體育教師職業認同量表編制分析

劉羲　周道平（吉首大學體育科學學院　湖南吉首　416000）

體育教師職業認同量表編制分析

劉羲周道平
（吉首大學體育科學學院湖南吉首416000）

摘 要：為了了解湖南農村初中體育教師的生活狀況與職業認同狀況，探討湖南農村初中體育教師職業認同的構成。該文采用文獻資料分析、訪談、問卷調查等研究方法對湖南初中體育教師職業認同結構維度進行了研究，通過探索性分析方法得出體育教師職業認同是由環境支持認同、職業提升認同、職業價值認同、職業穩定意愿認同、職業能力認同構成。

關鍵詞：農村初中體育教師職業認同量表

近年來，隨著學生體質健康水平的連續下滑，基礎教育受到了高度重視，而體育與健康課程的開展直接影響著學生體質健康水平的提高，體育教師作為體育課的執行者，其職業認同高低直接影響著學校體育事業的發展和學生身體心理水平的提高。由于體育教師與其他科目教師、城市與農村教師的教學環境和教學模式差異很大，該研究對體育教師職業認同結構維度進行分析研究。為此，我們將通過問卷調查對體育教師職業認同維度進行探索性分析，探討出其職業認同的構成，并在此基礎上建構能作為評價體育教師職業認同的測量工具的體育教師職業認同量表，為今后體育教師職業認同的研究提供參考。

1　體育教師職業認同問卷初始問卷編制

該文將根據體育教師這一特殊人群來分析它所包含的因子，同時參考體育教師職業認同的內涵和體育教師職業認同所包含的心理過程與心理因素，從理論上去解釋體育教師職業認同的結構。

1.1問卷設計

該研究對8名農村體育教師進行了半結構訪談，根據訪談結果梳理他們的一致看法，結合農村體育教師職業認同的內涵，參考相關文獻初步設定了5個維度，共42個項目的試測問卷。為了使問卷內容更易被理解，特請了8名農村體育教師仔細審閱各題，根據他們的反饋結果做出適當的調整與修訂。之后還請了8名體育學、心理學的教授和副教授對其結構與內容進行逐一審核，根據他們的建議做出進一步的修正，從而得出了“體育教師職業認同初測問卷”。

1.2小樣本測試

該研究對來吉首大學參加培訓的50名農村體育國培學員進行預測問卷發放，通過高低分組的獨立樣本t檢驗和各個項目與總分的相關分析法對初測項目進行逐步篩選，先剔除臨界比率值未達顯著的項目均達到顯著水平項目；然后根據在對剩下的36個項目進行各個項目與總分的相關分析，剔除其相關系數未達顯著或其值低于0.3的項目。綜合兩種項目分析結果，該研究共刪除了6個項目分別是T1、7、8、13、15、24。保留了36個項目，這將組成“體育教師職業認同正式施測問卷”。

1.3正式問卷的發放

對2014年暑假來吉首大學參加“國培計劃”的湖南省體育國培學員進行問卷發放，其中體育置換脫產班50人，體育短期培訓班70人，共120名體育國培學員，共發放問卷120份，回收問卷115份，回收率95.8%，有效問卷106份，有效率92.2%。

表1　因子共同度與因子旋轉結果

表2　因子相關矩陣分析表

2　體育教師職業認同問卷探索性因素分析

首先對樣本數據的適合性進行檢驗，將采用KMO樣本適合性檢驗和Bartlett球性檢驗方法。該樣本的KMO=0.758＞0.5，同時Bartlett球性檢驗值為2502.309，達高度非常顯著水平（P=0.000），說明該樣本數據群適合進行因素分析。

在進行因素分析中，根據項目刪除標準對問卷的各個項目進行有效的篩選，刪除項目負荷值小于0.4的T14、35、18、23，同時也刪除在兩個因子上負荷值都大于0.4的T4、16，最后剩下30個項目。為探索出體育教師職業認同的結構維度，采用成分分析方法和最大方差分析方法對樣本數據進行正交旋轉，保留特征根大于1的因子，并根據碎石圖確定因子的數量，最后得到旋轉因素負荷矩陣。其中T21在因子6和因子7上的負荷值都大于0.4，T32、33在因子7和因子8上的負荷值同樣也大于0.4，說明這些項目的歸類不明確，應該刪除。剩下的所有因子中，因子7和因子8包含的項目比較單一，不能很好并完整地反應因子含義，也應當予以刪除。所以最終剩下5個因子其中包含了25個項目 。

由表1可以看出，對保留是25個項目進行進一步的因子分子后，特征根大于1的因子，共有5個，從碎石圖可看出，最大拐點處為5，進一步支持了5因子方案，最后采用最大方法進行因子旋轉，其5個因子的累積方差貢獻率為61.448，所有項目負荷0.416～0.868之間，共同度0.555～0.859之間。最終得到了體育教師職業認同的5個維度。

3　體育教師職業認同的結構維度分析

對于探索出來的體育教師職業認同的5個維度，在遵循因子命名原則，即總結與歸納各個因子下所有項目的中心思想，參考理論構建模型的構想命名以及參照項目因子的負荷值命名對其5因子進行有效命名，具體如下。

因子1共4個項目，根據項目含義將其命名將其命名為“職業價值認同”，是指自身職業在社會存在重要程度與自身發展的目標價值的認識。

因子2共3個項目，根據項目含義將其命名為“職業穩定意愿認同”，是指體育教師在職業最佳選擇上唯一性，以及從事體育教學行業的持久性的意愿。

因子3共4個項目，根據項目含義將其命名將其命名為“職業能力認同”，是指教師對專業技能與知識的掌握程度的認識與運用有限的能力完成無限工作的信心，包含了體育教育教學能力、組織與管理能力、語言交際能力、運動訓練能力與自我學習能力等。

因子4共5個項目，根據項目含義將其命名將其命名為“職業提升認同”，是指體育教師在外界環境的支持下，通過自我學習或他們輔導，不斷學習不斷進步不斷完善自己的過程。

因子5共8個項目，根據項目含義將其命名為“環境支持認同”，是指影響農村體育教師教學工作進程以及工作情緒的外界因素，包含了物質環境支持和非物質環境支持，物質環境因素包括：教育教學資源的支持、工資待遇、福利獎金等。非物質環境包括國家政策、社會大眾的重視、家人的支持以及工作氛圍的支持。

最后對體育教師的5個維度進行因素分析，提取其中特征根大于1的因子，最后提取出1個因子，即為體育教師職業認同，其方差貢獻率為67.202。最后，我們初步探索出了體育教師的結構是由5個因子組成的實證結構。

4　體育教師職業認同問卷的信度與效度

4.1效度檢驗

4.1.1內容效度檢驗

方法：專家評定法。筆者請4名體育學、心理學的專家對本問卷的內容效度進行了評定，得到了一直認可。因此，體育教師職業認同問卷具有較好的內容效度

4.1.2結構效度檢驗

方法：相關分析法，即計算問卷各因子之間、因子與總分之間的相關程度。

由表2可知，各因子之間的相關度在0.166～0.372，均達顯著水平（P＜0.05）。各因子與總分之間的相關在0.466～0.598之間，均達非常顯著水平，且其相關程度均高于各因子之間的相關。根據心理學家Tuker的理論，可證明該問卷5個因子之間具有相對獨立性的同時又能很好的反應問卷的所要調查的內容。因此本問卷具有較好的結構效度。

4.2信度檢驗

該問卷采用重測法，對體育國培置換脫產班的50名學員在第一次問卷發放后的第15天，再次發放同樣的問卷，自編問卷的5個因子的α系數在0.512～0.715之間，其問卷總體內部一致性系數為α=0.815，說明本問卷有較好信度。

5　結語

體育教師職業認同是體育教師在農村這個學校教育資源極度匱乏，體育教學不受重視的環境下，能對自己的職業進行肯定性積極評價，并能從自己的職業中收獲成功感，從而使自己堅守自己的崗位，不遺余力的貢獻自己力量的過程。它是由環境支持認同、職業提升認同、職業價值認同、職業穩定意愿認同、職業能力認同構成的5因子結構。

參考文獻

[1]吳明隆.spss統計應用實務[M].北京：中國鐵道出版社，2005.

[2]劉婷，吳志華，遲新龍.中小學體育教師職業認同模型構建[J].體育科學研究，2011，15（1）89-92.

[3]周珂.初中體育教師職業認同特點的實證與分析[J].南京體育學院學報，2012，26（5）：72-78.

中圖分類號：G807.3

文獻標識碼：A

文章編號：2095-2813（2015）02（c）-0230-02