The Influence of Digital Continuous Professional Development on Rural Teachers' Digital Teaching Literacy——Examining the Mediating Roles of Sense of Organizational Support and Digital Teaching Self-Efficacy
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摘要:
提高乡村教师的数字化教学素养是数字化时代乡村教育振兴的关键路径，是缩小城乡教育差距的时代机遇。通过建构结构方程模型，探讨教育数字化转型背景下乡村教师的组织支持感与数字化教学自我效能感在数字化持续专业发展与数字化教学素养关系中的作用。在中国19个省85个市收集12 488名中小学教师的数据，分析发现：其一，乡村教师数字化持续专业发展积极显著影响数字化教学素养；其二，组织支持感在数字化持续专业发展与数字化教学素养关系中的中介效应显著；其三，数字化教学自我效能感在数字化持续专业发展与数字化教学素养中的中介效应显著；其四，乡村教师数字化持续专业发展通过组织支持感—数字化教学自我效能感这一中介链对数字化教学素养产生间接效应。
Abstract:The digital teaching literacy of rural teachers is a key path to the revitalisation of rural education in the digital era, and an opportunity of the times to narrow the gap between urban and rural education. This study explores the role of rural teachers' sense of organisational support and digital teaching self-efficacy in the relationship between digital continuous professional development and digital teaching literacy in the context of digital transformation of education by constructing a structural equation model. Data analysis of 12 488 primary and secondary school teachers collected in 85 cities of 19 provinces in China revealed that: first, rural teachers' digital continuing professional development positively and significantly affected their digital teaching literacy; second, the mediating effect of sense of organisational support in the relationship between digital continuing professional development and digital teaching literacy was significant; and third, the mediating effect of digital teaching self-efficacy in the relationship between digital continuing professional development and digital teaching literacy was significant; fourth, rural teachers' digital continuing professional development can have an indirect effect on digital teaching literacy through the mediating chain of sense of organisational support-digital teaching self-efficacy.
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乡村振兴，教育是关键。乡村教育的高质量发展离不开乡村教师素养的全面提升[1]。在数字化时代，信息技术赋能教育要求教师具备数字化教学素养[2]。提高乡村教师的数字化教学素养是数字化时代乡村教育振兴的重中之重，是减小数字鸿沟、缩小城乡教育差距的关键路径[3]。已有研究表明，当前中国教师的数字化素养明显不足[4]，乡村教师面临的数字化教学困境尤其突出[5]。因此，乡村教师的数字化教学素养亟待提升。由社会交换理论可知，教师核心素养发展受个体与组织等多方面因素的影响，其中，教师持续专业发展、自我效能感(个体因素)与组织支持感(学校组织因素)起到重要作用[6-7]。然而，已有研究较少探讨这些因素对乡村教师专业发展尤其是数字化教学素养的影响。因此，在教育数字化转型背景下，从乡村教师个体因素(如数字化持续专业发展、数字化教学自我效能感)与学校组织因素(如组织支持感)出发，探讨乡村教师数字化教学素养的影响机制尤其重要，这为利用数字化途径破解城乡二元教育问题、实现教育均衡发展提供了新的解决方案。
一. 概念界定与研究假设
一 概念界定
1 数字化教学素养
本文主要参考现有关于数字素养与教学素养的概念研究，对数字化教学素养的概念进行界定。教学素养由教学意识与教学行为共同组成，二者相互影响、相互支撑。教学意识主要指教师内在深层次的知识及思想意识的储备，教学行为主要指教师外显的教学技能与实践能力[8]。数字素养(Digital literacy) 这一概念最早在1994年由以色列学者约拉姆·埃谢特·阿尔卡莱(Yoram Eshet-Alkalai)提出[9]。联合国教科文组织(UNESCO)将数字素养描述为使用数字媒体、信息处理和检索所需的一套基本技能[10]。数字素养是指在工作、就业、学习、休闲以及社会参与中, 自信、批判和创新地使用信息技术的能力[9]。本研究认为，教师的数字化教学素养是教师在教学过程中利用数字技术践行自己的教学意识，并采用新兴数字知识、方法促进其教学的行为。
2 数字化持续专业发展
持续专业发展(Continuing professional development)最初由美国学者理查德·加德纳(Richard Gardner)提出[11]，随后通过英国专业协会的推广，这一概念得到广泛的传播[12]。已有文献对持续专业发展的理解通常包含多个方面：专业人士在各领域内的终身学习；在个人发展过程中所采取的手段；紧跟时代步伐维持个人的专业性；等等[12]。学者格特·凯尔克特曼(Geert Kelchtermans)将持续专业发展定义为：“与环境(在时间和空间上)进行有意义的互动，最终导致教师专业实践(行动)和对该实践的思考发生变化的学习过程。” [13]克里斯汀·弗雷泽(Christine Fraser)等人在教师持续专业发展的具体概念的研究中总结出持续专业发展应包括三个方面的内容：专业学习的影响是基于个人的；在个人和职业范围内学习；在哪里和如何进行专业学习[14]。
已有学者基于教师持续专业发展的研究提出，教师持续专业发展是指提升教师专业技能、知识、理解力等各方面的一系列活动[11, 15-16]。教师在参与一次或多次持续专业发展活动后所发生的变化，主要是指教师自身的变化，比如信念、专业知识、技能等[16]。本研究中数字化持续专业发展是指，教师在数字化环境中持续参与数字化专业发展后相关的变化与经验积累。
二 研究假设
1 乡村教师数字化持续专业发展与数字化教学素养
教师通过专业发展不断学习与成长[17]，在这个过程中，教师的知识、能力、情感持续提升。例如，教师的语言教学效能在专业发展过程中得到促进[18]；教师的学科教学知识在TPACK(学科教学知识)专业发展过程中持续增长[19]。同时，大部分的教师专业发展活动是以提高教师知识、情感、能力为目标进行组织的，例如，以提高教师数字化学习能力为目的来探究一种专业发展的虚拟模式[20]。教师专业发展与教师知识、情感、能力等各方面的提升是相辅相成的。教师可以在专业发展过程中促进知识与能力的发展，也可以以学习知识、提升能力为目标进行专业发展活动。
由此，教师的数字化教学素养中知识与技能等的提升离不开教师参与数字化专业发展活动。其中，持续专业发展是乡村教师专业发展的一种发展取向[21]。基于此，本研究以数字化教学环境中乡村教师群体为研究对象，提出研究假设H1:乡村教师参与数字化持续专业发展对数字化教学素养有显著的积极影响。
2 组织支持感的中介作用
社会心理学家艾森伯格(Eisenberger)认为，组织支持感即员工关于组织重视其贡献和关心其福祉的程度所形成的整体信念[22]。在中国，学校层面的教师持续专业发展在形式上通常表现为教师参与教研活动。教研组作为学校组织架构中重要的组成部分，扮演着指导和组织的角色，促进教师的专业发展[23-24]。因此，提出研究假设H2a: 教师参与数字化持续专业发展正向预测其组织支持感。基于社会交换理论的互惠原则[25]，感知到组织支持的员工会对组织投入更多努力[22]，进而从中发展自身的素养水平。因此，提出研究假设H2b：教师组织支持感正向预测其数字化教学素养。
综上可得本研究假设H2：组织支持感在数字化持续专业发展和数字化教学素养间起中介作用，即参与数字化持续专业发展有利于教师感知组织支持，从而有利于发展教师的数字化教学素养。
3 数字化教学自我效能感的中介作用
心理学家班杜拉(Bandura)认为，自我效能感是指个体相信自己有能力完成某种或某类任务的信心，是关于能力的自我感知，而非代表实际能力[26]。自我效能感与个体从事的具体实践活动相结合便产生了新的内涵，如职业自我效能感、教师自我效能感等[27-28]。为应对当今数字社会的挑战，教师需具备应用技术丰富教学的数字化教学素养[29]，进而丰富了自我效能感的内涵——数字化教学自我效能感。已有研究表明：参与持续专业发展的时间与教师自我效能感呈正相关关系[30]；参与持续专业发展对教师的自我效能感产生长期影响，教育技术专业发展项目有助于提高教师的自我效能感水平[31]；编程教师参与为期一年的持续专业发展后，编程教学的自我效能感有所提升[32]。因此，提出研究假设H3a: 持续数字化专业发展正向预测教师的数字化教学自我效能感。
教师数字化教学素养包含数字技能、数字技术知识和数字技术态度[33]。研究发现：教师的技术整合自我效能感与技术教育能力具有高度的正相关关系[34]；教师在线教学的自我效能感与其社会情感学习能力存在显著关联[35]；教师的自我效能感和数字信息技能呈正相关，自我效能感本身与数字信息技能及在职培训存在积极的关系[36]。由此，提出研究假设H3b：教师的数字化教学自我效能感正向预测教师的数字化教学素养。
综上可得本研究假设H3：数字化教学自我效能感在数字化持续专业发展和数字化教学素养间起中介作用，即教师参与持续专业发展有利于提高数字化教学自我效能感，从而有利于发展教师的数字化教学素养。
4 组织支持感与数字化教学自我效能感的链式中介作用
有关组织支持感的大量研究发现，组织支持感对员工的工作态度、工作行为和组织绩效等均会产生影响[37]。其中，在组织支持感和自我效能感的关系上，已有研究者发现：员工的组织支持感与自我效能感存在正向关系[38]；组织支持感与员工的情绪调节自我效能感存在显著的正相关关系[39]；组织支持感显著正向影响员工的创造力效能感[40]。教师的数字化教学自我效能感与情绪调节自我效能感、创造力效能感均是自我效能感在具体情境中的深化。据此，进一步提出本研究假设H4：教师的组织支持感与数字化教学自我效能感存在链式中介作用。
综上所述，本研究提出一个多重中介研究假设模型(如图 1所示)，即组织支持感与数字化教学自我效能感在乡村教师数字化持续专业发展与数字化教学自我效能感之间具有链式中介作用。对这一问题的探讨有助于深入理解乡村教师数字化持续专业发展与数字化教学素养之间的关系。
二. 研究方法
一 研究工具
1 数字化持续专业发展
参考德弗里斯(deVries)等开发的持续专业发展调查问卷[41]，根据乡村教师参与数字化培训的情况进行了改编。改编后的量表包含4个项目，例如“我参加专业培训，提升职业发展和晋升的条件”。所有项目均使用6等级李克特量表评分，分数范围在1—6，1代表“从未”，6代表“总是”。验证性因素分析结果表明，该问卷在本研究中表现良好(χ2=164.592，df=2，CFI=0.994，TLI=0.981，RMSEA=0.081，SRMR=0.022)[42]，因子载荷在0.678—0.894，内部一致性克隆巴赫alpha系数为0.846，该问卷具有较高的信效度。
2 组织支持感
参考艾森伯格(Eisenberger)等开发的组织支持感量表[22]，抽取原始量表36个项目中的4个项目，考查教师对学校关注和支持的感知，例如“我的领导经常为我提供专业学习与成长的机会”。所有项目均使用6等级李克特量表评分，分数范围在1—6，1代表“从未”，6代表“总是”。验证性因素分析结果表明，该问卷在本研究中表现良好(χ2=42.776，df=2，CFI=0.999，TLI=0.996，RMSEA=0.040，SRMR=0.006)，因子载荷在0.788—0.872，内部一致性克隆巴赫alpha系数为0.896，该问卷具有较高的信效度。
3 数字化教学自我效能感
参考孔波(Compeau)和希金斯(Higgins)的研究，开发数字化教学自我效能感问卷[43]。孔波和希金斯开发的量表包含10个项目，旨在评估个体在应用计算机技术方面的信心和能力感知。本研究对该量表进行了改编，邀请3位熟悉计算机领域的教育心理专家、教育测评专家、教育信息技术专家共同评审并修改原始项目，最终的量表仅包含4个项目，例如“我能制作各类教学音频或视频资源”。采用6等级李克特量表评分，要求受访者在1—6范围内评分，1代表“完全不自信”，6代表“完全自信”。所有项目都是措辞积极的陈述，分数越高则说明个体对使用数字化教学越有信心。验证性因素分析结果表明，该问卷在本研究中表现良好(χ2 =7.839，df=2，CFI=1.000，TLI=0.999，RMSEA=0.015，SRMR=0.004)，因子载荷在0.624—0.882, 内部一致性克隆巴赫alpha系数为0.766，该问卷具有较高的信效度。
4 数字化教学素养
自编问卷从数字化教学知识、数字化教学技能和数字化教学态度3方面测量参与数字化或信息技术教学培训后的乡村教师数字化教学素养状况，包含3个项目，例如“我具有数字化教学(或信息技术教学)的相关知识”。采用6等级李克特量表评分，评分范围在1—6，1代表“非常不符合”，6代表“非常符合”。验证性因子载荷在0.908—0.932，内部一致性克隆巴赫alpha系数为0.952，该问卷具有较高的信效度。
二 样本描述
收集中国19个省85个市14 752名乡村教师的数据，其中参加校级及以上数字化或信息技术培训的乡村教师有效问卷12 488份。男教师3 222(25.8%)名，女教师9 266(74.2%)名；大专及以下学历教师2 894(23.2%)名，本科学历教师9 455(75.7%)名，研究生及以上学历教师139(1.1%)名；教学点教师1 446(11.6%)名，完全小学教师5 160(41.3%)名，中心学校教师1 658(13.3%)名，初级中学教师3 194(25.6%)名，其他学校教师1 030(8.2%)名；未评职称教师1 599(12.8%)名，三级教师480(3.8%)名，二级教师4 413(35.3%)名，一级教师4 376(35.0%)名，副高级及以上教师1 620(13.0%)名。
三 数据分析
以乡村学校为调查单位，采用集体施测的方式对乡村教师进行调查。选择与编制好问卷后，通过问卷星平台发送给被试，要求被试独立认真地完成问卷。问卷填写结束后，对填写的问卷进行质量审查，剔除无效问卷，以保证研究数据的有效性。在数据预处理阶段，采用反向题重新赋值的策略，删除回答一致的个案，并使用EM算法插补所有可接受范围内(缺失率小于10%)的缺失值，最终将12 488名被试数据纳入SPSS28.0和Mplus8.3进行统计分析。首先，对变量进行验证性因素分析和共同方法偏差检测；其次，在对各变量进行描述性统计的基础上，对理论假设的链式中介模型进行检验，以探究变量之间的相互作用；最后，进一步分析研究模型的稳健性和交互效应。
三. 研究结果
一 验证性因素分析与模型选择
本研究采用验证性因素分析检验模型的拟合度，同时比较假设模型和竞争模型的拟合指标(见表 1)。结果表明，含有4个因子的基准模型数据的拟合度最好，结构较为清晰，即变量之间被区分为4个不同的构念。因此可以推断，这些变量彼此之间可以互相区分，并且4个因子的基准模型能更好地代表测量的因子结构。
表 1 验证性因素分析与模型比较模型 χ2 df χ2/df CFI TLI RMSEA SRMR Δχ2 Δdf 基准模型：CPD；POS；DTSE; DTC 3 382.063 84 40.263 0.973 0.966 0.056 0.051 — — 模型A：CPD+POS; DTSE; DTC 30 382.001 87 349.218 0.752 0.701 0.167 0.137 26 999.938 3 模型B：CPD; POS+DTSE; DTC 34 179.242 87 392.865 0.721 0.663 0.177 0.174 30 797.179 3 模型C：CPD+DTSE; POS; DTC 18 914.550 87 217.409 0.846 0.814 0.132 0.103 15 532.487 3 模型D：CPD+DTSE+POS; DTC 45 424.441 89 510.387 0.629 0.562 0.202 0.150 42 042.378 5 模型E：CPD+POS+DTSE+DTC 72 477.406 90 805.305 0.408 0.309 0.254 0.220 69 095.343 6 注：CPD=数字化持续专业发展；POS=组织支持感；DTSE=数字化教学自我效能感；DTC=数字化教学素养。 二 共同方法偏差检验
在问卷设计上，采用设置主客观题与反向计分题控制数据收集过程中出现严重的共同方法偏差。在统计上，首先，采用Harman单因素分析法，发现特征值大于1的因子有4个，第1个因子的解释率为26.17%，小于40%的临界标准。其次，由验证性因素分析结果(见表 1)可知，模型E拟合指标较差(χ2=72 477.406，df=90，CFI=0.408，TLI=0.309，RMSEA=0.254，SRMR=0.220)。因此，研究变量之间不存在严重的共同方法偏差。
三 描述性统计与相关分析
由表 2可知，变量之间的相关系数均符合预期且相关性显著。此外，4个变量的平均提取方差值(AVE)都大于该变量与其他变量的相关系数绝对值。这些变量之间的相互关系在统计上为本研究的假设验证提供了支持。
表 2 描述性统计与相关系数(N=12 488)变量 平均值 标准差 CPD POS DTSE DTC CPD 4.395 0.875 (0.618) POS 4.555 0.930 0.35** (0.691) DTSE 4.788 0.739 0.38** 0.17** (0.479) DTC 4.431 0.961 0.31** 0.30** 0.25** (0.870) 注: * *表示在0.01水平(双侧)上显著相关，对角线括号中的数字为AVE平方根值。 四 假设检验
为检验直接效应，本研究建构了以乡村教师数字化持续专业发展为外生潜变量、数字化教学素养为内生潜变量的结构方程模型，结果表明模型拟合良好(χ2=1 120.977，df=43, RMSEA=0.045, CFI=0.984, TLI=0.979, SRMR=0.035)。乡村教师数字化持续专业发展对数字化教学素养的直接效应为0.292，p < 0.001。
为检验间接效应，本研究建构了以乡村教师数字化持续专业发展为外生潜变量，组织支持感、数字化教学自我效能感、数字化教学素养为内生潜变量，乡村教师性别、学历、职称为控制变量的结构方程模型。结果表明模型拟合良好(χ2=4 627.215，df=154, RMSEA=0.048, CFI=0.964, TLI=0.958, SRMR=0.047)。间接效应结果表明(见图 2)，乡村教师数字化持续专业发展对数字化教学素养的直接效应显著(β=0.231，p < 0.001)，即数字化持续专业发展越好，乡村教师的数字化教学素养越好；数字化持续专业发展显著正向预测组织支持感(β =0.442，p < 0.001)，即数字化持续专业发展越好，乡村教师的组织支持感越高；数字化持续专业发展显著正向预测乡村教师的数字化教学自我效能感(β =0.296，p < 0.001)，即数字化持续专业发展越好，乡村教师的数字化教学自我效能感越高。此外，组织支持感显著正向预测数字化教学自我效能感(β=0.063，p < 0.001)与数字化教学素养(β=0.308，p < 0.001)，即组织支持感越高，乡村教师的数字化教学自我效能感与数字化教学素养越高。数字化教学自我效能感显著正向预测数字化教学素养(β =0.237，p < 0.001)，即数字化教学自我效能感越高，乡村教师的数字化教学素养越高。
本研究采用偏差校正非参数百分位Bootstrap重复取样2 000次进行中介效应检验，并计算95%的置信区间，检验结果如表 3所示。结果表明，组织支持感在数字化持续专业发展与数字化教学素养中的中介效应值为0.090，p < 0.001，置信区间为[0.081，0.101]；数字化教学自我效能感在数字化持续专业发展与数字化教学素养中的中介效应值为0.046，p < 0.001，置信区间为[0.039，0.055]；组织支持感、数字化教学自我效能感在数字化持续专业发展与数字化教学素养中的链式中介效应值为0.004，p < 0.001，置信区间为[0.003，0.006]。
表 3 Bootstap方法估计的中介效应及置信区间路径 标准化的间接效应估计 中介效应所占比例(%) 95%的置信区间 下限 上限 数字化持续专业发展—组织支持感—数字化教学素养 0.090 30.6 0.081 0.101 数字化持续专业发展—数字化教学自我效能感—数字化教学素养 0.046 15.6 0.039 0.055 数字化持续专业发展—组织支持感—数字化教学自我效能感—数字化教学素养 0.004 1.4 0.003 0.006 综上所述，本研究发现，组织支持感在数字化持续专业发展与数字化教学素养中的中介作用显著；数字化教学自我效能感在数字化持续专业发展与数字化教学素养中的中介作用显著；数字化持续专业发展通过组织支持感—数字化教学自我效能感这一中介路径发挥作用。
四. 结论与启示
一 主要结论和讨论
1 乡村教师数字化持续专业发展、组织支持感、数字化教学自我效能感均与数字化教学素养密切相关
研究发现，乡村教师数字化持续专业发展、组织支持感、数字化教学自我效能感与数字化教学素养之间呈显著正向相关。乡村教师数字化持续专业发展经验越丰富，组织支持感与数字化教学自我效能感越高，
数字化教学素养越好, 这与已有相关研究结论保持一致[44-46]。相比以往研究，本研究在数字化环境中验证了持续专业发展、组织支持感、教学自我效能感与教学素养之间存在密切相关。即在数字化环境下，影响教师专业发展的内外部因素与教师数字化教学素养之间同样存在显著关联，进一步拓展了社会交换理论在数字化环境下解释教师专业发展相关变量间关联的适用性。
2 乡村教师组织支持感、数字化教学自我效能感在数字化持续专业发展与数字化教学素养中发挥中介作用
组织支持感在乡村教师数字化持续专业发展对数字化教学自我效能感、数字化教学素养影响过程中发挥中介作用，这与已有相关研究的结论一致[7, 47]。从社会交换理论的视角出发，教师持续专业发展经验可能通过个体感知到的组织支持感对其情感、行为、素养产生积极影响[48]。换言之，乡村教师数字化持续专业发展经验越丰富，其组织支持感越高，进而提升乡村教师数字化教学自我效能感与数字化教学素养，这一中介效应占总效应的30.6%。
数字化教学自我效能感在乡村教师数字化持续专业发展对数字化教学素养影响过程中发挥了中介作用，这一结果与已有相关文献一致，进一步验证了自我效能理论在数字化环境中的适用性[49]。有研究者使用国际数据集TALIS 2013调查了美国教师的职业发展经历与自我效能感之间的关系，发现即使控制了重要的个人和学校层面的特征，更多的教师专业发展经验也与教师自我效能感的提高显著相关[50]。布里奇特·李(Bridget Lee)等人分析发现, 中小学教师的教学自我效能感在教师专业发展影响教师教学信念过程中起中介作用[51]。在本研究中，乡村教师数字化持续专业发展经验显著正向预测数字化教学自我效能感，数字化教学自我效能感显著正向预测数字化教学素养。即在数字化教学环境下，乡村教师数字化教学自我效能感中介了教师的数字化持续专业发展经验与数字化教学素养，这一中介效应占总效应的15.6%。
间接效应表明，组织支持感与数字化教学自我效能感是乡村教师持续专业发展经验对教师数字化素养影响的链式中介。参照自我决定理论的观点，数字化时代的数字化教学与人工智能赋能教学是教师的内在需求[52]。依此推论，教师的数字化持续专业发展经验越丰富，其组织支持感越高，数字化教学自我效能感也越高，进而影响教师的数字化教学素养。本研究中这一链式中介效应为1.4%，该效应相对较低的原因可能是数字化教学是一种新型教学形式，组织支持感与数字化教学自我效能感的直接关联较低，进而导致这一链式中介效应并不高。
二 教育启示与建议
在教育数字化转型背景下，关注乡村教师的数字化教学素养提升有助于推动中国教育公平与城乡教育均衡发展。本研究发现，组织支持感和乡村教师数字化教学自我效能感在数字化持续专业发展积极影响数字化教学素养过程中发挥了重要作用，这对数字化时代缩小城乡差距和促进乡村教师数字化教学素养具有重要意义。乡村教师持续专业发展对数字化教学素养的提升作用不可忽视，组织支持为乡村教师数字化教学素养发展提供了外部条件，而乡村教师数字化教学自我效能感是影响乡村教师数字化教学素养发展的内部条件。因此，对于乡村教师个体而言，坚持终身学习、持续参与数字化专业发展、积累数字化专业发展经验十分重要；即使没有良好的外部环境，不能得到组织上的专业发展支持，也能在专业发展过程中提升数字化教学素养，适应教育数字化转型。
对于教育工作者和教育研究者而言，应该认识教育数字化是缩小城乡教师教育差距的时代机遇，关注乡村教师数字化学习，激发乡村教师专业学习的内在动机，提升乡村教师数字化教学自我效能感，进而提升乡村教师数字化教学素养，从而破解城乡教师专业发展机会不均等引起的教育发展不均衡现象。
对于学校管理者而言，应在教师专业发展过程中给予乡村教师更多的支持，在校本教研与校际教研中通过组织数字化教学改进教育活动，使乡村教师切实感受到数字化教学对于教学改进的效果，提高乡村教师主动参与的积极性，提升乡村教师的数字化教学自我效能感。
对于教育政策制定者而言，应该认识数字化时代乡村教师数字化持续专业发展对数字化教学素养影响的内在机制，考虑乡村教师的数字化专业发展处境，建立完善的针对乡村教师数字化专业发展的政策。注重发挥地方教育主管部门的统筹协调作用，提供优质数字化教育资源，促进乡村教师的数字化教学手段与资源获得，从而破解城乡教育二元对立局面，促进城乡教育均衡发展。
本研究的局限是所使用的数据为横断数据。在未来的研究中，考虑纵向追踪乡村教师的发展情况，对乡村教师已有的数字化专业发展经验进行控制。同时，学校与地方教育主管部门的相关因素可能对乡村教师数字化教学素养的影响存在某种调节作用。未来可以进一步探究教育行政部门层面的因素与学校因素对乡村教师数字化教学素养的独立作用和交互作用，从更广阔的视角探究教育数字化转型背景下乡村教师持续专业发展经验与数字化教学素养关系的内在机制。
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表 1 验证性因素分析与模型比较
模型 χ2 df χ2/df CFI TLI RMSEA SRMR Δχ2 Δdf 基准模型：CPD；POS；DTSE; DTC 3 382.063 84 40.263 0.973 0.966 0.056 0.051 — — 模型A：CPD+POS; DTSE; DTC 30 382.001 87 349.218 0.752 0.701 0.167 0.137 26 999.938 3 模型B：CPD; POS+DTSE; DTC 34 179.242 87 392.865 0.721 0.663 0.177 0.174 30 797.179 3 模型C：CPD+DTSE; POS; DTC 18 914.550 87 217.409 0.846 0.814 0.132 0.103 15 532.487 3 模型D：CPD+DTSE+POS; DTC 45 424.441 89 510.387 0.629 0.562 0.202 0.150 42 042.378 5 模型E：CPD+POS+DTSE+DTC 72 477.406 90 805.305 0.408 0.309 0.254 0.220 69 095.343 6 注：CPD=数字化持续专业发展；POS=组织支持感；DTSE=数字化教学自我效能感；DTC=数字化教学素养。 
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表 2 描述性统计与相关系数(N=12 488)
变量 平均值 标准差 CPD POS DTSE DTC CPD 4.395 0.875 (0.618) POS 4.555 0.930 0.35** (0.691) DTSE 4.788 0.739 0.38** 0.17** (0.479) DTC 4.431 0.961 0.31** 0.30** 0.25** (0.870) 注: * *表示在0.01水平(双侧)上显著相关，对角线括号中的数字为AVE平方根值。
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表 3 Bootstap方法估计的中介效应及置信区间
路径 标准化的间接效应估计 中介效应所占比例(%) 95%的置信区间 下限 上限 数字化持续专业发展—组织支持感—数字化教学素养 0.090 30.6 0.081 0.101 数字化持续专业发展—数字化教学自我效能感—数字化教学素养 0.046 15.6 0.039 0.055 数字化持续专业发展—组织支持感—数字化教学自我效能感—数字化教学素养 0.004 1.4 0.003 0.006
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