“創造的教育”高校課堂教學質量評價工具開發及應用研究

魏 民，單媛媛，鄭長龍

(1.東北師范大學 生命科學學院，吉林 長春 130024；2.東北師范大學 教務處，吉林 長春 130024；3.東北師范大學 化學教育研究所，吉林 長春 130024)

“創造的教育”理念，既是對黨和國家創新驅動發展重大戰略的積極響應，也彰顯著新時代高校人才培養的目標和特色(1)劉益春：《“創造的教育”：培養學生創造力》，《中國社會科學報》2017年3月10日。。師范大學是原創教育思想之源，承擔“兩代師表”共育重任，引領基礎教育改革與發展，秉持“創造的教育”理念具有重要意義(2)劉益春：《秉持“創造的教育”理念 培養具有創造力的教師》，《中國教育學刊》2017年第4期。(3)李廣：《秉持“創造的教育”理念 推進一流師范大學建設》，《東北師大學報(哲學社會科學版)》2019年第1期。。東北師范大學于2015年提出“創造的教育”理念，并以此理念指導教學模式改革的方向和思路：以構建教學科研一體化教師團隊為保障，推進教師教學方式由“知識傳授”向“學習引導”轉變，帶動學生學習方式由“接受性學習”向“探究性學習”轉變，并將立德樹人貫穿教育教學全過程全環節，打造具有高校特色的育人模式和“創造的課堂”，進而全面提高本科人才培養水平和質量。課堂教學既是切實推進教學模式改革的根本指向，也是理念轉化為實踐的重要途徑。如何基于“創造的教育”理念評價高校課堂教學質量，是急需解決的重要問題。目前對于課堂教學評價比較成熟的研究多是針對中小學開展的(4)孫佳林：《高中化學教師教學表現的表征、測量與評價研究》，《東北師范大學》，2019年。(5)郝志軍：《中小學課堂教學評價的反思與建構》，《教育研究》2015年第2期。，對于高校課堂教學量化評價的深度研究還比較少見。本研究采用定量分析的方法，試圖開發出一個科學態的評價工具，基于真實的課堂教學表現，對“創造的教育”高校課堂教學質量進行評價。

通過文獻梳理，結合“創造的教育”理念，高校課堂教學質量評價可以聚焦在內容(教什么)和策略(怎么教)兩個維度：內容維度基于科學哲學，從本體論、認識論、方法論和價值論等方面進行評價；策略維度基于課堂教學CASES-T模型(如圖1所示)(6)鄭長龍等：《化學課程與教學論》(第二版)，長春：東北師范大學出版社，2018年。，從情境、活動、手段等方面進行評價。

圖1 課堂教學CASES-T模型

在閱讀了大量相關文獻，并結合專家訪談和課堂觀察的基礎上，梳理了含有11個題項的“創造的教育”高校課堂教學質量評價初始量表，經多輪課堂觀察試測、課題組討論、專家研討后，最終確定了初始量表。之后，由6位研究人員結合課堂錄像，使用確定的初始量表進行打分、統計、整理。利用SPSS 22.0軟件對數據進行項目分析、探索性因素分析、信度和效度檢驗，確定最終量表并進行維度劃分和命名。利用多元線性回歸分析建立回歸方程，確定各維度對“創造的教育”高校課堂教學質量的貢獻權重。最后利用聚類分析、判別分析將“創造的教育”高校課堂教學表現劃分為不同的等級水平。

一、“創造的教育”高校課堂教學質量定性表征

(一)樣本選取與項目分析

為了開發“創造的教育”高校課堂教學質量評價量表，本研究采用分層隨機抽樣方法，在保證樣本數目是題項數目5—10倍的基礎上確保選取的課例具有代表性和隨機性。綜合考慮了課例年份、課例級別、課例所屬專業類別，以及授課教師的職稱、性別，最終確定65節東北師范大學“創造的教育”示范課作為研究樣本，其基本信息總體統計分析如表1所示。

表1 樣本基本信息總體統計分析

“創造的教育”高校課堂教學質量評價量表采用李克特5點評定法記分(如表2所示)。1—5分別對應表示“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”。選取了6名相關專業的評分者，對課堂教學表現進行打分評價，數據檢驗結果肯德爾系數(Kendall)為0.738，一致性相對較好。之后通過項目分析，對量表中的11個題項總分進行高低分組，并進行獨立樣本t檢驗(如表3所示)，分析表明各個題項具有良好的區分高、低分組的能力，全部均呈現出顯著性(P<0.01)。

表2 “創造的教育”高校課堂教學質量評價量表

表3 量表項目分析結果(N=65)

(二)因素分析

1.探索性因素分析

對量表題項進行KMO和Bartlett球形檢驗，是確認能否進行探索性因素分析的必要條件。量表的KMO檢驗結果是0.862，大于0.5。Bartlett球形檢驗的近似卡方值為475.576，P<0.001達到顯著水平，說明變量間有較強的相關性，表明本量表適合做因素分析。本研究采用主成分分析，運用方差最大旋轉法對11個題項的評分數據進行因素分析。

抽取特征根大于1的因素，經多次探索后，從11個題項中抽取出了2個因子，與理論預設相一致。累計方差貢獻率為67.643%，大于40%的標準，表明所選因子較好地涵蓋了原始數據的較多信息量，對“創造的教育”高校課堂教學表現具有較強的解釋能力(7)李燦、辛玲：《調查問卷的信度與效度的評價方法研究》，《中國衛生統計》2008年第5期。。在方差最大化正交旋轉后的成分矩陣中，各項目的載荷值處于0.564—0.893之間，均大于0.5(如表4所示)，表明題項具有良好的收斂效度。

表4 評價量表的維度與因子載荷值

題目1、2、3、4、5、6負荷在一個因子上，6個題項反映了“創造的教育”高校課堂教學表現中的“內容駕馭”維度(F1)，即“教什么”，方差貢獻率為56.519%；題目7、8、9、10、11負荷在一個因子上，5個題項反映了“創造的教育”高校課堂教學表現中的“策略運用”維度(F2)，即“怎么教”，方差貢獻率為11.125%。

2.信度檢驗和效度檢驗

本研究采用克隆巴赫一致性系數(Cronbach’s Alpha)表示該評價量表的內部一致性信度。通常情況下，Cronbach’s Alpha系數達到0.6以上表明數據結果具有較好的一致性?！皠撛斓慕逃备咝Ｕn堂教學表現評價量表的總體Cronbach’s Alpha系數為0.915，表明該量表總體信度非常好。維度1“內容駕馭”和維度2“策略運用”的Cronbach’s Alpha系數分別為0.878和0.868，說明量表的內部一致性良好(如表5所示)。

表5 量表各維度相關度及信度值

本研究采用皮爾森相關(Pearson Correlation)系數來表示該評價量表的效標效度(8)李燦、辛玲：《調查問卷的信度與效度的評價方法研究》。，“創造的教育”高校課堂教學表現“內容駕馭”維度和“策略運用”維度之間的相關系數為0.714，具有強相關，且達到了顯著性水平(P<0.01)；同時，“內容駕馭”維度和“策略運用”維度分別與總量表之間的相關系數為0.935和0.856，均具有高度正相關，且均達到了顯著性水平(P<0.01)。

二、“創造的教育”高校課堂教學質量定量表征

對“創造的教育”高校課堂教學質量進行定量表征，主要是對“創造的教育”課堂教學表現“內容駕馭”維度和“策略運用”維度對整體課堂教學質量的影響程度分析。采用與定性表征相同的方式，保證樣本的數量大于題項的5倍，由評分者對“創造的教育”課堂教學表現分別進行評分，取平均值作為最終數據進行分析。因此，本文以專家對“創造的教育”高校課堂教學表現分值作為預測變量，以課堂教學表現中的“內容駕馭”和“策略運用”作為解釋變量，建立多元線性回歸模型為Q“創造的教育”高校課堂教學表現=b0+b1F內容駕馭+b2F策略運用。

根據表6結果可知，復相關系數(0.973)、決定系數(0.946)、校正決定系數(0.945)均接近1，表明該回歸模型的擬合程度較好?；貧w方程的F值檢驗和回歸系數的t檢驗，均達到了P<0.01的顯著水平。兩個解釋變量的回歸系數同樣均達到了P<0.01的顯著性水平?；貧w模型正態性、異方差檢驗和自相關檢驗相應指標也均符合要求。因此，該回歸方程及參數檢驗結果都具有顯著性意義，最終線性回歸方程為Q“創造的教育”高校課堂教學表現=-0.148+0.698F內容駕馭+0.357F策略運用。

表6 多元線性回歸模型b

因此，也可進一步得出結論，“創造的教育”高校課堂教學質量是由課堂教學“內容駕馭”和“策略運用”兩個因素影響的，而且“內容駕馭”對于整體的影響超過了2/3。

三、“創造的教育”高校課堂教學質量水平表征

(一)聚類分析

本研究將“創造的教育”高校課堂教學表現總分作為聚類變量，通過K-均值聚類方法，確定課堂教學表現的等級邊界值，即低水平組、中水平組和高水平組。由方差分析結果可知，三個類別等級之間具有明顯差異性。

表7是以Q“創造的教育”高校課堂教學表現作為聚類變量，根據聚類結果可知，低水平組有14個觀測量，占總體比例為21.54%；中水平組有38個觀測量，占總體比例為58.46%；高水平組有13個觀測量，占總體比例為20.00%。

表7 各個水平樣本數

(二)判別分析

根據聚類分析確定的類別進行判別分析，回代檢驗，用以驗證分析結果是否合理。為保證結果的科學性，判別函數分別以“創造的教育”高校課堂教學“內容駕馭”和“策略運用”兩個維度作為判別變量(9)鄭長龍、付立海、何鵬：《化學課堂教學有效性的評價研究》，《化學教育》2015年第19期。。判別分析結果表明(如表8所示)，以這兩個維度作為變量對判別的貢獻是顯著的。

表8 分類函數系數

采用Fisher線性判別函數可以將觀察值分類，把每個觀察值代入三個組別的分類函數中，以分類函數值的大小來確定分類水平。三個群組的分類函數為：

第一組分類函數：F低水平=5.459F內容駕馭+1.729F策略運用-6.597

第二組分類函數：F中水平=9.955F內容駕馭+4.510F策略運用-23.046

第三組分類函數：F高水平=14.114F內容駕馭+5.544F策略運用-41.723

由表9可知，判別回代結果表中對角線為分類正確的個數，其余為分類錯誤的個數。對于14個低水平觀測值和13個高水平觀測值，全部預測正確；對于38個中水平觀測值，31個預測正確，7個錯誤。全部樣本總的預測率為89.2%，說明區別命中率較高。通過聚類分析和判別分析可知，等級水平的劃分相對比較合理，“創造的教育”高校課堂教學表現水平等級可以劃分為低水平、中水平、高水平三個等級(滿分為5)，等級邊界值為2.5和3.5?！皠撛斓慕逃闭n堂教學表現等級劃分為：

表9 判別回代結果

低水平組：Q“創造的教育”高校課堂教學表現<2.5；

中水平組：2.5≤Q“創造的教育”高校課堂教學表現≤3.5；

高水平組：Q“創造的教育”高校課堂教學表現>3.5。

四、“創造的教育”高校課堂教學質量應用研究

開發的“創造的教育”課堂教學質量評價量表能否評價出不同課例級別課堂中存在的差異呢？應用本量表對東北師范大學“創造的教育”示范課堂中省級、校級、院級三個級別的課堂教學表現進行評價，分別選取了20節省級、校級、院級的課堂作為評價研究樣本，樣本數量與課例級別分布情況如表10所示。

表10 樣本數量與課例級別分布情況

(一)不同課例級別“創造的教育”高校課堂教學表現水平分布情況

表11呈現了樣本中不同課例級別“創造的教育”課堂表現水平分布數量與百分比。對比省級、校級、院級課例，可以發現：省級課例以高水平課堂教學表現為主，20節課中12節為高水平，占比60%，8節為中水平，沒有低水平；校級課例以中水平課堂教學表現為主，占比80%，15%可以達到高水平，5%為低水平；院級課例一半是低水平課堂教學表現，剩余絕大部分課堂教學表現為中水平，較少可以達到高水平。說明課例中省級課的課堂教學表現整體高于校級，校級整體高于院級。

表11 不同課例級別“創造的教育”高校課堂表現水平分布數量與百分比

(二)不同課例級別“創造的教育”高校課堂教學表現的差異性分析

在60個研究樣本中，將20節省級、校級、院級課例編為第1、2、3組，分別在總分、維度、題項3個層次對三組“創造的教育”課堂表現得分進行方差分析。

1.“創造的教育”高校課堂表現總體情況

對每個樣本的總分按照省級、校級、院級做分組統計發現，省級、校級、院級課堂表現的均值分別為3.825、3.200和2.175。對不同課例級別“創造的教育”高校課堂表現總分進行單因素方差分析，F值檢驗的P=0.000<0.05，說明不同課例級別“創造的教育”高校課堂表現總體上存在顯著性差異。具體差異由表12可知，省級、校級、院級課例之間均存在顯著性差異，省級好于校級，校級好于院級。

表12 多重比較結果(總體情況)

2.“創造的教育”高校課堂表現維度之間的差異情況

由表13可知，省級、校級、院級課堂表現“內容駕馭”維度的均值分別為3.825，3.050和2.425，“策略運用”維度的均值分別為3.625、3.200和1.875，兩個維度上均是省級的均值最高，校級次之，院級最低。對不同課例級別“創造的教育”高校課堂表現的維度進行單因素方差分析，F值檢驗均為P=0.000<0.05。具體兩個維度差異性體現為：在“內容駕馭”維度，省級、校級、院級課例之間均存在顯著性差異；在“策略運用”維度，省級、校級課例均與院級課例存在顯著性差異，但省級課例與校級課例之間不存在顯著性差異。說明“內容駕馭”維度是區分省級課的重要因素。

表13 組統計(維度情況)

3.“創造的教育”高校課堂表現題項之間的差異情況

對不同課例級別“創造的教育”高校課堂表現題項得分進行單因素方差分析，F值檢驗后所有題項均P<0.05。各題項具體差異性結果由表14所示，可以分為4類：(1)省級、校級、院級之間均存在顯著性差異，如題項3、題項4、題項5；(2)省級與校級、院級均存在顯著性差異，校級與院級不存在顯著性差異，如題項2；(3)省級、校級均與院級存在顯著性差異，省級與校級不存在顯著性差異，題項8、題項9、題項10、題項11；(4)省級與院級存在顯著性差異，省級與校級不存在顯著性差異，校級與院級不存在顯著性差異，題項1、題項6、題項7。

表14 差異性結果(題項情況)

五、結論與建議

(一)結論

通過文獻梳理、專家訪談、課堂觀察，利用SPSS分析軟件進行定性分析，得到了信度效度均較高的評價工具，基于課堂表現評價“創造的教育”高校課堂教學質量。量表共設11個題項，分為“內容駕馭”(教什么)和“策略運用”(怎么教)兩個維度。利用定量表征分析，建立了“創造的教育”高校課堂教學質量評價的回歸方程。利用水平表征分析，把課堂教學質量劃分為低水平、中水平和高水平三個層次。

為了檢驗量表的實用性，又進行了省級、校級、院級不同課例級別對比的實踐應用研究。發現省級、校級、院級課例之間在“創造的教育”高校課堂教學表現的總體得分上均存在顯著性差異，省級好于校級，校級好于院級。在“內容駕馭”維度，省級、校級、院級課例之間均存在顯著性差異；在“策略運用”維度，省級、校級課例均與院級課例存在顯著性差異，但省級課例與校級課例間不存在顯著性差異，說明“內容駕馭”維度是區分省級課的重要因素。所有題項均存在顯著性差異，具體差異情況可以分為4種差異類別。

(二)建議

基于以上結論，對高校教師及其課堂教學提出如下建議：

1.基于學科理解提升教師內容駕馭能力

“創造的教育”高校課堂教學表現回歸模型中，內容駕馭對于課堂教學整體的影響超過2/3。內容駕馭能力中學科理解能力至關重要，只有基于對于學科本原性、結構化的理解，教師才能在學科本體層面挖掘內容價值，使學生能夠在學科整體發展的高度去審視問題，解決問題，從而切實提高課堂教學表現。因此，基于學科理解提升內容駕馭能力，有助于高校教師開展高質量課堂教學。

2.注重學科思維方式和方法顯性化呈現

學科思維方式和方法是本學科觀察和描述世界、分析和解決問題的重要視角，具有重要的認識論和方法論價值。隨著信息時代學科知識量激增，知識本位的教育模式早已不適應時代的發展，教育的最終目的是培養知識的創造者與思考者，因此學科思維方式和方法的抽提與培養成為創新性人才的有效途徑，教師在課堂教學中應注重學科思維方式和方法的顯性化呈現。

3.加強基于遠遷移問題解決的任務設計

遠遷移問題是對學生學習完整節課內容后的評價，這部分評價不是對所學知識的簡單運用，而是關注學生是否真正掌握真實情景下學科前沿問題的解決思路和方法，在課堂層面做到教、學、評一體化設計與實現。加強遠遷移任務的設計，需要結合科學發展前沿的真實問題和科學研究過程，從本質上基于價值論視角對內容進行深入挖掘，培養學生解決問題的能力，進而發展學生的創新能力。

4.優化課堂教學中挑戰性問題的設置

在問題設計的理念上，應注重從“知識本位”向“觀念本位”轉變。“創造的教育”強調“問題引領，過程探究”，提出挑戰性、高階性和引領性的問題是開展以問題為導向的課堂教學范式改革創新的關鍵，是拓展學生思維、增強學生學術敏銳度的重要抓手，是促進學生深度思考、協作交流的有效方法。

5.注重課堂教學體現學生中心的理念

從課堂的設計到實施，教師應充分體現學生中心的理念，激發學生學習興趣，使其充分進行探究交流，體會課程的育人價值?！皠撛斓慕逃崩砟钜I教學模式改革的方向，向下以推動課堂教學、評價方式、學習方式轉變為落腳點，向上以推動課程內容、課程體系、人才培養模式改變為目標。改革的最終目的在于以學生的發展為中心，發展學生的反思與批判能力。因此，“創造的教育”課堂應充分體現以學生為中心的教育理念。