基于計(jì)劃行為理論的中小學(xué)體育教師創(chuàng)新工作行為產(chǎn)生機(jī)制*

易 鳳 李 軍

（湖南工業(yè)大學(xué)體育學(xué)院，湖南 株洲 412008）

2019 年，《中國教育現(xiàn)代化2035》指出“建設(shè)高素質(zhì)專業(yè)化創(chuàng)新型教師隊(duì)伍”是推進(jìn)教育現(xiàn)代化的十大戰(zhàn)略任務(wù)之一?！皠?chuàng)新型教師”是教育現(xiàn)代化的重要特征之一[1]，然而，反思身處歷史和文化環(huán)境中的教師角色，具有反創(chuàng)新情愫的教師是教育創(chuàng)新的最大阻力[2]。教育創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵在于教師創(chuàng)新展現(xiàn)出積極的創(chuàng)新工作行為[3,4]。本研究依據(jù)計(jì)劃行為理論，分析創(chuàng)新態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制對(duì)創(chuàng)新意愿與創(chuàng)新工作行為的影響，探討中小學(xué)體育教師創(chuàng)新工作行為的產(chǎn)生機(jī)制。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

本研究在湖南省部分城鎮(zhèn)的小學(xué)和中學(xué)調(diào)查了239 名中小學(xué)體育教師，其中有效問卷212 份。小學(xué)教師105 人，中學(xué)教師107 人，男教師139 人，女教師73 人，城區(qū)教師158 人，鄉(xiāng)鎮(zhèn)教師54 人，教齡在10 年以下124 人，10-20年44 人，20 年以上44 人。

1.2 研究工具

創(chuàng)新態(tài)度采用Phillip H. Phan[5]的量表，其中內(nèi)生態(tài)度和外生態(tài)度分別由3 個(gè)題目組成；指令性規(guī)范和示范性規(guī)范采用Ajzen[6]的量表，其中指令性規(guī)范和示范性規(guī)范分別由 3 個(gè)題目組成；創(chuàng)新自我效能感采用 Carmeli 和Schaubroeck[7]的量表，由 3 個(gè)題目組成；控制力采用Taylor&Todd[8]的量表，由3 個(gè)題目組成；創(chuàng)新意愿采用 Fishbein &Ajzen[9]的量表，由3 個(gè)題目組成；創(chuàng)新工作行為采用李明軍[10]的量表，其中創(chuàng)新觀念產(chǎn)生和創(chuàng)新觀念執(zhí)行分別為6 個(gè)和9 個(gè)，所有量表采用李克特7 點(diǎn)評(píng)分。

1.3 施測(cè)與數(shù)據(jù)處理

本文采用問卷星在線調(diào)查和現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放問卷相結(jié)合的形式收集數(shù)據(jù)；用SPSS19.0 和AMOS22.0 統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 各變量的相關(guān)分析

圖1 中小學(xué)體育教師創(chuàng)新工作行為的產(chǎn)生機(jī)制模型M2

表2 模型的擬合指數(shù)

本文對(duì)內(nèi)生態(tài)度、外生態(tài)度、指令性規(guī)范、示范性規(guī)范、創(chuàng)新自我效能、控制力與創(chuàng)新工作行為進(jìn)行皮爾遜相關(guān)分析，數(shù)據(jù)表明，各變量之間呈高度顯著性正相關(guān)。結(jié)果見表1。

2.2 模型檢驗(yàn)

本文依據(jù)計(jì)劃行為理論，以內(nèi)生態(tài)度、外生態(tài)度、指令性規(guī)范、示范性規(guī)范、創(chuàng)新自我效能、控制力為自變量，創(chuàng)新意愿為中介變量，創(chuàng)新工作行為為因變量，構(gòu)建完全中介模型M1（擬合指數(shù)見表2）。數(shù)據(jù)分析表明，指令性規(guī)范、示范性規(guī)范，創(chuàng)新自我效能對(duì)創(chuàng)新意愿的路徑系數(shù)不顯著，其余的路徑系數(shù)均達(dá)到顯著水平。筆者逐步刪除M1 中不顯著的路徑，得到一個(gè)修正模型M2（模型圖見圖1，圖1 為標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)）。結(jié)果顯示，修正模型的擬合指標(biāo)擬合較好（擬合指數(shù)見表2）。結(jié)果表明：（1）內(nèi)生態(tài)度和控制力正向影響創(chuàng)新意愿；（2）外生態(tài)度負(fù)向影響創(chuàng)新意愿；（3）創(chuàng)新意愿正向影響創(chuàng)新工作行為；（4）創(chuàng)新意愿在內(nèi)生態(tài)度、外生態(tài)度和控制力對(duì)創(chuàng)新工作行為起完全中介作用。

3 討論

本研究以計(jì)劃行為理論為依據(jù)，構(gòu)建中小學(xué)體育教師創(chuàng)新工作行為產(chǎn)生的機(jī)制模型。研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)生態(tài)度和控制力正向影響創(chuàng)新意愿，內(nèi)生態(tài)度、外生態(tài)度和控制力通過創(chuàng)新意愿的完全中介作用影響創(chuàng)新工作行為。從實(shí)踐視角看，研究證實(shí)內(nèi)生態(tài)度對(duì)創(chuàng)新工作行為起正向作用，因此，我們要充分考慮教師工作創(chuàng)新的興趣愛好等內(nèi)在特征，以激發(fā)他們的創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新工作行為；同時(shí)，控制力對(duì)創(chuàng)新意愿有正向作用，說明中小學(xué)體育教師若具備良好的工作創(chuàng)新條件，便會(huì)產(chǎn)生創(chuàng)新意愿，進(jìn)而創(chuàng)新行為；反之，會(huì)使其即使有了創(chuàng)新想法，因創(chuàng)新資源不足，也無法將其付諸實(shí)踐，因此難以產(chǎn)生創(chuàng)新意愿。另一個(gè)值得關(guān)注的現(xiàn)象是，外生態(tài)度對(duì)創(chuàng)新意愿起負(fù)向作用，說明追求職稱晉升、工資待遇等外在因素難以直接引發(fā)教師內(nèi)心的工作創(chuàng)新熱情和意愿，這一點(diǎn)驗(yàn)證了前人的觀點(diǎn)[11]。同時(shí)，本研究還發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新自我效能、指令性規(guī)范和示范性規(guī)范對(duì)創(chuàng)新意愿沒有顯著影響。盡管這些因素沒有對(duì)教師創(chuàng)新工作行為起直接促進(jìn)作用，但不排除它們具有調(diào)節(jié)作用。此外，未來研究需進(jìn)一步探討組織情境因素和其它個(gè)體因素對(duì)創(chuàng)新工作行為的影響，如組織支持和激勵(lì)偏好的調(diào)節(jié)作用等，這些因素是否存在內(nèi)在聯(lián)系，其相互作用機(jī)制又是如何？這些問題需要進(jìn)一步深入探索。

4 結(jié)論

內(nèi)生態(tài)度和控制力正向影響創(chuàng)新意愿，而外生態(tài)度負(fù)向影響創(chuàng)新意愿；創(chuàng)新意愿在內(nèi)生態(tài)度、外生態(tài)度和控制力對(duì)創(chuàng)新工作行為的影響中起完全中介作用。