通过对某部属师范大学的调查显示，免费师范生在教育信仰观念层面上的认识处于中等偏上水平，但对教育信仰的追求与教育行为的体悟存在矛盾和不统一的现象，具体表现在：对于教育理性的认识，存在世俗化和庸俗化倾向;对于教育情感的倾注，呈现淡漠和弱化趋势;对于教育意志的坚守，不够坚定甚至缺失。免费师范生主体、学校信仰教育和社会环境是影响免费师范生教育信仰水平的重要因素。为培育免费师范生教育信仰，必须回归师范生免费教育的本真、构建教育信仰的培育共同体、重视免费师范生的自我教育。
一、免费师范生教育信仰的研究设计
免费师范生教育信仰是免费师范生对教育的极度信服与尊崇，是其在对教育本真追求的过程中形成的一种心理状态和精神诉求。[1]从教育信仰的结构来看，免费师范生教育信仰包括教育理性、教育情感与教育意志，其形成是一个十分复杂的过程，是免费师范生在教育理性的基础上通过教育情感的感染和教育意志的努力外化为稳定的教育行为的过程。[2]
(一)研究假设
文献梳理与分析发现，关于教育信仰影响因素的研究，学者们分别从学校教育、个体意识、专业认同、就业意向、从教信念、职业信念、社会环境、学习动力等方面进行了讨论[3]，这些分析和讨论为本研究假设的提出奠定了坚实的基础。但是，这些研究仅从一个视角去探讨某种因素与教育信仰的关系，不能探讨各个影响因素对教育信仰的影响机制。通过对已有研究进行整合分析，可以看出，社会环境、学校信仰教育和个体意识对教育信仰的形成具有重要影响。因此，本研究假设：社会环境、学校信仰教育和个体意识对免费师范生教育信仰的水平具有预测作用。
(二)调查对象
本研究运用问卷调查法，对某部属师范大学大二和大三两个年级的免费师范生进行施测。共发放问卷350 份，回收345 份，回收率98.6%;有效问卷340份，有效率98.6%。样本的具体分布情况为：男生133人，占39.1%，女生207 人，占60.9%;大二学生149 人，占43.8%，大三学生191 人，占56.2%;汉族284 人，占83.5%，少数民族56 人，占16.5%;文科类173 人，占50.9% ，理科类135 人，占39.7% ，艺术类32 人，占9.4%;团员270 人，占79.4%，党员58 人，占17.1%，群众11 人，占3.2%，其他党派1 人，占0.3%;来自乡镇的176 人，占51.8%，来自县城的75 人，占22.1%，来
自地市的53 人，占15.6%，来自省会及直辖市的36 人，占10.6%。样本的各项指标比例分布均衡，符合实际情况。
(三)研究方法
本研究的调查工具采用自编的李克特5 点量表《免费师范生教育信仰现状调查量表》和《免费师范生教育信仰现状调查问卷》两部分构成。
《免费师范生教育信仰现状调查量表》包括免费师范生教育信仰现状量表(Cronbach´s α值为0.873)、免费师范生自身个体意识量表(Cronbach´s α值为0.892)、学校信仰教育量表(Cronbach´s α值为0.868)和社会环境影响因素量表(Cronbach´s α值为0.885)。量表信度检验结果显示，各变量Cronbach´s α都在0.81 以上，具有较好的内部一致性，设计较为合理。此外，通过计算各分量表间、分量表与总量表间的相关系数可以分析该量表的结构是否合理。表1 显示，各分量表与总量表之间的相关系数均在0.585 至0.796 之间，呈现中等偏高的相关;各分量表之间的相关系数在0.200 至0.486之间，呈现中等偏低的相关。说明各分量表既测得同一内容，彼此间又具有独立性，量表结构较为合理。
免费师范生教育信仰现状量表”基于免费师范生教育信仰的理论研究，在征询教育学与心理学专家意见的基础上，最终确立教育理性、教育情感和教育意志三个维度。通过计算各维度间、维度与量表间的相关系数讨论此量表的结构，数据显示：各分维度与总分之间的相关系数均在0.598 至0.876 之间，呈现中等偏高的相关;各维度之间的相关系数在0.208 至0.373 之间，呈现中等偏低的相关(见表2)。说明量表的结构较为合理。
量表的设计经历了实践观察、访谈调研、专家咨询等若干环节，形成问卷预调查。在完成200 份预调查后，采用SPSS22.0 对样本进行统计分析，进一步修正问卷题项和结构，最终确定正式问卷。问卷的收集采用现场发放、现场回收的方式，被调查的免费师范生根据自身的实际感知，以李克特5 点量表进行测评，1-5 分表示完全不同意、不太同意、不确定、比较同意、完全同意。正式施测后，采集的数据运用SPSS22.0 进行皮尔森积差相关分析和多元回归分析。
由于教育信仰的复杂性，又根据调查内容设计了《免费师范生教育信仰现状调查问卷》，对免费师范生对人生价值和教育价值的追求、对教师形象的认识和未来职业生涯的选择等问题进行了深入了解。采集的数据运用SPSS22.0 进行描述性统计分析。
二、免费师范生教育信仰的现状分析
对免费师范生教育信仰的现状分析，主要从教育理性、教育情感和教育意志三个维度去把握。调查显示，免费师范生教育信仰水平各维度均值均大于3.5，略高于平均水平，说明本样本中选取的免费师范生的教育信仰在中等偏上水平(见表3)。此外，在自身教育信仰的树立上，免费师范生的总体状况较好，60.6%的人认为自己有教育信仰，可以验证表3 的结果。
在对性别、年级、专业、民族、政治面貌、生源地六个人口统计学变量的差异性检验显示，只有政治面貌和免费师范生的教育信仰水平之间具有统计学意义(P=0.005<0.01，t 值为-17.479)，达到显著性水平，其中政治面貌为党员的免费师范生的教育信仰水平明显高于非党员的教育信仰水平;其余人口学变量均没有统计学意义，差异性检验结果不显著。
尽管如此，但调查中免费师范生对教育信仰的追求与教育行为的体悟还存在矛盾和不一致的现象。
(一)在教育理性认识上，存在世俗化和庸俗化倾向
在教育理性维度中，免费师范生对教育理想和教育价值的追求表现得比较积极向上。在对人生追求方面，50.9%的免费师范生选择了理想。在对“教育价值应该追求什么”的统计中，60%的免费师范生认为教育价值应该追求全面发展与个性适应。
但免费师范生对教师职业和教师形象的理解却与教育价值追求相矛盾，呈现出世俗化和庸俗化的倾向，说明部分免费师范生的教育信仰与现实追求是分离的。一方面，教师职业追求的世俗化。调查发现，在职业追求上，仅34.3%的免费师范生坚持教师职业的追求应该是“ 育人、育才”，而追求“ 平平淡淡”的占26.2%，追求“财富、利禄”的占25.8%。另一方面，教师形象理解的庸俗化。在对教师形象的认识方面，30%的免费师范生认为教师是“工薪”劳动者，认为教师是教学技能的熟练者与“公仆”的比例分别为23.2%、19.4%，可见，对教师形象表面层次的认识达到了70%以上。这说明，现实生活中的教师形象深刻影响到了免费师范生对于理想教师形象的认识。
此外，免费师范生在教育信仰对教育行为的影响方面的认知不够深入。在对教育信仰是否给职业生涯带来影响方面，免费师范生选择“会”和“不会”的比例各占了50%。选择“会有影响”的前三位原因是：教育信仰是行为的向导(34.7%)、核心的价值理念(33.3%)、精神的寄托(32%)。选择“不会有影响”的原因，主要是“教育信仰与教育现实状况相差甚远，无法实现”(42.4%)和“教育信仰是虚无缥缈的东西，无法判断”(40%)。这也部分说明免费师范生在教育信仰认知和教育行为方面存在巨大的偏差。
(二)在教育情感倾注上，呈现淡漠和弱化趋势
一是教师职业幸福感的淡漠和弱化。调查发现，免费师范生的个人成就感(平均分4.1699，标准差1.29520)最高，压力的适应力(平均分1.2365，标准差0.64522)最差，快乐感(平均分2.5215，标准差1.22408)一般。由此可知，免费师范生对教师职业的情感体验处于“不太快乐”与“不清楚”之间，呈现出弱化的倾向。
二是教育的责任感和使命感的淡漠和弱化。调查显示，在对优秀教师事例的感受上，能够体会到“身为教师的一种使命感和责任感”的仅占47.2%，其他则认为“非常敬佩，但自己肯定做不到”(36.6%)，“没什么感触，别人能做到的我不一定能做到”(13.3%)，甚至“心里觉得这样的人太傻了”(2.9%)。
(三)在教育意志的坚守上，不够坚定甚至缺失
在职业选择上，60.2%的免费师范生表示对未来的教师职业产生过动摇，39.8%表示坚持自己的职业选择，原因是“违约要承担高额的违约金”(55.7%)，仅20.4%的是因为“当一名教师一直是自己的梦想”。在假设政策允许的情况下重新选择职业时，仅26.0%的免费师范生依然坚持毕业后选择教师职业。
在教育理想的坚守方面，仅有30.4%的免费师范生表示坚持理想。当自己的教育理想不被人理解时，大部分免费师范生表现出教育意志的薄弱：要么“犹豫不决，徘徊在理想和现实之间无从选择”(40.2%)，要么“不知道自己会选择哪一种行为”(17.5%)，更有甚者“追随大流，放弃自己的教育理想”(2.9%)。
三、免费师范生教育信仰的影响因素分析
研究发现：免费师范生教育信仰的形成与免费师范生自身的个体意识、学校信仰教育和社会环境之间，均存在显著的正相关关系。具体而言，免费师范生教育信仰与个体意识之间存在较强相关关系，相关系数为0.686;免费师范生教育信仰和学校信仰教育之间呈现中等相关关系，相关系数为0.501;免费师范生教育信仰与社会环境之间呈现较强相关关系，相关系数为0.639。
在相关分析的基础上，将免费师范生教育信仰作为因变量，将免费师范生自身个体意识、学校信仰教育和社会环境作为自变量，采用多元回归分析考察免费师范生自身个体意识、学校信仰教育和社会环境对免费师范生教育信仰的预测作用以及预测比率的大小。
(R)为0.829，多元相关系数的平方(R2)为0.686，调整后的R2为0.684，表示三个自变量可以解释“免费师范生教育信仰水平”68.4%的变异量。在多元回归分析中，个体意识的β系数为0.433，其绝对值最大，表示个体意识对“免费师范生教育信仰水平”的解释力最高;次之是“学校信仰教育”，β的绝对值为0.350;解释力最低的是社会环境，β的绝对值为0.335。
经共线性诊断分析，容忍度(TOL)值均大于0.10，方差膨胀因素(VIF)值均小于10，条件指标(CI)值均小于30，特征值均大于0.01。由此可以判定，预测变量之间不存在多元共线性的关系。因此，回归方程成立。标准化回归模型可以写作：免费师范生教育信仰水平=0.433 × 个体意识+ 0.350 × 学校信仰教育+0.335×社会环境。
四、免费师范生教育信仰的培育对策
(一)回归师范生免费教育的本真
师范生免费教育的实施，旨在为我国基础教育培养具有教育信仰的优秀教师和教育家。因此，回归师范生免费教育本真是免费师范生教育信仰培育的应有之意。本真的教育，是“人对人的主体间灵肉交流活动”，是主体间的对话与敞亮，理应成为“负载人类终极关怀的有信仰的教育”[4]。
回归师范生免费教育本真，须要建立健全教育信仰培育的制度体系。具体而言，应该建立免费师范生教育信仰的诚信档案、健全教育信仰的评估制度、完善教育信仰的考核指标、强化教育信仰的监督和激励机制，将这些制度纳入免费师范生培养与成长的全程，对其教育信仰水平进行常态化监测与评估，并作为免费师范生培养和职业发展的重要参考依据。
(二)构建教育信仰的培育共同体
首先，开设专门针对免费师范生的职业生涯设计或规划课程。在免费师范生的人才培养方案中，将教育信仰纳入培养目标，开设教育信仰课程并作为必修课，邀请一线具有教育信仰的优秀教师或校长进行专题报告，引导免费师范生建立对教育信仰的理性认知。
其次，开展丰富多彩的活动。在课堂上，组织免费师范生围绕具有教育信仰的优秀教师或校长的典型案例展开讨论与分析，积极开展互动与分享活动，通过榜样示范，提高教育信仰培育的针对性和实效性。在实践中，利用新媒体、自媒体等信息技术平台传播教育信仰，聘请一线具有教育信仰的优秀教师或校长担任实践导师，引导免费师范生体验教师职业幸福感、使命感和责任感，建构基于自身身份认同的积极教育情感。
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