文/李蔚 劉鑫雨

（1.青島西海岸新區(qū)建工小學 山東 青島 266000；2.蘇州大學教育學院 江蘇 蘇州 215123）

2020 年10 月，中共中央、國務院印發(fā)了《深化新時代教育評價改革總體方案》，但是用分數(shù)給學生貼標簽的做法仍然存在。教師對教學活動中的他人產(chǎn)生的片面態(tài)度，這種態(tài)度使教師在判斷上偏離本真事實、在情感上出現(xiàn)好惡、在行為傾向上存在親疏的行為被叫做教學偏見。教學偏見最典型的體現(xiàn)就是對“優(yōu)生”和“差生”的偏見。以往研究中對義務教育階段教師教學偏見的調(diào)查研究還有待完善，同時，因?qū)嵺`調(diào)查樣本數(shù)量、抽樣范圍有限，也使總體理論研究的深度、廣度受到一定影響。有鑒于此，本文以義務教育階段的教師與學生為研究對象，對其感知到的教學偏見問卷編制與信效度進行研究與分析。

一、對象與方法

項目編制階段，本研究通過對教學偏見的文獻進行了梳理，并結合20 名中小學生的訪談，收集編制初測問卷題項資料初步編制了63 道題目，并在心理學專家的指導下對題目進行語言修飾以及刪減后保留了30 道題目。采用里克特6 點計分，1-6依次代表“從不-總是”，采取正反向計分相結合的方式。修改部分題目表述后，形成教師版教學偏見問卷與學生版教學偏見問卷。兩問卷獨立進行施策。

教師版問卷通過滾雪球抽樣法邀請研究對象，被邀請者在線填寫調(diào)查問卷考慮城鄉(xiāng)、性別、所教年級等因素選取10 名研究對象作為“一級種子”，以區(qū)分更多異質(zhì)性的研究對象，使樣本抽樣更具可信度。一級種子將問卷轉(zhuǎn)發(fā)給其認為適合接受調(diào)查的10 名同伴作為“二級種子”，二級種子將問卷發(fā)布在自己的社交平臺，如微信朋友圈等。測驗共回收問卷160 份，其中有效問卷153 份，有效率95.63%。

學生版問卷采用整群抽樣，對徐州市某公立小學和初中的六個班級采取整群抽樣，共發(fā)放問卷237 份，有效問卷220 份，有效率92.83%。

采用SPSS22.0 和AMOS22.0 對所得數(shù)據(jù)進行整理分析，對問卷的信效度進行檢驗。

二、結果

借鑒教學偏見相關研究和石歐《教學病理學》專著作，初步整合教學偏見問卷的維度結構如下：本問卷由言語交往偏見、行為交往偏見、刻板印象偏見三個分問卷組成。其言語交往偏見分問卷由言語交往機會（如“更多地將回答問題的機會給成績好的學生”）、言語交往態(tài)度（如“與成績好的學生相比，我和成績不好學生說話的威嚴感更重”）等10 道題目；行為交往偏見例如“成績好的學生的座位總是安排在中間或者靠前”、“好學生的作業(yè)，會更仔細地批改、檢查他們的答題細節(jié)”等10 題；刻板印象偏見包含“成績不良的孩子通常是懶惰的”、“成績不良學生更喜歡打網(wǎng)絡游戲”等10 題。

首先，將初測問卷的反向計分題進行轉(zhuǎn)換，然后計算出被試言語交往偏見維度總分、行為交往偏見維度總分和刻板印象偏見維度總分。對問卷總分采進行臨界值比較，結果表明，高分組與低分組均值差異做獨立樣本t 檢驗：F=70.429，方差齊性，t=38.224,P<0.001 差異極其顯著。

其次，本研究考察題項與分問卷總分相關，以此來進一步篩查題項。本研究通過雙變量相關分析發(fā)現(xiàn)30 個題項與維度總分的相關系數(shù)均達標（r>0.400）保留所有項目。

研究問卷的題項數(shù)目為30，教師答卷有效問卷為153 份，學生答卷有效問卷為220 份，預測樣本數(shù)目與問卷題項數(shù)目的比例為 12.43：1，初步確定適合進行因素分析。本研究分兩步對問卷結構的適合性進行驗證，第一步先用二階探索性因素分析探討各分問卷的內(nèi)部結構；第二步，再用驗證性因素分析探討個分問卷與總問卷的結構關系。

根據(jù) Kaiser 的建議，KMO 應該大于0.5 才適合進行因素分析。對總問卷進行探索性因素分析時，結果發(fā)現(xiàn) KMO 值為 0.958（>0.800）；Bartlett’s 球形檢驗的χ2 值為8062.714（P<0.001），進一步表明適合進行因素分析。

進行探索性因素分析時，共提取到4 個因素，前4 個共同因素的特征值均大于 1 且累積解釋變異量為64.004%（>50%），其中C6 單獨顯著歸于一個因子，將之進行剔除，其余題目基本保證了總體內(nèi)容效度。

將所得數(shù)據(jù)按照項目分析的三個維度進行驗證性因素分析，采用 Amos22.0 對數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析，并利用MI 值進行修正。結果發(fā)現(xiàn)：λ 2／df=1.63，RMSEA=0.06，IFI=0.92，TLI=0.91，CFI=0.93，驗證性因素分析的各項指標均表明問卷模型適配良好，結構效度較好。

采用正式施測回收的377 份問卷數(shù)據(jù)來對正式問卷的同質(zhì)性信度和半分信度進行檢驗。結果表明，問卷總信度為0.96，其中言語交往偏見內(nèi)部一致性信度0.91，行為交往偏見為0.89，刻板印象偏見為0.96，符合測量學標準。

教師回收問卷中，其中女教師回收問卷118 份、男教師35份，平均年齡為39.84±10.57 歲，平均教齡17.25±11.74 年，65名班主任，88 名任課教師。學生問卷中，女性占49.46%，男性占50.54%，小學占47.96%，初中占52.04%。學生感知到的教學偏見總體大于教師自評的教學偏見（t=4.34,p<.001），在言語交往（t=6.42,p<.001）與行為交往（t=4.90,p<.001）兩分維度差異顯著。

三、討論

以往關于教學偏見的相關研究主要從教育相關理論出發(fā)，例如李中杰、任勤在編制中學數(shù)學教學偏見調(diào)查問卷中，從學生層次、教學態(tài)度、師生交流、課堂教學、教學評價等維度入手設置題目；易苗、蔣祥輝、扈琨認為教學偏見具有主觀經(jīng)驗性，尤其體現(xiàn)在教師對優(yōu)生與差生之間區(qū)別對待，主要通過外觀、教學態(tài)度、課堂提問、數(shù)學思維、教學評價、人際交往等方面體現(xiàn)，同時還列舉了多個示例來證明教學偏見的存在；石鷗認為教學偏見來源于不同的教師期望，體現(xiàn)在長相外觀、作為排列、課堂提問、人際交往等方面；張增田提出，教學偏見主要體現(xiàn)在作為排列、課堂提問、信息發(fā)聵、教學評價等四個方面；李小燕從客觀環(huán)境、人際關系、數(shù)學學習四個方面分析了教學偏見的存在。本研究再此基礎上，從心理學角度出發(fā)，從師生互動過程種的的言語、行為角度進行分析。

教學偏見最典型的體驗就是對“優(yōu)生”和“差生”的偏見。教師會根據(jù)自己的期望，從簡單的座位排序到復雜隱秘的教學態(tài)度題現(xiàn)出教學偏見。教學偏見也會影響教師對學生的觀點態(tài)度，例如易苗，蔣祥輝，扈琨在指出教學偏見的主觀經(jīng)驗時就寫道，“又如教師認為成績差的學生之所以成績差是他們平時懶惰，不愛學習造成的”。除此之外，在教師已有的教學經(jīng)驗中，許多成績差的學生一般在學習或生活中表現(xiàn)出行為不良，因此很有可能從成績的不良引發(fā)出道德品性的評價，例如懶惰、不誠實，形成一種固化的刻板印象偏見。這種偏見與言語、行為相比更為隱秘。

對于偏見的感知，教師感知到的偏見明顯要比學生要少。這主要可能由于教師有時候?qū)ψ约阂恍撘庾R的表達沒有注意。例如，在學生集體回答問題之后將贊許的目光更多的給成績優(yōu)秀的學生，以及在資源上給予成績好的學生更多的支持，例如給成績優(yōu)異的學生的座位排在靠前的位置。但是對于學生而言，他們對于教師的這些差異對待有所感知。

行為交往偏見、言語交往偏見師生間的感知存在顯著差異，但是對于刻板印象偏見差異卻沒有達到顯著。說明對于外在交往態(tài)度（言語/行為）偏見雙方感知存在顯著，但是對內(nèi)在態(tài)度，即刻板印象，師生間一致性較高，普遍認為對于成就優(yōu)秀的學生教師積極的刻板印象較多，成績較差的學生，消極的刻板印象較多。

四、總結

本研究編制的《教師教學偏見》問卷具有良好的信效度，可作為研究義務教育階段教師教學偏見的測量工具。對于教師的偏見問題應加以引導。歸納如下：

1.回歸“學生中心”的教學理念。對于學生的考評方式多元化，強調(diào)德智體美勞全面發(fā)展的素質(zhì)教育。

2.教師考核方面多元化。對于教師的考核不單以學生的成績?yōu)橹笜耍瑧C合考慮教師的課程的創(chuàng)新性與趣味性，以及教師在學生中的魅力。

3.增加師生間課堂之外的互動。通過課堂之外的互動，增進師生間的相互了解，使學生、老師的形象在彼此的心中更加生動豐滿。