師范專業認證背景下體育師范生教學實踐能力發展的影響因素研究

羅發智，張洋洋，王東博，史思遠

(1.湖北師范大學 體育學院，湖北 黃石 435002；2.遼寧對外經貿學院 通識教育學院，遼寧 大連 116052)

近年來，我國高度重視師范類專業建設，旨在大力提升師范類專業人才培養質量。2020年9月教育部正式印發了《教育類研究生和公費師范生免試認定中小學教師資格改革實施方案》，力求規范引導師范類專業建設。隨后，又在《關于推進師范生免試認定中小學教師資格改革的通知(教師函〔2022〕1號)》文件中對師范類專業認證提出了具體要求：“有關高校要加大師范教育投入，完善師范生教育教學考核制度，強化師范生培養過程和結果質量監測，不斷提高師范生人才培養質量”[1]。師范類專業認證的核心是提高師范生人才培養質量，而教學實踐能力是檢驗師范生培養質量的重要指標，也是高校培養應用型師范人才的關鍵一環[2]。體育師范生作為師范生的重要組成部分，是我國未來中小學體育教師補充的重要來源，其教學實踐能力關系到學校體育教學工作的順利開展，因而體育師范專業必須高度重視學生的教學實踐能力培養。然而，體育師范生的教學實踐能力不高仍是我國體育教師培養體系中的薄弱環節[3]。鑒于此，本文從體育師范生教學實踐能力發展影響因素的角度入手，采用定性與定量相結合的研究方法，設計了《體育師范生教學實踐能力發展的影響因素結構問卷》，探討了體育師范生教學實踐能力發展的影響因素及各因素之間的關系，以期為新時代的體育師范生教育和專業能力發展提供借鑒。

1 影響因素指標的初擬

本研究的資料收集主要是通過中國知網知識服務平臺，以“教學能力”“實踐教學能力”“實踐教學能力”“師范生教學實踐能力”等為詞檢索，時間范圍設置為2012～2022年，期刊類別設置為 “北大大核心”“CSSCI”，一共檢索出相關文獻96篇，經泛讀后篩選出與“師范專業認證”“體育師范生教學實踐能力發展的影響因素”緊密貼切的文獻共35篇，將35篇文獻以PDF的格式導入Nvivo12.0軟件中，通過閱覽資料中的模糊概念并進行逐級編碼形成節點，然后針對已有的清晰概念建立核心指標體系，最終整合歸納出體育師范生教學實踐能力發展的影響因素初始指標,共由4個維度分28個三級節點組成(見表1)。

表1 三級指標編碼統計表(初始指標)

2 影響因素指標的確立

2.1 指標篩選

在Nvivo12.0軟件的輔助下，基于整體性、具體性和科學性等原則，以質性研究過程中的相關文獻為基礎，參考《教師職業能力標準(2021 版)》等相關政策文件，通過對10位專家進行兩輪問卷調查，逐步形成了初步的指標認可度。綜合兩輪專家的反饋建議認為：首先，本研究在質性研究過程中所提煉出的關聯式編碼10位專家均表示認可。其次，將“學習伙伴”“學習氛圍”“教學內容創新性”“教師性別”等9個達不到60%的二級指標給予刪除處理；在此前提下對10位專家進行第三輪問卷調查，結果顯示所有專家達成一致，最終擬定了4個核心指標包含19個觀測指標的體育師范生教學實踐能力發展的影響因素結構體系(見表2)；另外，為了接下來的模型檢驗，將19個觀測指標設置相對應的測量題項，測量問卷以線上的形式發放共收錄230份問卷，其中有效問卷221份，有效率96.0%.

表2 三級指標編碼統計表(最終擬定)

2.2 信度分析

本研究采用了同質性信度分析法中的克倫巴哈信度系數和CITC值檢測方法對問卷信度進行檢驗。通過SPSS軟件運算測得問卷的整體信度為0.913，4個維度的Cronbach’s α 系數均大于0.8，且每個測量項的CITC值都不小于0.5，故無刪除測項，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，運用主成分分析法(Principal Component Analysis，PCA)和方差極大旋轉法，進一步篩選所保留的19個觀測變量。結果顯示：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，繼續運用SPSS軟件對樣本數據進行“分析”——“降維”——“因子分子”，其中因子分析采用“主成分分析法”和“最大方差旋轉法”并設定特征值大于1，因子抽取量不做設定，經運算測得19個觀測指標共抽取出4個主因子并對應著體育師范生教學實踐能力發展影響因素的4個維度。4個主因子的方差貢獻率為65.11%大于50%[4].接著將提取的4個關鍵因子進行方差最大化旋轉，得到19個觀測指標的正交因子載荷矩陣圖，可見每個指標因子的載荷量都大于0.5且均為正數，表示19個觀測變量具有良好的解釋力(見表3)。

表3 旋轉后的因子矩陣構成

3 體育師范生教學實踐能力發展的影響因素模型路徑分析

由表3得知，體育師范生教學實踐能力發展的影響因素由4個關鍵因子構成，為驗證其結構模型的優劣程度，對其進行驗證性因子分析。

3.1 模型檢驗與適配度

通過Amos26.0軟件，運用極大似然法(Maximum likelihood)對模型及問卷的信、效度進行檢驗。模型的優劣程度一般采用擬合優度指數(goodness of fit index)來反映[5]。因此，一個適配好的模型其擬合優度指數可以滿足：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范圍內等[6]。

3.1.1 一階驗證性因子分析和擬合度分析 根據質性研究過程中歸納出的指標因子來構建模型，采用問卷調查的方式來收集模型檢驗部分的數據，經Amos估算獲得一階模型的運算結果(圖1)，同時得到模型擬合優劣情況。在模型的擬合結果中卡方自由度(CMIN/DF)值為1.533<5.0，表示模型適配度良好,并且CFI、IFI、GFI等相關指標全部達標，表示模型與調研數據契合度較好，模型反饋結果較有說服力。模型收斂效度一般從量表測量題項、因素負荷量、平均方差抽取量三方面驗證。模型的收斂效度結果(見表4)。模型由4個核心因子構成，包含19項觀測題目，問卷中的每道觀測題標準化因子載量都大于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指標因子C.R.值都大于0.7，表明模型的組合信度較好；此外，每個指標因子的AVE數值全部大于0.5，認為模型的聚合效度也較好。基于上述分析認為可能存有高階因子存在，需要進一步探討分析。

圖1 一階因子模型

表4 觀測變量信度、效度表

3.2 模型假設

根據質性研究過程中歸納出的體育師范生教學實踐能力發展的影響因素，結合專家函詢、問卷調查和探索性研究的分析結果，提出體育師范生教學實踐能力發展的影響因素假設模型(表5)。模型框架表示變量間的交互影響關系，一階模型為學生因素、課程因素、環境因素及教師因素，共由4 個因子構成，分別包括多個觀測指標(各維度題項)，二階模型為體育師范生教學實踐能力發展的影響因素。

表5 體育師范生教學實踐能力發展的影響因素理論假設表

3.3 二階擬合度分析

在一階4因子模型的基礎上，運用Amos26.0軟件進行高階因子模型分析，將各觀測變量的調研數據拖入Amos26.0軟件中，并設置對應的殘差項。通過最大似然法估算，模型顯示出結果，說明模型被順利收斂，從而獲得體育師范生教學實踐能力發展的影響因素結構方程模型(圖2)。

圖2 高階因子模型(標準化)

3.3.1 模型違反估計檢驗 在模型擬合估計前，需要檢驗模型是否違反估計[6]。檢驗方法：1)判斷殘差項有無負值；2)檢查標準化因子載荷量是否在0.5 ～0.95 之間；3)觀察標準誤差是否較大[7]。表6是該模型的誤差系數統計表，表7是該模型的參數估計值。其中，S.E.表示模型的標準誤差；臨界比(C.R.)表示t值，與P值相關，如果t的絕對值大于1.96表示參數估計值達到0.05顯著水平，如果大于2.59則表示該參數估計p值小于0.001的顯著水平。由表6可知，所有的變異系數值均為正數且P值小于0.001 顯著；由表7可知，參數的標準化估計值均符合要求，如體育師范生教學實踐能力發展、學生因素、課程因素、環境因素和教師因素均大于 0.5且小于0.95.因此，本研究假設模型擬合良好。模型估算后所得出的核心參數值是否達標決定了該模型的優劣情況，從表7可知，模型的標準化回歸系數大于0.5且小于0.95，表明假設模型擬合良好。P值和 C.R.值檢驗模型的顯著性，其中P值表示是否在 0.001 水平上顯著，而 C.R.值表示非標準化和S.E.標準誤差的比值。模型的誤差變異系數與參數估計值可以通過Amos中的“Estimates”功能區得知。

表6 假設模型誤差估計檢驗表

3.3.2 模型擬合度檢驗 經Amos運算高階模型的卡方自由度值為1.657，表明假設模型擬合結果較好，其他相關指標GFI、CFI、RMSEA、AGFI、NFI、RFI值分別是：0.898、0.950、0.053、0.869、0.885、0.963，均達到建議值的標準。其中模型RMSEA 值接近良好標準，其余RFICFI、IFI也達到優良水平。高階模型檢驗結果顯示，模型整體擬合度達到了良好，通過檢驗實證了本研究的影響因素假設模型。

3.4 模型路徑分析

模型的各假設關系和路徑系數均達到了顯著水平，表明模型得到了實證支持，各具體的指標路徑系數(見表7)。本文通過實證研究確立了4個潛變量包含 19 個觀測量變量的結構模型，依據Amos運算結果：上述19個觀測變量對體育師范生教學實踐能力發展均具有正向影響，是體育師范生教學實踐能力發展的重要影響因素。其中一階模型實證表明：學生因素、課程因素、環境因素、教師因素4個核心因素遙相呼應，交互影響。學生因素?課程因素(β=0.502，P=0.001)；學生因素?環境因素(β=0.622，P=0.001)；學生因素?教師因素(β=0.407，P=0.001)；課程因素?環境因素(β=0.555，P=0.001)；課程因素?環境因素(β=0.555，P=0.001)；環境因素?教師因素(β=0.629，P=0.001)。二階模型實證表明：4個理論假設全部通過了實證支持。學生因素對體育師范生教學實踐能力發展具有正向影響(β=0.658，P=0.001);課程因素對體育師范生教學實踐能力發展具有正向影響(β=0.766，P=0.001);環境因素對體育師范生教學實踐能力發展具有正向影響(β=0.810，P=0.001)；教師因素對體育師范生教學實踐能力發展具有正向影響β=0.778，P=0.001)。綜合一、二階模型的實證分析：教育教學基礎理論知識、運動技能水平、自我發展意識、學習動機對體育師范生教學實踐能力發展具有正向影響，能夠很好地表達學生因素；課程考核與評價、課程目標設置、課程教學內容安排、課程教育學時分配、教育實習對體育師范生教學實踐能力發展具有正向影響，能夠很好地表達課程因素。教學環境與條件、教師職業就業前景、課外實踐機會、良好的師生關系對體育師范生教學實踐能力發展具有正向影響, 能夠很好地表達環境因素；教師職業道德、教師從業知識儲備量、教師運動技術水平、教師傳授經驗的能力、教師個人魅力對體育師范生教學實踐能力發展具有正向影響，能夠很好地表達教師因素。

表7 體育師范生教學實踐能力發展的影響因素模型參數估計值統計表

3.5 指標因子關系分析

根據擬合標準化路徑系數計算獲得各潛在變量的影響程度。潛在變量相互間路徑系數可以認為是因某一潛在變量的改變導致有關潛在變量變化的現象[8]。以體育師范生教學實踐能力發展的影響因素為例，學生因素的路徑系數是0.366，可以認為學生因素增加100% 會使體育師范生教學實踐能力發展的影響因素提升 36.6%.以此類推，課程因素、環境因素、教師因素增加100%會使體育師范生教學實踐能力發展的影響因素提升47.9%、37.3%、46.1%.4個潛變量的影響權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師范生教學實踐能力發展影響最大，其次是教師因素，再次是環境因素，最后是學生因素。

4 結論與建議

在師范專業認證背景下，體育師范生應重視自身教學技能發展水平，不斷深入理解《能力標準(2021版)》的內涵，學習研究教育教學理論基礎知識，并將知識付諸于實踐，不斷推進自身教學實踐能力的發展。在對體育師范教學實踐能力培養時，體育師范專業院校應當構建合理的課程體系，建立科學嚴格的考評制度，拓展多元實踐平臺，增設理論知識與實踐教學相結合的環節，進而培養提高學生對課堂教學的組織能力和知識與實踐相結合的能力。另外，高校應注重教學資源的建設，加大教育經費投入，完善相關教學配套設施，為學生積極組織校級或院級教學技能比賽，增加體育師范生課后教學實踐的機會，通過比賽的形式不斷豐富學生的教學經驗，營造一個良好的教學環境。在體育教學中教師應不斷加強自身師德修養，提高師德認識水平，塑造良好的教師人格形象，通過與學生交流互動逐漸建立良好融洽的師生關系和學習氛圍，此外教師還應加強自身專業能力建設，儲備扎實精深的專業知識，具備駕馭專業知識和傳播專業知識的能力，在課堂教學中加強學生思想引導，提高學生的職業認知水平，有針對性地培養學生的專業能力，促進學生職業能力的提升。體育師范生教學實踐能力發展的目的在于使學生掌握并運用所學的知識，為今后從事學校體育教學工作提供幫助。

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