羅發(fā)智，張洋洋，王東博，史思遠(yuǎn)

(1.湖北師范大學(xué) 體育學(xué)院，湖北 黃石 435002；2.遼寧對(duì)外經(jīng)貿(mào)學(xué)院 通識(shí)教育學(xué)院，遼寧 大連 116052)

近年來，我國(guó)高度重視師范類專業(yè)建設(shè)，旨在大力提升師范類專業(yè)人才培養(yǎng)質(zhì)量。2020年9月教育部正式印發(fā)了《教育類研究生和公費(fèi)師范生免試認(rèn)定中小學(xué)教師資格改革實(shí)施方案》，力求規(guī)范引導(dǎo)師范類專業(yè)建設(shè)。隨后，又在《關(guān)于推進(jìn)師范生免試認(rèn)定中小學(xué)教師資格改革的通知(教師函〔2022〕1號(hào))》文件中對(duì)師范類專業(yè)認(rèn)證提出了具體要求：“有關(guān)高校要加大師范教育投入，完善師范生教育教學(xué)考核制度，強(qiáng)化師范生培養(yǎng)過程和結(jié)果質(zhì)量監(jiān)測(cè)，不斷提高師范生人才培養(yǎng)質(zhì)量”[1]。師范類專業(yè)認(rèn)證的核心是提高師范生人才培養(yǎng)質(zhì)量，而教學(xué)實(shí)踐能力是檢驗(yàn)師范生培養(yǎng)質(zhì)量的重要指標(biāo)，也是高校培養(yǎng)應(yīng)用型師范人才的關(guān)鍵一環(huán)[2]。體育師范生作為師范生的重要組成部分，是我國(guó)未來中小學(xué)體育教師補(bǔ)充的重要來源，其教學(xué)實(shí)踐能力關(guān)系到學(xué)校體育教學(xué)工作的順利開展，因而體育師范專業(yè)必須高度重視學(xué)生的教學(xué)實(shí)踐能力培養(yǎng)。然而，體育師范生的教學(xué)實(shí)踐能力不高仍是我國(guó)體育教師培養(yǎng)體系中的薄弱環(huán)節(jié)[3]。鑒于此，本文從體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展影響因素的角度入手，采用定性與定量相結(jié)合的研究方法，設(shè)計(jì)了《體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素結(jié)構(gòu)問卷》，探討了體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素及各因素之間的關(guān)系，以期為新時(shí)代的體育師范生教育和專業(yè)能力發(fā)展提供借鑒。

1 影響因素指標(biāo)的初擬

本研究的資料收集主要是通過中國(guó)知網(wǎng)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)，以“教學(xué)能力”“實(shí)踐教學(xué)能力”“實(shí)踐教學(xué)能力”“師范生教學(xué)實(shí)踐能力”等為詞檢索，時(shí)間范圍設(shè)置為2012～2022年，期刊類別設(shè)置為 “北大大核心”“CSSCI”，一共檢索出相關(guān)文獻(xiàn)96篇，經(jīng)泛讀后篩選出與“師范專業(yè)認(rèn)證”“體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素”緊密貼切的文獻(xiàn)共35篇，將35篇文獻(xiàn)以PDF的格式導(dǎo)入Nvivo12.0軟件中，通過閱覽資料中的模糊概念并進(jìn)行逐級(jí)編碼形成節(jié)點(diǎn)，然后針對(duì)已有的清晰概念建立核心指標(biāo)體系，最終整合歸納出體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素初始指標(biāo),共由4個(gè)維度分28個(gè)三級(jí)節(jié)點(diǎn)組成(見表1)。

表1 三級(jí)指標(biāo)編碼統(tǒng)計(jì)表(初始指標(biāo))

2 影響因素指標(biāo)的確立

2.1 指標(biāo)篩選

在Nvivo12.0軟件的輔助下，基于整體性、具體性和科學(xué)性等原則，以質(zhì)性研究過程中的相關(guān)文獻(xiàn)為基礎(chǔ)，參考《教師職業(yè)能力標(biāo)準(zhǔn)(2021 版)》等相關(guān)政策文件，通過對(duì)10位專家進(jìn)行兩輪問卷調(diào)查，逐步形成了初步的指標(biāo)認(rèn)可度。綜合兩輪專家的反饋建議認(rèn)為：首先，本研究在質(zhì)性研究過程中所提煉出的關(guān)聯(lián)式編碼10位專家均表示認(rèn)可。其次，將“學(xué)習(xí)伙伴”“學(xué)習(xí)氛圍”“教學(xué)內(nèi)容創(chuàng)新性”“教師性別”等9個(gè)達(dá)不到60%的二級(jí)指標(biāo)給予刪除處理；在此前提下對(duì)10位專家進(jìn)行第三輪問卷調(diào)查，結(jié)果顯示所有專家達(dá)成一致，最終擬定了4個(gè)核心指標(biāo)包含19個(gè)觀測(cè)指標(biāo)的體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素結(jié)構(gòu)體系(見表2)；另外，為了接下來的模型檢驗(yàn)，將19個(gè)觀測(cè)指標(biāo)設(shè)置相對(duì)應(yīng)的測(cè)量題項(xiàng)，測(cè)量問卷以線上的形式發(fā)放共收錄230份問卷，其中有效問卷221份，有效率96.0%.

表2 三級(jí)指標(biāo)編碼統(tǒng)計(jì)表(最終擬定)

2.2 信度分析

本研究采用了同質(zhì)性信度分析法中的克倫巴哈信度系數(shù)和CITC值檢測(cè)方法對(duì)問卷信度進(jìn)行檢驗(yàn)。通過SPSS軟件運(yùn)算測(cè)得問卷的整體信度為0.913，4個(gè)維度的Cronbach’s α 系數(shù)均大于0.8，且每個(gè)測(cè)量項(xiàng)的CITC值都不小于0.5，故無刪除測(cè)項(xiàng)，表明問卷具有良好的可靠性。

2.3 探索性因子分析

通過SPSS軟件，運(yùn)用主成分分析法(Principal Component Analysis，PCA)和方差極大旋轉(zhuǎn)法，進(jìn)一步篩選所保留的19個(gè)觀測(cè)變量。結(jié)果顯示：KMO值為0.907>0.70，且Sig值小于0.05，表明樣本適合做因子分析。另外，繼續(xù)運(yùn)用SPSS軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行“分析”——“降維”——“因子分子”，其中因子分析采用“主成分分析法”和“最大方差旋轉(zhuǎn)法”并設(shè)定特征值大于1，因子抽取量不做設(shè)定，經(jīng)運(yùn)算測(cè)得19個(gè)觀測(cè)指標(biāo)共抽取出4個(gè)主因子并對(duì)應(yīng)著體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展影響因素的4個(gè)維度。4個(gè)主因子的方差貢獻(xiàn)率為65.11%大于50%[4].接著將提取的4個(gè)關(guān)鍵因子進(jìn)行方差最大化旋轉(zhuǎn)，得到19個(gè)觀測(cè)指標(biāo)的正交因子載荷矩陣圖，可見每個(gè)指標(biāo)因子的載荷量都大于0.5且均為正數(shù)，表示19個(gè)觀測(cè)變量具有良好的解釋力(見表3)。

表3 旋轉(zhuǎn)后的因子矩陣構(gòu)成

3 體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素模型路徑分析

由表3得知，體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素由4個(gè)關(guān)鍵因子構(gòu)成，為驗(yàn)證其結(jié)構(gòu)模型的優(yōu)劣程度，對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。

3.1 模型檢驗(yàn)與適配度

通過Amos26.0軟件，運(yùn)用極大似然法(Maximum likelihood)對(duì)模型及問卷的信、效度進(jìn)行檢驗(yàn)。模型的優(yōu)劣程度一般采用擬合優(yōu)度指數(shù)(goodness of fit index)來反映[5]。因此，一個(gè)適配好的模型其擬合優(yōu)度指數(shù)可以滿足：1)RMSEA小于0.08，小于0.05表示擬合效果非常好；2)GFI、IFI、CFI均大于0.9；3)CMIN/DF在1～3范圍內(nèi)等[6]。

3.1.1 一階驗(yàn)證性因子分析和擬合度分析 根據(jù)質(zhì)性研究過程中歸納出的指標(biāo)因子來構(gòu)建模型，采用問卷調(diào)查的方式來收集模型檢驗(yàn)部分的數(shù)據(jù)，經(jīng)Amos估算獲得一階模型的運(yùn)算結(jié)果(圖1)，同時(shí)得到模型擬合優(yōu)劣情況。在模型的擬合結(jié)果中卡方自由度(CMIN/DF)值為1.533<5.0，表示模型適配度良好,并且CFI、IFI、GFI等相關(guān)指標(biāo)全部達(dá)標(biāo)，表示模型與調(diào)研數(shù)據(jù)契合度較好，模型反饋結(jié)果較有說服力。模型收斂效度一般從量表測(cè)量題項(xiàng)、因素負(fù)荷量、平均方差抽取量三方面驗(yàn)證。模型的收斂效度結(jié)果(見表4)。模型由4個(gè)核心因子構(gòu)成，包含19項(xiàng)觀測(cè)題目，問卷中的每道觀測(cè)題標(biāo)準(zhǔn)化因子載量都大于0.5，C.R.值也大于1.96且均在0.001水平上顯著；尤其是問卷中的每個(gè)指標(biāo)因子C.R.值都大于0.7，表明模型的組合信度較好；此外，每個(gè)指標(biāo)因子的AVE數(shù)值全部大于0.5，認(rèn)為模型的聚合效度也較好?；谏鲜龇治稣J(rèn)為可能存有高階因子存在，需要進(jìn)一步探討分析。

圖1 一階因子模型

表4 觀測(cè)變量信度、效度表

3.2 模型假設(shè)

根據(jù)質(zhì)性研究過程中歸納出的體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素，結(jié)合專家函詢、問卷調(diào)查和探索性研究的分析結(jié)果，提出體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素假設(shè)模型(表5)。模型框架表示變量間的交互影響關(guān)系，一階模型為學(xué)生因素、課程因素、環(huán)境因素及教師因素，共由4 個(gè)因子構(gòu)成，分別包括多個(gè)觀測(cè)指標(biāo)(各維度題項(xiàng))，二階模型為體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素。

表5 體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素理論假設(shè)表

3.3 二階擬合度分析

在一階4因子模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用Amos26.0軟件進(jìn)行高階因子模型分析，將各觀測(cè)變量的調(diào)研數(shù)據(jù)拖入Amos26.0軟件中，并設(shè)置對(duì)應(yīng)的殘差項(xiàng)。通過最大似然法估算，模型顯示出結(jié)果，說明模型被順利收斂，從而獲得體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素結(jié)構(gòu)方程模型(圖2)。

圖2 高階因子模型(標(biāo)準(zhǔn)化)

3.3.1 模型違反估計(jì)檢驗(yàn) 在模型擬合估計(jì)前，需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠襁`反估計(jì)[6]。檢驗(yàn)方法：1)判斷殘差項(xiàng)有無負(fù)值；2)檢查標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷量是否在0.5 ～0.95 之間；3)觀察標(biāo)準(zhǔn)誤差是否較大[7]。表6是該模型的誤差系數(shù)統(tǒng)計(jì)表，表7是該模型的參數(shù)估計(jì)值。其中，S.E.表示模型的標(biāo)準(zhǔn)誤差；臨界比(C.R.)表示t值，與P值相關(guān)，如果t的絕對(duì)值大于1.96表示參數(shù)估計(jì)值達(dá)到0.05顯著水平，如果大于2.59則表示該參數(shù)估計(jì)p值小于0.001的顯著水平。由表6可知，所有的變異系數(shù)值均為正數(shù)且P值小于0.001 顯著；由表7可知，參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值均符合要求，如體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展、學(xué)生因素、課程因素、環(huán)境因素和教師因素均大于 0.5且小于0.95.因此，本研究假設(shè)模型擬合良好。模型估算后所得出的核心參數(shù)值是否達(dá)標(biāo)決定了該模型的優(yōu)劣情況，從表7可知，模型的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)大于0.5且小于0.95，表明假設(shè)模型擬合良好。P值和 C.R.值檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷娘@著性，其中P值表示是否在 0.001 水平上顯著，而 C.R.值表示非標(biāo)準(zhǔn)化和S.E.標(biāo)準(zhǔn)誤差的比值。模型的誤差變異系數(shù)與參數(shù)估計(jì)值可以通過Amos中的“Estimates”功能區(qū)得知。

表6 假設(shè)模型誤差估計(jì)檢驗(yàn)表

3.3.2 模型擬合度檢驗(yàn) 經(jīng)Amos運(yùn)算高階模型的卡方自由度值為1.657，表明假設(shè)模型擬合結(jié)果較好，其他相關(guān)指標(biāo)GFI、CFI、RMSEA、AGFI、NFI、RFI值分別是：0.898、0.950、0.053、0.869、0.885、0.963，均達(dá)到建議值的標(biāo)準(zhǔn)。其中模型RMSEA 值接近良好標(biāo)準(zhǔn)，其余RFICFI、IFI也達(dá)到優(yōu)良水平。高階模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型整體擬合度達(dá)到了良好，通過檢驗(yàn)實(shí)證了本研究的影響因素假設(shè)模型。

3.4 模型路徑分析

模型的各假設(shè)關(guān)系和路徑系數(shù)均達(dá)到了顯著水平，表明模型得到了實(shí)證支持，各具體的指標(biāo)路徑系數(shù)(見表7)。本文通過實(shí)證研究確立了4個(gè)潛變量包含 19 個(gè)觀測(cè)量變量的結(jié)構(gòu)模型，依據(jù)Amos運(yùn)算結(jié)果：上述19個(gè)觀測(cè)變量對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展均具有正向影響，是體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的重要影響因素。其中一階模型實(shí)證表明：學(xué)生因素、課程因素、環(huán)境因素、教師因素4個(gè)核心因素遙相呼應(yīng)，交互影響。學(xué)生因素?課程因素(β=0.502，P=0.001)；學(xué)生因素?環(huán)境因素(β=0.622，P=0.001)；學(xué)生因素?教師因素(β=0.407，P=0.001)；課程因素?環(huán)境因素(β=0.555，P=0.001)；課程因素?環(huán)境因素(β=0.555，P=0.001)；環(huán)境因素?教師因素(β=0.629，P=0.001)。二階模型實(shí)證表明：4個(gè)理論假設(shè)全部通過了實(shí)證支持。學(xué)生因素對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展具有正向影響(β=0.658，P=0.001);課程因素對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展具有正向影響(β=0.766，P=0.001);環(huán)境因素對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展具有正向影響(β=0.810，P=0.001)；教師因素對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展具有正向影響β=0.778，P=0.001)。綜合一、二階模型的實(shí)證分析：教育教學(xué)基礎(chǔ)理論知識(shí)、運(yùn)動(dòng)技能水平、自我發(fā)展意識(shí)、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展具有正向影響，能夠很好地表達(dá)學(xué)生因素；課程考核與評(píng)價(jià)、課程目標(biāo)設(shè)置、課程教學(xué)內(nèi)容安排、課程教育學(xué)時(shí)分配、教育實(shí)習(xí)對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展具有正向影響，能夠很好地表達(dá)課程因素。教學(xué)環(huán)境與條件、教師職業(yè)就業(yè)前景、課外實(shí)踐機(jī)會(huì)、良好的師生關(guān)系對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展具有正向影響, 能夠很好地表達(dá)環(huán)境因素；教師職業(yè)道德、教師從業(yè)知識(shí)儲(chǔ)備量、教師運(yùn)動(dòng)技術(shù)水平、教師傳授經(jīng)驗(yàn)的能力、教師個(gè)人魅力對(duì)體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展具有正向影響，能夠很好地表達(dá)教師因素。

表7 體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素模型參數(shù)估計(jì)值統(tǒng)計(jì)表

3.5 指標(biāo)因子關(guān)系分析

根據(jù)擬合標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)計(jì)算獲得各潛在變量的影響程度。潛在變量相互間路徑系數(shù)可以認(rèn)為是因某一潛在變量的改變導(dǎo)致有關(guān)潛在變量變化的現(xiàn)象[8]。以體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素為例，學(xué)生因素的路徑系數(shù)是0.366，可以認(rèn)為學(xué)生因素增加100% 會(huì)使體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素提升 36.6%.以此類推，課程因素、環(huán)境因素、教師因素增加100%會(huì)使體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的影響因素提升47.9%、37.3%、46.1%.4個(gè)潛變量的影響權(quán)重占比由大到小分別為29.4%、28.3%、22.9%、21.8%，由此看出課程因素對(duì)師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展影響最大，其次是教師因素，再次是環(huán)境因素，最后是學(xué)生因素。

4 結(jié)論與建議

在師范專業(yè)認(rèn)證背景下，體育師范生應(yīng)重視自身教學(xué)技能發(fā)展水平，不斷深入理解《能力標(biāo)準(zhǔn)(2021版)》的內(nèi)涵，學(xué)習(xí)研究教育教學(xué)理論基礎(chǔ)知識(shí)，并將知識(shí)付諸于實(shí)踐，不斷推進(jìn)自身教學(xué)實(shí)踐能力的發(fā)展。在對(duì)體育師范教學(xué)實(shí)踐能力培養(yǎng)時(shí)，體育師范專業(yè)院校應(yīng)當(dāng)構(gòu)建合理的課程體系，建立科學(xué)嚴(yán)格的考評(píng)制度，拓展多元實(shí)踐平臺(tái)，增設(shè)理論知識(shí)與實(shí)踐教學(xué)相結(jié)合的環(huán)節(jié)，進(jìn)而培養(yǎng)提高學(xué)生對(duì)課堂教學(xué)的組織能力和知識(shí)與實(shí)踐相結(jié)合的能力。另外，高校應(yīng)注重教學(xué)資源的建設(shè)，加大教育經(jīng)費(fèi)投入，完善相關(guān)教學(xué)配套設(shè)施，為學(xué)生積極組織校級(jí)或院級(jí)教學(xué)技能比賽，增加體育師范生課后教學(xué)實(shí)踐的機(jī)會(huì)，通過比賽的形式不斷豐富學(xué)生的教學(xué)經(jīng)驗(yàn)，營(yíng)造一個(gè)良好的教學(xué)環(huán)境。在體育教學(xué)中教師應(yīng)不斷加強(qiáng)自身師德修養(yǎng)，提高師德認(rèn)識(shí)水平，塑造良好的教師人格形象，通過與學(xué)生交流互動(dòng)逐漸建立良好融洽的師生關(guān)系和學(xué)習(xí)氛圍，此外教師還應(yīng)加強(qiáng)自身專業(yè)能力建設(shè)，儲(chǔ)備扎實(shí)精深的專業(yè)知識(shí)，具備駕馭專業(yè)知識(shí)和傳播專業(yè)知識(shí)的能力，在課堂教學(xué)中加強(qiáng)學(xué)生思想引導(dǎo)，提高學(xué)生的職業(yè)認(rèn)知水平，有針對(duì)性地培養(yǎng)學(xué)生的專業(yè)能力，促進(jìn)學(xué)生職業(yè)能力的提升。體育師范生教學(xué)實(shí)踐能力發(fā)展的目的在于使學(xué)生掌握并運(yùn)用所學(xué)的知識(shí)，為今后從事學(xué)校體育教學(xué)工作提供幫助。

Research on the influencing factors of the development of P.E. normal students’teaching ability under the background of normal professional certification

LUO Fa-zhi1，ZHANG Yang-yang2，WANG Dong-bo1，SHI Si-yuan1