忆，突出中华优秀传统文化独特的价值文化。通过职前职后一体化的培训增强教师的文化认同感，可以不断改善他们对中华优秀传统文化的教育态度，加深主观规范和知觉行为控制对教师的影响，从而激发他们的践行意愿。
本研究应用社会心理学中经典的计划行为理论，进行了当下中小学教师践行中华优秀传统文化教育意愿的调查研究。同时，研究引入文化认同为前提变量，将其与教师践行中华优秀传统文化教育的意愿结合起来探讨影响路径，最终通过实证检验发现如下结论：(1)当下教师践行中华优秀传统文化教育的意愿较高，但在主观规范与知觉行为控制等方面略显不足；
(2)教育态度、主观规范和知觉行为控制正向影响着教师的践行意愿；
(3)文化认同既对教师践行中华优秀传统文化教育的意愿具有直接的积极影响，也通过教育态度、主观规范和知觉行为控制为中介正向影响教师的践行意愿。可见，文化认同是促进教师践行意愿提升的有效驱动力。实证研究结果结果支持研究提出的相关假设，并基于此提出如下建议。
(一)注重培训心流体验，增强教师本体的认同感
根据上文的研究表明，教师的中华优秀传统文化认同是影响教师践行意愿的主要驱动力。然而，教师本体文化认同感的增强并非向外联接更多的文化符号就可以达成的，而应当通过深层次、全方位的教师培训活动，帮助教师向内求索心灵深处对中华优秀传统文化中价值观念的自觉认可、意义延伸与图式构筑。与此同时，“影响一个教师工作效率、工作状态和专业能力的是他能够从教育教学工作中得到多少心流体验”[36]。所谓心流，是指人们在极度专注于某件事务时的投入与忘我状态。可见，心流体验的存在让教师能够全身心主动投入到教师培训的研修中，获取专业实践的意愿与能力。因此，在实际的教师教育培训活动中，应注重教师的心流体验，进而增强其本体认同感。一方面，在中华优秀传统文化的教师培训中开展更具体验性、多样性与互动性的具身化研修活动，如通过技艺研习、文乐鉴赏与研学旅行等方式，让教师能够在放松与愉悦的环境中形塑文化记忆。另一方面，在培训活动的设计与组织上应做到纵深化与统整化，做到为教师的心流体验而教。这要求了各种培训活动应遵循有文化符号表象深入至价值文化内核的原则进行有效组织，并以模块化体系予以呈现覆盖。此外，在培训活动中要设置具有一定挑战性的学习任务，让教师带着一系列的任务参与培训的全过程，以便于生成持续上升的心流体验，以增强文化认同感。
(二)搭建资源互动平台，促进教育践行的实操性
实证调查的结果表明，当下教师践行中华优秀传统文化教育的知觉行为控制方面表现较低，即教师们大多认为自身难以把握、控制传统文化的教育教学深度、难度与广度。这大多与教师感知到自身的教育经验、文化知识与信息获取等方面储备不足有关，进而认为自己难以胜任中华优秀传统文化教育。因此，为了促进教师教育践行的可操作性，应当搭建完备的资源互动平台供教师教学时参考应用。具体而言，首先，要搜集、筛选与整理出各类中华优秀传统文化教育资源与优秀案例，并将其按文化类型、地域所属等进行分类汇总形成资源库，而优秀案例可以包括校本课程方案、教学设计文本、活动开展文案，以及相关图片、课件与视频等多元形式的材料。其次，要对各类资源开发与应用的课程与教学案例进行及时补充与动态更新，以方便教师能够更为便捷地掌握最新的政策资讯与优质方案。再次，搭建的资源互动平台应能够让教师进行案例分享、提问互动与评论交流，从而便于教师能够通过同行的交流解决自身资源获取途径、教学目标定位与信息资讯考查等方面困惑。最后，还可以邀请中华优秀传统文化研究及其教育研究的专家学者进行政策解读、案例点评与学术汇报，并将之放置于资源互动平台中，从而方便教师明确中华优秀传统文化教育的目标要求、实践策略与未来方向。
(三)健全评价激励机制，生成态度转变的驱动力
无论是此次研究中展示的结果，还是之前的相关研究均表明了中华优秀传统文化教育态度是教师是否作出相关教育行为的“晴雨表”[37]。教师教育态度转变的途径可以是其本体产生的教育价值必要性与紧迫性的感知，还可以是源自外部评价机制的助推。然而，中华优秀传统文化教育在中小学并非一门单独的课程，它既包含在语文、历史、美术等国家课程中，还可以由各类校本课程与活动进行。可见，实际的评价机制大多会侧重于课程与活动的实施水平，以及学生的学习收获评价，难以触及教师层面的评价激励。因此，中小学校或教育行政部门应健全中华优秀传统文化教育的教师评价激励机制，生成态度转变的驱动力。在制定相关的评价激励政策时，不仅要注重教师传统文化课程实施或活动开展时的方向性、科学性与创新性评价，还应当对考评优秀的老师进行物质奖励与精神激励。一方面既可以将参与践行此类教育教学活动情况与教师的绩效工资、职称评审等挂钩，也可给予践行优秀的教师中华优秀传统文化教育的课题立项与相关研究经费等。另一方面，相关部门可以设置教师传承与弘扬中华优秀传统文化的个人贡献奖与集体贡献奖，并在学校或相关部门的会议上予以表彰。总之，激励机制的存在是为了由外部推动满足教师的内心需求。评价激励机制的健全可提升教师对中华优秀传统文化教育的认可度，将无谓的教育态度转变为积极。
(四)协同多元主体参与，提升重要他人的感受度
上文的调查研究表明教师践行中华优秀传统文化教育的主观规范较低，也就是其感知到的重要他人支持度较低。相关研究表明，重要他人作为教师的社会性结构组成部分，其深刻影响着教师自我意义的建构[38]。由此可见，主观规范虽然是调研所有因素中影响践行意愿最弱的因素，但其仍旧是教师践行意愿生成中不可忽视的因素。正因如此，在实践层面应协同社会非遗传承人、学校管理者与学生家长等多元主体参与中华优秀传统文化教育，提升教师对重要他人支持性的感受度。详细说来，第一，在社会大众媒体、校园环境氛围与家长学校中应加强宣传中华优秀传统文化的内在特质与时代价值，以提升各类人员对教师践行其教育的支持度。第二，应邀请非遗传承人、行政管理人员与家长共同设计或参加中华优秀传统文化教育活动，通过组织文化活动与亲身参与，增强对中华优秀传统文化内在价值及其教育活动必要性的群体性理解。第三，让参与过活动的社会人员、学生家长等分享自身感悟，以及对中华优秀传统文化的理解，并予以开放的空间让师生共同参与话题交流讨论。该分享与讨论过程不仅将重要他人的支持显性化，还让教师进一步感受到多元主体的对自身行为的理解与支持，从而降低其社会压力，并有望提升教师践行中华优秀传统文化教育的意愿。
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