高職院校體育教師崗位勝任特征構建研究*

肖年樂 胡 銳 郭 林 張 華 鄧雁方

高職院校體育教師崗位勝任特征構建研究*

肖年樂 胡 銳 郭 林 張 華 鄧雁方

（四川工商職業技術學院，四川 都江堰 611830）

運用探索性因子分析法，以四川省高職院校體育教師為調查對象，分析高職體育教師職業特征。提出高職院校體育教師的勝任特征模型包含專業知識與技能（課程開發能力、運動技能展示和課堂掌控）、教師職業精神（職業認同和師德師風）、發展意識（現代職教理念、職業實用性體育和終生學習）和人際特征（團隊建設能力、溝通能力和個人魅力）共4個因子維度11個勝任特征。

高職院校；體育教師；勝任特征

隨著國家在“十一五”期間安排20億元重點支持100所國家示范性高職院校建設和優質建設以來，高等職業院校在專業建設、社會服務、師資隊伍建設等方面取得了很大的突破。 而擁有一批高素質的師資隊伍是發展高職教育、提高教育教學質量的關鍵。本文對高職院校的體育教師勝任特征進行研究，選取2018年來我校參加四川省高職院校體育教師教學技能大賽的14所高職院校共計64名體育教師（參加教學比賽教師均為學校內部選拔的優秀教師）進行調查。通過對高職體育教師勝任特征構成要素進行科學分析，建立適合高等職業院校體育教師的勝任特征模型，以期能為高職院校構建有效的體育教師選拔招聘、薪酬設計、績效考核、提升留任、加薪解聘等方面提供理論借鑒。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象： 2018年來參加四川省高職院校體育教師教學技能大賽的部分高職院校共計64名體育教師。

1.2 研究方法

1.2.1 文獻資料法

通過中國期刊網（CNKI），以體育教師、勝任特征等為關鍵詞進行查詢，了解該領域的研究現狀和最新動態。

1.2.2 問卷調查法

根據前期行為事件訪談和理論推導編制《四川省高職院校體育教師勝任特征調查表》對四川水利職業技術學院等14所高職院校共計64名體育教師進行問卷調查。

1.2.3 數理統計法

運用 SPSS20.0和EXCEL軟件對得到的數據進行分析。

2 結果

使用文獻來源和前期行為事件訪談所得的勝任編碼編制《四川省高職院校體育教師勝任特征調查表》，問卷編制過程：第一步，通過中國知網檢索相關文獻進行研究整理；第二步，對國家示范（骨干）和省示范兩類高職院校共25名體育教師進行半結構式訪談，對訪談結果的關鍵詞進行整理分析；第三步，比較文獻分析與訪談結果，編制四川省高職院校體育教師勝任特征量表，提煉出16個勝任特征項目（用Q1-Q16標記）。初始問卷共16個項目，問卷采用4級評分，分為完全認同（4分）、比較認同（3分）、不認同（2分）、完全不認同（1分），得分分值越高表示變量認同率越高。

樣本與數據處理：采用整群抽樣方式，對參加2018年四川省高等職業院校中青年體育教師教學技能大賽32所高職院校中選取14所四川省優質高職建設院校共計64名基層體育教師進行問卷調查，共回收有效問卷64份，有效率100% 。采用SPSS20.0統計軟件進行數據處理。

3 分析

采用探索性因子分析來檢驗《四川省高職院校體育教師勝任特征調查表》量表的構想效度，找出四川省高職院校體育教師勝任特征。

3.1 項目分析

通過對有效問卷樣本進行項目分析，其中Q12的項目（課外業余訓練指導）t值不顯著，sig.的值均大于0.05（見表1），表明此項目沒有鑒別度，因此應將其刪除。

表1 獨立樣本檢驗（摘要）

Levene ’s Test for Equality of VariancesT-test for Equality Means F值顯著性T值dfSig.(2-tailed) t值顯著性平均數的差異差異值標準誤差95%可信區間差異 下限上限 Q12方差齊性7.325.031.719275.413.085.104-.109.279 方差不齊 .725271.977.410.085.103-.108.268

3.2 KMO（Kaiser-Meyer-Olkin)取樣適合度檢驗和巴特利特球星檢驗（Bartlett-test of Sphericity）

如表2所示，有效樣本統計數據的KMO值為0.857，大于0.8表示判斷變量適合做因子分析；Bartlett球星檢驗卡方值為1893.97，P值達到極其顯著水平，說明原變量之間有明顯的結構性和相關性，可以進行因子分析。

表2 KMO 和 Bartlett 的檢驗

取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin 度量.857 Bartlett 的球形檢驗近似卡方1893.97 df.342 顯著性.000

3.3 因子提取

根據變量的主成分、初始值特征值和方差貢獻、碎石圖等信息進行因子提取。

表3 旋轉成份矩陣

元件 1234 Q6.772 Q3.728 Q7.626 Q2 .735 Q15 .708 Q1 .686 Q4 .651 Q11 .622 Q8 .637 Q9 .615 Q13 .526

提取方法：主成份。

旋轉法：具有 Kaiser 標準化的正交旋轉法。

a. 旋轉在18次迭代后收斂。

項目選取標準為因子負荷大于0.5，因子提取標準為因子特征值大于1，經過探索性因子分析，共刪除Q5的項目（語言表達）、Q10的項目（體魄健美）、Q14的項目（自信心）、Q16項目（情緒管理）4個項目后，得到4個因素，4個因素的特征根分別是4.907、3.153、2.723、1.295，對量表總變異的解釋率為68.527%，方差解釋率較好。在此基礎上得到穩定的因子結構，以此來構建高職院校體育教師的特征模型。

3.4 因子的命名與解釋

F1因子專業知識與技能是指高職院校體育教師在對學生進行授課時應該具備的體育知識和運動技能，是勝任工作最外顯的特征和最基本的素質，包含課程開發能力、運動技能展示和課堂掌控。F2因子教師職業精神體現在很多方面，其主要包含職業認同和師德師風。F3因子發展意識是高職院校體育教師對自身專業發展和職業生涯的思考，是體育教師適應高職院校快速發展的保證和前提，發展意識表現為現代職教理念、職業實用性體育和終生學習三項勝任特征。F4人際特征是高職院校體育教師的勝任工作的內在隱性素質，是處理人與人之間關系，號召集體，顯著區別其他人的重要品質，人際特征包含團隊建設能力、溝通能力和個人魅力。

3.5 信度檢驗

用同質性信度（Cronbach’s a系數）,即一個測驗所測內容或特質的相同程度，來測量各個因子層面的信度。對研究樣本的分析結果如下：“專業知識與技能”層面的信度為0.703；“教師職業精神”層面的信度為0.725；“發展意識”層面的信度為0.754；“人際特征”層面的信度為0.718。四個因子層面的系數均大于0.7，說明各因子均具有較好的信度。

4 結論

4.1 通過對 14 所四川省內高職院校體育教師進行問卷調查，運用SPSS統計軟件對數據進行分析，對高職院校體育教師勝任特征劃分為4個維度，4個維度都具有良好的信度，各因子之間的結構穩定且KMO值在0.8以上，說明運用探索性因子分析方法所得出的模型是可信可行的。從高職院校快速發展的歷程來看高職院校體育教師的勝任特征并不是一成不變的，而是一個隨社會對高職院校人才培養要求的變化而動態調整的過程，其許多內在的因素需要相關學者長期研究。

4.2 隨著我國對高職教育的重視，高職院校在人才培養模式、教學方式及教學手段等方面進入深化改革階段，高職院校的快速發展對體育教師的勝任特征也提出了更高的要求。本研究中將高職院校體育教師勝任特征分為專業知識與技能、教師職業精神、發展意識和人際特征4個維度，其中發展意識所包含的現代職教理念和職業實用性體育這兩因子是區別于本科教師的重要體現。高職教育發展離不開基層教師對高職理念的理解與認同，高職院校體育教師作為基礎課程的教師也在思考如何讓不同學科的學生通過體育課更能適應將來的職業。

[1]姚又丹.高等職業院校對心理健康教育教師勝任特征需求的研究[J].現代商貿工業，2018(30):61-62.

[2]王海波.高職院校體育教師勝任特征模型構建研究[J].課程教育研究，教師教育研究,2017(7):109-110.

[3]張文彤.SPSS統計分析高級教程[M].高等教育出版社.

On the Construction of PE Teachers' Post Competence Characteristics in Higher Vocational Colleges

XIAO Nianle, etal.

(Sichuan Technology and Business College , Dujiangyan 611800, Sichuan, China)

四川省教育廳人文社科一般項目，項目編號：15SB0357。

肖年樂（1986—），碩士，講師，研究方向：體育教學。