張麗娜 路海東

(1 東北師范大學心理學院，長春 130024) (2 北京語言大學附屬大連高級中學，大連 116039)

1 引言

教學方式（teaching approaches）是指教學所要達到的目的以及教師為了實現(xiàn)某種教學目的所采用的教學策略。其中，教學目的包括教師向學生傳遞學科知識以及幫助學生轉變觀念等各種不同的目標及其變化；教學策略包括教師所采取的以學生為中心的活動和以教師為中心的活動的各種變化（Trigwell & Prosser, 1996, 2004; Trigwell,Prosser, & Taylor, 1994）。

縱觀國外學者對教學方式測量的實證研究（Prosser & Trigwell, 2006, 2014; Reddy, Dudek,Fabiano, & Peters, 2015; Reddy, Fabiano, Dudek, &Hsu, 2013a; Rosário et al., 2013;Trigwell et al., 1994;Trigwell & Prosser, 1996; Trigwell, Prosser, &Waterhouse, 1999）可以發(fā)現(xiàn)，教學方式經常被區(qū)分為以教師為中心的和以學生為中心的兩大類別。Trigwell 等（1994）, Trigwell 和Prosser（1996，2004，2006）在對大學物理教師質性訪談的基礎上，采用心理測量學的方法編制了由16 個題目組成的教師教學方式調查量表，包括教師中心的信息傳遞教學方式和學生中心的概念轉變教學方式兩個維度。Zhang，Evans 和Postiglione（2017）以北京市三所985 高校和三所211 高校的268 名教師為被試，采用由Trigwell 和Prosser（1996）編制的教 師教學方式調查表中文版對其教學方式進行了測量，經探索性因素分析得到了兩個因素的四個子量表，分別是教師中心的信息傳遞目的、教師中心的信息傳遞策略、學生中心的概念轉變目的和學生中心的概念轉變策略。教師教學方式調查表最初是針對大學教師而編制的，后來的研究者針對中學教師做了修訂。Rosário 等人（2013）以611 名葡萄牙高中生物學教師為被試，基于Trigwell和Prosser（1996）的教師教學方式調查表編制了葡萄牙高中教師教學方式調查表，包括以教師為中心的教學方式和以學生為中心的教學方式兩個分量表，以教師中心的教學方式包括信息傳遞目的和信息傳遞策略兩個維度；以學生為中心的教學方式包括概念轉變目的和概念轉變策略兩個維度。

Reddy 等人（2013a, 2013b）以教學有效性的研究文獻為基礎，編制了課堂策略量表?觀察者版。該量表的編制以美國新澤西州和紐約州的73 所小學的317 名普通教育教師為被試，這些教師的課堂策略分別由67 名校長和23 名研究人員作為觀察者進行評定。課堂策略量表?觀察者版包括教學策略和行為管理策略兩個分量表，其中，教學策略分量表測量教師的教學是怎樣進行的，包括教師所采用的教師中心的教學信息傳遞維度，與學生中心的學習和參與維度。教學信息傳遞維度測量教師在教授課程內容時所采用的信息傳遞的具體方法，包括示范、提供先行組織者、提供總結等。學習和參與維度測量教師在授課過程中采用的引導和鼓勵學生對課程的積極參與的策略，包括直接經驗，讓學生動手操作，將課程內容與個人經驗聯(lián)系起來，以及合作學習等。在已有的課堂策略量表?觀察者版的基礎上，Reddy 等人（2015）又編制了課堂策略量表?教師版，兩種量表的結構、各分量表及維度的含義完全相同。在使用觀察者版量表時，可以計算觀察者建議使用教學策略的頻率與所觀察到的教師實際使用教學策略頻率的差異分數(shù)，以此作為教師在教學實踐中所采用的教學策略的衡量指標。同理，在使用教師版量表時，教師首先評定自己在教學過程中實際使用的教學策略的頻率，然后評定自己應該采用的教學策略的頻率，最后計算出這兩個頻率之間的差異。無論是通過觀察者版計算出的差異分數(shù)，還是通過教師版計算出的差異分數(shù)，差異分數(shù)的絕對值越大代表教師在教學策略上需要做出的改進越大。

國內學者對教學方式的研究大多屬于理論層面的分析，采用實證研究的手段對教學方式進行的研究非常少見。范春林（2013）在有關課堂環(huán)境與自主學習的關系的研究中，編制的“中小學課堂環(huán)境問卷”中包含“教學行為分量表”，涉及學習支持、促進合作、支持探究、支持自主四個維度，這是一項與教學方式相關的實證研究。在一些關于師生互動（潘亦寧, 王珊, 劉喻, 唐洪秀,2015）和教師支持（柴曉運, 龔少英, 2013）的研究中也間接涉及到提問、講授、自主支持等教學方式的具體維度及其測評，但直接針對我國大中小學的課堂教學方式所編制的測評工具還難得一見。

我國素質教育、基礎教育新課程改革大力倡導課程教學方式的變革。盡管傳統(tǒng)的以教師為中心的課堂教學方式依然盛行，但各級各類學校的課堂教學方式也在發(fā)生不同程度的變化，以學生為中心的自主學習、合作學習、探究學習的教學方式已經越來越多地進入課堂。由于缺乏適合中國國情的，特別是適合測量我國高中課堂教學方式的測評工具，國內學者采用量化測量手段所開展的教學方式的實證研究還十分罕見。開發(fā)和編制適合測評我國高中課堂教學方式的有效工具，不僅可以促進我國高中課堂教學方式的實證研究在數(shù)量上的增長，而且可以利用有效的測評工具開展我國高中課堂教學方式的現(xiàn)狀調查、教學方式的影響因素、教學方式對學生學習的影響、教學方式的干預訓練等方面的具體研究，為教學方式的相關理論提供證據(jù)支持；另一方面，研究的結果也有助于教師發(fā)現(xiàn)自身在教學方式方面存在的問題與不足，進而在教學實踐中加以改進。因此，本研究的主要目的是在前人有關教學方式的理論與實證研究基礎上，編制具有良好的心理測量學指標的、適合測量我國高中課堂教學方式的有效工具。

2 研究方法

2.1 被試

樣本1：選取長春市兩所高中876 名學生作為被試，有效問卷743 份，有效回收率為84.82%。其中，高一學生483 人（65%），高二學生260 人（35%）；男生337 人（45.4%），女生406 人（54.6%）。樣本1 作為項目分析和探索性因素分析的被試。

樣本2：選取長春市兩所高中的839 名學生作為被試，有效問卷681 份，有效回收率為81.17%。其中，高一學生404 人（59.3%），高二學生277 人（40.7%）；男生289 人（42.4%），女生392 人（57.6%）。樣本2 作為驗證性因素分析、結構效度分析、內部一致性信度分析的被試。

樣本3：選取長春市一所高中167 名學生作為被試，有效問卷166 份，有效回收率99.4%。其中，高一學生85 人（51.2%），高二學生81 人（48.8%）；男生105 人（63.3%），女生61 人（36.7%）。樣本3 作為效標關聯(lián)效度分析的被試。

樣本4：選取大連市一所高中的168 名學生作為被試，有效問卷162 份，有效回收率為96.43%。其中，高一學生83 人（51.2%），高二學生79 人（48.5%）；男生70 人（43.2%），女生98 人（60.5%）。樣本4 作為重測信度分析的被試。

2.2 量表編制過程

2.2.1 初始量表的編制

首先，收集國內外有關課堂教學方式方面的研究文獻。通過對已有研究文獻的分析初步梳理出課堂教學方式的兩個大的類別，即以教師為中心的課堂教學方式與以學生為中心的課堂教學方式。其次，深入高中課堂聽課和訪談。在長春市和大連市的多所高中觀摩了近百節(jié)各個年級和各個不同學科的課堂教學，在聽課后對授課教師及部分學生進行訪談，進一步歸納總結出我國高中課堂教學方式的具體維度。最后，初步確定我國高中課堂教學方式的結構特點，嘗試從高中生對教師的課堂教學方式的感知角度編制量表的題目，形成了包括直接教學15 個題目、提問6 個題目、布置練習與作業(yè)3 個題目、自主學習8 個題目、合作學習9 個題目、探究學習8 個題目，總計49 個題目的高中生感知到的課堂教學方式的初始問卷。

2.2.2 量表的修訂

運用高中生感知到的課堂教學方式初始問卷，首先對樣本1 的被試進行測量，并對測量結果進行項目分析。在項目分析中，根據(jù)題總相關系數(shù)小于0.3 和大于0.8 的項目剔除的原則，剔除9 個項目區(qū)分度不佳的題目。對剩余40 個題目的測量結果進行探索性因素分析。在探索性因素分析的過程中，將題目的因子載荷小于0.4 以及在兩個因子上的載荷均大于0.4 的題目剔除，同時將某因子的項目數(shù)量小于3 個的題目剔除，最終形成了包括四維度20 個題目的修訂后的量表。運用該量表，采用樣本2 的被試進行測量，進行驗證性因素分析、結構效度分析和內部一致性信度分析；采用樣本3 的被試測量后進行校標關聯(lián)效度的分析；采用樣本4 的被試測量后進行重測信度的分析。

2.2.3 形成最終量表

最終形成的高中生感知到的課堂教學方式量表包括以教師為中心的教學方式和以學生為中心的教學方式兩個分量表。

2.3 研究工具

2.3.1 高中生感知到的課堂教學方式初始問卷

自編的高中生感知到的課堂教學方式初始問卷包含以教師為中心的課堂教學方式與以學生為中心的課堂教學方式兩個分量表。以教師為中心的課堂教學方式分量表包括直接教學、提問、布置練習與作業(yè)三個維度。以學生為中心的課堂教學方式分量表包括自主學習、合作學習、探究學習三個維度。問卷由50 個題目組成，其中包括1 個重復呈現(xiàn)的題目，作為篩查無效問卷的參考。每個題目均采用5 點等級評定，5 個選項分別是“非常不符合”、“比較不符合”、“一般”、“比較符合”、“非常符合”，依次記為1～5 分。

2.3.2 高中生感知到的課堂教學方式量表

自編的高中生感知到的課堂教學方式量表包括以教師為中心的課堂教學方式與以學生為中心的課堂教學方式兩個分量表。其中，以教師為中心的教學方式分量表包括直接教學和提問兩個維度；以學生為中心的教學方式分量表包括自主探究學習和合作學習兩個維度。直接教學維度由4 個題目組成，測量學生所感知到的教師在課堂教學中是否采用講授的課堂教學方式。提問維度由4 個題目組成，測量學生所感知到的教師在課堂教學中是否采用提問的教學方式。自主探究學習維度由8 個題目組成，測量學生所感知到的教師在課堂教學中是否引導學生自主學習和探究學習。合作學習維度由4 個題目組成，測量學生所感知到的教師在課堂教學中是否采用引導學生合作學習的教學方式。整個量表包括29 個題目，每個題目的計分方式與初始問卷相同。

2.3.3 校標問卷

采用范春林（2013）編制的“中小學課堂環(huán)境問卷”中的“教學行為分量表”作為校標問卷，以檢驗自編“高中生感知到的課堂教學方式量表”的校標效度?！敖虒W行為分量表”包含學習支持、促進合作、支持探究、支持自主四個維度。問卷采用5 點記分，5 個選項分別是“從不這樣”、“偶爾這樣”、“有時這樣”、“經常這樣”、“總是這樣”，依次記為1～5 分。該量表具有良好的信效度指標。

2.4 過程與數(shù)據(jù)處理

研究采取團體抽樣的方式選取長春市兩所高中和大連市的一所高中的高一和高二學生為被試，主試均由具有心理學相關專業(yè)背景的碩士研究生和博士研究生擔任，統(tǒng)一對主試進行培訓，按班級進行團體問卷調查。問卷統(tǒng)一回收后，數(shù)據(jù)錄入SPSS 軟件，采用SPSS17.0 和AMOS21.0 進行數(shù)據(jù)處理。

3 結果與分析

3.1 高中生感知到的課堂教學方式初始問卷的項目分析

計算高中生感知到的課堂教學方式初始問卷的總分，將問卷總分前27%定為高分組，問卷總分后27%的被試定為低分組，高分組與低分組各200 人。運用獨立樣本t 檢驗，比較高分組和低分組學生在課堂教學方式初始問卷各個題目上的得分差異，結果顯示，高分組學生和低分組學生在49 個項目上的得分差異均顯著。高分組和低分組在所有題目上的均值差均大于0.2，因此保留所有項目。對高中生感知到的課堂教學方式量表各題目得分與量表總分進行皮爾遜相關分析，結果顯示：高中生感知到的課堂教學方式初始問卷的49 個題目中的每一個題目的得分與總分均呈顯著正相關，均達到p＜0.001 的顯著水平。各題目得分與總分的相關系數(shù)在0.14～0.56 之間，將相關系數(shù)小于0.3 的項目剔除，剔除的項目分別為13、15、19、22、25、27、33、39、40 共9 個項目。剩余的40 個項目均具有良好的項目區(qū)分度。

3.2 高中生感知到的課堂教學方式初始問卷的探索性因素分析

對高中生感知到的課堂教學方式初始問卷的40 個項目進行探索性因素分析，Bartlett 球形檢驗結果顯示：KOM=0.948，χ2=12748.471，df=780，p＜0.001，表明數(shù)據(jù)適合進行探索性因素分析。采用主成分分析方差極大旋轉法抽取公因子，根據(jù)特征根大于1 確定因子數(shù)量。根據(jù)以下四個標準進行項目剔除：（1）因子載荷小于0.40；（2）在兩個因子上的載荷均大于0.40；（3）某因子的項目數(shù)量小于3 個；（4）項目不符合最初編制問卷時的因子內涵。

共進行了6 次探索性因素分析，第一次剔除9 個項目，第二次剔除1 個項目，第三次剔除7 個項目，第四次剔除2 個項目，第五次剔除1 個項目。第六次探索性因素分析后形成包含4 個因子20 個題目的高中課堂教學方式量表。因子載荷詳見表1。

表 1 高中生感知到的課堂教學方式量表各項目的因子載荷表

根據(jù)問卷編制的理論構想和因子包含題目的含義，分別將第一個因子命名為自主探究學習，包括8 個題目；第二個因子命名為直接教學，包括4 個題目；第三個因子命名為合作學習，包括4 個題目；第四個因子命名為提問，包括4 個題目。

3.3 高中生感知到的課堂教學方式量表的驗證性因素分析

探索性因素分析結果表明高中生感知到的教學方式量表由自主探究學習、合作學習、直接教學、提問4 個因子20 個題目構成。按照最初的理論建構，這4 個因子也可能是由學生中心的教學方式與教師中心的教學方式2 個二階因子所組成，即自主探究學習和合作學習2 個因子組成以學生為中心的教學方式，直接教學和提問組成以教師為中心的教學方式。采用該量表對樣本2 的681 名被試進行測量，用所得數(shù)據(jù)對探索性因素分析的結果進行驗證性因素分析。首先，對一階4 因子模型的結構進行驗證，結果顯示（見表2）：χ2/df 為2.758，GFI、AGFI、NFI、IFI、CFI、TLI、RFI 等值都在0.9 以上，RMSEA 為0.051；對一階4 因子二階2 因子的二階模型（將自主探究學習和合作學習2 個一階因子歸為以學生為中心教學方式1 個二階因子，將直接教學和提問2 個一階因子歸為以教師為中心的教學方式1 個二階因子）進行驗證，結果顯示（見表2），χ2/df 為2.745，GFI、AGFI、NFI、IFI、CFI、TLI、RFI 等值都在0.9 以上，RMSEA 為0.051。兩個模型的擬合指數(shù)均較好，經卡方檢驗兩個模型的差異不顯著，根據(jù)量表編制的理論建構，選擇二階模型，即高中生感知到的課堂教學方式量表是由學生中心的教學方式和教師中心的教學方式兩個分量表組成，其中，學生中心的教學方式包括自主探究學習和合作學習兩個維度，教師中心的教學方式包括直接教學和提問兩個維度。

表 2 高中生感知到的課堂教學方式量表驗證性因素分析擬合指標

3.4 高中生感知到的課堂教學方式量表各維度得分之間的相關分析

采用樣本2 的測量數(shù)據(jù)對高中生感知到的課堂教學方式量表的四個維度進行相關分析，結果顯示（見表3）：自主探究學習維度的得分與直接教學維度的得分呈顯著負相關，與提問維度得分呈負相關（邊緣顯著，p=0.091），與合作學習維度得分呈顯著正相關；直接教學維度得分與合作學習維度得分呈顯著負相關，與提問維度得分呈顯著正相關；合作學習維度得分與提問維度得分呈顯著負相關。以學生為中心的教學方式與以教師為中心的教學方式兩個分量表得分呈顯著負相關（r=-0.104, p＜0.001）。結果表明，高中生感知到的課堂教學方式量表具有較好的結構效度。

表 3 高中生感知到的課堂教學方式量表各維度得分之間的相關分析（r）

3.5 高中生感知到的課堂教學方式量表的效標關聯(lián)效度

采用高中生感知到的課堂教學方式量表及校標問卷對樣本3 的被試進行測量，用所得數(shù)據(jù)對高中生感知到的課堂教學方式量表的效標關聯(lián)效度進行檢驗，結果顯示（見表4）：高中生感知到的課堂教學方式量表的各維度分、總分和效標問卷的總分之間的相關系數(shù)均達到顯著性水平。結果表明，此問卷的效標關聯(lián)效度較好。

表 4 高中課堂教學方式量表與效標問卷總分的相關分析（r）

3.6 高中生感知到的課堂教學方式量表的信度分析

3.6.1 高中生感知到的課堂教學方式量表的內部一致性信度分析

采用高中生感知到的課堂教學方式量表對樣本2 的被試進行測量，用所得數(shù)據(jù)檢驗高中生感知到的課堂教學方式量表的內部一致性信度。結果顯示（見表5），總量表的Cronbach α 為0.81；兩個分量表的Cronbach α 分別為0.90 和0.80；四個維度的Cronbach α 為0.67～0.88。結果表明，此量表具有較好的內部一致性信度。

3.6.2 高中生感知到的課堂教學方式量表的重測信度

采用高中生感知到的課堂教學方式量表對樣本4 的162 名被試間隔兩周后進行重測。通過計算兩次測量量表總分及各維度分數(shù)的相關系數(shù)，結果顯示（見表5）：總量表的重測信度為0.78；兩個分量表的重測信度分別為0.81 和0.71；四個維度的重測信度為0.68～0.79。結果表明，高中生感知到的課堂教學方式量表具有較好的重測信度。

表 5 高中生感知到的課堂教學方式量表的信度系數(shù)

4 討論

本研究的結果表明，高中生感知到的課堂教學方式量表包括以教師為中心的教學方式和以學生為中心的教學方式兩個分量表。在初始問卷的編制中，以教師為中心的教學方式包括直接教學、提問、布置練習與作業(yè)三個維度，以學生為中心的教學方式包括自主學習、合作學習、探究學習三個維度。經項目分析和探索性因素分析后，得到了自主探究學習、直接教學、合作學習、提問4 因子結構。針對4 因子結構，在驗證性因素分析中，我們構建了一階4 因子模型和一階4 因子二階2 因子模型分別進行驗證，結果兩個模型的各項擬合指數(shù)均良好且沒有顯著差異，兩個模型均可接受。教學方式的4 個因子之間的相關分析的結果表明，教師中心的2 個因子相關較高（r=0.51），學生中心的2 個因子相關也較高（r=0.7），但教師中心的因子與學生中心的因子之間相關均較低（r 值小于或等于0.11）。顯然，上述相關分析的結果是對接受教師中心和學生中心兩個二階因子模型的支持性證據(jù)。另外，在最初的理論建構中也假定存在教師中心和學生中心兩個教學方式類型。因此，我們最終接受了一階4 因子二階2 因子模型，即高中生感知到的課堂教學方式量表是由以學生為中心的教學方式和以教師為中心的教學方式2 個二階因子所組成。以學生為中心的教學方式又由自主探究學習和合作學習2 個一階因子組成，以教師為中心的教學方式又由直接教學和提問2 個一階因子組成。本研究的結果與Rosário 等人（2013）以611 名葡萄牙高中生物學教師為被試，采用結構方程模型對高中教師的教學方式的結構效度的研究結果相一致。在Rosário 等人的研究中，經驗證性因素分析表明一階因子結構與二階因子結構均具有良好的擬合指數(shù)，且經卡方檢驗二者差異不顯著。Rosário 等人基于教學方式的理論建構最終接受了二階因子結構，即教學方式量表是由以教師為中心的教學方式和以學生為中心的教學方式2 個二階因子，以及教師中心的信息傳遞目的、教師中心的信息傳遞策略、學生中心的概念轉變目的與學生中心的概念轉變策略4 個一階因子組成的結構。Rosário 等人（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，以教師為中心的教學方式與以學生為中心的教學方式之間呈顯著的負相關關系，與此相似，本研究的結果也表明以教師為中心的教學方式與以學生為中心的教學方式之間呈顯著的負相關關系。上述分析表明本研究所編制的高中生感知到的教學方式量表具有良好的結構效度。

Trigwell 等人（1994）, Trigwell 和Prosser（1996, 2004）針對大學科學教師和Rosário 等人針對高中生物學教師所編制的教學方式問卷是具有領域特殊性的，適用于特定的學科或課程，而且是由教師自我評定的。在測量的維度上，國外的量表包括信息傳遞或知識轉變的教學目的維度，以及教師中心或學生中心的教學策略維度。與國外的研究不同的是，本研究編制的高中課堂教學方式量表是適合測量我國高中各學科課堂教學的，是由作為教學活動的對象的學生以觀察者或體驗者的身份加以評定的，在測量維度上突出了教學策略的維度。在教學方式的測評中突出了對教學方法或教學策略的測量，這與我國學者（顧明遠, 1998; 李森, 趙鑫, 2011）在教學方式的概念界定中強調具體的教學方法或教學策略是相呼應的。

在以學生為中心的教學方式分量表中，包括自主探究學習和合作學習兩個維度，這與我國的基礎教育課程改革所倡導的自主學習、合作學習、探究學習的教學方式是高度一致的，也是這種新課程改革的理念在我國高中課堂教學實踐中具體落實的結果。

高中生感知到的課堂教學方式量表在評定方式上，是由學生作為觀察者和體驗者對教師的課堂教學方式進行評定，評定的結果具有一定的客觀性，也適合對我國高中各學科的課堂教學方式的現(xiàn)狀進行測評研究。Reddy 等人（2013a, 2013b,2015）編制的課堂策略量表既包括觀察者版，也包括教師自評版，并且將教師自評的結果與校長和專家觀察評定結果之間的差距作為改進教師教學方法的依據(jù)。受到該做法的啟發(fā)，未來我們也可以進一步編制高中課堂教學方式量表的教師自評版，通過與學生評定結果的比較，為我國高中課堂教學方式的評定提供更多的視角。

5 結論

高中生感知到的課堂教學方式量表包括以教師為中心的教學方式和以學生為中心的教學方式兩個分量表，其中，以教師為中心的教學方式分量表包括直接教學和提問兩個維度；以學生為中心的教學方式分量表包括自主探究學習和合作學習兩個維度。該量表具有良好的信效度。

參 考 文 獻

柴曉運, 龔少英. (2013). 中學生感知到的數(shù)學教師支持問卷的編制. 心理與行為研究, 11(4), 511–517, doi: 10.3969/j.issn.1672-0628.2013.04.013.

范春林. (2013). 課堂環(huán)境與自主學習. 北京: 國家行政學院出版社.顧明遠(主編). (1998). 教育大辭典. 上海: 上海教育出版社.

李森, 趙鑫. (2011). 教學方式變革的文化審視. 課程·教材·教法, 31(4),16–22.

潘亦寧, 王珊, 劉喻, 唐洪秀. (2015). 初中數(shù)學課堂上的師生互動研究——基于視頻案例的分析. 教育理論與實踐, 35(8), 59–61.

Prosser, M., & Trigwell, K. (2006). Confirmatory factor analysis of the Approaches to Teaching Inventory. British Journal of Educational Psychology, 76(2), 405–419, doi: 10.1348/000709905X43571.

Prosser, M., & Trigwell, K. (2014). Qualitative variation in approaches to university teaching and learning in large first-year classes. Higher Education, 67(6), 783–795, doi: 10.1007/s10734-013-9690-0.

Reddy, L. A., Dudek, C. M., Fabiano, G. A., & Peters, S. (2015). Measuring teacher self-report on classroom practices: Construct validity and reliability of the classroom strategies scale-teacher form. School Psychology Quarterly, 30(4), 513–533, doi: 10.1037/spq0000110.

Reddy, L. A., Fabiano, G. A., Dudek, C. M., & Hsu, L. (2013a).Development and construct validity of the Classroom Strategies Scale-Observer Form. School Psychology Quarterly, 28(4), 317–341, doi:10.1037/spq0000043.

Reddy, L. A., Fabiano, G. A., Dudek, C. M., & Hsu, L. (2013b). Predictive validity of the classroom strategies scale-observer form on statewide testing scores: An initial investigation. School Psychology Quarterly,28(4), 301–316, doi: 10.1037/spq0000041.

Rosário, P., Nú?ez, J. C., Ferrando, P. J. Paiva, M. O., Louren?o, A.,Cerezo, R., & Valle, A. (2013). The relationship between approaches to teaching and approaches to studying: A two-level structural equation model for biology achievement in high school. Metacognition and Learning, 8(1), 47–77, doi: 10.1007/s11409-013-9095-6.

Trigwell, K., & Prosser, M. (1996). Congruence between intention and strategy in university science teachers’ approaches to teaching. Higher Education, 32(1), 77–87, doi: 10.1007/BF00139219.

Trigwell, K., & Prosser, M. (2004). Development and use of the approaches to teaching inventory. Educational Psychology Review, 16(4),409–424, doi: 10.1007/s10648-004-0007-9.

Trigwell, K., Prosser, M., & Taylor, P. (1994). Qualitative differences in approaches to teaching first year university science. Higher Education,27(1), 75–84, doi: 10.1007/BF01383761.

Trigwell, K., Prosser, M., & Waterhouse, F. (1999). Relations between teachers’ approaches to teaching and students’ approaches to learning.Higher Education, 37(1), 57–70, doi: 10.1023/A:1003548313194.

Zhang, L. F., Evans, C., & Postiglione, G. A. (2017). Do organisational commitments matter in teaching approaches among academics in elite universities in Beijing? Educational Psychology, 37(7), 778–791, doi:10.1080/01443410.2016.1262006.