關于中學教師對教學知識重要性認識的研究

王寬明

摘要：本研究主要探討中學教師對教師教學知識各因素的重要性的認識。利用SPSS13.0和RAMONA統計軟件對結果進行統計和分析。研究對象主要是參加2012年國培計劃的中學骨干教師。研究結果發現，無論是量表排序、隸屬度函數排序，還是重要性指數排序，教師均認為教育實踐知識中最重要的是“學科教學法知識”，而最不重要的為“一般教學法知識”；教學知識可以劃分為學科知識和教育知識，學科知識包含：課程知識、內容知識、學科教學法知識；教育知識包含：教育情境知識、學生知識、一般教學法知識、教育目標與價值知識。

關鍵詞：教師教學知識；中學教師；排序

中圖分類號：G40-034 文獻標志碼：A 文章編號：1673-9094（2014）03-0022-04

一、問題的提出

在新中國成立以來的第八次課改實踐過程中，有識之士達成的共識是“教師是課改成敗的關鍵”。那么教師應該具有什么樣的素養才有利于課改理念的落實呢？盡管在諸多視角下，“仁者見仁，智者見智”，但國內外關于優秀教師職業素養的探討大體上一直是圍繞著教師的教學知識展開的。

舒爾曼把教師的教學知識分為七類：1）學科內容知識；2）一般教學法知識，指超出學科內容之外的關于課堂組織和管理的主要原則和策略；3）課程知識，指掌握適用于教師作為“職業工具”的材料和程序；4）學科教學法知識（PCK），指教學內容知識與教育專業知識的混合物；5）學生的知識；6）教育情境知識，包括班級或小組的運轉、學區的管理和經費分配、社區和文化的特征等；7）教育目標與價值知識。[1]中學教師對教師教學知識的認識，在一定程度上反映了教師的教學觀和對教學的信念，而且也深刻影響教師在課堂教學中的行為表現。因而，教師的教學知識是教師專業化發展的關鍵，教師掌握豐富的教學知識有利于教育創新，有利于素質教育的開展。

本研究調查中學教師對于教師教學知識的認識，了解中學教師對于教師教學知識各因素的重要性的排序，目的在于探索如何更加有效地開展教師培訓工作。

二、研究方法

1.被試

被試為參加2012年貴州省“國培計劃”的中學各科“骨干教師”178名。

2.研究工具

本研究首先查明中學教師對教師教學知識重要性的認識。依據舒爾曼的分類方法，把教師教學知識分為內容知識、課程知識、學科教學法知識等七類來加以研究，問卷經專家和教育一線教師共同研制，經預測后證明能夠保持較高的效度和信度。其中每個因素依其重要程度從高到低依次賦分5、4、3、2、1。

3.數據處理

本研究主要利用SPSS 13.0對數據加以處理，以及利用RAMONA統計軟件來加以驗證。

三、研究結果

本研究首先讓中學教師對量表中各選項的重要性進行打分，然后對打分結果進行統計，最后進行兩兩t檢驗，目的是了解中學教師對教師教學知識各因素重要性的認識是否有顯著差異。

1.量表排序

由表1可知，中學骨干教師對教師教學知識各因素的認識存在顯著性差異，“學科教學法知識”最重要，具體可表述為：學科教學法知識>內容知識>教育情境知識>學生知識>課程知識>教育目標與價值知識>一般教學法知識。

2.隸屬度函數排序

筆者請中學教師將內容知識、課程知識、一般教學法知識、教育情境知識、學生知識、教育目標與價值知識、學科教學法知識等依其重要性程度從高到低依次填入7、6、5、4、3、2、1。目的在于將模糊理論中隸屬度函數的相關分析方法與里克特的量表研究方法進行比較，考察中學教師對于教師教學知識各因素的重要性的認識是否一致。

研究以“相對次數（百分比）”來表示中學教師對教學實踐知識中各因素的重要性的認識，并研究其重要程度，然后按照各因素重要程度的排序來定義其隸屬度。例如，利用相對次數來表示“內容知識”這個因素的隸屬度，如表2所示：

根據模糊數學理論，中學教師認為內容知識的重要性在第五位置上次數最多（39人次，相對次數0.22），排序第五，故其隸屬度I5。利用同樣的方法，可以將其他知識的重要程度表示出來。結果見表3。

由表3可知，若以重要性程度的最高項作為隸屬度衡量標準的話，研究結果可表示為：學科教學法知識>學生知識>教育情境知識>內容知識=課程知識>教育目標與價值知識>一般教學法知識。

由表3也可看出，除了學科教學法知識、一般教學法知識等在相應的隸屬度上聚焦度較高以外，在其他因素上，則具有較大的離散性。如“內容知識”，結合表2可以看出，其在教師專業發展中的重要性位列第五，但是，相對人次只有22%，中學教師認為應有其他選項的人次仍不低于百分之十。因而，教師對于教學知識重要性的認識仍具有較大的離散性。

3.重要性指數排序

由以上分析可知，對于“內容知識”這個重要因素來說，其隸屬度函數可以寫成

μ（x）=0.10I1（x）+0.14I2（x）+0.15I3（x）+0.15I4（x）+0.22I5（x）+0.13I6（x）+0.11I7（x）。

筆者將測量的標準按重要性程度從高到低依次賦值為7、6、5、4、3、2、1分。對各因素重要性的隸屬度得分進行加權統計，如內容知識：0.10 ×7+0.14×6+0.15×5+0.15×4+0.22×3+0.13×2+0.11×1=3.92

同理，教師教學知識中各因素的重要性可以分別求出。結果統計如表4：

可以看出：學科教學法知識>教育情境知識>學生知識>課程知識>內容知識>教育目標與價值知識>一般教學法知識

我們將上述兩項研究結果與通過t檢驗所得出的排列順序做了比較，結果見表5。

上述研究表明，教師教學知識中各因素無論哪種排序，都存在部分一致的地方。即中學教師認為，最重要的知識均為“學科教學法知識”，最不重要的知識為“一般教學法知識”，在“學科教學法知識”與“一般教學法知識”之間的各因素排序有一定的變化，但在整體上排序位置相對變化不大。

四、重要性因素模式探討

筆者首先以“試探性因素分析”來探尋中學教師對教師教學知識各因素的認識。目的主要有兩個：一是能否利用更少的變量來解釋這七個因素；二是筆者嘗試以“驗證性因素分析”來檢驗數據，探索其是否與找出來的共同因素模式吻合。

1.試探性因素分析

筆者的目的是探索這七個因素是否可以由因素分析的方法來抽取共同因素，進而試圖解釋這些重要因素的共同點。筆者以因素分析法來比較模糊語意量表與傳統量表的因素結構關系，通過主成分法分析，再經斜交轉軸，結果如表6。

由表6可知，量表累積解釋變異量為67.26%。通過對表6中的資料進行比較分析，筆者認為教師教學知識可以劃分為學科知識和教育知識。其中，學科知識包含內容知識、課程知識、學科教學法知識；教育知識包含一般教學法知識、教育情境知識、學生知識、教育目標和價值知識。

2.驗證性因素分析

所謂“驗證性因素分析”，即利用結構模式分析（SEM）的多變量統計技術，來探討變量與變量之間的因果關系，本研究利用RAMONA統計軟件對量表進行統計分析，以驗證整個模式的適合度。

研究發現，統計量χ2值為12.09，自由度（df）為7，χ2/df=1.77，p=0.386，因此接受H0，故量表模式與數據吻合。本研究進一步檢驗量表部分模式與數據是否吻合。研究表明，在量表部分，p=.097>.05。這表明，量表模式與資料吻合程度較好。

五、結論

本研究利用里克特量表、隸屬度函數、重要性指數等方法對教師教學知識進行重要性排序。研究發現，在教師教學知識中，教師認為最重要的因素均為“學科教學法知識”，而“一般教學法知識”最不受中學教師重視，在“學科教學法知識”與“一般教學法知識”兩者之間的重要性排序結果雖然不盡相同，但整體上排序的相對位置變化不大。其中，關于“內容知識”，中學教師認為其重要性的排序一直在3–4之間，而Dunkin和Biddle認為內容知識和學生的成績之間不存在統計學上的相關性。[2]教師的教學知識是如何影響學生的學習的？其影響的程度又如何？這些尚需進一步研究。本研究也驗證了教師教學知識可以劃分為兩類：教育知識和學科知識。

研究表明，在整體上，中學教師在教學知識對自身專業發展的重要性認識確實存在一定的排序。這種排序并非說明教學知識在教師專業化發展進程中誰更重要，因為知識本身是價值中立的，各種教學知識相互作用，有機統一，共同作用于教師的專業發展。但這種排序在本質上反映中學教師在實踐中對教學知識的價值取向，即教師具有學生立場。這種價值取向表現為教師對于教學知識本身“內含的教育價值是否被發現和開發”[3]。通過研究，筆者發現，一方面，學科教學法、教育情境、學生的知識等始終排序靠前，一般教學法始終排序靠后。可能的原因在于，隨著課程改革的深入，“以生為本”的理念已深入人心，且教師在實踐中對其需要尚存在一定的迫切性，而當前的教師培訓對此關注不夠，不能夠深入其中，沒能滿足教師的現實需求。另一方面，通過重要性指數排序，發現中學教師對教學知識各因素的重要性的認識還存在較大的離散性。即教師個體由于其自身知識結構、教學經驗等方面的差異和教學對象的不同，對教學知識各因素重要性的認識確實存在一定的差異。這就需要我們在師資培訓中，進一步加強“頂層設計”，進行分類培訓，從而增強培訓的針對性和實效性。

參考文獻：

[1]Shulman.Knowledge and Teaching：Foundations of the new reform[J].Harvard Educational Review， 1987（2）.

[2]Dunkin，M.J. & Biddle， B.J. The study of teaching[M].New York. Hot Rinehart and Winston， 1974.

[3]任一明，田騰飛.PCK——教師教育改革之必需[J].西南大學學報：哲學社會科學版，2009（2）.

責任編輯：丁偉紅