胡亦亮，周志慧

“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”視域下農村體育教師PCK研究——以四川省布拖縣為例

胡亦亮1，周志慧2

1.云南師范大學體育學院，云南 昆明，650500；2.四川省布拖縣洛沽鄉(xiāng)人民政府，四川 涼山，610000。

習總書記在黨的十九大報告中提出“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”為鄉(xiāng)村體育事業(yè)的發(fā)展提供了新的契機。PCK是教師專業(yè)學科知識，學習PCK教學理論有助于促進教師教學反思實踐后的實用性和有效性，研究主要運用問卷調查法、文獻資料法、訪談法、數(shù)理統(tǒng)計法等進行量化研究，運用探索性因子分析和驗證驗證性因子分析，構建了農村體育教師PCK多元回歸模型，用非參數(shù)檢驗進行差異分析。提出了農村體育教師專業(yè)學科知識與體育課程標準相互結合、重視開發(fā)與利用當?shù)伢w育教學資源、構建“學習體育知識”—“深入教學實踐”—“應用體育知識”的教學模式、建立PCK農村體育教學評價多元化，為今后農村體育教師發(fā)展提供了前進的方向。

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略；PCK；農村體育教師

黨的十九大報告中提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略指出農業(yè)農村農民問題是關系國計民生的根本性問題[1]。此后2018年1月《中共中央國務院關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，是黨的十九大作出的重大決策部署，是決勝全面建成小康社會、全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的重大歷史任務，是新時代“三農”工作的總抓手[2]，農村體育是鄉(xiāng)村振興的重要組成部分，是提高學生體質健康、體育扶貧的主導者是貫徹中國特色社會主義新時代教育方針的重要內容，肩負著促進學生德、智、體、美、勞、身心全面發(fā)展。2018年1月，中共中央國務院下發(fā)了《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》強調堅持興國必先強師，深刻認識教師隊伍建設的重要意義和總體要求[3]；隨著社會政治經(jīng)濟迅速發(fā)展，培養(yǎng)體育教學專業(yè)性、體育教學技能性、體育教學理論性與實踐性的教師，是需要把鄉(xiāng)村體育教師教育教學能力擺在優(yōu)先的位置。

PCK是學科教學知識（Pedagogical Content Knowledge）的簡稱，是教師所擁有的專業(yè)核心知識，是衡量體育教師專業(yè)知識與技能發(fā)展標志[4]，通過PCK視域下體育教學反思后的實踐，針對當前農村體育教師中出現(xiàn)的教育教學問題提出相應的發(fā)展途徑，以提高農村體育教師教育教學實踐能力為目的，為促進鄉(xiāng)村體育教師的發(fā)展奠定了基礎。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

本研究以涼山州布拖縣農村體育教師PCK為研究對象，對農村中小學體育教師進行實證調查研究，對布拖縣布拖中學、沙洛鄉(xiāng)中心校、拖覺鎮(zhèn)中心校、拉達鄉(xiāng)中心校、則洛小學、洛沽鄉(xiāng)中小校、老澤村幼兒園、坡里村幼兒園、拐樂村幼兒園、阿保村幼兒園、飛唔村幼兒園農村教師進行在線發(fā)放問卷。

通過對問卷性別統(tǒng)計，本次調查男性教師79人，有效百分比67.5%，累計百分比67.5%，女性教師38人，有效百分比32.5人，累計白分比100%。

圖1 農村體育教師男女比例

根據(jù)教師的年齡進行劃分25歲以下，54人占比比46.20%，26-25歲37人，占比31.60%，36-45歲14人，占比為12.00%，46-55歲及以上12人占比10.30%，55歲以上0人；根據(jù)受教育程度進行劃分高中含中專12人，占比10.30%，大學（含專科）99人，占比84.60%，碩士研究生及以上學歷6人占比5.10%；根據(jù)職稱進行劃分三級教師44人，占比37.60%，二級教師34人，占比29.10%，一級教師25人，占比21.40%，高級教師14人，占比120%，根據(jù)任教層次進行劃分，幼兒園教師14人占比12%，農村小學教師47占比40.20%，農村初中教師36人，占比30.80%，農村高中20人，占比17.10%，如下表1所示。

表1 有效樣本背景資料表

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法 學習《中共中央國務院關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》，以中文數(shù)據(jù)庫CNKI和萬方數(shù)據(jù)庫為本論文提供數(shù)據(jù)資料，期刊論文以中國知網(wǎng)學術期刊為檢索平臺，以“農村體育教師”“PCK教學理論”“體育教學實踐”等為關鍵詞，對1992年-2019年發(fā)表文獻進行檢索，只統(tǒng)計“核心期刊”“CSSCI”收錄的核心期刊，其中“農村體育教師”63篇、“PCK教學理論”21篇、“體育教學實踐”191篇，共計275篇，為本文鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略視域下農村體育教師PCK路徑研究提供了文獻基礎。

1.2.2 專家訪談法 根據(jù)本文研究需要，對農村體育教師、校級負責人、分管鄉(xiāng)村教育鄉(xiāng)長、書記人進行了非正式教育教學訪談，深入了解農村體育教師專業(yè)技能學習、專業(yè)知識的掌握、農村學校體育課外體育活動的開設情況、農村體育教學現(xiàn)狀及教育教育學中存在的問題，專家訪談信息如下表2。

表2 訪談信息表

1.2.3 問卷調查法

（1）預測

本研究根據(jù)PCK維度劃分進行研究，量表部分引用臺灣體育大學張祿純博士2016年編制的《體育學科知識教學量表》該量表提是在在林靜萍質性研究[5]、Schmidt[6]和 Jang[7]編制的PCK量表基礎上發(fā)展而成，進行預調查并通過探索性因子分析，確立了正式問卷。被測試的問卷編制根據(jù)灣體育大學張祿純博士2016年編制的《體育學科知識教學量表》為基礎進行修訂，初步確立38個項目，采用李克特5點量表計分（1=不同意；2=不太同意；3=同意；4=比較同意；5=非常同意）。

本次測試共發(fā)放了106份問測試問卷，回收101份，回收率百分之95%，刪除無效問卷12份，最終有效問卷89份，有效率為88%。并采用SPSS24.0進行探索性因子分析，得到了4個維度，共計15個題目，維度的劃根據(jù)教師PCK的劃分維度呈現(xiàn)出高度一致性，并在導師的指導下決定命名為表了教學成果維度、學生知識維度、內容知識維度、情景知識維度。

（2）正式問卷的發(fā)放與回收

問卷的發(fā)放，分別對來自不同學校的農村體育教師進行發(fā)放，預發(fā)放后進行信度檢驗。共對農村體育教師發(fā)放120份問卷，回收120份，回收率100%，刪除無效問卷3份，最終有效問卷117問卷，回收率為97.5%。

1.2.4 數(shù)理統(tǒng)計法 本文通過對問卷調查收集將所獲得的數(shù)據(jù)，輸入到SPSS24.0、Excel和AMOS24.0對數(shù)據(jù)資料進行處理。

1.2.5 效度檢驗 結構效度檢驗通過根據(jù)驗證性因子分析和探索性因子分析，KMO值為0.920，本研究通過驗證性因子分析，卡方自由度比（c2/df）為1.814說明模型擬合度較為理想，則表明量表結構擬合度較好。

1.2.6 信度檢驗 信度檢驗是問卷信度檢驗的方法之一，本研究采用Cronbach'α來測量，從下表3中，可以看出問卷信度較為理想Cronbach'α分為0.916、0.885、0.870、0.861該15個題目問卷整體信度一致性較高問卷整體信度為0.955表明問鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下農村體育教師PCK卷修訂是成功的。

表3 信度檢驗分析摘要表

2 探索性因子分析

2.1 農村體育教師PCK主因子分析

因子分析是將原有通過調查的數(shù)據(jù)通過降維方法重新組合成影響體育教師PCK主要綜合指標，能反映出原有數(shù)據(jù)大部分信息。為了能夠了解農村體育教師PCK構成，Ward[8]根據(jù)PCK屬性進行了劃分為內容知識、教學知識、學生知識、情景知識，本文根據(jù)Ward劃分為教學成果、內容知識、學生知識、情景知識劃分維度了4個維度，通過因子分析對數(shù)據(jù)量化研究進行處理，以便提取農村體育教師PCK的主因子。

表4 KMO和巴特利特檢驗表

在矩陣檢驗中KMO值是kaiser-Meyer-Olkin取樣適當性數(shù)量，其變化值0-1之間衡量數(shù)據(jù)相關程度的重要指標，KMO值為接近1表明相關關系越高，表明越適合做因子分析，根據(jù)Kaiser的觀點當KMO值達到0.9以上時非常適合做因子分析，0.8-0.9表明適合做因子分析，0.7-0.8表明一般，0.6-0.7表明相關系數(shù)較差，0.5-0.6表明相關系數(shù)非常差，0.5以下表明不適合做因子分析，本研究中KMO值為0.920表明適合做因子分析。

表5 總方差解釋表

提取方法：主成分分析法。

在分析中通過對15變量進行統(tǒng)計分析，進行KMO和Bartlett的檢驗后再進行探索性因子分析得出總方差解釋、累計貢獻率等相關數(shù)據(jù)，根據(jù)因子提取法提取了固定的因子占累計百分為77.128%，在結合碎石圖將體育教師PCK主劃分為4個因子，如下圖2所示。

圖2 成份圖

根據(jù)Kaiser給出KMO的度量標準當KMO值為0.920，可以看出前4個因子相關關系較強，是非常適合做因子的。Bartlett球形檢驗檢驗的目的是檢驗相關矩陣是否為單位矩陣，要拒絕原假設Sig（p）<0.05才能表明變量之間存在相關關系適合進行因子分析。本研究將通過SPSS24.0根據(jù)已提取的4個主因子，占累計百分比77.128。

表6 體育教師PCK因子提取結果表

2.2 因子命名

同時運用主成分提取法，提固定的因子數(shù)，從而可以反映出農村農村體育教師PCK構成的主要因素，通過原始變量與農村體育教師PCK共同度選取具有代表性的主要因子，本文選取共同度為0.50，通過變量與主因子之間共同特征并更根據(jù)Ward維度劃分為內容知識、教學成果知識、學生知識、情境知識。農村體育教師PCK維度劃分能得到著名學者經(jīng)典理論的支持，是可以解釋農村體育教師PCK為其提供了強大的理論支撐。

表7 旋轉后的成分矩陣

提取方法：主成分分析法，旋轉方法：凱撒正態(tài)化最大方差法。

a. 旋轉在6次迭代后已收斂。

2.2.1 教學成果因子 農村體育教師在教育教學中，通過重點師范院校的體育專業(yè)學習，理解相關體育教學專業(yè)理論，能夠正確的運用體育教學專業(yè)知識去解決教學中實際出現(xiàn)的問題，能夠正確的指出學生在學習過程中產生錯誤動作的原因，農村體育教師能夠正確的運用教育教學規(guī)律、方法充分發(fā)揮人的主觀能動性，讓教學成果更為顯著，成為讓學生和家長都滿意的人民教師。

2.2.2 內容知識因子 通過學習體育專業(yè)學科知識，農村體育教師應該正確的運用教學方式、掌握體育與健康課程標準把所學應用到體育教學實踐當中去，去解決體育教學出現(xiàn)的具體問題，通過人體身心發(fā)展規(guī)律，選擇相應的體育教學內容進行體育教學。

2.2.3 學生知識因子 是指學生根據(jù)已有的體育學知識去解決生活當中一系列實際問題提供有效的反饋，在課余加強體育知識與技能的學習，增強自身體質健康并取得父母的支持。在解決問題的過程中不斷進行實踐反思，擴大知識的應用寬度和范圍養(yǎng)成獨立思考的意識。

2.2.4 情景知識因子 農村體育教師在教學中應培養(yǎng)良好的體育教學氛圍能對學生產生潛移默化影響，能充分利用現(xiàn)有的體育教學資源，根據(jù)體育與健康課程標準開足體育課，根據(jù)義務教育課程設置實施方案1-2年級每周4節(jié)體育課，3-6年級和初中每周3課時，高中每周2課時，進行多樣化的體育教學促進學生身心全面發(fā)展。

2.2.5 四個維度相關性分析 通過對農村體育教師PCK研究，計算四個維度的得分與總得分，從下表8可以看出，問卷中四個維度均有中度的相關關系，教學成果維度與內容知識、學生知識維度、情景知識維度呈現(xiàn)出顯著的正相關關系，四個維度相關系數(shù)為0.641-0.720，而各維度與量表總分系數(shù)為0.847-0.886，同是表明本問卷存在中度的相關。

表8 體育教師PCK各維度之間、維度與總分的相關矩陣表

注：**表示在0.05的水平上統(tǒng)計顯著；***表示在0.01的水平上統(tǒng)計顯著。

3 驗證性因子分析

根據(jù)探索性因子分析，得出了“農村體育教師PCK”4個維度，同時本文運用AMOS24.0，對正式問卷進行驗證性因子分析，從而驗證這一模型。

3.1 模型參數(shù)估計

根據(jù)Bogozzi和Yi提出的標準對模型擬合度進行估計：（1）誤差方差不能為負數(shù)；（2）潛在變量與指標變量的指標負荷量介于0.5至0.950之間；（3）標準誤盡量越小越好；（4）所有誤差變異必須達到顯著水平[9]。從下表9中可以看出未標準化回歸系數(shù)介于0.914-1.181之間，其標準化回歸系數(shù)介于0.745-0.873之間。標準誤介于0.081-0.121之間，數(shù)值很小，CR介于8.574-11.287之間，且P值<0.001。從而可以看出模型基本擬合。

表9 驗證性模參數(shù)數(shù)估計值表

注：***代表P<0.001

3.2 模型評價

本文根據(jù)絕對指標對模型進行評價常用的擬合度指標有：擬合優(yōu)度卡方檢驗、卡房自由度比（c2/df），模型可接受的范圍為2：1到5：1之間，小于2模型質量較為理想，2-5表明模型可接受，大于5則說明模型需要調整。擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）值在0-1之間，GFI在0.9以上較為理想，漸進殘差均方和平方根RMSEA為0.085小于0.1；比較適配指數(shù)CFI為0.950；增值適配指數(shù)IFI為0.950；其中CFI、NFI、TLI、IFI均要大于0.9以上說明達到理想水平，而本研究CFI、NFI、TLI、IFI模型擬合基本良好擬合指數(shù)見下表10。

表10 體育教師PCK驗證性因數(shù)分析擬合指數(shù)表

通過驗證性因子分析的檢驗，以及上述的擬合指數(shù)，可以看出農村體育教師PCK各項指標符合統(tǒng)計學要求表示模型整體較好，可以被接受結構方程模型及標準化系數(shù)，如下圖3所示。

圖3 體育教師PCK四個維度標準化系數(shù)模型圖

4 基于多元回歸分析農村體育教師PCK

4.1 相關性檢驗

通過SPSS24.0對變量進行相關檢驗，首先對教學成果因子、內容知識因子、學生知識因子、情景知識因子進行正態(tài)分布檢驗，結果見下表，通過Shapiro-Wilk和帶正態(tài)分布的直方圖、P-P圖，按照α=0.05水平下p<0.01拒絕原假設，所以數(shù)據(jù)均不滿足正太分布，采用斯皮爾曼進行相關性檢驗。

表11 Tests of Normality

a. Lilliefors Significance Correction

從上表8可以看出四個變量均有較為明顯的正線性相關，斯皮爾曼相關系數(shù)均為0.641-0.720之間，同時也預示著變量之間可能存在共線性問，因此需要進行TOL和與VIF進行檢驗。

4.2 共線性診斷

通過變量之間的相關性檢驗，各變量之間存在著相關關系，因此需要對變量之間是否存在共線性進行判定，在回歸模型中如果TOL值小于0.1，VIF大于10，則預測變量之間存在共線性問題。通過對本文的研究表明VIF值<10，CI（條件指數(shù)）<30，則不存在共線性問題。

表12 共線性指標表a

a. 因變量：教學成果因子

4.3 模型公式

通過上述對模型的共線性進行檢驗，本研究以教學成果因子為因變量（Y），內容知識因子（X1）、學生知識因子（X2）、情景知識因子（X3）做自變量，建立多元回歸模型：Y=a+b1X1+b2X2+b3X3

其中，X代表因變量、a為常數(shù)量、b非標準化系數(shù)。

4.4 模型診斷

運用SPSS24.0對農村體育教師PCK多元回歸分析后可見下表13和表14。

表13 農村體育教師PCK多重線性回歸結果分析表

表14 模型擬合表

a. 預測變量：（常量），學生知識因子

b. 預測變量：（常量），學生知識因子，內容知識因子

c. 因變量：教學成果因子

從而得出教學成果因子（Y）=2.088+0.645*學生知識+0.645*內容知識。從上表可以看出R2=0.810，調整后的R2為0.806，表示2變量可以解釋教學成果因子的80.6%，擬合度較好，其中F=227.890，P<0.00，拒絕原假設差異顯著線性回歸模型具有有統(tǒng)計學意義。同時T=8.129、6.574，p<0.05有統(tǒng)計學意義，則說明學生知識、內容知識，對教學成果存在顯著的正向影響。

圖4 標準化殘差圖

圖5 正態(tài)分布P-P圖

從標準化的殘差圖與散點圖中我們也可以看出，參差主要有規(guī)律分布于-2至2之間，則可以說明殘差獨立，從標準化的殘差正態(tài)P-P圖，我們也可以看出，殘差滿足正態(tài)分布，通過表中我們也可以看出德賓沃森=2.069，表明殘差獨立。

5 不同層次農村體育教師PCK發(fā)展差異

5.1 不同性別農村體育教師PCK差異分析

如表15，由教師成果維度、內容知識維度、學生知識維度、情景知識維度從上表11可以看出四個維度均不滿足正態(tài)分布，本研究采用Mann-Whitney U檢驗。教師成果維度男性教師中位數(shù)為21，Z為-1.829，P>0.05，無統(tǒng)計學意義，同理可得學生知識維度、情景知識維度差異均不顯著無統(tǒng)計學意義。從下表中可以看出內容知識Z為-2.331，P<0.05，差異顯著，則說明在內容知識維度不同性別的體育教師PCK存在顯著差異。

表15 不同性別農村體育教師PCK摘要表

5.2 不同年齡農村體育教師PCK差異分析

如表16，由非參數(shù)Kruskal-Wallis單因素NAOVA檢驗得知教師成果維度、內容知識維度、學生知識維度P>0.05，無統(tǒng)計學意義。情景知識維度P<0.05，差異顯著通過Kruskal-Wallis單因素NAOVA檢驗多重比較發(fā)現(xiàn)，情景知識H值為8.703，因此我們對子集1和子集2采用標記字母法，本研究發(fā)現(xiàn)25歲以下、26-35歲、36-45歲差異不顯著，而子集46-55歲對情景知識維度差異顯著，同時發(fā)現(xiàn)25以下大于36-45、26到35歲的大于25歲、46-55大于25歲，而46-55歲對25歲以下、26-35歲、36-45歲差異顯著。

表16 不同年齡農村體育教師PCK摘要表

5.3 不同學歷農村體育教師PCK差異分析

如表17，由非參數(shù)Kruskal-Wallis單因素NAOVA檢驗得知教師成果維度、內容知識維度、學生知識維度P>0.05，無統(tǒng)計學意義。則說明不同學歷農村體育教師PCK對教學成果、內容知識、學生知識、情景知識維度差異不顯著。

表17 不同學歷農村體育教師PCK摘要表

5.4 不同職稱農村體育教師PCK差異分析

如表18，由非參數(shù)Kruskal-Wallis單因素NAOVA檢驗得知教師成果維度、學生知識維度P>0.05，而內容知識維度、情景知識維度P<0.05，拒絕原假設差異顯著，通過兩獨立樣Kruskal-Wallis單因素NAOVA檢驗多重比較對子集1、子集2和子集3采用標記字母法，研究發(fā)現(xiàn)具有高級教師職稱對內容知識維度產生顯著差異且高級教師職稱大于二級教師職稱教師。同理我們可以得出研究發(fā)現(xiàn)具有高級教師職稱對情景知識維度產生顯著差異且高級教師職稱大于二級教師職稱教師。

表18 不同職稱農村體育教師PCK摘要表

5.5 不同學校層次農村體育教師PCK差異分析

如表19，由非參數(shù)兩獨立樣本Kruskal-Wallis單因素NAOVA檢驗得知教師成果維度、內容知識維度、學生知識維度當P>0.05，無統(tǒng)計學意義。則說明不同學歷農村體育教師PCK對教學成果、內容知識、學生知識、情景知識維度不存在顯著的差異。

表19 不同學校層次農村體育教師PCK摘要表

6 建 議

6.1 農村體育教師專業(yè)學科知識應與體育課程標準相互結合

在新課程標準中，體育教師專業(yè)學科知識應與體育課程標準的發(fā)展相互結合，體育教學方案的設計要結合學生的身心發(fā)展特征，才能達到教學目標，體育學科專業(yè)知識包括專業(yè)理論與專業(yè)技能知識要運用專業(yè)理論知識和專業(yè)技能知識與體育課程標準相結合才能設計出相應的教案和教學方法來促進學生對運動技術的掌握和對運動技術理論知識的理解，培養(yǎng)學生的終身體育意識。

6.2 重視開發(fā)與利用當?shù)伢w育教學資源

農村體育教師要重視開發(fā)與利用當?shù)伢w育教學資源，這也是農村體育教師學習培訓的重要組成部分，體育課程知識豐富的農村體育教師能根據(jù)學生的身心發(fā)展特點制定好相應的教案，能充分利用現(xiàn)有的體育教學資源促進學生身心全面發(fā)展，因此應該加強對現(xiàn)有的體育教學資源與開發(fā)農村校本體育課程，進行多樣化的農村體育教學。

6.3 構建“學習體育知識”—“深入體育教學實踐”—“應用體育知識”體育教學模式

農村體育教學反思后的實踐是PCK形成的重要基礎，也是農村體育教師走向成熟型教師的重要標志，PCK的形成需要不斷的學習體育知識，進行教學反思、深入體育教學實踐把所學的體育知識運用到生活實際當中去，來促進PCK的形成。我們要加強體育教學反思后的實踐，在教學過程中根據(jù)學生不同的特點和身心發(fā)展需要來組織教學內容。

6.4 建立PCK農村體育教師評價多元化

PCK視域下，不僅要注重農村體育教師教學評價方式多元化，而且要形成自我教學評價、診斷性教學評價、總結性教學評價，學會在自我體育教學中進行教學評價和教學反思，注重教師專業(yè)知識的掌握情況，提高農村體育教師教育教學能力、提高自身素養(yǎng)。形成學科知識理論評價+教學技能評價+教學反思后實踐評價模式。

7 結 語

PCK是農村體育教師必須要學習掌握的重要內容，也是專業(yè)學科知識的核心領域，對農村體育教師的發(fā)展具有推動作用。PCK視域下農村體育教師需要不斷的進行教學反思、教學實踐、加強體育學科知識能力的學習、建立多元評價的教學模式。只有這樣才能不斷的提高農村體育教師的教學能力和教學素養(yǎng)，才能成為一名優(yōu)秀的體育教師，達到學以致用，為祖國薄弱的農村體育教育事業(yè)做出一份貢獻。

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Research on PCK of Rural Physical Education Teachers from the Perspective of “RURAL Revitalization Strategy”——Take Butuo County, Sichuan Province as an Example

HU Yiliang1, ZHOU Zhihui2

1.School of Physical Education, Yunnan Normal University, Kunming Yunnan, 650500, China;2.Luogu Township People’s Government of Butuo County, Liangshan Sichuan, 610000, China.

In the report of the 19th National Congress of the Communist Party of China, General Secretary Xi proposed the strategy of rural revitalization, which provides a new opportunity for the development of rural sports. PCK is a professional subject knowledge of teachers. Learning PCK teaching theory is helpful to promote the practicability and effectiveness of teachers' teaching reflection practice. The research mainly uses questionnaire survey, literature, interview, mathematical statistics and other methods for quantitative research. Exploratory factor analysis and confirmatory factor analysis are used to construct the multiple regression of PCK for rural PE teachers Model, using nonparametric test for difference analysis. This paper puts forward the combination of professional subject knowledge and physical education curriculum standard of rural physical education teachers, pays attention to the study of physical education and health teaching materials, develops and utilizes physical education curriculum resources, constructs the teaching mode of “l(fā)earning physical education knowledge” – “in-depth teaching practice” – “Application of physical education knowledge”, and establishes the pluralism of PCK rural physical education teaching evaluation, so as to promote the development of rural physical education teachers in the future Provides the way forward.

Rural revitalization strategy; PCK; Rural physical education teachers

G807.01

A

1007―6891（2021）06―0119―08

10.13932/j.cnki.sctykx.2021.06.27

2019-12-19

2020-03-19