高中化學(xué)教師“教學(xué)策略知識”特征研究

曹鵬杰 李艷靈 李川 劉敬華

摘要： 編制高中化學(xué)教師“教學(xué)策略知識”調(diào)查問卷，經(jīng)試測、修正、再測、質(zhì)量論證，確定最終的調(diào)查問卷，并通過Rasch模型對問卷的信效度進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)Rasch模型轉(zhuǎn)化得到調(diào)查對象的能力值，通過K-means聚類分析，將高中化學(xué)教師的教學(xué)策略知識劃分為低、中、高三個水平?；跀?shù)據(jù)結(jié)果，探討了被試教師總體和不同水平群體“教學(xué)策略知識”的特征，提出了高中化學(xué)教師“教學(xué)策略知識”發(fā)展提升建議。

關(guān)鍵詞： 高中化學(xué)教師; 教學(xué)策略知識; 教學(xué)表征

文章編號： 1005-6629（2021）10-0019-07

中圖分類號： G633.8

文獻(xiàn)標(biāo)識碼： B

在教師的教學(xué)專業(yè)知識結(jié)構(gòu)中，教學(xué)策略知識非常重要[1]。教學(xué)策略知識是關(guān)于教師如何教的知識，是指為達(dá)到教學(xué)目標(biāo)，根據(jù)教學(xué)內(nèi)容特點(diǎn)及學(xué)生的認(rèn)知特點(diǎn)和心理發(fā)展水平，教師選擇合適的教學(xué)策略及教學(xué)表征方式來組織課堂教學(xué)，從而以最適合學(xué)生的方式將知識進(jìn)行轉(zhuǎn)化的一類知識。

教學(xué)策略知識是學(xué)科教學(xué)知識的核心構(gòu)成要素[2，3]、關(guān)鍵要素[4]，直接影響著教師的學(xué)科教學(xué)知識水平，從而影響著教師專業(yè)發(fā)展和教學(xué)質(zhì)量。

本研究擬聚焦教師教學(xué)策略知識，利用自主編制的研究工具探查高中化學(xué)教師總體及不同水平群體的教學(xué)策略知識特征，為其專業(yè)發(fā)展指明方向。

1? 理論基礎(chǔ)

1986年，Shulman首次提出“學(xué)科教學(xué)知識”這一概念，并將教學(xué)策略知識作為學(xué)科教學(xué)知識的重要要素。Shulman最初所強(qiáng)調(diào)的教學(xué)策略知識的內(nèi)涵是指最有用的類比、樣例、圖示等易于學(xué)生理解的表征方法，強(qiáng)調(diào)知識的表征方式，隨后Shulman在對學(xué)科教學(xué)知識內(nèi)涵的修訂中，增加了對特定話題的組織、表達(dá)及調(diào)整等教學(xué)策略相關(guān)表述，并進(jìn)一步明確了教學(xué)策略知識的內(nèi)涵。之后，國內(nèi)外研究者對教學(xué)策略知識內(nèi)涵的表述大多沿用了Shulman的觀點(diǎn)。

關(guān)于教學(xué)策略知識的構(gòu)成要素，不同學(xué)者的研究焦點(diǎn)不同，觀點(diǎn)也不盡相同。Grossman提出教學(xué)策略知識包括選擇和組織教學(xué)內(nèi)容、選擇有效的呈現(xiàn)手段、設(shè)計學(xué)生活動和安排教學(xué)活動的順序、評價反饋表征效果[5];董濤強(qiáng)調(diào)教學(xué)策略知識包括選擇與組織教學(xué)內(nèi)容、確定教學(xué)內(nèi)容的表征方式、設(shè)計和安排學(xué)生活動[6];而Magnusson[7]、 Park[8]強(qiáng)調(diào)教學(xué)策略知識包括特定學(xué)科的教學(xué)策略、特定主題的教學(xué)策略，特定主題的教學(xué)策略又細(xì)分為“表征”和“活動”兩類。基于已有研究，本研究將教學(xué)策略知識的構(gòu)成要素確定為教學(xué)策略與教學(xué)表征。其中教學(xué)策略是指教師為了實(shí)現(xiàn)教學(xué)目標(biāo)，根據(jù)教學(xué)情境的特點(diǎn)，對教學(xué)實(shí)施過程進(jìn)行的系統(tǒng)決策活動[9]。教學(xué)表征是指教師在教學(xué)時，為了呈現(xiàn)學(xué)科特定的教學(xué)內(nèi)容、幫助學(xué)生理解，而采用的具有針對性的方法，轉(zhuǎn)化教學(xué)內(nèi)容，使之心理化的過程[10]。教學(xué)策略側(cè)重于教師對于教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)方法、媒體技術(shù)等的選擇、組織、調(diào)整。教學(xué)表征側(cè)重于概念、知識的呈現(xiàn)形式，側(cè)重考察教學(xué)內(nèi)容中的概念、知識可以用哪些表征形式予以呈現(xiàn)，表征內(nèi)容的形式有譬喻、類推、舉例說明、活動、作業(yè)、范例等[11]。教學(xué)表征是教學(xué)策略的進(jìn)一步具體化，是教師教學(xué)策略知識的核心。

2? 研究設(shè)計

2.1? 調(diào)查問卷的編制

借鑒周健、霍秉坤[12]、朱曉民[13]等學(xué)者觀點(diǎn)，根據(jù)研究目的及側(cè)重點(diǎn)，在專家論證的基礎(chǔ)上，確定調(diào)查問卷的一級維度為教學(xué)策略和教學(xué)表征，每個一級維度下設(shè)具體的二級維度。其中，教學(xué)策略維度包括教學(xué)策略的識別、選擇、應(yīng)用、反饋、調(diào)整和評價。教學(xué)表征維度包括言語的表征、活動的表征和媒體的表征。依據(jù)《普通高中化學(xué)課程標(biāo)準(zhǔn)》（2017年版）中對具體內(nèi)容的教學(xué)策略建議，編制試題，初步構(gòu)建《高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識調(diào)查問卷》，共32題，其中，教學(xué)策略19題，教學(xué)表征13題。

2.2? 調(diào)查問卷的修訂

隨機(jī)抽取河北省78名高中化學(xué)教師進(jìn)行初測，根據(jù)回收的問卷，對調(diào)查問卷中32道題目進(jìn)行探索性因子分析，分析發(fā)現(xiàn)初始特征值大于1的因子有6個，累計解釋方差變異為70.188%，說明提取6個因子對原始數(shù)據(jù)的解釋度較為理想。根據(jù)探索性因子分析結(jié)果，進(jìn)一步對問卷維度結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，調(diào)整時遵循的規(guī)則如下： 第一，刪除載荷值小于0.4的題項;第二，分析結(jié)果中出現(xiàn)明顯分歧的題項，將與文獻(xiàn)和理論相差甚遠(yuǎn)而導(dǎo)致因子無法命名的題目進(jìn)行刪除;第三，若出現(xiàn)了某個題目載荷值出現(xiàn)在不同因子的情況，若載荷值較為相近，難以判斷此題目應(yīng)歸屬于何因子，則作刪除處理，而對于載荷值差值較大的，將歸屬于載荷值較高的因子中;若歸屬此因子后仍存在分歧，則將對應(yīng)題項作刪除處理。

依據(jù)上述規(guī)則，刪除載荷值較為相近的Q12、 Q18、 Q23、 Q28。對其余題目進(jìn)行分析，歸納共同包含的因素，對因子進(jìn)行命名。通過探索性因子分析，對維度進(jìn)行了調(diào)整，由原來的9個維度調(diào)整為6個維度，題目調(diào)整為27道。其中教學(xué)策略維度包括教學(xué)策略的識別、應(yīng)用和評價;教學(xué)表征維度包括言語的表征、活動的表征和媒體的表征。最終確定的問卷雙向細(xì)目表如表1所示。

為了檢驗(yàn)修正后問卷的合理性，再次發(fā)放問卷110份，通過Amos22.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。根據(jù)國際通用標(biāo)準(zhǔn)及權(quán)威學(xué)者觀點(diǎn)[14]，X2/df值為1.502，表示模型有簡約適配度，RMSEA為0.068<0.08，表示適配合理，RMR為0.035<0.05，表示可接受。而NNFI值為0.893，略微小于0.9，NNFI試圖校正模型的復(fù)雜性，但對小樣本量有些敏感，如果NNFI值小于臨界值0.9但相差不大，可以參考CFI值。CFI的檢驗(yàn)值為0.905>0.9，說明可以接受。

2.3? 調(diào)查問卷的發(fā)放及數(shù)據(jù)處理

采取隨機(jī)抽樣方法，以河北省11個地級市的120名高中化學(xué)教師作為調(diào)查研究對象，問卷以紙質(zhì)版和問卷星兩種方式進(jìn)行發(fā)放。問卷回收后，對問卷的作答情況進(jìn)行篩查，有效問卷為110份，問卷的有效回收率為91.67%。調(diào)查對象基本信息如表2所示。

通過Excel對調(diào)查對象的作答情況進(jìn)行統(tǒng)計，對每道題目選項賦分采用李克特五級量表形式，將選項由“A不符合”到“E非常符合”，依次賦值為1到5分。應(yīng)用WINSTEPS32.0軟件，通過Rasch模型，一方面可以檢驗(yàn)問卷的信效度，另一方面可以轉(zhuǎn)化得到調(diào)查對象在“教學(xué)策略知識”的能力表現(xiàn)值，以便于將教學(xué)策略知識劃分水平。應(yīng)用SPSS中的K-means聚類分析，依據(jù)Rasch模型測得教師的能力值，將調(diào)查對象在“教學(xué)策略知識”能力的表現(xiàn)劃分成低、中、高三個水平，并對調(diào)查對象中“教學(xué)策略知識”不同水平群體教師“教學(xué)策略知識”的特征進(jìn)行描述。

2.4? 信度和效度檢驗(yàn)

信度檢測在Rasch模型中通過項目信度、被試信度、區(qū)分度、誤差等參數(shù)來反應(yīng);效度檢測在Rasch模型中通過項目—被試對應(yīng)、數(shù)據(jù)—模型擬合、點(diǎn)—測量相關(guān)系數(shù)等表示[15]。

2.4.1? 信度分析

測量工具信度整體檢驗(yàn)指標(biāo)如表3所示，被試能力值為0.74>0，說明試題對于被測人群來說較容易，項目估計的標(biāo)準(zhǔn)誤差較小。MNSQ都接近1，ZSTD都接近0，說明測驗(yàn)與理論模型的期望比較匹配，分離度均大于2，說明區(qū)分效果尚佳，被試項目信度都大于0.9，說明具有較高的信度。

2.4.2? 效度分析

Rasch模型能將被試能力和項目難度轉(zhuǎn)化成logit分，從而形成項目—被試對應(yīng)懷特圖（item-person map），可看出題目與被試的對應(yīng)關(guān)系。如圖1所示，字母M、 S、 T表示平均水平，由下到上依次表示能力或項目難度增強(qiáng)，左側(cè)用“#”表示一定數(shù)量被試的分布情況，右側(cè)表示題目分布，整體來看，對應(yīng)較為理想。

項目擬合可以分析各題質(zhì)量，誤差均在0.2以內(nèi)，均在允許范圍內(nèi)，Infit和Outfit擬合指數(shù)基本在可接受范圍內(nèi)，點(diǎn)—測量相關(guān)系數(shù)均在0.54到0.72之間，說明被試項目與工具的一致性較好，表明測量工具的效度較為理想。

3? 結(jié)果分析

3.1? 高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識水平劃分

Rasch模型能將調(diào)查對象作答原始分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化成與題目對應(yīng)的能力值，根據(jù)K-means聚類分析，設(shè)定聚類數(shù)為3，將高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識的能力表現(xiàn)水平劃分為三類。

聚類分析的開始是由SPSS生成了初始聚類中心（1.02， -3.34， 5.49），聚類過程在8次迭代之后終止，最終的聚類中心是1.24， -0.83， 3.78，所對應(yīng)的案例數(shù)分別為61， 39， 10。通過聚類分析，可將調(diào)查對象教學(xué)策略知識能力表現(xiàn)水平分成“低、中、高”三類群體，最終水平劃分結(jié)果如表4所示。從聚類分析結(jié)果來看，55.5%的被試教師處于中水平，35.4%處于低水平，僅有9.1%處于高水平，數(shù)據(jù)結(jié)果表明高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識高水平人數(shù)較少。受被試樣本量所限，聚類后僅有10人屬于教學(xué)策略知識高水平群體，雖欠缺一定統(tǒng)計意義，但對其分析依然能從一定程度反映出該水平群體的特征。

3.2? 高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識特征分析

3.2.1? 總體特征分析

通過單因素方差分析，分析了110名高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識在各維度的均值及各維度表現(xiàn)出的差異性，如表5所示。

由表5可知，高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識總體在各維度的均值介于3.22～3.93之間，總體得分均值為3.65，說明被調(diào)查教師教學(xué)策略知識總體水平處于中水平，有待于提升。由單因素方差分析可知，不同維度之間有顯著性差異，F(xiàn)值=24.054，顯著性0.000<0.05，說明高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識各方面發(fā)展不均衡。

通過均值比較可以發(fā)現(xiàn)，在教學(xué)策略維度，高中化學(xué)教師群體“教學(xué)策略的應(yīng)用”表現(xiàn)最好，“教學(xué)策略的評價”表現(xiàn)次之，“教學(xué)策略的識別”表現(xiàn)最差?！敖虒W(xué)策略的識別”考察教師在宏觀層面上能清晰地知道化學(xué)學(xué)科有哪些教學(xué)策略，在中觀層面上能區(qū)分化學(xué)學(xué)科特有的教學(xué)策略適應(yīng)于哪些不同的教學(xué)主題，在微觀層面上知道某一具體課題可以靈活使用哪些教學(xué)策略。高中化學(xué)教師“教學(xué)策略知識的識別”表現(xiàn)不佳可以說明在教學(xué)過程中對教學(xué)策略知識相關(guān)理論知識的系統(tǒng)學(xué)習(xí)不夠完善，缺乏將經(jīng)驗(yàn)與理論對應(yīng)。

在教學(xué)表征維度上，高中化學(xué)教師群體“言語的表征”表現(xiàn)最好，“媒體的表征”表現(xiàn)次之，“活動的表征”表現(xiàn)最差。“言語的表征”重在考察高中化學(xué)教師運(yùn)用對比、類比、隱喻、解釋、舉例等方式幫助學(xué)生建構(gòu)、理解較難概念，突破教學(xué)重難點(diǎn)的情況;“媒體的表征”主要考察高中化學(xué)教師在多媒體視頻應(yīng)用、多媒體課件的設(shè)計、板書設(shè)計、思維導(dǎo)圖等知識結(jié)構(gòu)化工具的應(yīng)用等方面的具體情況;“活動的表征”則側(cè)重考察教師通過采用一定的活動方式，如實(shí)驗(yàn)、辯論、討論、角色扮演等來幫助學(xué)生理解較難的知識的情況。調(diào)查結(jié)果反映出高中化學(xué)教師善于運(yùn)用語言闡釋概念、突破教學(xué)重難點(diǎn)，能夠注意用多種信息媒體手段輔助教學(xué)，但在課堂中調(diào)動學(xué)生、組織開展多種活動的意識不足，通過課堂活動組織學(xué)生掌握知識的有效性有待進(jìn)一步加強(qiáng)。

3.2.2? 不同水平群體特征分析

通過單因素方差分析不同水平教師群體在各維度上能力表現(xiàn)的差異性，如表6所示。結(jié)果顯示，各水平p值均小于0.05，表明不同水平群體各維度之間均存在顯著性差異，說明每個水平教師群體的教學(xué)策略知識各方面發(fā)展不均衡。

由表6可以看出，不同水平教師群體在教學(xué)策略知識各維度的能力表現(xiàn)強(qiáng)弱特征大體相同，與總體特征也基本相似。三個水平群體共同的特征為“活動的表征”能力表現(xiàn)最差，其次是“教學(xué)策略的識別”。低水平教師群體和中水平教師群體教學(xué)策略知識各維度能力強(qiáng)弱表現(xiàn)特征完全相同： 言語的表征>教學(xué)策略的應(yīng)用>教學(xué)策略的評價>媒體的表征>教學(xué)策略的識別>活動的表征;高水平教師群體與低水平和中水平教師群體能力表現(xiàn)略有不同，高水平群體教學(xué)策略知識的能力表現(xiàn)強(qiáng)弱特征為： 教學(xué)策略的評價>言語的表征=教學(xué)策略的應(yīng)用>媒體的表征>教學(xué)策略的識別>活動的表征，說明高水平群體在教學(xué)策略的評價方面能力表現(xiàn)最強(qiáng)。

3.3? 高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識影響因素分析

對高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識影響因素的探查研究可為教學(xué)策略知識提升建議的提出提供借鑒和參考。本研究從性別、學(xué)校類型、教齡、學(xué)歷、職稱等角度進(jìn)行了差異性分析，結(jié)果表明不同性別[獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，Sig（雙側(cè)）=0.175>0.05]、不同學(xué)校類型[獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，Sig（雙側(cè)）=0.371>0.05]的高中化學(xué)教師在教學(xué)策略知識整體及各維度上均沒有差異，而不同教齡、不同職稱、不同學(xué)歷的高中化學(xué)教師在教學(xué)策略知識上存在顯著性差異。受篇幅所限，下述重點(diǎn)對不同教齡和不同職稱教師差異性檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行呈現(xiàn)和分析。

3.3.1? 不同教齡高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識差異性比較

采用單因素方差分析對不同教齡高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識進(jìn)行比較，具體結(jié)果如表7所示。

通過單因素方差分析可知，不同教齡高中化學(xué)教師的教學(xué)策略知識水平存在顯著性差異，F(xiàn)值為34.686，p<0.05。從Bonferroni多重比較可以看出，各教齡組之間均存在顯著性差異。另從得分均值來看，高教齡組教師的教學(xué)策略知識得分明顯高于低教齡組教師，結(jié)果表明教學(xué)策略知識受教學(xué)經(jīng)驗(yàn)積累的影響，這與教師專業(yè)發(fā)展階段與規(guī)律相符。

3.3.2? 不同職稱高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識差異性比較

通過單因素方差分析可知，對無職稱、二級職稱、一級職稱和高級職稱教師的教學(xué)策略知識進(jìn)行差異性分析，具體見表8。

通過單因素方差分析可知，不同職稱化學(xué)教師教學(xué)策略知識存在顯著差異，F(xiàn)值為14.401，p<0.05，從Bonferroni多重比較可以看出，無職稱教師與一級教師、高級教師存在顯著性差異，二級教師與一級教師、高級教師存在顯著性差異，但無職稱教師與一級教師之間、一級教師與高級教師之間則無顯著差異。這說明當(dāng)教學(xué)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)積累到一定程度時，教學(xué)策略知識會有顯著提升，之后會遭遇“瓶頸期”，需要通過干預(yù)進(jìn)行提升[16]。

4? 研究結(jié)論與建議

本研究采用自主編制的研究工具，對高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識的特征進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識總體水平不高，處于本研究劃分的中水平，且各方面發(fā)展不均衡。在教學(xué)策略維度，“教學(xué)策略的應(yīng)用”表現(xiàn)最好，“教學(xué)策略的評價”表現(xiàn)次之，“教學(xué)策略的識別”表現(xiàn)最差。在教學(xué)表征維度，“言語的表征”表現(xiàn)最好，“媒體的表征”表現(xiàn)次之，“活動的表征”表現(xiàn)最差。不同水平教師群體教學(xué)策略知識特征既有群體間的共性又有各群體的特性。不同教齡、職稱的高中化學(xué)教師的教學(xué)策略知識存在顯著性差異，整體而言，隨著教齡的增長、職稱的提高，教師的教學(xué)策略知識水平呈現(xiàn)增長趨勢，且不同教齡、職稱的高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識各維度強(qiáng)弱與發(fā)展趨勢趨同。

針對研究發(fā)現(xiàn)，依據(jù)相關(guān)學(xué)者對教學(xué)策略知識影響因素的研究結(jié)論，提出如下高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識提升建議。

一是加強(qiáng)經(jīng)驗(yàn)積累與交流，增強(qiáng)活動表征能力。本研究發(fā)現(xiàn)教齡、職稱均對高中化學(xué)教師的教學(xué)策略知識有顯著影響，高教齡組的教師教學(xué)策略知識水平高于低教齡組教師，職稱較高的教師教學(xué)策略知識水平高于職稱較低的教師。這一研究發(fā)現(xiàn)與張小菊[17]的研究發(fā)現(xiàn)一致，說明教學(xué)策略與表征受教學(xué)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)積累的直接影響。另有研究表明，教學(xué)策略知識可以通過觀摩、模仿、傳授的形式在教師群體之間共享和傳遞[18]。為此，高中化學(xué)教師一方面應(yīng)注意積累教學(xué)經(jīng)驗(yàn)，另一方面應(yīng)注意加強(qiáng)團(tuán)隊經(jīng)驗(yàn)共享與交流，定期開展教學(xué)研討活動，特別注重加強(qiáng)對活動表征方式的多樣性的認(rèn)識和理解，并嘗試應(yīng)用到教學(xué)實(shí)踐中，不斷提升實(shí)驗(yàn)探究、社會性科學(xué)議題、概括關(guān)聯(lián)、比較說明、推理論證等活動表征能力。

二是加強(qiáng)理論學(xué)習(xí)與積淀，彌補(bǔ)教學(xué)策略識別的不足。研究表明，高中化學(xué)教師在教學(xué)策略的識別方面表現(xiàn)均不佳，表明高中化學(xué)教師對教學(xué)策略理論的認(rèn)識不夠完善，沒有形成科學(xué)的理論體系，缺乏將經(jīng)驗(yàn)與理論對應(yīng)，這可能是教學(xué)策略的識別表現(xiàn)不佳的重要原因。已有研究表明，教師通過平時的教育理論學(xué)習(xí)是獲取教學(xué)策略知識的有效途徑[19]，因此，加強(qiáng)理論積淀，有助于豐富自身教學(xué)策略知識體系，從而在教學(xué)實(shí)踐過程中恰當(dāng)?shù)剡\(yùn)用教學(xué)策略，提高教學(xué)質(zhì)量。

三是重視實(shí)踐性反思，促進(jìn)教學(xué)策略知識整體提升。趙芹[20]研究表明，教學(xué)策略知識是在課堂教學(xué)實(shí)踐中逐步發(fā)展并完善的。范良火曾指出，教學(xué)反思是教師獲得教學(xué)策略知識的重要來源[21]。因此，高中化學(xué)教師應(yīng)該注重在教學(xué)實(shí)踐中反思不同的教學(xué)策略和表征方式運(yùn)用的實(shí)際效果，加強(qiáng)教學(xué)研究，并追求不斷改進(jìn)。

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