我國高校教師的TPACK水平及發展策略*

徐春華 傅鋼善 侯小菊

（1．陜西師范大學 教育學院，陜西西安 710062；2．鄭州大學 遠程教育學院，河南鄭州 450052；3．教育部 數字化學習技術集成與應用教育部工程研究中心，北京 100039）

一 TPACK框架及其研究情況

隨著信息技術在教育領域的普及應用，傳統的學科教學知識（Pedagogical Content Knowledge，PCK）框架已經無法充分闡釋信息化教學環境下教師開展有效教學所應具備的專業知識和素養。美國密西根州立大學的Koehler等[1]于2005年提出的整合技術的學科教學知識（Technological Pedagogical Content Knowledge，TPACK）是關于教師在具體情境中如何利用技術開展有效教學的知識框架，它包含七個因素：學科內容知識（CK）、教學法知識（PK）、技術知識（TK）、學科教學知識（PCK）、整合技術的教學法知識（TPK）、整合技術的學科內容知識（TCK）和整合技術的學科教學知識（TPACK）。其中，CK、PK、TK為單一維度知識，PCK、TPK、TCK、TPACK是由單一維度知識相互融合生成的多維度知識。

TPACK框架不是孤立地將技術應用到原有的教學中，而是對技術、學科內容、教學法三者進行相互協調和高度整合，為指導教師有效整合技術學科教學知識與促進教師專業發展提供了重要的理論指導與實踐依據。該框架一經提出，就引起了國外教育技術研究者的高度關注。TPACK被引入我國后，也迅速成為教育技術領域的研究熱點。目前，我國已在TPACK的概念引介、理論闡釋、前沿綜述等方面取得了不少頗有價值的研究成果，并在TPACK量表開發、TPACK內部要素以及人口學變量特征（如性別、年齡與年級等）等方面開展了實證研究[2]。但是，已有的TPACK研究主要面向職前教師與中小學教師開展，其研究結論是否完全與高校教師一致還有待進一步驗證。目前，我國針對高校教師的TPACK研究成果還比較少[3][4][5]，且研究結論在解決實際問題方面具有一定的局限性。因此，有必要對高校教師的TPACK水平進行深入研究，以揭示高校教師的TPACK水平及其在人口學變量方面的特征與差異，分析TPACK內部各要素對高校教師TPACK發展的影響，從而有針對性地提出發展我國高校教師TPACK水平的策略。

二 問卷的設計檢驗

1 問卷的設計與統計

本研究基于Schmidt等[6]為職前教師設計的TPACK測量量表，結合高校教師的知識結構、技術形式，設計了高校教師TPACK水平問卷。該問卷包括兩個部分：①基本信息，如教師的性別、年齡、教齡、職稱等；②TPACK各要素的測量題項，采用李克特五點量表形式，包含“非常不同意、不同意、不清楚、同意、非常同意”五個選項，對應分值為1、2、3、4、5。問卷采用在線填寫和紙質填寫兩種方式，共有6個高校（1所211綜合高校、2所師范類高校和3所一般高校）的195位任課教師參與，最終共收回有效問卷184份，有效率為95.4%。

問卷數據統計結果顯示：參與本次調查的男女教師比例分別為55.4%、44.6%；助教、講師、副教授、教授的比例分別為3.8%、40.8%、37.0%、18.5%；研究生以上學歷占91.3%；具有10年以上教齡的教師占65.8%，10年以下的占34.2%；具有師范教育背景的教師占25.0%；調查學科涉及文、理、工、醫，各科比例依次為19%、18.5%、47.8%、14.7%。

2 問卷的信效度檢驗

本研究在問卷中設計了36個TPACK測量題項并按順序編碼，采用SPSS 22.0軟件進行項目分析，以檢驗各題項的可靠性與內在效度：①逐個算出參與教師所答題項的總分，并按照總分高低進行排序；②找出高分組總分處于前27%和低分組總分處于后27%的分數，依據臨界分數將參與教師分成兩組；③檢驗高分組與低分組在每個題項的差異，將t檢驗結果未達顯著性的題項刪除。結果顯示：量表36個題項的決斷t值、與總分的相關系數以及同質性檢驗相關系數均達到標準值，故所有題項均可以保留。

同時，本研究采用因子分析法檢驗問卷的建構效度。分析結果顯示，問卷KMO值=0.899，說明問卷的結構效度良好；Bartlett球形檢驗的近似卡方值=3772.277，顯著性水平Sig.=0.000＜0.01，說明各要素之間具有較高相關性，適合做因子分析。本研究還采用主成分分析萃取共同因素，根據因子載荷的分布判斷，得出教師的TPACK知識結構包含7個要素，分別為TK、CK、PK、PCK、TCK、TPK、TPACK，聯合解釋變異量為68.582%。

此外，本研究還對確定的因子進行了信度分析：整體量表的Cronbach’s α值=0.943，而TK、CK、PK、PCK、TCK、TPK、TPCK的Cronbach’s α值分別為0.735、0.737、0.827、0.845、0.775、0.827、0.704——可以看出所有變量的Cronbach’s α值都超過了0.7，說明該問卷具有較好的內在一致性，適合進行統計分析。

表1 高校教師TPACK各要素描述統計量

三 數據的統計分析

1 高校教師TPACK各要素的描述性分析

高校教師TPACK各要素描述統計量如表1所示。根據描述性分析，高校教師TPACK各要素均值由高到低依次為：PCK＞PK＞CK＞TPK＞TCK＞TK＞TPACK，且各要素的均值都高于中間值（中間值=2.5）。其中，與學科知識、教學法相關的PCK、PK、CK的均值較高，與技術相關的TK、TCK、TPK的均值偏低；單一維度知識方面，TK的均值最低；多維度知識方面，PCK的均值最高，TPACK的均值最低。

2 高校教師TPACK各要素的相關性分析

對高校教師TPACK知識的7個要素進行相關性分析，得出TPACK各要素之間的相關性，如表2所示。表2顯示，TK、PK、CK、TPK、TCK、PCK、TPACK之間存在顯著正相關。其中，CK與PK的相關程度最高，TK與CK的相關程度最高，PK與PCK、CK的相關程度最高，而TPACK與TCK、TPK的相關程度最高。

表2 TPACK各要素之間的相關性

3 高校教師TPACK各要素在人口學變量方面的特征與顯著差異

高校教師TPACK各要素與人口學變量的相關性分析顯示：性別只與TK水平相關；年齡、教齡、職稱均與CK、PK、PCK水平相關，且年齡、教齡與TK水平呈負相關；本科是否就讀師范專業僅與教師的PCK水平相關；教育技術培訓頻次與PK、TPK、TPCK水平相關；任教學科與TK、TPCK水平相關，學歷與所有要素不相關。本研究采用獨立樣本T檢驗與單因素方差進行了顯著性檢驗，具體如下：

①性別差異。男教師CK、TCK、TPACK的均值高于女教師，但二者僅在TK水平上存在顯著性差異。由此可知，高校中男教師在技術使用方面優于女教師。

②教齡差異。教齡越長，對應的 TPACK各個要素的均值就越高，但不同教齡的教師只在CK、PK、PCK三項水平上存在顯著性差異，且差異主要存在于資深教師（20年教齡以上）與年輕教師（10年教齡以下）之間。這表明隨著教齡增長，教師的學科知識日益豐富，能夠逐漸熟練地把學科知識與教學法融合起來，進行學科知識的“教學轉化”。

③職稱差異。教師的職稱越高，CK、PK、PCK均值越高，其中副高級的TPACK均值最高。不同職稱的教師在CK、PK、PCK水平上存在顯著性差異，且多重比較結果表明：差異主要存在于高級/副高級與初級/中級的教師之間。結合前文相關各要素均值與教齡的分析結果，本研究認為CK、PK、PCK是TPACK中較為底層的知識，能夠為TPACK的發展奠定基礎。

④教育技術培訓頻次對TPACK各要素的影響。教育技術培訓頻次越高，教師TPACK各要素均值越高。多重檢驗結果顯示：當培訓次數≥4次，對PK、TPK、TPCK水平有顯著性影響，對TK、CK、PCK水平的影響不顯著；當培訓次數≤3次，對各要素的影響都不顯著。

⑤任教學科對 TPACK各要素的影響。多重比較結果表明：工科的 TK水平最高，文科的TK水平最低，醫學的PK、PCK、TPK、TPACK水平高于其它學科；不同任教學科在TK、PK、PCK水平上存在顯著差異。

4 高校教師TPACK發展影響因素的回歸分析

為探究TPACK結構內部各因子對高校教師TPACK水平發展的影響，本研究采用多元線性回歸分析法，將TK、CK、PK、PCK、TCK、TPK設置為自變量，將TPCK設定為因變量，構建了TPACK發展的回歸模型。變量TPK、PCK、TK逐步進入回歸模型，共可以解釋TPACK水平變化的61.9%。其中，TPK的調整R方為57.5%，對TPACK發展的貢獻率最高；PCK與TK的貢獻率分別為3.5%、0.9%；而在三個單一維度知識中，只有TK進入了回歸模型。

四 我國高校教師的TPACK水平分析

1 各要素之間存在顯著正相關，其中TPACK與TCK、TPK的相關程度最高

高校教師的TPACK知識結構包含了TK、CK、PK、TCK、TPK、PCK、TPCK七個要素，這七個要素之間存在顯著正相關。其中，CK與PK的相關程度最高，TK與CK的相關程度最高，PK與PCK的相關程度最高，TPACK與TCK、TPK的相關程度最高。

2 高校教師TPACK總體水平處于中等，學科知識、教學法水平相對較高，技術水平偏低

在高校教師TPACK知識結構中，與學科知識、教學法相關的CK、PK、PCK均值較高，與技術相關的TK、TPK、TCK、TPCK均值偏低。董艷等[7]的研究表明：職前教師的TPACK知識處于中等水平，CK最低；而黃冬明等[8]得出研究結論：高中教師TPACK總體處于中等水平，其中PCK最高、TK最低。這表明職前教師與在職教師的TPACK各要素存在差異，高校在職教師經過教學實踐，能夠不斷提升CK、PK、PCK水平，會更加關注學科知識與教學策略的運用，但對 TK知識的應用較少，且傾向于比較淺層次的技術應用，欠缺對信息技術與學科教學進行深層次整合的知識與方法（如運用技術開展學習活動等）。

3 人口學變量對高校教師TPACK各要素有不同程度的影響

（1）高校教師的教齡、職稱對CK、PK、PCK水平有顯著影響

教師的教齡、職稱對學科、教學法知識有正向顯著影響，高級/副高級與初級/中級的教師在CK、PK、PCK水平上存在顯著性差異；但是，教齡與TK水平負向相關，說明教師的CK、PK、PCK水平可以在教學實踐中逐漸獲得并提高。一般來說，從事教學的時間越長，教師擁有的學科內容與教學法知識就越豐富，對學科內容與教學法的整合就越有信心；但是，由于年長的教師先發展了CK、PK知識，“教師所具有的傳統教學環境的學科教學觀，會影響到他們信息技術環境中的學科教學觀”[9]，因此可能會拒絕在教學中融入新的技術元素——這兩方面因素可能是導致職稱高、教齡長的教師的PCK水平較高，而TK、TPK、TPACK水平偏低的原因。

（2）師范專業背景僅對高校教師的PCK水平有影響

本科是否就讀師范專業，僅對教師的PCK水平有影響——這一結論與任秀華等[10]認為的本科是否就讀師范專業對教師的各個TPACK要素均有影響不一致。縱觀我國各種面向職前教育的師范教育體制與人才培養方案，不難看出，學科專業課程、教育學課程和信息技術課程相互獨立，缺乏內在的系統性與融合意識，整合信息技術應用方面的教學效果不明顯。

（3）多次參加教育技術培訓對高校教師的PK、TPK、TPCK水平有提升作用

教師多次參加教育技術培訓對PK、TPK、TPCK水平有提升作用，但調查結果顯示：61.9%的高校教師每年僅參加了一次教育技術培訓。這一方面說明目前高校普遍沒有建立起教育技術應用的培訓機制，培訓的隨意性大、目標不明確，缺乏對培訓課程的系統設計與開發；另一方面，教師的TPACK水平發展是一個有層次的、循序漸進的過程，少數幾次“脫境”培訓對教師的TPACK水平提升幫助不大，教師很難有效地將學到的技術應用到教學之中。

4 TPK、PCK、TK對高校教師的TPACK發展有顯著貢獻

回歸分析表明：在TPACK各要素中，單一維度知識TK與多維度知識TPK、PCK對高校教師的TPACK發展有顯著貢獻。其中，TPK對TPACK發展的貢獻率最高，且TPK對TPACK的預測作用明顯優于TK，這表明提升TPK對發展教師的TPACK水平最有效；PCK對TPACK的發展也有較大貢獻，而TK的貢獻較小。正如Koehler等[11]所言：TK是TPACK框架中最具變化性的成分，對形成TPACK知識有非常重要的作用。由此可見，高校教師學習或使用技術的能力較為欠缺，TK也有可能通過影響TPK對TPACK起作用；技術進入教學情境，必須與PK或CK相融合，才能最終實現教學的“技術轉化”。

五 我國高校教師TPACK水平的發展策略

1 從關注技術到關注設計，面向真實學科教學情境提升教師的TPACK水平

高校教師TPACK水平的發展始終受技術的影響，且呈現明顯的技術性需求。目前，高校教師的TK水平普遍偏低，其原因可能與以往單純的教育技術培訓大多集中于“全科”培訓有關，而且以專家報告式的短期培訓居多，脫離真實的教學情境。而發展教師TPACK水平的目的是實現信息技術與學科教學的有效融合，這就需要以教學設計為起點變革教學結構。教學設計不僅是教師教學的核心，也是教師有效應用信息技術的前提和基礎；教師完成教學設計的過程，就是嘗試將新的技術應用于學科教學情境的過程。因此，高校教師TPACK培養需采用設計學習的方式，從“脫境”的知識內容呈現，轉向“融入真實境脈”的學科問題創設，將教師置于真實的設計任務情境中，從尋找自身教學實踐中的問題入手，進行TPACK人工制品（如教學方案）的設計、開發，使教師在解決教學問題的過程中自然而然地運用技術。

2 從外部干預轉向意義建構，發展建構主義學習理論支持下的教師TPACK水平

以往的教育技術培訓通常基于以下假設：現實世界的所有問題都有通用的解決方法，這些方法可以脫離實際情境，并由課程、方法、指令轉變為實踐者的行動。依據建構主義學習理論，適用于人類學習的學習理論同樣適用于教師學習，教師TPACK水平的發展也同時存在同化和順應兩個過程，是教師舊有的意義結構與新的意義結構之間發現矛盾、產生沖突、反思理解、不斷建構與完善自身意義結構的過程，且這一過程長期受實踐意圖、認知結構、外部環境、思維方式、情感信念等要素的影響。同時，高校教師的TPACK屬于非良構知識，有其情境性、復雜性、不確定性和獨特性。因此，需要改變以往的教育技術培訓思路與模式，從強調外部干預轉向注重教師自身TPACK的意義建構。

此外，教師在開展信息化教學之前已經形成了自己的思維模式與實踐邏輯，因此應充分考慮教師已有的知識經驗、認知結構、學科背景，針對不同類型的教師開發基于特定學科的TPACK框架，并注重發揮“教學情境”與“教師協同”的作用。如針對年輕教師，應采用順應的方式（如集中培訓、專家引領），建構用技術變革教學的思維模式與實踐邏輯，強調TPACK水平發展的創新意義；而對于資深教師，應重視其學科知識與教學法方面的優勢，通過教學干預（如案例研習、設計學習），使他們在調用—反思—嘗試—建構的過程中不斷解構已有的意義結構，并嘗試使用新的方法與技術來解決教學問題、改進教學策略，強調TPACK水平發展的變革意義。最終，通過同伴互助，實現年輕教師和資深教師之間的TPACK知識互補，進而通過他們的參與、協作、共享，促進TPACK水平的發展。

3 應遵循信息技術能力發展的階段性特點與規律

高校教師TPACK水平的發展是一個循序漸進、不斷積累的過程。依據Hall等提出的基于關注的技術采納模型，信息技術使用水平可劃分為沒使用、有傾向、準備用、機械化、常規、求精、整合、革新等八個等級[12]，具有過程性、動態性、漸進性與階段性的特點。在不同階段教師關注的問題不同，信息技術應用的理念與方式亦有所區別。但教師TPACK水平的發展不僅取決于技術環境，還與教師的職業發展階段、認知結構、教學信念等直接相關，因此高校教師TPACK水平的發展是一個教學實踐情境下的非正式學習過程，應以短期培訓（包括專家引領、案例觀摩等）為引導，搭建一個長期推送教學資源及交流分享的平臺，不斷豐富教師的技術應用策略，逐漸增強教師應用信息技術的教學信念，推動教師的TPACK水平不斷向更高階段發展。

4 建立高校教師TPACK水平發展的有效保障機制

高校教師TPACK水平的發展需要學校穩定的政策措施與常態化的教師支持服務作為保障。如制定面向教師信息技術應用的管理辦法、評價體系與激勵機制，成立專門的教學服務機構，建立教師培訓的長效機制，定期開展教師工作坊、舉辦技術交流與教學經驗分享活動等，從學校層面為教師創設一種有利于TPACK水平持續發展的實踐共同體環境。

[1][11]Koehler M J, Mishra P. Teachers learning technology by design[J]. Journal of Computing in Teacher Education,2005,(3):94-102.

[2][7]董艷,桑國元,蔡敬新.師范生TPACK知識的實證研究[J].教師教育研究,2014,(3):36-43.

[3][10]任秀華,任飛.高校教師TPACK現狀調查及問題分析[J].現代教育技術,2015,(4):38-44.

[4]張鳳娟,林娟,賀爽.大學英語教師TPACK特點及其發展研究[J].中國電化教育,2015,(5):124-129.

[5]梁存良,鄧敏杰.基于TPACK的高校教師現代教育技術培訓設計研究[J].現代教育技術,2015,(4):45-51.

[6]Schmidt D A, Baran E, Thompson A D, et al . Technological pedagogical content knowledge (TPACK): The development and validation of an assessment instrument for pre-service teachers[J]. Journal of Research on Technology in Education, 2009,(2):123-149.

[8]黃冬明,高莉娜,王海燕.高中教師TPACK現狀調查與分析——來自N市的報告[J].現代教育術,2013,(2):37-41、51.

[9]許如聰,董艷,魯利娟.基于九因子模型的新手教師TPACK知識結構分析[J].現代遠程教育研究,2015,(1):98-105.

[12]趙俊.教師生成性學習研究——面向教師信息技術應用能力發展[D].上海:華東師范大學,2016:29.