唐 進

（湖北科技學院，咸寧 437100）

提 要：本研究以大學英語教研室為分析框架,經(jīng)過半開放式訪談、初始問卷編制與測量、正式問卷編制與測量、項目分析、探索性因素分析和驗證性因素分析等程序,編制《大學英語教師專業(yè)學習共同體量表》。量表顯示大學英語教師專業(yè)學習共同體是一個由專業(yè)領域基礎、專業(yè)實踐與應用、支持性條件、領導方式和集體認同5 個因子組成的多維度結構,該結構與數(shù)據(jù)擬合較好,具有較高的信度與效度。

1 引言

教師專業(yè)學習共同體（Professional Learning Communities,簡稱 PLCs；下文簡稱“共同體”）可以理解為具有共同學習愿望、特定角色身份的教師群體,參與教師專業(yè)實踐活動而不斷專業(yè)化的前提與載體（Dufour 2004:6-11,Hord 1997:1-8,Louis et al.1996:757-798）。這種“前提與載體”是重要的教師專業(yè)化手段,也是學校發(fā)展的決定性因素（Mansvelder-Longayroux et al.2007:47-62；Olson,Craig 2001:667-684；Owen 2014:54-77）。

教師專業(yè)學習共同體概念一經(jīng)出現(xiàn),學者們就開始對其特征進行甄別,嘗試建構具備普遍性的共同體表征架構（喬雪峰 黎萬紅2013:73-81）。Hord（1997）的五因素模型是眾多研究采用的基礎,該模型旨在評估教師對共同體實踐活動的感知。量表包括17 個項目,5 個因子:共享支持性領導（supportive and shared leadership）、共享價值、愿景與目標（shared values,vision and goals）、合作學習與應用（collective learning and application）、共享個人實踐（shared individual practice）和支持性條件（supportive conditions）。量表整體克朗巴赫 α系數(shù)為0.92,重測信度系數(shù)為0.94,量表總分表明教師對學校作為專業(yè)學習共同體的整體評價。

Hord（1997）的五因素模型得到廣泛認可,不少學者以此為基礎進一步深入研究,取得一定成果。在眾多的成果中,具有代表性的有兩項:第一,Huffman 和 Hipp（2003:66-74）對五因素模型進行改編,發(fā)展形成《專業(yè)學習共同體評估量表》（professional learning community assessment,簡稱PLCA）。PLCA 仍然維持 Hord（1997）量表的 5 個維度,增加部分題項,效度和信度有所改善。第二,Olivier 等（2003:66-74）進一步研究,繼而開發(fā)出《專業(yè)學習共同體評價量表改編版》（professional learning community assessment—revised,簡稱 PLCA-R）。PLCA-R 將 Hord（1997）模型中“支持性條件”細化為“支持性條件——人際關系”和“支持性條件——結構因素”兩個因子,其他因子維持不變。PLCA-R 對題項做出較大調(diào)整,調(diào)整后共52 個題項,采用4 點里克特量表。6 個因子的克朗巴赫α 系數(shù)在.82 和.94 之間,總量表α為.97（n =1209）。由于量表的各項技術指標更為理想,因此PLCA-R 是目前國外普遍使用的共同體量表。此外,Wells 和 Feun（2007:141-160）開發(fā)的《學習共同體概念調(diào)查》（Learning Community Concepts Survey,簡稱 LCCS）,Hoy 等（2006:425-446）開發(fā)的《學校學術樂觀調(diào)查》（School Academic Optimism Survey,簡 稱 SAOS）,Tseng（2010:1043-1053）開發(fā)的《專業(yè)在線學習共同體調(diào)查》（Professional Online Learning Community Survey,簡稱POLCS）,在教育領域也都有一定的應用。

對于上述共同體模型,國內(nèi)外語教育學界的絕大部分研究以案例、敘事和訪談為主（陳先奎等2016:40-48,郭燕 徐錦芬2015:79-87,文秋芳 任慶梅 2011:83-90,周燕 2008:40-47）。而且對于共同體效果驗證的表述較寬泛,缺乏系統(tǒng)的數(shù)據(jù)支撐,還未見采用正規(guī)量表進行的研究。造成這種局面的原因一方面是國內(nèi)外語教師專業(yè)學習共同體研究起步較晚,另一方面是缺乏研究工具所致。我們不難發(fā)現(xiàn),上文提到的國外主流量表,都集中在普通教育學領域,還未見外語教育領域的運用；而且多采用宏觀分析框架,以整個學校作為共同體單位；同時均在西方文化背景下開發(fā),很少考慮文化因素對共同體的影響（Vescio et al.2008:80-91,Wells 2008:25-37）。目前還沒有一套適合在中國情境下使用的共同體量表。

要考察我國外語教師專業(yè)學習共同體,對共同體特征進行甄別,須從中西方文化差異（操太圣喬雪峰2013:51-59）與外語學科的特殊性（戴煒棟 吳菲2010:170-175）出發(fā),深入中國文化下的外語教育情境,例如某高校的某外語學院,或某大學英語教學部,或某教研室,等等。就整體而言,“教研室”作為基本教學和管理組織在各高校大學英語教學管理中普遍存在。雖然學界對于“教研室”如何克服自身缺陷,而成為真正的共同體還存在爭論（操太圣 喬雪峰2013,胡艷2013:37-43）。但事實上,由于其本質與發(fā)展深受制度支持,“教研室”已滲透至中國高等教育系統(tǒng)的每一個角落（Sargent,Hannum 2009:258-276）。因此,大學英語“教研室”是中國情境與外語學科結合的產(chǎn)物,是比較具有代表性的共同體分析框架。不過,國外主流共同體模型是否適用于大學英語“教研室”,我國外語教育領域的共同體結構是否有所不同,模型結構有什么樣的“中國”內(nèi)涵等諸多問題還須進一步研究與論證。有鑒于此,本文擬編制一份《大學英語教師專業(yè)學習共同體量表》,希望有助于理清上述問題,為我國外語教育領域共同體的本土化研究提供可靠的測量工具。

2 研究方法

2.1 研究問題

本研究擬在PLCA-R 共同體模型（Oliver et al.2003）的基礎上完成以下工作:（1）以“教研室”為框架編制《大學英語教師專業(yè)學習共同體量表》；（2）考察、論證《大學英語教師專業(yè)學習共同體量表》的成分構成、信度與效度。

2.2 研究對象

半開放式訪談包括來自全國11 所高校的14位大學英語教師。初始被試來自全國21 所高校273 名大學英語教師,其中有效問卷256 份,有效率93.8%。正式被試來自全國230 所高校559 名大學英語教師,其中有效問卷504 份,有效率90.2%。有效被試的分布情況參見表1。

表1 有效被試的分布情況

2.3 研究程序

研究采用唐進（2013:63-72）的問卷編制流程,具體包括以下步驟（見圖1）。

第一,半開放式訪談。對來自全國11 所高校的14 名大學英語教師進行半開放式訪談。訪談主要根據(jù)Oliver 等人（2003）關于共同體的維度,以及兩個訪談問題進行:“你認為大學英語教研室在日常教學中應發(fā)揮哪些作用”“你所在的大學英語教研室在你的專業(yè)發(fā)展中承擔哪些角色”。同時,訪談不拘于上述提綱,研究者鼓勵受訪者發(fā)表關于教研室的各種見解。

第二,初始問卷。采用內(nèi)容分析法對訪談結果進行歸納,以Oliver 等人（2003）模型為基礎,并結合國外其他問卷（Hord 1997；Hoy et al.2006；Huffman,Hipp 2003；Tseng 2010；Wells,Feun 2007）編寫題項,形成46 個題項的初始問卷。初始問卷采用里克特5 點量表,從1 到5 代表“完全不符合”到“完全符合”。使用初始問卷測量,得到有效問卷256 份,并進行項目分析,形成正式問卷。

第三,正式測量。采用正式問卷進行正式測量,得到有效問卷504 份。

第四,分析驗證。將504 份問卷按單雙號平均分為兩部分,隨機選取一部分用于探索性因子分析,另一部分用于驗證性因子分析并對共同體結構進行交叉驗證,最終確定《大學英語教師專業(yè)學習共同體量表》。

圖1 研究程序

3 研究結果與分析

3.1 項目分析

極端組比較:t 檢驗的臨界值設為3.000,刪除統(tǒng)計量小于臨界值的項目；項目與總分相關檢驗:刪除相關系數(shù)小于.400 的項目；項目同質性檢驗:刪除因子載荷量小于.450 的項目（吳明隆2010:180-192）。共刪除 11 個項目,保留 35 個項目。

3.2 探索性因子分析

3.2.1 因子分析

正式問卷的巴特利特球體檢驗得到χ2=7776.337,p ＜.001,拒絕虛無假設,即代表總體的相關矩陣有公共因子存在。又 KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗得到KMO=.952 ＞.9,說明該問卷的適合度非常好,適合做因素分析（郭志剛1999:87-115）。采用主成分分析法,方差最大正交旋轉法轉軸,進行因子分析。經(jīng)過3 次因子分析,刪除3個項目。問卷最終提取5 個因子,轉軸后5 個因子的特征值依次為12.887,1.843,1.585,1.508和1.325,累積解釋變異量為56.317%。重命名和定義這5 個因子,匯總剩余題項如表2所示。

表2 因子的重命名與定義

3.2.2 信度檢驗

信度檢驗包括3 個測度,即克朗巴赫 α 系數(shù)、折半信度系數(shù)和重測信度系數(shù)。從檢測的結果來看,總量表的克朗巴赫α 系數(shù)為.944,各分量表α 系數(shù)在.728 和.881 之間；總量表和各因子的折半信度系數(shù)、重測信度系數(shù)（n =47）均在.700 以上（p ＜.01）。這些數(shù)據(jù)表明,量表和各因子之間具有較好的內(nèi)部一致性、穩(wěn)定性和可靠性（張文彤 2004:363-378）。

3.2.3 效度檢驗

效度檢驗包括內(nèi)容效度和結構效度兩個方面。對于內(nèi)容效度,我們與4 位教研室主任（其中包括1 位教授、2 位副教授和1 位講師）共同研讀量表,他們對量表提出文字表達方面的修改意見（4 位教研室主任對初始問卷就提出過中肯建議）。除此之外,4 位教研室主任對量表內(nèi)容表示認可與肯定。

結構效度采用兩種方法,一種是驗證性因子分析（見3.3）；另一種是計算各因子間,以及各因子與總分之間的相關系數(shù)。根據(jù)黃芳銘（2003:177-235）的標準,因子與總量表之間的相關系數(shù)在.300和.800 之間,因子間相關系數(shù)在.100 和.600 之間,量表效度令人滿意。實際測得總量表與各因子間的相關系數(shù)在.521 和.755 之間（p ＜.01）,因子間的相關系數(shù)在.437 和.569 之間（p ＜.01）,均在合理范圍,這說明總量表與各因子間同時具有一定的獨立性和相關性,能夠反映量表要檢測的內(nèi)容,具有較好的結構效度。

3.3 驗證性因子分析

根據(jù)探索性因子分析的結果,設置1 個潛變量“大學英語教師專業(yè)學習共同體”,5 個觀測變量:“專業(yè)領域基礎”“專業(yè)實踐與應用”“支持性條件”“領導方式”和“集體認同”,進行結構方程建模,構成協(xié)方差矩陣作為驗證基礎,得到各項擬合指數(shù):χ2／df=1.27 ＜3,AGFI =.95 ＞ .9,RMSEA=.07 ＜ .1,CFI=.93 ＞ .9,IFI =.94 ＞ .9,RFI =.91 ＞ .9,NFI =.93 ＞.9。根據(jù)黃芳銘（2003）的標準,各項擬合指數(shù)均達到擬合優(yōu)度模型水平,說明《大學英語教師專業(yè)學習共同體量表》及其5 個因子構成的多維度模型的設置是合理的。

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn),大學英語教師專業(yè)學習共同體包括5 個維度。這5 個維度一方面具有國外普通教育領域共同體的一般特征；另一方面,又深受中國文化與外語學科特殊性的影響。

4.1 專業(yè)領域基礎

專業(yè)領域基礎是共同體的核心部分。就這一點而言,外語教育領域與普通教育領域具有共通性。該維度與Oliver 等人（2003）模型中的“共享價值、愿景與目標”類似,但同時也明顯具有外語學科特色,例如,題項6 說明的是大學英語教師職業(yè)的本質,即大學英語教師“從事的是一種教育性和學術性兼具的專門職業(yè)”（唐進2013,2015:45-53）,因此大學英語教師的工作不僅僅只有教學。當然,“開展教研與科研的根本目的在于改善教學”（題項7）,并“提高學生的能力”（題項8）。事實上,一個運作良好的共同體,無論是在外語領域,還是在普通教育領域,都能同時促進教師專業(yè)化與學生的學習（Vescio et al.2008）。

4.2 專業(yè)實踐與應用

專業(yè)實踐與應用是對Oliver 等人（2003）模型中“合作學習與應用”和“共享個人實踐”兩個維度的整合,除了一些共性的題項外（例如題項15,16）,本量表還具有以下兩個特點。第一,教師合作是中國環(huán)境下共同體的基本構件。國外大多數(shù)量表都將教師合作作為一個單獨的維度,例如PLCA-R（Oliver et al.2003）中的“合作學習與應用”維度。但在本研究中,有關教師合作方面的題項分散到量表的各個維度。例如題項5 在“專業(yè)領域基礎”維度,題項9-13 在“專業(yè)實踐與應用”維度,題項20 在“支持性條件”維度。因為沒有教師合作的參與,諸多共同體實踐活動將毫無意義,例如集體備課、聽課與評課、討論學生作業(yè)、教科研項目等,都將無法完成。事實上,教師合作在運行良好的共同體中無處不在,這樣才能為教師提供一個貢獻專業(yè)價值理念的環(huán)境（Vescio et al.2008）。在這個環(huán)境中,我們將他人看作是重要的學習資源,同時也將自己視為有義務的和有意義的貢獻者（Kwakman 2003:149-170）。

第二,大學英語教師的專業(yè)實踐與應用深受中國文化的影響。例如新方法的應用與教學改革（題項9）；因材施教,選擇教學內(nèi)容、調(diào)整教學進度（題項10）；集體備課（題項11）；相互聽課、評課和公開課（題項12）；輪流參加包括出國進修在內(nèi)的各種培訓（題項13,14）；合作完成教科研項目（題項17）,等等,這些在中國環(huán)境下開展的專業(yè)實踐與應用,卻很少能在國外量表中得到體現(xiàn)。事實上,中國的集體主義文化為共同體的發(fā)展提供分享教學經(jīng)驗、共同解決教學問題的機會（Wahlstrom,Louis 2008:458-495）,并采用去個人化的實踐方式,將教師的專業(yè)活動透明化（例如公開課）,這樣便于獲得同事的反饋,發(fā)現(xiàn)教學中的問題（唐進2017:38-47）,從而不斷豐富教師的教學知識和實踐智慧（Thomas 1998:21-32）。

4.3 支持性條件

不同于Oliver 等人（2003）的研究,本量表仍將“支持性條件”中的“人際關系”和“結構因素”作為一個因子。這一點與Hord（1997）模型的觀點類似。當然,無論如何劃分,“支持性條件”對于共同體建設至關重要（Webb et al.2009:405-422）。同時,由于受中國文化與教育制度的影響,本研究與國外量表（Hord 1997,Oliver et al.2003）的不同之處在于“支持性條件”除了包括同事關系（題項22）、師生關系（題項23）之外,還包括制度支持（題項18-21）。在中國高校,教研室往往也是行政命令的產(chǎn)物。因此,有學者（Owen 2014）指出,教研室作為共同體,其中的教師合作可能是一種“人為合作”,這就有可能導致教師缺乏動力、做“表面工作”,從而使共同體的實踐活動無法深入開展。因此在中國環(huán)境下,為教研室建構良好的制度環(huán)境是其發(fā)揮共同體功能的一個重要保障。例如“教師的成績能夠得到教研室和學校制度的認可”（題項18）,“教師專業(yè)發(fā)展有專門的經(jīng)費預算”（題項19）,“教研室有促進教師合作學習的正式制度和不成文規(guī)定”（題項20）,“教師能夠獲得教師專業(yè)發(fā)展的相應資源”（題項21）,等等,都能從制度角度為共同體建設提供保障。

4.4 領導方式

與Oliver 等人（2003）的量表中“共享支持性領導”相比（11 個題項）,本量表的“領導方式”只有5 個題項,但兩個量表的內(nèi)容基本相同。這說明國內(nèi)外對于教師領導的認識是基本一致的。根據(jù) Day 和 Harris（2002:719-730）的研究,作為教師領導,教研室主任的領導方式應包括4 個方面,在本量表中均得到較好體現(xiàn):第一,教研室主任能將學校和教研室的教學理念轉遞給教師,并帶領教師使之在日常教學中得到體現(xiàn)（題項24）。第二,教研室主任與普通教師共同參與管理（題項25）。實際上,教師參與共同體管理（分權）是共同體領導方式的基本思路（Hord 1997；Neve,Devos 2017:262-283）。第三,教研室主任是教師的重要信息來源和專家,是教師與學校聯(lián)系的橋梁（題項26,27）。第四,教研室主任了解教師需求,并與教師維持良好關系（題項28）。

4.5 集體認同

集體認同是本研究的新發(fā)現(xiàn),之所以出現(xiàn)這個全新的維度,其根本原因在于本量表的開發(fā)與驗證均在中國環(huán)境下進行。如前文所述,中國傳統(tǒng)文化鼓勵集體主義,其教師專業(yè)認同的形成與發(fā)展具備與西方文化不同的“中國”特征（Tsui 2007:657-680）。

事實上,每個參與“教研室”活動的大學英語教師都希望找到自己在共同體中的適當位置,而位置的確認就是認同的“確認”（Wenger 2010:179-198）。一旦教師“確認”自己屬于某個特定的教研室,就會認識到作為集體成員帶給自己的情感、價值觀和人生意義（Tajfel 1982:1-39）。因此,集體認同被“確認”后,教師就可能認為自己所在的教研室“具有一些與其他部門不一樣的風格和特征”（項目31）；而且“將來即使學校其他部門能提供更好的工作機會,也不會考慮離開目前的教研室”（項目30）,這些都是教師對共同體情感的體現(xiàn)。當然,情感還可以繼續(xù)升華,例如在目前的教研室工作能使自己“感到大學英語教師是受人尊敬的職業(yè)”（項目32）,而且“教研室的發(fā)展目標也是我個人的工作目標”（項目29）。事實上,到了這一階段,教師集體認同的獲得與教研室意義協(xié)商的軌跡已保持一致,這就超越了情感,是價值觀與人生意義的體現(xiàn)。

5 結束語

本研究以大學英語教研室為分析框架,經(jīng)過半開放式訪談、初始問卷編制與測量、正式問卷編制與測量、項目分析、探索性因素分析和驗證性因素分析等程序,主要發(fā)現(xiàn)如下:

第一,大學英語教師專業(yè)學習共同體是一個由專業(yè)領域基礎、專業(yè)實踐與應用、支持性條件、領導方式和集體認同等5 因子組成的多維度結構。該結構與數(shù)據(jù)擬合較好,具有較高的信度與效度,能為評估大學英語教師專業(yè)學習共同體提供依據(jù)。

第二,《大學英語教師專業(yè)學習共同體量表》雖然與國外共同體模型存在某些類似的結構,但其本質并不相同,明顯具有中國環(huán)境下的外語學科特色。這證實,在不同文化背景下、不同學科背景下,共同體的發(fā)展實際上是存在差異的。因此,在使用國外經(jīng)典量表進行外語教師專業(yè)學習共同體研究時,研究者有必要進行一些本土化修正,這是本研究的重要結論之一。

本研究的局限性體現(xiàn)在:第一,由于條件所限,采取的是小樣本重測（n =47）,雖然重測信度系數(shù)均在合理范圍,但未來宜擴大取樣范圍,對量表加以檢驗和測試。第二,在內(nèi)容效度方面,除了邀請一線教師,還宜邀請相關領域的專家學者共同研讀,進一步檢測量表內(nèi)容效度。