梁文艷，孫 冉

(北京師范大學教育學部，北京 100875)

在知識更新?lián)Q代加快的新形勢下，保證教師專業(yè)發(fā)展的持續(xù)性是建設高質(zhì)量教師隊伍的關鍵。[1]增強教師合作是一類重要的教師專業(yè)發(fā)展活動。[2]有證據(jù)顯示，通過增加教師合作，有助于教師在促進學生學業(yè)進步中獲得成功。[3-4]從教育管理實踐的層面看，教師合作也被視為連接教師發(fā)展與教學質(zhì)量改善的橋梁，[5]鼓勵學校通過建設專業(yè)共同體等手段為教師提供更多合作機會已在全球基本成為了共識。[3][6]從學術研究的層面看，有文獻指出，教師合作與教師教學實踐關系密切，[1]而教師教學實踐能影響學生學習動機，[7]學習動機又會影響學生學業(yè)成績，[8]這意味著，教師教學實踐與學生學習動機在教師合作與學生學業(yè)成績之間的關系中可能起到鏈式中介作用。盡管有實證文獻探討上述變量間的兩兩關系，[3-4]但缺乏實證文獻整體揭示教師合作如何通過教師教學實踐和學生學習動機的鏈式中介作用以影響學生成績。由于鏈式中介是兩個及以上的中介變量形成具有順序特征的中介鏈，已有文獻通過簡單中介機制的分析難以準確揭示上述路徑中的內(nèi)在關系，[9]有必要構(gòu)建鏈式中介模型以揭示教師合作影響學生成績的路徑機制。

此外，盡管大量研究發(fā)現(xiàn)教師合作能提高學生成績，[3-4]但它們幾乎都以發(fā)達國家樣本展開。而社會文化背景差異巨大，已有研究結(jié)論是否適用于中國并不清楚。從一項跨國比較的研究看，東西方教師在合作及其效果中的差異較大。[4]可以說，由于缺乏基于中國數(shù)據(jù)的實證文獻，當以教師在學生成績進步中所起作用作為教師教學質(zhì)量的衡量指標時，我們不清楚教師合作與教師教學質(zhì)量間的關系及其內(nèi)在路徑機制。在中國教育管理者高度重視教師合作的背景下，[5][10]非常有必要圍繞上述問題開展深入研究，這對于準確認識教師合作的作用并有效指導教師合作具有重要的理論和應用價值。因此，本文將使用PISA2015中國四省(市)調(diào)查數(shù)據(jù)開展研究，以期為有效指導中國教師合作提供信息參考。

一、文獻綜述

(一)教師合作與學生學業(yè)成績

教師合作，指教師在實踐活動和工作場所中就共同關注的話題進行交流討論、資源共享、相互幫助以及共同完成任務等行為。[2]有證據(jù)顯示，教師合作越多，授課班級學生成績越好。[3][11]盡管教師合作備受中國學術界和教育管理部門推崇，并被視為提升教師教學質(zhì)量的重要手段，但相關推斷多為理論探討，缺少以中國基礎教育階段數(shù)據(jù)開展實證研究的驗證。[5][10]盡管一些西方文獻得到教師合作與教師教學質(zhì)量正向相關的結(jié)論，Chen等以東亞的新加坡和中國臺灣、中國香港地區(qū)開展的研究卻發(fā)現(xiàn)，教師合作并不能正向預測學生閱讀成績。作者給出的解釋是，對權(quán)利的敬畏是東亞文化非常重要的特征，這可能造成東亞教師群體的合作是自上而下式指令性或被動性合作，不僅限制了合作的積極效應，而且減少其它教學工作的時間。[12]以一項對美國和日本教師開展的研究來看，文化和教育系統(tǒng)的不同確實造成了東西方教師在合作行為及其效果方面的差異。[4]為有效指導教師合作，亟需基于中國觀測數(shù)據(jù)揭示教師合作對學生學業(yè)成績的影響。為此，本文提出假設1：教師合作對學生學業(yè)成績具有顯著正向預測作用。

(二)教師教學實踐的中介作用

如果教師合作有作用，那么，它又是如何影響到學生學業(yè)成績呢？由于教師通過合作直接作用于教學實踐相關的知識、技能和信息，[6]而教師教學實踐又直接作用于學生學習，[13]因此教師教學實踐在理論上可能成為連接教師合作與學生成績的內(nèi)在路徑。

將教師教學實踐分為教師中心教學實踐和學生中心教學實踐兩類，對相關文獻進行梳理。其中，教師中心教學實踐是傳統(tǒng)性教學方式，多采取課堂講授、學生謄抄筆記或背誦知識等以教師“教”為主導的教學手段；學生中心教學實踐則是源于建構(gòu)主義的現(xiàn)代性教學方式，多采取小組合作學習、探究學習等以學生“學”為主導的教學手段。[13-14]一方面，有研究發(fā)現(xiàn)，教師合作對學生中心教學實踐具有正向的預測作用。[1]這是因為，教師通過合作過程中的交流、分享、互動而收獲知識與技能，能意識到主動學習和合作學習的重要性，不僅可能在課堂教學中關注到學生的主體地位，而且更可能學以致用地引入小組學習、合作學習等現(xiàn)代性的、學生為中心教學實踐。[1]另一方面，也有研究發(fā)現(xiàn)，教師中心教學實踐對學生學業(yè)成績存在顯著正向影響(比如，教師講授知識、[15]教師課堂提問[16]和布置家庭作業(yè)[17]等教師中心教學實踐均被證實與學生學業(yè)成績正相關)，但學生中心教學實踐和學生學業(yè)成績之間的關系則并不明確，[18]甚至發(fā)現(xiàn)二者顯著的負向相關。[13]Bietenbeck和Algan 等認為，出現(xiàn)上述差異的原因可能在于，兩類教學實踐在促進學生技能發(fā)展中的側(cè)重有所不同，傳統(tǒng)式教學實踐通過增強學生知識記憶等認知技能，對學業(yè)成績有直接的提升作用；而現(xiàn)代式教學實踐則可能通過刺激學生的合作能力和學習動機等非認知技能產(chǎn)生效果，對學業(yè)成績的提升作用并不直接。[15][19]

綜上可知，由于現(xiàn)有文獻很少同時納入兩類教師教學實踐并在統(tǒng)一的框架下對教師合作與學生發(fā)展間的關系展開研究，現(xiàn)有研究不能言之有據(jù)地回答：教師教學實踐是否是連接教師合作與學生學業(yè)成績之間關系的中介變量？據(jù)此，本文提出假設2：教師教學實踐中介了教師合作與學生學業(yè)成績之間的正向關系。

(三)教師教學實踐和學生學習動機的鏈式中介作用

正如上文所述，教師教學實踐對學生學業(yè)成績的提升作用并不直接，特別是學生為中心的教學實踐。[15][19]缺乏對內(nèi)在機制的挖掘，可能是已有文獻難以得出教師教學實踐能夠正向預測學生成績的原因。根據(jù)OECD報告，學習動機可能是連接教師教學實踐與學生學業(yè)成績的中介變量。[20]為此，我們還將引入學生學習動機變量，進一步梳理教師教學實踐通過影響學生學習動機進而影響學生成績的路徑機制。需要說明的是，由于學習動機包括自身對于學習成功可能性的預期以及對于任務所蘊含價值的主觀判斷兩個成分，[21]前者指學習自我效能感、后者指學習興趣，[22]我們引入了學習自我效能感和學習興趣兩個中介變量。

首先，學習自我效能感在理論上是連接學生中心教學實踐與學生成績的中介變量。可能的原因是，學生學習自我效能感是個體在學習情境下對自身完成學習任務的自信程度，[23]學生中心教學實踐有助于學生在學習的過程中感受榜樣示范獲得替代性經(jīng)驗、通過同伴鼓勵和反饋獲得社會說服，內(nèi)化為更高的學習自我效能感。[7-8]根據(jù)自我效能感理論，自我效能感越高的學生越可能設定挑戰(zhàn)性的學習目標，遇到困難不輕易放棄，最終取得學業(yè)進步。[8][23]

其次，學習興趣在理論上同樣是連接學生中心教學實踐與學生成績的中介變量。這是因為，學習興趣是個體在學習情境下對學習任務所蘊含價值的主觀判斷和喜愛程度。[24]有研究表明，在以學生為中心的課堂中，教師積極引導學生自主探索學習內(nèi)容和問題，可以滿足學生學習的自主性，[25]而自主性得到滿足是個人獲得興趣的重要驅(qū)動力，[26]因而學生中心教學實踐有助于提升學生學習興趣。根據(jù)自我決定理論，學生的學習興趣越高，他們越能自發(fā)地投入更多時間和精力到學習中，并取得較好的學業(yè)成績。[24]

最后，理論上而言，學習動機在教師中心教學實踐與學生學業(yè)成績之間可能并不能起到中介作用。這是因為，在教師中心教學實踐中，教師強調(diào)知識的講授，采用結(jié)構(gòu)化、快節(jié)奏、重復化的教學方式完成教學任務并達到教學目標，學生學習興趣等學習動機在其中受到的關注較少。[24]個別關注到教師中心教學實踐與學前兒童學習動機之間關系的文獻也沒有發(fā)現(xiàn)二者之間存在顯著正向關系。[24]

綜上，已有文獻缺乏將教師教學實踐按以教師為中心和以學生為中心加以區(qū)分、以基礎教育階段學生為樣本探討“教師教學實踐→學生學習動機”這一鏈式中介關系，而揭示上述鏈式中介關系對于我們厘清教師合作產(chǎn)生效果內(nèi)在機理非常重要。為此，本文提出假設3：教學實踐和學生學習動機在教師合作正向影響學生學業(yè)成績的過程中起鏈式中介作用。

二、數(shù)據(jù)、樣本和變量

(一)數(shù)據(jù)與樣本

本文利用PISA2015中國四省(市)數(shù)據(jù)開展實證分析。PISA2015的主要評估領域是學生的科學素養(yǎng)，也對樣本學?？茖W教師的合作行為、教學實踐以及學生在科學學科上的學習動機等進行了考查。這為本文以科學學科為例開展實證分析提供了數(shù)據(jù)基礎。本文最終的有效樣本為來自242所學校的2167名科學教師和8874名學生。

(二)變量選擇

1.學生學業(yè)成績

本文選擇科學素養(yǎng)測試成績作為因變量。原因在于，PISA2015的主要評估領域是科學，閱讀和數(shù)學素養(yǎng)的測評題目很少，不足以準確評估學生的相關素養(yǎng)；同時，此次調(diào)查僅涉及到科學學科教師的合作行為與教學實踐以及學生在科學學科上的學習動機。

2.教師合作行為

教師合作行為共包括“我和其他科學教師就課程和作業(yè)難度水平設置進行討論”等8個調(diào)查題項。量表采用Likert 5級評分，從“1-非常不同意”到“5-非常同意”，Cronbach’s α系數(shù)為0.921。本文通過取均值的方法合成了科學教師合作行為變量。

3.教師教學實踐

教師中心教學實踐包括“學生記錄黑板上的筆記”等5個題目，學生中心教學實踐包括“教師允許學生之間開展小組討論”等5個題目。量表均采用Likert 4級評分，由“1-從不采取該方法”到“4-幾乎每堂課都會采用”，Cronbach’s α系數(shù)分別為0.744和0.811。本文分別對兩個量表題目取均值生成了教師中心教學實踐和學生中心教學實踐變量。

4.學習動機

本文的學習動機分為科學學習自我效能感和科學學習興趣兩個維度。其中，科學學習自我效能感包括“我能夠意識到有關健康主題的新聞報道下隱含的科學問題”等8個題目，采用Likert 4級評分，由“1-我無法完”到“4-我能很容易完成”，Cronbach’s α系數(shù)為0.891；科學學習興趣包括“我對于學習廣義科學方面的知識非常開心”等5個題目，采用Likert 4級評分，由“1-非常不同意”到“4-非常同意”，Cronbach’s α系數(shù)為0.940。本文基于項目反應理論分別將上述兩個量表合成最終使用的科學學習自我效能感和科學學習興趣變量。

5.控制變量

為了更好地揭示教師合作影響學生科學成績的因果效應，本文需要控制其它可能影響教師合作和學生成績的學生特征變量以及學校特征變量。參考相關文獻并結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，本文引入性別(1=女，0=男)、學段(1=初中，0=高中)、家庭社會經(jīng)濟地位、學校所在區(qū)域(1=城市，0=農(nóng)村)和是否公立學校(1=是，0=否)5項控制變量。

三、實證結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)聚合分析

本文中教師合作及教師教學實踐變量是由教師個體層面的測量聚合到學校層面，因此需要對這三項變量的校內(nèi)一致性進行檢驗。我們分別計算了三個指標的組間變異系數(shù)ICC1、組內(nèi)變異系數(shù)ICC2和組內(nèi)一致性指標RWG。結(jié)果顯示，教師合作：ICC(1)=0.121, ICC(2)=0.531，RWG(均值)=0.978，RWG(中位數(shù))=0.980，RWG(min)=0.920，RWG(max)=1.000；教師中心教學實踐：ICC(1)=0.05，ICC(2)=0.303，RWG(均值)=0.932，RWG(中位數(shù))=0.936，RWG(min)=0.810，RWG(max)=0.990；學生中心教學實踐：ICC(1)=0.165，ICC(2)=0.617, RWG(均值)=0.936，RWG(中位數(shù))=0.941，RWG(min)=0.780，RWG(max)=0.990。以上變量基本符合聚合標準，[27]由此可以聚合到學校層面開展分析。

(二)描述性統(tǒng)計和相關分析

表1呈現(xiàn)了本文核心變量的均值、標準差和相關系數(shù)。結(jié)果顯示，科學教師的合作行為、教學實踐、學生科學學習動機以及科學成績之間均顯著正向相關，結(jié)果與預期相符, 研究假設得到初步支持。

表1 核心變量均值、標準差和相關系數(shù)表

注：a-這類變量是學校層面變量，N=242; b-這類變量是學生個體層面變量，N=8874；***p<0.01。

(三)教師合作對學生學業(yè)成績影響的主效應分析

由于PISA2015數(shù)據(jù)存在學生嵌套于學校的特征，通過對學生成績差異來源的分解發(fā)現(xiàn)，校間差異占學生成績總差異的49%，且統(tǒng)計顯著(p<0.01)，說明學校間的差異在很大程度上解釋了學生科學成績的總體差異，因而本文構(gòu)建“學校-學生”兩水平模型，以驗證假設1。表2的模型估計結(jié)果顯示，在引入控制變量后，科學教師合作水平對學生科學成績的影響顯著為正(β=72.853，p<0.05), 假設1得到支持。

表2 教師合作對學生科學成績的直接影響

注：***P<0.01,**P<0.05,*P<0.1。

(四)教師合作影響學生成績的中介效應分析

為了驗證假設2及假設3，我們構(gòu)建了整體的路徑分析模型來進行假設檢驗。圖1和表3分別呈現(xiàn)了路徑系數(shù)估計結(jié)果和中介效應檢驗結(jié)果，主要發(fā)現(xiàn)如下。

第一，學生中心教學實踐能夠中介教師合作與學生科學成績間的正向關系，而教師中心教學實踐卻反向中介了教師合作與學生科學成績間的正向關系，由此假設2在學生中心教學實踐維度得到支持。具體而言，圖1顯示，教師合作能夠顯著正向預測教師中心教學實踐(β=0.477，p<0.01)和學生中心教學實踐(β=0.528，p<0.01)；但只有學生中心教學實踐顯著地正向預測學生科學成績(β=0.056，p<0.01)，教師中心教學實踐卻顯著負向預測學生科學成績(β=-0.060，p<0.01)。進一步，從表3可知，教師合作通過學生中心教學實踐對學生成績起著正向間接影響(效應量=0.029，Sobel檢驗p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)；相反，教師合作通過教師中心教學實踐對學生成績起著負向間接影響(效應量=-0.029，Sobel檢驗p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。

第二，“教師合作→學生中心教學實踐→學生學習動機→學生學業(yè)成績”這一鏈式中介路徑得到支持，假設3在該教學實踐維度得到支持。具體來看，圖1顯示，學生中心教學實踐對學生學習自我效能感(β=0.095，p<0.01)和學習興趣(β=0.091，p<0.01)均有顯著正向預測作用；學生學習自我效能感(β=0.055，p<0.01)和學習興趣(β=0.145，p<0.01)均能正向預測學生科學成績。進一步，從表3可知，教師合作能夠通過學生中心教學實踐和學生學習自我效能感的中介鏈對學生科學成績產(chǎn)生間接影響(效應量=0.003，Sobel檢驗p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。同樣的，教師合作能夠通過學生中心教學實踐和學生學習興趣的中介鏈對學生科學成績產(chǎn)生間接影響(效應量=0.007，Sobel檢驗p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。

第三，“教師合作→教師中心教學實踐→學生學習動機→學生學業(yè)成績”這一鏈式中介路徑未得到支持，假設3在該教學實踐維度沒能得到支持。具體來看，圖1顯示，教師中心教學實踐對學生學習自我效能感(β=0.004，p>0.1)和學習興趣(β=0.014，p>0.1)均不存在顯著正向預測作用。進一步，從表3可知，教師合作既不能通過教師中心教學實踐和學生學習自我效能感的中介鏈對學生科學成績產(chǎn)生間接影響(Sobel檢驗p>0.1，bootstrap置信區(qū)間包含0)，也不能通過教師中心教學實踐和學生學習興趣的中介鏈對學生科學成績產(chǎn)生間接影響(Sobel檢驗p>0.1，bootstrap置信區(qū)間包含0)。

第四，即使控制了“教師合作→教師教學實踐→學生學習動機→學生學業(yè)成績”的鏈式中介路徑后，教師合作對學生科學成績的直接影響效應仍然顯著為正(β=0.134，p<0.01)。這表明對于教師合作與學生科學成績之間的正向關系，本文所揭示的鏈式中介路徑只能起到部分解釋的作用。

圖1 路徑分析模型估計結(jié)果

注：(1)*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01；(2)模型中的系數(shù)均為標準化路徑系數(shù)；(3)路徑分析模型中控制了性別、年級和家庭ESCS三項學生層面控制變量，以及是否為公立學校和是否位于城市兩項學校層面控制變量。

表3 教師合作對學生科學成績影響的中介機制檢驗

四、討論與研究展望

本文基于PISA2015中國四省(市)數(shù)據(jù)，以科學學科為例，探討了教師合作對學生學業(yè)成績的影響，并揭示了教師教學實踐和學生學習動機在上述影響過程中的鏈式中介作用，主要得到以下研究發(fā)現(xiàn)。

首先，隨著任課教師合作程度的提高，中國學生的成績顯著提升，這與以往研究所得結(jié)論相吻合。[3]事實上，中國教師長期以來都有合作學習的傳統(tǒng)，集體備課以及公開課等教師合作學習活動長期存在于中國學校，[28]即使在資源匱乏的農(nóng)村地區(qū)，學校管理者也非常重視教師的合作學習。[29]重視教師合作的傳統(tǒng)使得中國教師合作沒有停留在表面，而是對學生成績的確起到了提升作用。

其次，當探究教師教學實踐的中介作用時，教師中心教學實踐和學生中心教學實踐得到截然相反的結(jié)論：學生中心教學實踐能夠中介教師合作與學生科學成績間的正向關系，而教師中心教學實踐則反向中介教師合作與學生科學成績間的正向關系。這可能是造成已有文獻在探討教師合作對學生中心教學實踐的影響時，[1]或者探討教師中心教學實踐[15-17]或?qū)W生中心教學實踐對學生成績的影響時，[16]不能準確理解教師合作影響學生成績內(nèi)在機制、得到不確定結(jié)論的原因所在。

最后，通過構(gòu)建“教師合作→教學實踐→學生學習動機→學生學業(yè)成績”的鏈式中介路徑模型，教師中心的教學實踐和學生中心的教學實踐也出現(xiàn)了不同的結(jié)論：教師合作對學生學業(yè)成績的影響能夠通過學生中心的教學實踐和學生學習動機的中介鏈產(chǎn)生，卻不能通過教師中心教學實踐和學生學習動機的中介鏈產(chǎn)生，其原因在于后一類教學實踐不能通過學生學習動機間接影響到學生成績。

上述研究結(jié)果為深入理解教師合作和學生成績之間關系提供了新的見解，也回應了學界對于檢驗學生中心教學實踐這一新興教學方式有效性的呼吁。一方面，學生中心教學實踐根植于建構(gòu)主義學習理論，強調(diào)學生在自我探索性學習中獲得學習興趣和自我效能感，而學習興趣和自我效能感能驅(qū)動學生更加努力和主動地學習，[30]最終為教學產(chǎn)出帶來持續(xù)性的提升作用。另一方面，對于教師中心教學實踐，本文不僅沒有驗證已有文獻所得到該類教學實踐有助于提高學生成績的結(jié)論，[15-17]反而發(fā)現(xiàn)教師合作既不能通過該類教學實踐提升學生成績，也不能通過該類教學實踐影響學生學習動機最終提升學生成績的現(xiàn)象。其原因可能在于科學學科教學目標的特殊性。不同于其它學科，科學學科更加強調(diào)學生探究能力和創(chuàng)新意識的培養(yǎng)和提升，而這類素養(yǎng)不能通過教師講授知識和學生記憶知識獲得，更需要借助于學生學習動機的內(nèi)驅(qū)力才能產(chǎn)生。

本文的結(jié)論具有重要的實踐意義。首先，教師合作有助于提高學生成績，學校管理者在推進教師專業(yè)發(fā)展過程中應該繼續(xù)重視教師合作，但要避免儒家文化可能帶來的浮于表面式合作，也要減少當下強調(diào)競爭和績效評估的學校環(huán)境可能帶來的教師合作沖突與隔閡。其次，學校管理者應當重視并思考，如何引導和幫助教師通過合作掌握更多學生中心教學實踐手段，讓學生從重復基本任務的情境中解放出來，并掌握應有的知識和技能。最后，學校管理者在推進教師合作以改進教學實踐的過程中，應重視指導和培訓教師通過學生中心教學實踐激發(fā)學生學習動機，只有能夠轉(zhuǎn)化為學生學習內(nèi)驅(qū)力的教學實踐改進才能起到最好的效果。

當然，本文還存在以下值得改進的地方：第一，盡管通過構(gòu)建兩水平模型和引入控制變量以排除干擾因素，但仍可能因為遺漏變量等問題影響本文所得結(jié)論的內(nèi)部效度。未來可以采用縱向追蹤設計和隨機實驗相結(jié)合的數(shù)據(jù)采集方法，進一步提升研究結(jié)論的內(nèi)部效度。第二，基于科學學科和15歲學生樣本，本文得到一些新的研究發(fā)現(xiàn)，但這些發(fā)現(xiàn)是否適用于其它學科或其他階段學生群體有待檢驗。未來可以擴大樣本，以提高研究結(jié)論的外部效度。