基于課程內容、教師表現、教室設施與教學質量的關聯性研究

李濤

高等教學質量保障自20世紀80年代在歐洲興起之后,一直受到各國教育界的重視。我國自20個世紀90年代中期開始關注并探索高等教學質量保障活動,高等教學質量保障體系的理論研究與實踐探索已經成為高等教育改革與發展進程中政府、高校和社會高度重視并廣泛關注的熱點問題之一。

一、文獻探討

我國《教育大詞典》把教學質量界定為“教育水平高低和效果優劣的程度”，“最終體現在培養對象的質量上”，“衡量的標準是教育目的和各級各類學校的培養目標”。[1]簡言之，教學質量就是指各級各類人才培養的結果與教育目的要求相符合的程度。學者張海鐘從教學結果與教學目標的符合程度角度，對教學質量進行了定義。他指出，教學質量主要是教學結果——學生的素質發展水平與課程目標、專業目標與規格、培養目標與規格相符的程度。[2]這是至今為止對高等學校教學質量較為全面的概括。

我國高校的教學質量評價起步較晚，評價理論基礎薄弱。目前，國內對高等教育質量保障的研究主要集中在對外部保障體系的研究上，具體體現在高等教育質量保障體系的結構形態和組織體系、體系建構的原則與方法、質量保障的實施模式和保障體系發展研究等方面，如對質量認證制度、大學排行榜、高等教育評估等問題的研究。[3]而對內部保障體系研究的比較少，或者說不夠全面。盡管國內絕大多數學校都針對自身的實際情況建立了各自的教學質量評價體系，然而由于各校在評價主體、評價標準、權重比例、考核方法的可操作性以及執行力度上存在異同，因而其評價效果的好壞也是不盡相同的。

有學者認為：評估主體應該多元化，評估的內容要全面，除了有基本設施和教學條件評估，還要從課程教材、師資隊伍、校園文化、教學科研和社會服務等方面進行評估；評估指標要細化且具有可操作性。[4]魏紅，鐘秉林認為，高校內部教學質量保障體系應該包含五大要素:①背景保障。②投入保障。③過程保障。④結果保障。⑤機制保障。[5]

從以上學者的研究中可以發現，研究者對高等教學質量保障的理解已經達到了一定的理論水平，也就是說，很多研究都進行了一些理論的探索。但對高等教學質量體現的課程內容、教師表現、教室設施與教學質量的關系鮮有學者研究，本研究旨在對教學質量一些微觀的問題進行探索性研究，以期建立高校內部本科教學質量保障的理論框架。

二、研究架構與假設

本研究結合現行的教學質量測評現狀，重點在于構建一個教學質量測評模型，選取課程內容、教師表現、教室設施為自變量,教學質量為因變量,借助SPSS17.0軟件來驗證其假設，從而有效地改善教學質量。基于過去的相關研究及理論為基礎，探討各變量之間的關系，為此構建如圖1理論模型及由圖1推出如下假設:假設1，課程內容與教學質量呈正相關；假設2，教師表現與教學質量呈正相關；假設3，教室設施與教學質量呈正相關。

三、實證分析

本研究向大學教師及學生發放問卷，共發放300份，有效問卷181份，回收率為60.3%，隨后將有效問卷得分用計算機錄入在SPSS17.0程序文件中保存。

（一）樣本信度

本調查問卷共包括課程內容、教師表現、教室設施及教學質量三個部分。整體來看，各研究變項的整體Cronbachs a系數都在0.71以上的信度水平，皆高于本研究設定之信度0.6以上，故本問卷總體信度值得信賴。

（二）相關性分析

本研究使用Pearson的積差相關系數，用以檢定職業價值觀與職業生涯發展間的相關程度。表1的結果顯示：課程內容、教師表現、教室設施與教學質量的系數均達到呈顯著正相關。

然而，相關系數僅僅是一種關系，并不能推論為二者之間是否存在因果關系，即相關系數檢定不能說明假設正確與否,但相關系數可以用于回歸的預測力。因此，通過了解變量之間的關系，就可以為回歸分析提供研究根據。

（三）回歸分析

從表2的多元回歸分析中可以發現，在p<0.001之進入水平內，課程內容、教師表現、教室設施等三個自變量都能有效預測因變量教學質量，依次進入回歸模式的順序分別為教室設施、課程內容、教師表現。三個自變量與因變量的多元相關系數為0.563，決定系數為0.221，表示進入回歸模式的三個自變量可以解釋教學質量22.1%的變異量。

從個別變量的預測能力來看，教室設施之ΔR2=0.196，該自變量對因變量的個別解釋力為19.6%，由變異數分析模式看，F值為121.961，整體p值<.001，本回歸模式呈現顯著，β=0.621，為正數，表示其對教學質量的影響為正向，此結果支持假設1。

課程內容之ΔR2=0.232，該自變量對因變量的個別解釋力為23.2%，由變異數分析模式看，F值為287.235，整體p值<0.001，本回歸模式呈現顯著，β=.312，為正數，表示其對教學質量的影響為正向，此結果支持假設2。

教師表現之ΔR2=0.220，該自變量對因變量的個別解釋力為22.0%，由變異數分析模式看，F值為196.132，整體p值<0.001，本回歸模式呈現顯著，β=.661，為正數，表示其對教學質量的影響為正向，此結果支持假設3。

回歸模型中其VIF膨脹系數為：1.632、1.213、1.761，均介于1-3之間為良好狀況。

因此，回歸模式非標準化的回歸方程式如下：

教學質量=20.612＋0.667×課程內容＋0.785×教師表現＋0.581×教室設施

四、結論與討論

本研究旨在探討以課程內容、教師表現、教室設施與教學質量之因果關系。經本研究之實證分析，3項假設全部獲得支持。

研究結果顯示，課程內容與教學質量彼此高度關聯，且課程內容與教學質量有直接影響。顯然，若能提升課程內容，將有助于教學質量的提高。因此，校方教務部門應建立可適用的評估指標，定期或不定期評估，分析其狀態和彼此影響關系，對課程內容做適當的完善。

教師表現與教學質量高度相關，且教師表現對教學質量的影響效果都屬于相對較大，此顯示若能重視教師的課堂表現，將有益于增加學生的學習興趣，從而提高教學質量。故建立與學生的有效溝通機制（如建立教學資源分享平臺、教學輔導對話信箱等）將有利于建立互信。

教室設施與教學質量的關聯性達高度相關，所以要提高教學質量，可以根據不同的需求規劃和目標，建立多元化的教室設施，多管齊下，以產生多方面的綜合效果。

［參考文獻］

［1］顧明遠主編.教育大辭典［Z］.上海:上海教育出版社，1989.

［2］張海鐘.論高等學校教學質量及其評價［J］.西北師大學報（社會科學版），2004，（4）.

［3］閆曉麗. 我國高等教育質量問題的回顧與展望［J］.科技文匯，2010，（8）.

［4］高桂楨.高校內部本科教學質量保障體系的建設研究［J］.教學研究與實驗，2009，（7）.

［5］魏紅，鐘秉林. 我國高校內部質量保障體系的現狀分析與未來展望——基于96所高校內部質量保障體系文本的研究［J］. 高等工程教育研究，2009，（6）.

［責任編輯：羅國干］