韓欣妤 黃敏珊 郭東鑫 黃樂恒 鄭博為 林洽武 肖洋

摘 要：當前物理教學仍然停留在知識層面，科學探究教學未能有效實施，其根本原因主要在于大部分教師對科學探究的認識存在偏差.為助力本土化科學探究教學的實施，基于我國新一輪課程改革對科學探究的本土化認識和國際上對PCK的共識，提出了科學探究PCK的測評框架并開發了相應的測試卷.采用多維Rasch分析驗證了測試卷的信度、效度.后續的統計分析表明，整體而言，師范生在課程知識維度上表現最好、在策略知識維度上表現最差;對不同層次院校物理師范生的進一步比較分析表明，一本院校的師范生在除課程知識維度外均顯著優于二本院校的師范生.基于上述研究結果，從課程設置和教學實踐環節對未來師范生培養提出了建議.

關鍵詞：物理師范生;科學探究;學科教學知識;測評

中圖分類號：G633.7???? 文獻標識碼：B???? 文章編號：1008-4134（2021）19-0012-07

基金項目：華南師范大學2020年度大學生創新創業訓練計劃“職前物理教師科學探究學科教學知識的測評研究”（項目編號：S202010574097）;中國博士后科學基金第67批面上項目“職前教師科學探究PCK的進階發展與作用機制研究”（項目編號：2020M672658）;國家社會科學基金“十三五”規劃2020年度教育學青年課題“中小學教師科學素養PCK的進階發展與作用”（項目編號：CHA200261）.

作者簡介：

韓欣妤（2000-），女，四川閬中人，本科，研究方向：物理教育;

黃敏珊（1999-），女，廣東揭陽人，本科，研究方向：物理教育;

郭東鑫（2000-），女，吉林松原人，本科，研究方向：物理教育;

黃樂恒（1999-），男，廣東深圳人，本科，研究方向：物理教育;

鄭博為（1998-），男，廣東珠海人，本科，研究方向：物理教育;

林洽武（1980-），男，廣東澄海人，碩士，高級實驗師，研究方向：物理課程與教學論;

肖洋（1992-），男，湖南邵陽人，博士，特聘副研究員，碩士生導師，研究方向：物理課程與教學論、教師教育.

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2018年，中共中央國務院頒布了《關于全面深化新時代教師隊伍建設改革的意見》，力求通過培養高素質的教師隊伍來落實立德樹人的根本任務.對于物理、化學、生物等科學學科，教師應采用科學探究教學來培養學生的科學素養[1].21世紀以來，我國的科學課程改革都明確將科學探究列為內容標準，并要求采用探究教學，但大部分教師對科學探究的認識存在偏差，致使當前科學教育仍停留在知識層面，未能有效實施科學探究教學[2-3].

教師關于科學探究的專業知識會影響教學的效果[4]，教師要同時具備教育學知識（pedagogical knowledge，PK）、關于科學探究的學科內容知識（content knowledge，CK）和學科教學知識（pedagogical content knowledge，PCK）.其中PCK處于CK和PK的交匯地帶，指的是將特定學科內容知識轉化為易于學生理解和接受的方式的知識（馬云鵬等， 2010; Shulman， 1987）[5-6].考慮到PCK領域的特殊性，對科學知識PCK的研究較多[7-8]，但對科學實踐PCK的研究較少[9-10].對于科學探究PCK，只有Cobern等研究了科學探究教學傾向[11].

為助力本土化科學探究教學的實施，有必要對教師科學探究PCK進行精準表征和有效測評.基于此，本文主要在PCK和科學探究相關研究的基礎上，通過實證研究對物理師范生科學探究PCK進行測評，以期全面認識物理師范生科學探究PCK的現狀、總結培養策略.

1 科學探究PCK的概念界定與要素結構

筆者認為，科學探究PCK與一般的PCK既有聯系又有區別，需要結合科學探究的內涵進行重構.一方面，對于PCK的認識，Shulman最早提出PCK并將其界定為“將學科知識與教育學知識結合起來，形成新的理解，知道如何根據學習者的不同興趣和能力將特定主題、問題和事件組織起來，以教學的方式加以呈現”的知識[12].我國學者馬云鵬將PCK定義為“如何將CK轉化為易于學生理解、接受的方式的知識”[5].另一方面，科學探究是科學家研究自然界并在證據基礎上建構解釋的各種方式[13].學生在科學學習中應經歷與科學家類似的研究過程，通過科學探究建構對科學概念和科學本質的理解、提升科學過程技能[14].我國新修訂的《普通高中物理課程標準（2017年版）》將科學探究列為物理學科核心素養的一個方面，并將其定義為：“基于觀察和實驗提出物理問題、形成猜想和假設、設計實驗與制訂方案、獲取和處理信息、基于證據得出結論并作出解釋，以及對科學探究過程和結果進行交流、評估、反思的能力.”[15]同時，課程標準還進一步歸納出四個要素：問題、證據、解釋、交流.可見，我國課程標準對科學探究的要求更多地關注其作為過程性技能的本質.基于上述的分析，筆者將科學探究PCK定義為“以發展學生的科學探究過程性技能為目的，結合教育學知識，將自身的科學探究過程性技能轉化為易于學生理解、接受的方式的知識.”

為了能有效地對教師的PCK進行測評，必須明確其要素.Shulman最初界定的PCK只包括兩個要素：教學策略與表征、對學生前概念和具體學習困難的理解[12].后來的學者對此進行了拓展，Magnusson等人[16]、蔡鐵權和陳麗華[17]都認為科學教師PCK應包括教學信念與傾向、課程知識、學生知識、評估知識、教學策略知識五個要素.而最近，Shulman等人聯合Grossman、Gess-Newsome、Park Soonhye等22位來自7個國家的PCK專家，共同討論并構建出了PCK的共識模型（The Consensus Model）[18].共識模型指出，PCK測評的學科內容情境應落實到具體領域，研究內容不僅包括知識也應該包括實踐技能（如本文探討的科學探究PCK）.同時，共識模型還強調教師公共的知識庫（包括教師專業知識基礎和具體領域的專業知識，即共同體的PCK）會通過教師信念等教師個人的增/減效因素影響實踐中的PCK（即個體的PCK）.

基于上述的分析，本文中的科學探究PCK僅考查課程知識、學生知識、評估知識、教學策略這四個要素：第一，科學探究的課程知識，包括教師對學生在科學探究方面需要達成的目的和目標的知識，對實施探究教學相關教學材料和資源的知識，對科學探究能力發展橫向和縱向組織的知識;還包括教師對科學探究主題在整個課程中重要性的知識，即可科學探究的要素;第二，科學探究的學生知識，包括教師關于學生發展科學探究能力過程中覺得很難學的主題的知識，學生發展科學探究能力的先前知識（先前已經具備的科學探究能力）;第三，科學探究的教學策略知識，包括教師幫助學生發展科學探究能力的活動和表征的知識;第四，科學探究的評估知識，包括教師對探究學習中重要的需要評估的維度的知識（評估什么）和評估科學探究的方法的知識（如何評估）.

2 研究方法

2.1 研究工具

基于對科學探究PCK的理論探討，本文開發的科學探究PCK測試卷力圖將科學探究的要素和PCK的要素進行交匯.例如，對于學生知識，試圖考查問題、證據、解釋、交流四個要素方面的學生知識.但對于課程知識，由于課程標準中對于科學探究的要素往往是以全貌呈現的，對于科學探究課程知識的考查無法單獨進行.

為開發適應的測評工具，本文還系統性地回顧了國際上發表的相關PCK紙筆測試工具和國內教師資格證考試的相關試題，總的來看，這些試題的設計具有以下的特征：第一，對于課程知識的考查往往直接以課程標準為依據，且不需要置于具體的知識情景[19];第二，對評估知識的考查往往會引入一般性的教育測量與評價知識，但應體現對具體領域知識或能力掌握情況的評估[20];第三，對學生知識與策略知識的考查往往是一起進行的，即首先通過設問引出教師對學生學習困難的理解，然后再要求教師提出相應的教學策略[21].

這些特征引導本研究的測試題開發，圖1提供了一道科學探究中“問題”要素學生知識與策略知識的試題作為樣例（A14，如圖1）.試題描述的情境改編自一節真實的課堂情景，第一問要求師范生回答學生在科學探究的提出問題中可能存在的困難（對應學生知識，A14（1），第二問要求師范生提出一些幫助學生提升提問能力的策略（對應策略知識，A14（2））.

結合上述探討，最終的測評工具分為兩套平行版本（A卷和B卷），讓被試的作答時間控制在40分鐘至1小時，測試卷的試題分布見表1.最后對試題進行審閱，確保其內容效度;交由兩位物理課程與教學論的博士研究生、兩位碩士研究生、兩位本科師范生試做，以確保試題語言表達無歧義.

情境中學生提出的問題參考了浙江師范大學黃曉教授對我國初中生批判性提問能力的研究[22].

備注：課程知識的試題為A、B卷的共同題，利用共同題采用Rasch分析可以實現兩套測試卷的共同分析.第7、14、15題的兩小問均分開賦分.測試卷的前面1-6題調查了其他內容，未納入本次分析.最終課程知識維度的8、11、13題因試題質量問題予以刪除.

2.2 測試對象與過程

本研究采用方便抽樣的方式，選取了兩個不同層級的師范院校物理師范生樣本（N=103）作為測試對象.其中，43人來自一本師范學校（雙一流高校），60人來自另一所二本師范學校.所有測試對象均已經修讀了《微格教學》《中學物理課程與教學論》兩門課程，對科學探究的理論、課程標準的要求、探究教學的實踐均有一定程度的了解.測試以自愿的方式邀請師范生參與，對于認真作答的師范生給予一定的報酬.測試在2021年4月上旬進行，所有師范生集中在一間教室以準考試的形式進行，要求在1小時內完成作答.最終沒有無效測試卷.

2.3 數據分析

回收測試卷后，首先由研究團隊成員兩人一組（共有5組）設計評分標準，對30份試卷（A、B卷各15份）進行試評分，在試評過程中整理出學生典型的作答，形成評分指南.以圖1所示的A14（1）為例，該題考查了問題要素的學生知識，其評分指南見表2.

一個好的探究問題：一是要將現象與物理知識結合起來;二是要將大的問題拆解為若干個可供探究的子問題;三是要明確問題中物理（變）量的含義，對其進行操作性定義[22-23].

試評結果表明，試評的評分者信度（Cohens Kappa）為0.599之外，其余4組均達到了0.6以上.對于試評過程中出現不一致的地方，由整個研究團隊共同商議，修改評分標準并達成一致.然后繼續對剩余的試卷進行評分，最終各組評分者信度都達到了良好水平（Cohens Kappa為0.668-0.924）.所有評分者再對其中不一致的地方重新進行商議，再納入后續的統計分析.

由于部分試題（如A14（1））存在多種得分可能，因此采用部分給分Rasch模型（Partial Credit Model）對測試卷的質量進行分析.Rasch模型能夠同時估計被試能力與試題難度，并將其置于同一量尺上進行比較.根據前文的假設，科學探究PCK包括課程知識、學生知識等四個維度，因此首先采用單維Rasch模型和多維Rasch模型對數據進行擬合，選取擬合效果更好的模型對試題難度和被試能力（即科學探究PCK）進行估計.因此，Rasch分析采用Conquest軟件進行，其能實現對多維Rasch模型的估計.然后再進行后續的統計分析，利用SPSS對一本院校和二本院校師范生的科學探究PCK進行比較分析.

3 研究結果

3.1 科學探究PCK的維度結構

本研究首先探討科學探究PCK應該被視為一個整體的結構，還是能夠被區分為課程知識、學生知識等四個維度.因此，分別采用單維Rasch模型和多維Rasch模型對數據進行擬合，其中單維Rasch模型假設師范生在所有試題上的表現可以由單一的潛在特質所解釋（科學探究PCK），而多維Rasch模型假設師范生的表現應該由多個潛在特質共同解釋.

結果表明，多維Rasch模型與數據的擬合更好，采用似然比檢驗（Likelihood ratio tests）對單維和多維模型進行比較，發現多維模型擬合的殘差（residual deviance）顯著地減小了：χ2df=9=80.637，p<0.001.這一結果支持了我們提出的假設，即將科學探究PCK劃分為課程知識、評估知識、學生知識、策略知識四個維度是合理的.因此，后續的分析采用多維Rasch模型的估計結果.

3.2 測試卷的質量分析

首先，考查測試卷各個維度的信度（見表3加括號的斜對角部分）.結果表明，四個維度的信度在0.637至0.747之間，基本符合信度的要求（>0.6）[24].這一結果表明，試題對師范生科學探究PCK四個維度的估計是較為可靠的.

隨后，繼續考查測試卷試題的質量.對試題質量的衡量指標主要有試題難度（Measure）、數據與模型擬合統計量（即對殘差集合的均方值，mean squares， MNSQ）及其標準化形式（T）[25].其中擬合統計量還可以進一步分為兩類：一是未加權擬合統計量（Unweighted Fit）由殘差直接計算而來，對極端值較為敏感;二是加權擬合統計量（Weighted Fit），對被試能力與試題難度水平相當的被試較為敏感.MNSQ接受的標準往往是0.70-1.30，其標準化值（T）能接受的范圍是-2.0-+2.0.

表4給出了科學探究PCK測試卷中試題難度估計值范圍在-0.927-1.06之間.擬合統計數據大部分都在0.70-1.30之間，僅有A9和B9兩道試題略微超出了范圍;但其標準化統計量（T）均在-2.0到+2.0之間.這一結果表明，測試卷中所有題都較好地符合Rasch模型的假設，對測量科學探究PCK的四個維度均具有良好的效度.

為進一步評價試題的質量，下面以題A14（1）為例提供了類別概率曲線（如圖2）.在Rasch模型中，類別概率曲線表征了不同能力（水平軸）表現出各種作答情況或得分可能性（豎直軸）的條件概率.類別概率曲線表明，隨著被試能力的增加（從左到右），其表現出0分作答情況的概率逐漸降低、1分作答情況的概率先增加后降低、2分作答情況的概率一直在增加.而且，在低能力水平時（被試能力低于-0.53）師范生表現出0分的概率最高，在中等能力水平時（-0.53-1.57）師范生表現出1分的概率最高，在高能力水平時（被試能力高于1.57）師范生表現出2分的概率最高.這一結果意味著，題A14（1）能夠很好地考查師范生對于科學探究中與提出問題相關的學生知識，可以將不同能力水平的師范生區分開.

3.3 科學探究PCK不同維度的關系與現狀

雖然不少研究者均假設PCK各子維度之間存在互相的正向關系，但本研究卻發現科學探究PCK的課程知識與其他維度間存在負相關（見表3斜對角線上括號中四個維度之間的相關性）.而其他三個維度之間均為正相關，其中學生知識與策略知識之間的相關性最強（高達0.86）.

Rasch模型將試題難度與被試能力放置在同一量尺上，可以繪制出懷特圖（Wright Map）進行比較，如圖3所示.從整體來看，師范生科學探究PCK四個維度的能力基本都呈正態分布，從課程知識（-0.517）、評估知識（-0.733）、學生知識（-1.030）到策略知識（-2.164）維度平均分依次下降（見表3各維度的平均值）.但在試題層面缺少較低難度的試題，未來應該適當補充難度低的試題.

一本和二本師范院校的物理師范生在科學探究PCK四個維度上的表現存在差異（見表5）.在課程知識維度下，一本師范院校物理師范生的PCK水平（-0.94）顯著低于二本師范院校（-0.21）（t課程知識（101）=-4.19，p<0.001，Cohensd=0.85）;在其余三個維度，一本師范院校物理師范生的PCK水平則均顯著高于二本師范院校（t評估知識（101）=2.83， p<0.001， Cohens d=0.57;t學生知識（101）=5.03， p<0.001，Cohens d=1.02;t策略知識（101）=4.93， p<0.001， Cohens d=1.00）.

4 結論與建議

基于我國新一輪課程改革對科學探究的本土化認識和國際上對PCK的共識，本研究提出了科學探究PCK的測評框架，基于測評框架開發了一套測試卷.多維Rasch分析結果表明，該測試卷能夠可靠、有效地測量物理師范生的科學探究PCK.在本研究考查的科學探究PCK的四個維度中，就整體而言，師范生在課程知識維度上表現最好、在策略知識維度上表現最差.對不同層次師范院校的物理師范生的進一步比較分析表明，一本師范院校的師范生在除課程知識維度外均顯著優于二本院校的師范生.基于上述研究結果，本文提出如下的師范生培養建議.

4.1 合理規劃師范課程，培養物理師范生科學探究的課程知識

研究發現，一本師范院校的物理師范生科學探究PCK課程知識水平顯著低于二本院校.課程知識維度的試題主要考查了師范生對課程標準中科學探究的概念、內涵與實施建議方面的掌握情況，一本師范院校物理師范生在該方面較差，反映出該校物理師范生對課程標準的研讀不夠重視的問題，這可能和兩所院校的學生職業規劃有關.本研究選取的兩所師范院校都位于南方沿海某省會城市，該一本院校師范生在省內的就業機會較大，而二本院校師范生一般需要考取研究生后才能獲得較好的就業機會.通過與這兩所院校的教師交流發現，二本院校會對物理師范生考研究生、考教師資格證進行專業輔導，其中對課程標準的深入研讀就是關鍵的一環，而在這方面一本院校就有所不足.因此，未來師范生的理論課中（如《中學物理課程與教學論》或《中學物理教學法》）應加強對物理課程標準教學的重視，敦促師范生對物理課程標準進行深入的分析與研究.這不僅有賴于師范生的自主學習，也需要學校課程設置的正向推動與考試評價的反向激勵，達成教、學、評的一體化.

4.2 開設教育測量與評價課程，培養物理師范生科學探究的評估知識

研究發現，兩所院校師范生的科學探究評估知識PCK水平也較低，科學探究評估知識包括教師對探究學習中重要的需要評估的維度的知識（評估什么）和評估科學探究的方法的知識（如何評估）.其中關于評估什么的知識，學生可以從物理教育相關的課程中習得，但對如何評估（評估的方法論）知識就必須通過系統的學習方可掌握.但是，當前大多數師范院校并未將《教育測量與評價》作為本科生的一門必修課程.在本研究選取的一本院校中，近年來將研究生《物理教育測量、統計與評價》課程下放至本科生，作為本科物理師范生評估知識的有益補充.在當前中學物理教學實際過程中，一線教師也大多憑經驗在對學生進行評價（包括隨堂的非正式評價、過程性評價和考試的終結性評價）.為解決這些問題，未來師范院校應逐步將學科背景的《教育測量與評價》課程納入物理師范生的必修課，方可全面提高師范生和未來教師群體的PCK水平.

4.3 完善教育實踐過程，充分培養物理師范生科學探究的策略知識

研究發現，一本學校與二本學校學生的策略知識得分都較低，即所提出的教學策略過于寬泛，抓不到重點，因此要提高學生的教學策略知識，針對不同的要求可將策略進行細化.為使學生的學習能力得到提升，我們應更加關注如何將學科知識傳授給學生的策略，教學策略應是詳盡的、細致的，而不是廣泛的、大體的，因此，在提高策略知識的過程中，應將扎實的理論基礎與實踐中獲得的經驗及思考相結合，對于不同的能力要求應得出切實可行的教學策略，并在實踐中進行檢驗，總結經驗，從而不斷地提高教學策略知識.構建物理師范生在真實課堂中獲得經驗的途徑，就需要完善教育實踐過程，以增加其將教學策略理論知識與實踐相結合的機會，從而幫助物理師范生提出有針對性的教學策略.

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（收稿日期：2021-08-01）