縣域學前教育教師資源配置效能及其關系路徑分析
——以新疆M縣71所幼兒園為例

方建華，時曉青

(石河子大學師范學院，新疆石河子 832000)

一、問題提出

學前教師資源作為學前教育事業發展的第一資源，其大力開發與合理配置是實現學前教育事業快速發展的重要途徑和關鍵抓手。[1]近十年來，我國學前教師隊伍建設實現了量質齊升。2021年，學前教師數超過350萬人，較2011年增長了1.3倍，生師比從2011年的26∶1至2021年的15∶1，師資短缺問題得到有效解決；?？埔陨辖處熣急冗_87.8%，較2011年提高了24%，教師素質明顯提高。[2]值得注意的是，已有研究顯示學前教師資源配置呈現出明顯的省際、城鄉差異，[3-4]且在農村地區出現教師資源配置 “冗余”與“短缺”并存等問題。[5-6]在此背景下，有必要對學前教師資源的合理、有效配置問題展開深度分析，探尋學前教師資源高效配置的路徑，以進一步提升教師資源配置的有效性，促進我國學前教育事業高質量發展。

關于學前教師資源配置的研究在國內學界并不鮮見，有研究從宏觀理論層面探析學前教師資源配置失衡的原因并提出相應的措施；[7-8]也有研究從微觀個案層面著手，基于實地調研數據分析教師資源配置現狀；[9-11]還有研究從學前教育資源的配置效率著手，采用DEA、Tobit模型等方法評估學前教師資源的配置效率，[6][12-13]以通過有限的投入實現最大的產出，達到經濟學中資源配置的帕累托最優態。但在推進教育現代化、建設教育強國的新征程中，要辦好人民滿意的教育不僅應追求資源配置的高效率，更應追求高效能。這既是發達國家教育高水平發展的啟示，也是我國教育改革與內涵式發展的重要經驗。[14]

何為效能？從字面意義理解，“效”指效率、效果、效益的統稱，“能”指能力。溫恒福將效能定義為“取得實際效果的能力，即實現目標的能力”。[15]效能與效率、效果、效益似乎意思相近，但其內在含義不盡相同。效率是產出與投入之比，其有效性表現為快和省。效果是事件的結果與影響，其有效性表現為可觀測的成績與可感受的影響。效益是活動所產生的有益結果及所達到的程度，其有效性體現為最終所獲的益處。而效能不僅涵蓋速度性、節約性與獲利性，而且要合目的。換言之，效能是比效率、效果、效益更具全面性地表達人類活動合目的有效性的概念。[14]總之，教師資源配置效能就是為實現學前教育優質均衡發展，教師資源配置者通過多種的配置方式在教育系統中對有限的教師資源實行科學合理分配與安置，為公眾提供符合需求的、均衡化的、專業化的、高質量的教育隊伍。

學前教師資源的有效配置不能偏離既定發展目標，否則即使教師隊伍發展速度再快、規模再大，也是無效發展，甚至是對經濟、社會和人才資源的浪費。本研究以促進城鄉學前教育高質量發展為目標，以提高學前教師資源配置有效性為目的，構建學前教師資源配置效能指標體系。通過測評縣域內教師資源配置效能、探究不同行政區域(鎮、鄉、村)在教師資源配置效能上呈現的特征、深度分析影響教師資源配置綜合效能的內在機理，以探尋教師資源高效能配置的實現路徑，進而為教育主體合理配置學前教育資源提供決策依據。

二、縣域學前教育教師資源配置效能評價模型構建

(一)學前教育教師資源配置評價效能指標體系構建

本研究數據來源于新疆M縣71所幼兒園2019年、2021年鎮、鄉、村兩年的基礎數據資料?；谏鲜鼋處熧Y源配置的文獻分析依據，借鑒增值評價理念中縣域內園所資源配置水平診斷思路以及教師資源配置有效性原則，本研究選取學前教育教師資源中具有典型性和代表性的教師資源數量、結構和質量配置水平指標，用于測評M縣學前教育教師資源配置效能狀況。該體系由三個一級指標和九個二級指標構成，具體指標構成及其內涵詳見表1。

表1 學前教育教師資源配置測評指標體系理論構建

(二)學前教育教師資源配置效能評價模型建構

研究基于教師資源配置的指標特征、需要達到的分析目標以及最終要建立的理論模型，采用因子分析法建立效能評價模型。

其一，探索性因子分析(EFA)。研究首先采用主成分分析法獲得指標與因子間的因子載荷量，因子載荷量越大，表明指標與因子間的關聯性越強。[16]在進行探索性因子之前，首先對數據進行KMO和Bartlett球形檢驗。KMO值為0.731，Bartlett球形檢驗達到0.001的顯著性水平，表明數據適合因子分析。教師數量、結構和質量配置三個因子的特征根分別為3.772、1.648和1.192，對變異總解釋率為73.465%，9個指標的載荷系數均大于0.5，在0.560～0.944之間(見表2)。探索性因子分析結果表明，教師資源評價指標體系的結構性有效性較強。

表2 教師資源配置效能評價指標體系因子載荷

其二，驗證性因子分析(CFA)。CFA是在EFA因子模型成立的理論假設下，將實際觀測數據納入構建的結構方程模型，基于變量的協方差矩陣分析變量間復雜關系，驗證數據與模型的擬合程度。[17]研究運用AMOS20.0軟件進行驗證性因子分析(N=142)，結果如表3所示。模型中各項擬合指數均達到擬合優度模型水平，表明數據與模型具有良好的擬合性。

表3 教師資源配置效能評價指標體系的驗證性因子分析模型擬合指數

其三，教師資源配置效能評價指標體系結構模型。教師資源配置評價指標體系涵蓋三個主要因子，因子1、2、3分別為教師資源數量配置(F1)、教師資源結構配置(F2)、教師資源質量配置(F3)。各因子路徑系數及主要指標如下頁圖1所示。

圖1 教師資源配置評價指標體系結構模型

三、縣域內學前教育教師資源配置效能分析結果

(一)縣域學前教育教師資源配置的效能分析

表4為M縣幼兒園教師資源配置各維度效能得分與綜合效能得分排名表。從教師資源配置各維度效能來看，2021年村級園所教師數量配置效能得到大幅提升。將效能得分大于等于排名第十位得分(如村46幼，得分1.63)定義為“優秀”等級，得分小于零定義為“不合格”等級，位于兩者之間的定義為“合格”等級。2021年，有10所村級園所教師數量配置效能位列“優秀”等級，僅7所(3所鎮幼、2所鄉幼、2所村幼)園所處于“不合格”等級。而2019年，僅村53幼位于“合格”等級，其余70所(9所鎮幼、9所鄉幼、52所村幼)園所均處于“不合格”等級。由此可知，2021年各級園所教師資源數量配置效能均有較大提升，尤以村級園所最為突出。在教師資源結構配置效能上，鎮級園所結構配置效能表現最優，在優秀等級中占比達70%。2021年度較2019年度各級園所結構配置效能有所改善，但仍有25所(1所鄉幼、24所村幼)園所低于合格水平。這說明縣域內教師資源結構配置效能存在較大程度的不均衡。各級園所教師資源質量配置效能取得較大進步，村級園所在“優秀”等級中整體占比達80%。處于“合格”水平的園所從2019年的18所(1所鎮幼、2所鄉幼、15所村幼)上升至2021年的42所(7所鎮幼、7所鄉幼、28所村幼)，但仍有19所園所低于合格水平。這表明鎮、鄉、村園所的教師資源質量配置效能都需要提高。整體來看，2021年教師資源配置效能相較于2019年的取得較大進步，但總體表現為村級園所教師資源配置總體效能提升較為突出，鎮級園所需在教師資源數量配置效能與教師資源質量配置效能上得到突破，鄉級園所處于教師資源配置效能的灰色地帶，需要全面加強教師資源各維度配置效能，從而提升綜合配置效能。

表4 M縣71所幼兒園教師資源配置效能得分與排名表

(二)縣域學前教育教師資源配置總體效能的路徑分析

1.理論假設與模型建構

結合上述分析提出四個理論假設：假設1，教師資源數量配置效能對總體效能有顯著正向影響；假設2，教師資源結構配置效能在數量配置效能與總體效能中起到中介作用；假設3，教師資源質量配置效能在數量配置效能與總體效能中起到中介作用；假設4，教師資源結構配置效能和質量配置效能在數量配置效能和總體效能中起到鏈式中介作用?；谏鲜隼碚摷僭O，研究提出教師資源數量配置效能、結構配置效能和質量配置效能影響教師資源配置總體效能的關系路徑即理論模型(見圖2)。

圖2 教師資源配置總體效能影響路徑模型圖

2.結構配置效能和質量配置效能的簡單中介效應

運用SPSS25.0宏程序PROCESS插件的模型4分別檢驗了假設1、假設2、假設3。

由表5可知，教師資源數量配置效能能夠顯著預測教師資源配置總體效能(p<0.05)；同時，教師資源數量、結構和質量配置效能均能夠顯著預測總配置效能。在路徑2中，教師資源數量配置效能的直接效應值為0.53，t=12.21，p<0.001，直接效應占總效應(0.70)的75.71%。假設1得到驗證。Bootstrap 檢驗顯示，間接效應值為0.17，SE為0.05，95%置信區間為[0.10，0.28]，不包括0，表明教師資源結構配置效能在數量配置效能與總體效能之間的中介效應顯著，且間接效應占總效應的24.71%。假設2得到驗證。在路徑3中，教師資源數量配置效能的直接效應值為0.49，t=14.30，p<0.001，直接效應占總效應(0.70)的70%。Bootstrap檢驗顯示，間接效應值為0.21，SE為0.05，95%置信區間為[0.11，0.33]，不包括0，表明教師資源質量配置效能在數量配置效能與總體效能之間的中介效應顯著，且間接效應占總效應的30%。假設3得到驗證。

表5 結構配置和質量配置的簡單中介檢驗

3.結構配置效能和質量配置效能的鏈式中介效應

研究運用SPSS25.0宏程序PROCESS插件的模型6，采用Bootstrap方法重復抽樣5000次構建95%的偏差校正置信區間，檢驗教師資源結構配置效能和質量配置效能的鏈式中介效應。表6呈現的鏈式中介效應檢驗結果及表7呈現的鏈式中介效應值與效果量顯示：教師資源數量配置效能能夠顯著預測總體效能(β=0.40，t=868.88，p<0.001)；同時，教師資源數量、結構和質量配置效能能夠顯著預測總體效能。在路徑4中，教師資源數量配置效能的直接效應值為0.40，直接效應占總效應的57.14%。教師資源結構配置效能(β=0.42，t=906.18，p<0.001)和質量配置效能(β=0.53，t=1149.8，p<0.001)的中介作用顯著，95%的置信區間分別為[0.07，0.20]和[0.414，0.416]，均不包括0。其中，教師資源結構配置效能路徑的間接效應值為0.13，效應占比為43.33%；教師資源質量配置效能路徑的間接效應值為0.13，效應占比為43.33%。同時，教師資源結構配置效能和質量配置效能的鏈式中介作用也顯著，95%的置信區間分別為[0.01，0.09]，不包括0，表明教師資源結構配置效能和質量配置效能在數量配置效能與總體效能之間起到鏈式中介作用，且教師資源結構配置效能與質量配置效能的路徑間接效應值為0.04，間接效應占比為13.33%。假設4得到驗證。

表6 鏈式中介效應檢驗

表7 鏈式中介效應值與效果量

通過模型4簡單中介效應檢驗和模型6鏈式中介效應檢驗，可以看出教師資源結構配置效能和質量配置效能在數量配置效能與總體效能之間的獨立中介作用及鏈式中介作用均顯著。效應值與鏈式中介的檢驗一致，分別為0.13、0.13和0.04，占總效應(0.70)的19%、19%和6%，總中介效應占總效應的44%(見圖3)。

圖3 教師資源配置總體效能影響路徑圖

四、結論與建議

(一)研究結論

其一，M縣2021年學前教師資源配置綜合效能整體上優于2019年。與2019年相比，村級園所教師資源配置綜合效能提升最為突出；鎮級園所呈現結構性失衡；鄉級園所呈現“整體塌陷”現象。

其二，鎮、鄉、村各級園所教師資源配置效能在不同維度上呈現“短板效應”。其中，村級園所的教師資源數量配置效能與質量配置效能提升明顯，但結構配置效能明顯不足；鎮級園所的教師資源結構配置效能偏高，但仍需突破數量配置效能和質量配置效能的發展瓶頸；鄉級園所在教師資源數量、結構、質量配置效能上均不夠突出，需要全面加強教師資源各維度配置效能，從而提升其綜合配置效能。

其三，研究發現存在四條路徑影響教師資源配置總體效能。教師資源數量配置效能不僅可以直接影響總體效能，還可以通過結構配置效能與質量配置效能間接影響總體效能。

(二)相關建議

其一，擴容需提高質量門檻與升存要加強組織資本相融：凸顯鎮級園所教師隊伍建設的“核芯”效應。學前教育階段的高質量發展，是從當下惠及長遠，應樹立更加優質、更加公平、更為可持續的發展理念。[18]鎮級園所教師資源配置效能雖處于“領先”地位，但教師資源數量和質量配置已經成為資源配置整體效能持續提升的“攔路虎”。教師資源數量是教師資源質量的基礎，教師資源質量是附著于教師資源數量上的教師群體的能力體現，是教育質量提升的關鍵因素，具有稀缺性特征。為此，教師資源在數量引入上需要提升個人資本門檻，在質量提升上需要促成個人資本向組織資本轉化。一方面，通過外部人才引進擴大教師隊伍容量，需切實提高教師專業門檻?？h級政府部門應完善人才引進機制，提高人才準入門檻，從注重學歷達標轉向注重學歷與專業背景雙重門檻。切實發揮高質量教師資源對于提高教育質量的“核芯”效應。另一方面，通過內部教師流動提升教師存量的質量，需積極促成組織資本形成。組織資本是人力資本通過社會交往和認知互動等方式，將個體知識共享并凝結后形成的資本，是一種能夠持續為組織創造價值的決定性因素。[19]縣域學前教育在集團化辦學背景下，可建立橫縱交織的學習共同體，發揮縣級園所優質教師的榜樣引領作用，開展常態化的知識共享活動，實現優質師資的個人資本轉移和積累為集團組織資本，提升集團教師隊伍整體質量。

其二，外生發展動力和內生發展動力結合：助推鄉級園所教師資源配置效能整體“崛起”。面對“鄉園塌陷”困境，教育行政部門、幼兒教育集團及鄉級園所需通力合作，結合外生發展動力，激活內生發展動力；既要在教師資源配置上進行政策支持，又要充分發揮鄉級園所自身優勢，實現教師資源配置效能的“鄉園崛起”。首先，借助外生發展動力從教師資源配置政策上支持鄉級園所突破低迷態勢。一方面，充分發揮編制政策的彈性空間讓鄉級園所教師編制“動”起來，這里的“動”是靈活機動的“動”。參考多數省份的做法，按照教職工編制總量的一定比例核增附加編制，主要適用于農村地區、寄宿制以及有特殊需要的公辦幼兒園，[20]以滿足學前教育發展的多種需求。[21]另一方面，用好教師輪崗政策讓教師“動”起來，這里的“動”是積極流動的“動”。通過“動”更新園所教師隊伍新鮮血液、激活園所教師隊伍的活力，整體提升集團內各級園所整體教師隊伍專業水平。其次，激發內生發展動力充分挖掘鄉級園所自身優勢增強自我發展能力。內生發展是一個地區以當地人為發展主體，以本地資源、技術和文化為基礎，通過人文發展、技術進步、制度創新等舉措培育自我發展能力，探索一種適合區域發展的模式。[22]鄉級園所不僅具有較為適宜的人居環境，還擁有較為便利的交通條件，可將地域、人文、環境優勢轉化為吸引和留住優質教師資源的亮點。

其三，動態核編模式與職稱傾斜模式并舉：提升村級園所教師資源配置的結構效能。村級園所數量配置效能充分，但需探索小規模辦園背景下動態核編模式，避免由于低生育率和人口向城流動造成教師資源配置過剩問題。當前采用的基于班級人數在標準范圍前提下的生師比或班師比核編方式在鄉村小規模園所缺乏現實可行性?；忑g編班是國內外普遍采用的解決小規模園所運行的一種方式。該方式有助于提供均等的成長機會，還原真實的人群樣態教育，把“幼—師依戀關系”轉向“同輩依存關系”。[23]混齡編班的班級規?？刂圃?0人以內，按照3-6歲三個年齡段人數基本相同的比例進行編班，實施“一班三教”配備教師。[24]因此，村級小規模園所可嘗試基于在園幼兒數量變化采用混齡編班方式，按照1∶10師幼比進行年度動態核編和配備，確保資源配置供需均衡。另外，考慮到學前教育領域幼兒教師的編制身份是職稱評聘的前提，在動態核編基礎上需同時提升教師職稱評聘的機會與平臺，基于弱勢補償取向優先保障弱勢地區教育發展的實際需要。[25]為鼓勵鄉村教師安心從教，新疆在統籌推進縣域內城鄉義務教育一體化過程中提出職稱評聘向鄉村學校傾斜。[26]2018年，新疆全面修訂了教師系列任職資格評審條件，首次將幼兒園教師從中小學教師系列剝離，同時破除“五唯”評價標準。[27]一方面，構建縣域內縣、鄉、村園所間職稱評聘信息的交流機制，暢通信息流通渠道，增強縣級行政部門與村級園所間的信息對稱性。另一方面，建立基于職稱評聘指標的鄉村教師專業能力提升機制，如縣級高級職稱教師運用“互聯網+教育”的培訓方式對村級園所待評職稱教師展開線上專業指導，持續提高村級園所教師職稱評定過程中的核心競爭力。另外，增強鄉村教師職稱評聘指標的彈性空間，適當放寬高級別榮譽、獎項等條件，重點考察鄉村教師一線工作業績，以綜合判斷鄉村教師專業發展狀況。