王晶晶，朱仰涵，徐學?

（1.韓山師范學院 教育科學學院，廣東 潮州 521041；2.佛山市南海區(qū)里水鎮(zhèn)和順中心小學，廣東 佛山 528200）

近年來，有關(guān)教師教學信念的研究方興未艾，其內(nèi)涵和測量成為學界著力探索的重要方向.教學信念是指教師對教學情境中各因素進行管理時所持的信以為真的心理傾向［1］，表現(xiàn)為教師在教學場景中涉及到的認知、態(tài)度、觀念與行動的總和.趙昌木認為，教學信念是教師專業(yè)素質(zhì)的核心組成部分，是教師精神世界的統(tǒng)帥和靈魂，對教師的專業(yè)發(fā)展起著動力性、基礎(chǔ)性、先導性、全面性的作用［2］.在教學場域，教師通過改變自身的信念和知識，提升其專業(yè)素養(yǎng)，從而改善課堂教學，以促進學生的學習［3］.當前，關(guān)于教師教學信念的研究視角呈現(xiàn)多元化的顯著特征，其中具代表性的有三種：一種是中心要素視角，這種視角的分野以教師與學生兩種角色何者處于中心位置為標志［4］；第二種是價值評價視角，這種視角主要包括兩組相互對立且取向鮮明的價值判斷，即教師教學信念傾向于傳統(tǒng)還是進步/開放［5］、正確或者錯誤［6］；第三種是過程結(jié)構(gòu)視角，研究者一方面關(guān)注教師對教學過程中涉及到的多種因素的信念，另一方面積極探索教師教學信念的內(nèi)在結(jié)構(gòu)［7］.

為了掌握教學信念的規(guī)律與特征，研究者依據(jù)不同的研究視角選用研究方法進行測量與分析.如張樂采用問卷調(diào)查法進行研究后，認為目前小學英語教師的教學信念仍以教師為中心［8］；吳金航采用個案研究法，以6 位小學特級教師為被試展開研究，發(fā)現(xiàn)同一教師兼有傳統(tǒng)和進步的教學信念，但傾向進步型［9］；程明喜、馬云鵬結(jié)合觀察法與訪談法，從“數(shù)學的認識、教師教學、學生學習、學生學習成就評價”等4 個層面，探究澳門小學數(shù)學教師教學信念“言行不一致”的現(xiàn)狀及其主要影響因素［10］.研究方法的多樣性為人們了解教師教學信念提供了多種途徑，但基于研究工具的文化適應(yīng)性、經(jīng)濟性和可操作性等適切性的考量，合適的研究工具對于通達教師教學信念的內(nèi)在空間尤為重要.標準化的自陳量表科學有效、操作簡便，尤其適合大樣本的信息采集，即使施測者受時空局限不能現(xiàn)場施測，亦能通過網(wǎng)絡(luò)方式完成大規(guī)模調(diào)查工作，是一種較為理想的測量工具.然而，當前有關(guān)教師教學信念的研究中，所用量表大多引自其他國家或地區(qū)，或者是編制時間較早、缺乏針對具體學段的研究工具.小學階段是義務(wù)教育的起始階段，蘊含著諸多發(fā)展的關(guān)鍵期，提高小學教育質(zhì)量已成共識.小學教師在課堂上采用什么樣的教學行為、秉持什么樣的教學態(tài)度，以及做出什么樣的教學決策，都與其教學信念息息相關(guān).編制一份適合中國本土小學教師的教學信念量表，作為調(diào)查、分析和研究小學教師教學信念的工具創(chuàng)新，是推動國內(nèi)小學教師教學信念研究走向深入的有益嘗試.

1 理論構(gòu)想

教學信念內(nèi)隱于教師的觀念之中，不易直接觀測.然而，人們的信念通常會通過其外顯行為得以外化.在前人的理論與相關(guān)研究中，教師的認知水平、行為特征與心理因素均是通達教師教學信念的重要通道.基于相關(guān)理論、專家意見和小學教師的職業(yè)角色及工作特征，本研究就小學教師教學信念的結(jié)構(gòu)，提出包括角色認知、協(xié)助學習、關(guān)系優(yōu)化、自我效能等四個維度的理論構(gòu)想.

1.1 角色認知

認知是信念產(chǎn)生與行為發(fā)生的前提，是教師教學信念的基礎(chǔ).從某種意義上來講，教學信念是教師認知的一種具象認知形態(tài)［11］，集中體現(xiàn)在“教師中心”和“學生中心”的角色判斷中.其中“教師中心論”認為教師向?qū)W生輸出知識，學生被動接受，學生只是被動的學習者［8］，而“學生中心論”則主張關(guān)注學習者個體的經(jīng)歷、背景、天賦、興趣、能力和學習體驗等［12］.盡管當前“學生中心論”得到普遍認可，但一些調(diào)查仍然發(fā)現(xiàn)部分小學教師持“教師中心”的教學信念［4］，這一教學信念甚至在入職后有增長趨勢［8］.可見，在考察教師教學信念時，角色認知是需要重點厘清的涉及認知層面的維度.在教師教學信念中，角色認知主要涉及教師是如何定位師生角色、如何看待不同角色所賦予師生的使命等內(nèi)容.

1.2 協(xié)助學習

除認知之外，教師行為亦與教學信念關(guān)系密切.知信行理論描述了人的知識、信念、行為的作用方向和工作過程，認為信念是行為的預(yù)測變量［13］，但也有研究認為這一作用方向可能相反，即教師行為促進了教學信念的形成與發(fā)展［14］.此外，行為還被看成是信念的成分之一［15］.由此可見，行為既是踐行教師教學信念的落腳點，又是生成教學信念的來源，同時也是教師教學信念的外在表征.在教學情景中，教師是學生的學習指導者.協(xié)助學生學習是教師教學行為的核心成分，是踐行“學習觀”的過程.將協(xié)助學習作為考察教師教學信念的重要因素，能更大程度上通達教學信念的內(nèi)部世界.作為教師教學信念的行為層面，主要包括教師在教學中如何看待學生學習、如何協(xié)助學生學習等內(nèi)容.

1.3 關(guān)系優(yōu)化

師生關(guān)系是教育教學過程中最重要、最基本的人際關(guān)系，是教學信念的重要組成部分［16］.有研究認為，健康的課堂氣氛建立在與學生培養(yǎng)良好關(guān)系的基礎(chǔ)之上，能促進學生的學習積極性，從而減少不良課堂行為的發(fā)生率［17］.因此，教師的首要任務(wù)就是建立積極向上的師生以及同學關(guān)系并予優(yōu)化，促成建設(shè)性的課堂氣氛.在信息技術(shù)發(fā)展日新月異的今天，師生關(guān)系在時空上均得到拓寬，有研究者提出，教師作為教學的主導者，應(yīng)將促進“師生社會關(guān)系、師生教學關(guān)系和師生心理關(guān)系等三種師生關(guān)系”的和諧發(fā)展視為網(wǎng)絡(luò)社會中師生關(guān)系發(fā)展的終極目標和根本出發(fā)點［18］.相較于師生關(guān)系的靜態(tài)特征，關(guān)系優(yōu)化還拓展了教師在看待和處理師生關(guān)系中的質(zhì)量元素.本研究中的關(guān)系優(yōu)化主要涉及教師如何看待師生關(guān)系、如何優(yōu)化師生關(guān)系.

1.4 自我效能

自我效能是教師教學信念的動力層面.在計劃行為理論中，自我效能被認為是教師教學信念的重要組成部分，真實而精準的自我效能感對行為意向能否轉(zhuǎn)化成行為具有較好的預(yù)測作用［19］.在一些關(guān)于教學信念的具體研究中，教師的自我效能亦被證明與教師教學信念密切相關(guān).如呂國光通過實證調(diào)查認為，教師的個體效能感影響教學信念的形成［20］；無獨有偶，楊帆、鐘啟旸以上海教師為被試的研究也得出類似結(jié)論［21］.俞國良、辛自強則將教師效能感明確為教師教學信念的組成部分［22］，其后趙昌木也提出大體相同的觀點［2］.基于前人研究結(jié)論，可將自我效能視為教學信念的組成成分.在本研究中，自我效能的內(nèi)涵含括教師對教學過程中能在多大程度上完成管理學生與知識傳授任務(wù)的主觀判斷.

2 量表的編制與應(yīng)用

2.1 項目池的建立及初步篩選

在中國知網(wǎng)以“教學信念”“教師信念”及“教育信念”等為關(guān)鍵詞進行檢索，收錄相關(guān)文獻中的量表題目，結(jié)合實踐經(jīng)驗形成一個包含400 道題的項目池，然后根據(jù)以下流程進行增刪：首先，以教學信念的內(nèi)涵與外延、理論框架為基礎(chǔ)，對項目進行歸類整理，剔除明顯不適用于測量小學教師教學信念的項目；其次，請教8名相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜?，根?jù)建議對項目進行增刪，并調(diào)整部分項目表達方式，確保語言的準確與凝煉；再次，邀請20名一線小學教師對項目進行在線試測，根據(jù)所提建議剔除部分題目，調(diào)整部分項目表述.經(jīng)過幾輪探討，最終形成包含4 個維度76 個項目的初始問卷.問卷采用Likert五點量表計分，從“完全不同意”到“完全同意”依次記1-5分（反向題記分方式相反），得分越高表示教學信念越傾向于積極正向.

2.2 研究對象

采用方便抽樣，獲得四個樣本.樣本一的被試是200 名小學教師，其中有效被試194 名，有效率97%.男性81 名（占41.75%），女性113 名（占58.25%）.平均年齡22.64±3.45 歲.被試來自廣東省深圳市、清遠市以及揭陽市.樣本一的被試主要用來進行問卷預(yù)試.

樣本二和樣本三的被試是720 名小學教師，其中有效被試681 名，有效率94.58%.被試來自華東（青島市141 名，占20.70%）、華北（晉城市120 名，占17.62%）、華中（長沙市113 名，占16.59%）、華南（潮州市176 名、汕頭市131 名，各占25.84%、19.24%）；男性139 名（占20.41%），女性542 名（占79.59%）；學校所在地為城市、城鎮(zhèn)、農(nóng)村的占比分別為34.80%、27.46%、37.74%；平均年齡34.62±12.41 歲.隨機抽取一半被試339 人作為樣本二，進行項目分析與探索性因素分析，再將其余的342名被試作為樣本三，對數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析.

樣本四的被試是340 名小學教師，其中有效被試330 名，有效率97.06%，都來自廣東省潮州市.其中男性115名（占34.85%），女性215名（占65.15%），平均年齡38.13±8.78歲.樣本四的被試主要用來進行量表初步應(yīng)用.

2.3 結(jié)果與分析

項目預(yù)試.為保證自編問卷項目質(zhì)量，在編制完成之后，先邀請樣本一進行預(yù)試與分析.重點就題目的表達是否明確、是否有歧義、是否有效等進行調(diào)查.結(jié)果表明，絕大多數(shù)題目表述凝練，合理有效.但對于項目“教學信念一旦形成將很難改變”是否可以測出小學教師教學信念，各位教師意見并不統(tǒng)一.經(jīng)請教多位專家，決定予以剔除，剩余75 道題.采用SPSS 24.0 對剩余項目進行項目分析與探索性因素分析.

項目分析.為檢驗單個項目的適切性或可靠程度，采用項目分析對初始問卷中的75個項目進行質(zhì)量分析.首先，根據(jù)Pearson 相關(guān)法，計算各項目與總分間的相關(guān)系數(shù)，剔除相關(guān)系數(shù)小于0.3和大于0.7 的項目共計12 個；其次，為提高項目區(qū)分度，同時使用高低分組法進行檢驗，在對高低分組進行獨立樣本T檢驗后，6個項目未達統(tǒng)計學上的顯著水平（P＞0.05），部分驗證了相關(guān)法的剔除意見.

探索性因素分析.為探索量表的結(jié)構(gòu)，對項目分析后剩下的63個項目，采用主成分分析法萃取共同因素，變量間的相關(guān)性通過Bartlett 球形度檢驗.本研究中KMO=0.932，Bartlett 球形檢驗的χ2值為12 895.937（自由度1953，P<0.001），表明相關(guān)矩陣間有共同因素，適合進行因素分析.運用最大方差法加以旋轉(zhuǎn)以集中因子.為使因素的意義更加明確，并進一步保證項目的區(qū)分度，對項目的剔除參考以下5 項標準：因素負荷值小于0.4；共同度小于0.3；占兩個及兩個以上因素負荷，負荷值均大于0.4 且近似；少于3 個項目且特征根小于1 的因素；在同一因素內(nèi)，雖然因素負荷值達到標準，但與其它項目進行字面意義上分析對比之后，無法歸類的個別項目.經(jīng)過3 輪因素分析，剔除36個項目.由于剔除的題項較多，為檢查因素結(jié)構(gòu)是否發(fā)生變化，需要展開新一輪（即第4 輪）因素探索.對項目數(shù)據(jù)進行取樣適當性度量和Bartlet球形檢驗，結(jié)果表明KMO 值0.92，χ2值 為4 903.166 （自 由 度351，P<0.000），變量間存在共同因素，可以進行因素分析.本輪因素分析特征根值大于1 的共有4 項，且碎石圖顯示出4 個較為明顯的維度，累積方差貢獻率為58.99%，整理得出小學教師教學信念量表的構(gòu)成如表1所示.

表1 小學教師教學信念量表的因素構(gòu)成與項目共同度一覽表

因素命名.對照各因素組成及題干信息，可見第一個因素包含了教學評價、教學管理、教學方法、教材組織等協(xié)助學生學習的手段與方式，因而該因素命名為“協(xié)助學習”（共10 題，解釋了33.23%的變異量）；第二個因素包含了教師對學生以及自身的看法，因此該因素命名為“角色認知”（共8 題，解釋了各因素載荷矩陣13.90%的變異量）；第三個因素集中指向師生關(guān)系，以及教師對優(yōu)化師生關(guān)系的觀念與行動，因而該因素命名為“關(guān)系優(yōu)化”（共5 題，解釋了6.49%的變異量）；第四個因素下的題目涉及教師對自我能力的判斷、能否完成任務(wù)的預(yù)期等，故命名為“自我效能”（共4題，解釋了各因素載荷矩陣5.38%的變異量）.

驗證性因素分析.運用AMOS 26.0 統(tǒng)計軟件，對樣本三被試所填數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析（圖1），主要根據(jù)擬合指數(shù)與擬合模型的優(yōu)劣程度對量表的結(jié)構(gòu)加以檢驗.各項指標達到基本擬合要求，其中χ2/df=2.235，RMSEA=0.06，IFI、NFI、CFI均大于0.9.從四維度擬合模型圖來看，各維度高度相關(guān)且項目負荷量均大于0.48.綜合以上指標可知，該模型適配度良好，量表結(jié)構(gòu)合理，驗證了小學教師教學信念的多維結(jié)構(gòu)假設(shè).

圖1 小學教師教學信念量表驗證性因素分析圖

信度分析.Cronbach α系數(shù)是衡量量表內(nèi)部一致性的常用指標，用以檢驗各指標是否達到了量表測量的標準，驗證條目內(nèi)部的同質(zhì)性.對樣本三進行信度分析，結(jié)果表明：小學教師教學信念總量表信度達到0.80，各維度信度均在0.77以上（如表2所示），分半信度達0.83，表明量表的信度良好，量表及其各因子間具有較好的內(nèi)部一致性、穩(wěn)定性和可靠性.

表2 小學教師教學信念量表各維度信度一覽表

2.4 量表的初步應(yīng)用

為驗證所編《小學教師教學信念量表》的實效性，采用該量表對潮州市330 名小學教師進行調(diào)查.對收集到的數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，并將量表理論中間值作為參考標準，采用單樣本T 檢驗將被試得分與其進行比較，結(jié)果如表3 所示；對所獲數(shù)據(jù)進行相關(guān)分析，考察量表總分與各維度間的相關(guān)情況，結(jié)果如表4所示.

表3 小學教師教學信念描述性統(tǒng)計

表4 小學教師教學信念總量表與各維度的相關(guān)分析

綜合本研究調(diào)查結(jié)果與前人研究結(jié)論，發(fā)現(xiàn)潮州市農(nóng)村小學教師教學信念呈現(xiàn)以下水平特征：（1）從總體而言，農(nóng)村小學教師教學信念呈積極、發(fā)展的取向特征.已有研究表明，在信息技術(shù)環(huán)境下，積極、發(fā)展（建構(gòu)主義）的教學信念有利于教師教學效果的提高［23］，傳統(tǒng)的教學信念則不利于教學質(zhì)量的提升［24］，本研究結(jié)果提示被試群體總體上能滿足信息技術(shù)發(fā)展下對教師教學信念的訴求.（2）從結(jié)構(gòu)上來講，農(nóng)村小學教師教學信念在協(xié)助學習、角色認知、關(guān)系優(yōu)化、自我效能等結(jié)構(gòu)維度上均顯著高于理論中間值，且兩兩顯著正相關(guān)，說明研究對象在上述幾個維度均呈積極、發(fā)展的取向特征，且教學信念內(nèi)部結(jié)構(gòu)內(nèi)涵豐富、方向一致；（3）從比較視角來講，本研究所得出的研究成果，與徐學［25-26］等人以潮汕地區(qū)農(nóng)村幼兒教師、高校教師等為樣本的研究結(jié)果類似，但與張樂等人對西安小學教師為調(diào)查對象的研究結(jié)果不一致［8］，小學教師教學信念可能存在一定的區(qū)域差異.

3 結(jié)論與展望

本研究嘗試編制了小學教師教學信念量表：經(jīng)過探索性因素分析，形成了由協(xié)助學習、角色認知、關(guān)系優(yōu)化和自我效能等四個維度構(gòu)建的理論模型.經(jīng)驗證性因素分析，各維度擬合程度良好，驗證了理論假設(shè)，最終形成了四個維度27個項目的小學教師教學信念量表.進一步數(shù)據(jù)處理表明，該量表具有良好的信效度，可作為測量小學教師教學信念的有效工具.

一方面，就小學教師教學信念量表的編制而言，在量表編制的相關(guān)研究中，效標是一項經(jīng)常使用以表征新編量表效度的指標.在實際工作中，雖然教學信念與教學行為的關(guān)系得到大量研究支持，但目前還缺乏關(guān)于小學教師教學行為的經(jīng)典量表，因此無法為小學教師教學信念量表的編制提供合適的效標；此外，本研究的被試來自全國多個城市，但并未覆蓋西北、西南等地，由27個項目組成的小學教師教學信念量表對測量我國小學教師教學信念水平的應(yīng)用價值還有待檢驗.另一方面，教學信念作為教師信念系統(tǒng)的組成部分之一，與教師信念系統(tǒng)其他組成部分的互動關(guān)系，以及在信念系統(tǒng)中的作用還有待檢驗.