漢語國際教育碩士對專業培養效果感知的實證研究

蔡武 朱宇

[關鍵詞] 漢語國際教育;碩士培養;量表;實證研究

[摘? 要] 作為職前漢語教師的漢語國際教育碩士培養規模令人矚目。本研究編制了學生為評價主體的漢語國際教育碩士培養效果量表，并對21所高校742名漢語國際教育碩士進行調查。數據分析結果表明：該量表信度高達0.97且具理想的效度（探索性及驗證性因子分析各項指標優良）;當前我國漢語國際教育碩士所感知的培養效果整體情況尚可（培養效果均值為2.88，超過理論平均值2.5，且和理論平均值2.5之間具有顯著差異）;漢語國際教育碩士培養效果在年級、參加實習/工作、入學前對本專業興趣程度、獲得國際漢語教師證書等變量上存在顯著差異。文章還在此基礎上提出了提升漢語國際教育碩士培養質量的建議。

1. 引言

第二語言教師研究是應用語言學專業研究的重要領域，趙金銘（2011）指出，國際漢語教育的學術內涵是基于“大漢語”概念的漢語作為第二語言/外語教學，外延包括漢語教師的培養與培訓。漢語國際教育碩士是與國際漢語教師銜接的專業，被稱為職前漢語教師（汲傳波、劉芳芳，2012;汲傳波，2016）。近年來，漢語國際教育碩士人才培養經歷了跨越式發展，其發展速度和規模令人矚目。截至2018年9月，漢語國際教育碩士授權點已將近150個，漢語國際教育碩士已成為國際漢語教師的主要儲備力量，開展漢語國際教育碩士的相關研究可為國際漢語教師培養工作的順利發展提供支持。

關于漢語國際教育碩士的學術研究正日益受到重視，目前主要集中在課程設置（田艷，2012）、教學實習（解曉楠，2011）、培養模式（李東偉、吳應輝，2017）、培養原則（李泉，2010）以及培養過程中所遇到的問題（劉頌浩，2013）等方面，但較少關注學生成長與培養效果。陳玉琨、代蕊華、楊曉江、田圣炳（2004：59）指出，學生在認知、技能、態度等方面的收益應該成為衡量高等教育質量的核心標準。近年來，學者們也開始呼吁從傳統的側重教育投入、辦學條件、學術聲望等外在因素的評價視角轉向關注以學生為中心，強調學生能力和各方面成長的指標體系。學生培養質量的最終體現，應是幫助學生在知識（認知）、能力（技能）和態度（情感）等方面得到綜合培養與全面提高（魏紅、鐘秉林，2009）。

以美國為代表的高等教育高地國家，無論是高校、政府，還是民間組織，亦都越來越關注學生個人成長這一根本性目標，關注學生能力提高和個人發展的產出性評估（黃海濤，2013;黃海濤、常桐善，2014）。例如，英國全國大學生調查量表（UK National Student Survey），美國大學生學習投入調查量表（National Survey of Student Engagement）以及澳大利亞大學生學習投入量表（Australasian Survey of Student Engagement），都是以學生作為評價主體，體現關注學生自身成長的高等教育評估趨勢。因而采用學生自評的方式，符合當前高等教育領域關注以學生為中心，強調學生能力和各方面成長的教育質量評量的改革方向。

在這樣的背景下，鑒于目前尚未有學者實證研發漢語國際教育碩士培養效果測量工具，筆者基于高等教育領域的“以學生為中心”的學習效果評估理論，編制漢語國際教育碩士培養效果量表，并進行實證調查與分析。本研究調查了涵蓋中國七大區域的21所第一、二批漢語國際教育碩士培養高校，具有較強的代表性。

2. 研究設計

2.1 研究目的

本研究的目的是在文獻梳理與訪談調查的基礎上，編制漢語國際教育碩士培養效果量表，并通過實證調查，分析漢語國際教育碩士培養效果的現狀以及在人口統計特征變量上的差異，在實地調研、訪談以及上述實證研究基礎上，提出相應的對策建議。

2.2 研究問題與假設

本研究共有三個研究問題。一、所編制的漢語國際教育碩士培養效果量表是否符合理論假設，并能成為有效的測量工具？二、作為漢語國際教育碩士，漢語國際教育碩士培養效果情況如何？三、漢語國際教育碩士的培養效果在人口統計特征變量上的差異如何？

本研究有五個研究假設：一、不同年級的漢語國際教育碩士的培養效果有顯著差異;二、是否在真實的漢語作為二語教學環境中實習/工作對漢語國際教育碩士的培養效果有顯著差異;三、入學前對本專業興趣程度的不同對職前漢語的培養效果有顯著差異;四、是否獲得國際漢語教師證書對漢語國際教育碩士的培養效果有顯著差異;五、不同本科專業的漢語國際教育碩士，其培養效果有顯著差異。

2.3 研究方法

本研究通過文獻梳理法、訪談調查法、探索性因子分析和驗證性因子分析編制漢語國際教育碩士培養效果量表。數據分析上，采用描述性統計分析和方差分析，揭示漢語國際教育碩士培養效果現狀及在人口統計特征變量上的差異。

2.4 研究樣本

在考慮了樣本比例及地域分布的情況下，我們從第一批和第二批漢語國際教育專業學位研究生培養院校中選取了21所高校發放量表，分別是北京大學、北京師范大學、北京外國語大學、北京語言大學、中央民族大學、首都師范大學、上海外國語大學、華東師范大學、暨南大學、中山大學、吉林大學、武漢大學、廈門大學、鄭州大學、蘭州大學、陜西師范大學、華中師范大學、廣西大學、四川師范大學、福建師范大學和云南師范大學。這些高校涵蓋了我國的東北、華北、華東、華南、華中、西南、西北七大區域，盡可能地保證了樣本分布的客觀合理。量表發放時間為2018年5月20日至7月31日，我們共收回了830份量表，每所高校都達到30份或以上。最終有效量表742份，回收率為89.4%。收回的量表數據以SPSS21.0和AMOS25.0進行統計分析。

2.5 漢語國際教育碩士培養效果量表的編制與檢驗

本研究采用以下幾個步驟編制量表：理論假設、題項編寫、題項分析、探索性因子分析、驗證性因子分析以及信度檢驗。

2.5.1 理論假設

本研究從學生層面探討漢語國際教育碩士的培養效果，其理論假設是，漢語國際教育碩士的培養效果可分為知識（認知）、能力（技能）和態度（情感）三個維度。

2.5.2 題項編寫

題項編寫通過以下幾個步驟完成：首先，我們運用NVivo11軟件對2007年該專業碩士學位首設以來10年中國知網期刊數據庫收集的282篇漢語國際教育碩士相關的學術論文進行編碼分析，初步構建漢語國際教育碩士培養效果指標，共得到知識（認知）指標13項，能力（技能）指標32項以及態度（情感）9項;其次，參考漢語國際教育碩士院校的培養方案、公開文本、師資標準等，進行指標的抽取;第三，本研究采用半結構式的訪談設計，共訪談漢語國際教育碩士生導師、項目管理者及用人單位負責人40人、漢語國際教育碩士30人，獲得錄音材料近60小時。通過對以上資料的整合，我們共得到知識（認知）指標19項，能力（技能）指標39項以及態度（情感）12項，并擬寫了總計70個題項的量表初稿。

在實踐中，理想的效果指標應該是簡單、清楚、數目較少的（Henrichsen & Tanner， 2011）。在進行大規模施測以前，我們咨詢了未參與本研究的四名相關領域教授和兩名對外漢語教學博士的意見，邀請其進行討論修改，并將修改后的量表發給20名漢教碩畢業生，讓其根據自身學習經歷與體會再次討論修改。綜合上述步驟獲得的師生反饋，刪除內容重復、沒有聚焦相關維度以及表述不明的題項，最終保留38個題項，即知識（認知）指標10項，能力（技能）指標21項以及態度（情感）指標7項。在此基礎上，參照NSSE（全美大學生學習投入調查）以及NSSE-CHINA（中國大學生學習投入調查）中教育收獲部分的計分方式，采用李克特四級量表形式編寫量表，選項“沒有進步”計1分，“些微進步”計2分，“較大進步”計3分，“顯著進步”計4分。

2.5.3 題項分析

運用SPSS軟件將742份量表數據隨機分成樣本容量大致相等的兩組，隨機選取一組進行題項分析與探索性因子分析（n=366），另一組用于驗證性因子分析與信度分析（n=376）。這樣交叉驗證的方式可以有效避免由于單個樣本的偶然因素所造成的研究誤差。

題項分析可檢驗所編制的量表或者量表個別題項的適合與可靠程度（吳明隆，2013：158）。我們使用極端組比較、題項和總分相關檢驗、同質性檢驗、題項鑒別度以及題項信度指數五種檢驗方法。采用極端組比較、題項與總分相關、同質性檢驗的方法檢驗時，所有題項都是符合判斷標準的，而k2、s24、a6這三個題項，在各自的維度中，無論是題項鑒別度還是題項信度指數，都是最低的，我們將這3項刪除，最終得到共35個題項的正式量表。

2.5.4 探索性因子分析

探索性因子分析在測量工具的最初階段評估其效度，以檢驗題項所處的潛在維度（Worthington & Whittaker，2006）。本研究使用探索性因子分析來確定量表維度，主要采用綜合最小平方法和最大方差旋轉法來提取該量表的有效因子，放棄因子載荷量低于0.400的題項。

在探索性因子分析之前，先進行Bartlett球體檢驗和KMO值檢驗，以確定本量表是否適合做因子分析。Bartlett球體檢驗結果顯示，近似卡方為9825.673，自由度595，p值為0.000，拒絕無差別假設，說明本量表相關矩陣有公共因子存在。KMO值檢驗結果顯示，KMO值為0.967，KMO值在0.9以上說明其因子分析適切性極佳，非常適合進行因子分析（吳明隆，2013：208）。

考慮到因子間具有相關性，本研究采用主軸因子法和Promax旋轉法來進行探索性因子分析，最終提取了四個因子，這四個因子為知識（認知）、核心能力（技能）、一般能力（技能）和態度（情感）。這與之前理論假設的知識（認知）、能力（技能）與態度（情感）三維度模型是一致的，只是能力（技能）維度分成了核心能力（技能）與一般能力（技能）兩個部分，結果見表1（其中各題項代碼的具體內容請參見附錄）。

表1的結果顯示，四個因子共包含了35個題項，且各個因子中每一個題項的因子載荷量都在0.400以上，這說明該量具有較好的收斂效度與區分效度。因子一是一般能力（技能），含9個題項，指漢語國際教育碩士應具有的通用能力（技能），這些能力（技能）對于其他專業學生而言也是需要的;因子二是核心能力（技能），含11個題項，這些能力（技能）是漢語國際教育碩士在教學漢語教學中所特有的;因子三是態度（情感），含6個題項，指漢語國際教育碩士所應該具有的態度（情感）;因子四是知識（認知），含9個題項，指漢語國際教育碩士所應該掌握的知識。這四個因子的累積解釋變異量為60.176%，在社會科學領域，累積解釋變異量達到60%表示提取后保留的因子相當理想（吳明隆，2013：232）。

2.5.5 驗證性因子分析

效度檢驗分為內容效度和結構效度兩種。本研究的內容效度主要咨詢了未參與本研究的四名相關領域教授和兩名對外漢語教學博士以及20名漢教碩畢業生的意見，他們一致認可本量表，說明該量表具有良好的內容效度。為進一步確認本量表的結構效度，我們采用驗證性因子分析的方法，用第二個樣本（n=376）對該量表進行再次檢驗。

本研究中驗證性因子分析的目的是采用構建模型的方式來驗證探索性因子分析的結果，從而檢驗結構效度的適切性與可靠性。本研究采用極大似然法（Maximum Likelihood Estimation）構建漢語國際教育碩士的標準化因子結構模型，如圖1所示，因子模型的擬合結果如表2所示。

圖1顯示，所有標準化回歸系數都達到了顯著水平，且介于0.54至0.87之間。標準化回歸系數代表了共同因子對測量變量的影響，也體現測量變量對于各個潛在變量的相對重要性，當標準化回歸系數介于0.50至0.95之間時，表示模型的基本適配度良好（吳明隆，2011：224）。可見，本研究中35個指標變量均可有效反映其要測量的潛在變量。

表2顯示，各項擬合指數均達標，可見量表具有較高的結構效度。換句話說，知識（認知）、核心能力（技能）、一般能力（技能）和態度（情感）四個因子結構能很好地反映漢語國際教育碩士培養效果的理論假設。

2.5.6 信度分析

為確保經過題項分析、探索性因子分析與驗證性因子分析所得到的最終量表的可靠性與穩定性，我們對量表進行了內部一致性信度Cronbachs alpha系數檢驗，結果如表3所示。可以看出，量表無論在各個維度層面還是在總量表層面上，Cronbachs alpha系數均超過了0.9。Cronbachs alpha系數在0.8以上就可以說明量表具有非常好的信度（吳明隆，2013：237），可見本研究具有相當理想的內部信度，具體題項及其均值和標準差情況詳見附錄。

3. 研究結果與分析

3.1 培養效果及其各維度的描述性統計

漢語國際教育碩士培養效果的現狀，可以通過描述性統計分析得出。從年級上看，一年級、二年級和三年級學生是學生的主體，為了更好地進行后面的推論性統計分析，我們在742份量表中剔除了三年級以上學生的量表，共得到710份量表。我們使用這710份量表進行描述性統計。

通過表4可知，被試知識（認知）層面的均值為24.915，所含題項是9，每個題項的均值為2.768;核心能力（技能）層面的均值為31.123，所含題項是11，每個題項的均值為2.829;一般能力（技能）層面的均值為26.175，所含題項是9，每個題項的均值為2.908;態度（情感）層面的均值為18.600，所含題項是6，每個題項的均值為3.100;培養效果整體層面，均值為100.813，所含題項35，每個題項均值為2.88，被試在培養效果及其各個維度上的題項平均分均超過了理論平均值2.5，且均與理論平均值2.5有顯著差異（p<0.05），說明學生所感知的培養效果及其各個維度的收獲尚可。其中，態度（情感）層面的題項均值最高，知識（認知）層面的均值最低。

3.2 人口統計特征變量差異分析

本研究所采用的數據分析方法為方差分析，而數據由原始分轉化為標準分數（Z分數），并根據每個題項的因子負荷量進行加權，最終轉化為維度分進行分析，這樣可以保證所做的分析更加客觀合理。我們對710份量表進行人口統計特征變量的描述性統計，如表5所示。

為了驗證本文的5個研究假設，我們對年級、實習、本科所學專業、入學前對本專業興趣以及獲得國際漢語教師證書等5個變量依次進行方差分析。數據顯示，年級效應顯著，F（2，707）=17.799，p=0.000，事后Scheffe法、LSD法以及Tukey HSD法的檢驗結果一致，選擇LSD法進行匯報，3年級得分均值高于1年級（均值差1.999，p=000），2年級得分均值高于1年級（均值差1.317，p=0.000），研究假設一成立;實習效應顯著，F（1，708）=19.777，p=0.000，在真實的第二語言教學實習/工作過的學生得分均值較高（均值差1.330，p=0.000），研究假設二成立;本科所學專業效應不顯著，F（3，706）=1.351，p=0.257，研究假設三不成立;入學前對本專業興趣效應顯著，F（4，705）=9.025，p=0.000，事后Scheffe法、LSD法以及Tukey HSD法檢驗結果不同，根據少數服從多數原則，入學前對本專業興趣強烈的學生得分均值顯著高于入學前對本專業興趣不確定的學生（均值差1.259，p=0.000），入學前對本專業興趣非常強烈學生的得分均值顯著高于入學前對本專業興趣不確定的學生（均值差2.342，p=0.000），入學前對本專業興趣非常強烈的學生得分均值顯著高于入學前對本專業興趣強烈的學生（均值差1.084，p=0.004），研究假設四成立;獲得國際漢語教師證書效應顯著，F（1，708）=8.696，p=0.003（均值差1.132，p=0.003），研究假設五成立。

4. 結論與啟示

4.1 結論

本研究共有三個研究結論：一、通過題項分析、探索性因子分析、驗證性因子分析以及信度檢驗可知，所編寫的學生為評價主體的漢語國際教育碩士培養效果量表具有很高的信效度，可為學生對其培養效果的感知測量提供依據。二、被試在培養效果上的得分均值為2.88，超過了理論平均值2.5，均值2.88和理論平均值2.5有顯著性差異（t=19.405，df=709，p=0.000），說明其培養效果尚可。三、漢語國際教育碩士培養效果在年級、實習、入學前對本專業興趣以及獲得國際漢語教師證書這四個變量上具有顯著差異，研究假設一、二、四、五成立。漢語國際教育碩士培養效果在本科所學專業變量上不具有顯著差異，研究假設三不成立。

4.2 啟示

本研究對于漢語國際教育碩士的培養具有以下啟示：

4.2.1 創新人才選拔機制

本研究表明，對本專業的學習興趣是漢語國際教育碩士培養效果的重要影響因素。當前有相當一部分的漢語國際教育碩士是跨學科考入本專業的，有的只是為了獲得碩士文憑，并不打算未來成為國際漢語教師，這會影響學生的學習主動性。因而，在學生的入學面試時選拔更適合的學生可以在源頭上提高學生的培養質量。未來在選拔人才時，應該把學生對本專業的興趣作為重要的考慮因素，盡可能錄取對漢語國際教育專業擁有較大興趣的學生。具體操作層面，可對學生進行專業興趣或專業承諾的相關量表測試，并通過詳細面談等方式，了解其對本專業的學習熱情。

4.2.2 重視學生階段性教育

本研究表明，三年級和二年級的培養效果均高于一年級。應做好學生培養過程的質量管理，尤其是階段性教育，設計科學、合理的各個年級的教育計劃，并在培養方案中有所體現。例如，課程設置應該遵循循序漸進的原則，各個年級課程的難易度采取分級方式，增加其系統性和連續性;多邀請高年級同學給低年級同學進行學習或者實習經驗分享，增加低年級同學的學習投入度，以提高其培養效果;在每一個年級的培養中，設置不同的教學實踐活動，如在第一年就讓學生到教學第一線聽課，接觸具體的教學場景，這樣耳濡目染的環境，有助于學生第二年或者第三年實習時更好地進行實踐。

4.2.3 建立實習指導監控體系

本研究表明，在第二語言教學的真實情境中實習有助于提高漢語國際教育碩士培養效果。漢語國際教育碩士所培養的是國際漢語教師，是一個職業性很強的專業，這本身就對其教學實踐提出了很高的要求。通過訪談發現，大部分學生的實習工作主要由實習單位負責，并未得到培養單位的有效指導。未來漢語國際教育碩士培養單位應該改革實習制度，建立實習指導監控體系，讓學生及時向其本校指導教師反饋實習情況，定期得到相關指導，同時可建立同儕學習與分享的機制，以提高其實習質量。與此同時，在新冠疫情肺炎時期，很多學生無法到海外進行實習，培養單位應該為學生提供更多的國內和線上實習機會，以保證學生有足夠的教學實踐。

4.2.4 鼓勵學生自我提升發展

本研究表明，獲得國際漢語教師證書的漢語國際教育碩士所感知的培養效果較好。國際漢語教師證書是衡量專業化水平、組建專業師資隊伍、進一步提高漢語作為第二語言教學質量的有力工具。當前漢語國際教育碩士培養單位并未硬性要求學生在讀期間報考國際漢語教師資格證書，學生一般是自愿報考。未來漢語國際教育碩士培養單位可鼓勵學生在讀期間自我提升發展，如積極報考國際漢語教師證書，參加學術研討會或教學工作坊，這一方面有利于提高學生的專業素養，使學生在就業市場上更有優勢，另一方面也是檢驗培養單位教學與培養質量的一種顯性手段。

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