高校體育教師學科教學知識對教學投入的影響機制:有調節的中介模型

謝尚森

(阜陽師范大學 體育學院,安徽 阜陽 236037)

黨的二十大報告以科教興國戰略和現代化人才建設的高度,進一步強化了教育高質量發展觀念,凸顯了教育在現代社會發展中的基礎性、全局性和先導性地位。教育教學改革有助于教育高質量發展,2019年10月,教育部發布《關于深化本科教育教學改革全面提高人才培養質量的意見》,該意見以構建百花齊放、特色鮮明的本科教育為目標,引導高校教師潛心育人,促進學生全面發展,該意見從專業供給側改革、教學質量提升和教學知識優化等方面進行重點部署。

高校體育教師在學校體育工作中往往會被“忽視”,完善高校體育教師隊伍建設,提高高校體育教師質量,加強高校體育教師教學投入具有重要意義。學者李艷茹[1]認為部分高校體育教師存在“忽視學科教學知識”,“教學實踐強,教學理論弱”等問題。學者劉留[2]以遼寧省為例通過調查問卷和訪談印證了高校體育教師學科知識薄弱的事實。究其原因,是高校體育教師在教學過程中教學效能感降低,在教學中易產生倦怠,從而引起連鎖反應。近年學者對教學效能感的研究多集中在培養、評價和影響因素等方面,教學效能感不僅影響教師心理,還影響教師的教學投入,本研究將教學效能感作為中介變量介入驗證已被證實[3]。高校教師教學投入相關研究較多,而高校體育教師教學投入研究較為罕見,這反映出高校體育教師教學投入研究的迫切性。國內對院長領導力的研究多集中在醫學和經濟管理學方面,在高校院長領導力方面以學者葉欣[4]為代表認為院長領導力直接或間接影響教師教學態度,從而影響教師教學投入。2020年國務院教育督導委員會對安徽省高等教育進行評估,其中高等教育毛入學率保持在50%以上,主要教育指標已達到或超過全國平均水平,另外安徽省在教育創新、教育保障、教育生態等方面進行了全面升級和優化。因此本文選取安徽省高校體育教師作為研究對象對于推動教育對外開放,搭建長三角教育一體化發展具有重要現實意義。

本研究以安徽省高校體育教師為對象,高校體育教師教學知識為切入點,教師教學效能感為中介變量,院長教學領導力作為調節變量構建調節中介模型,對教學投入的影響機制進行系統分析,全面提升安徽省高校體育教師學科教學知識,為高校體育師資建設,專業發展實踐提供理論參考。

1 文獻綜述

通過查閱外國文獻發現,在體育教學方面,國外更注重健康教育和身體活動的相互結合,培養終身體育的習慣。近年美國有關體育教學研究多集中在教育評估、行為和記憶力等方面,占教學研究總數的15%[5],對教師教育評估的研究相對較集中,主要分布在2000—2008年,有關教師教育能力、教學技術、學科知識等方面的研究主要分布在2008年以后;與美國相比,英國更注重體育教學過程研究,突出學生的主體地位。發達國家除了重視人本主義教育理念,還重視教學投入、教學方法策略的運用,所以,教學方法、學習策略和教學投入是近年西方發達國家所偏好的研究主題,熊彥[6](2019)認為一般教學效果和個別教學效果對工作投入和創造性教學均有正向影響,但工作投入中精力充沛、專注投入并不能有效促進教師創造性教學。國內關于體育教師學科知識和教學投入的研究梳理如下:學科知識方面,張磊[7](2021)運用內容分析法通過構建體育教師PCK結構模型,發現關注度較高的學科教學知識包括學生的知識、教育學知識和體育教學策略知識,并對學科教學知識“邊界性問題”和“合法性問題”進行了討論;何耀慧,汪曉贊,楊光[8](2020)運用文獻資料法通過Citespace軟件對國內外體育教師學科教學知識進行可視化分析發現,“研究對象指代不明”、“研究理論單一”、“研究方法不科學”是近年來體育教師學科教學知識研究呈現的問題。教學投入方面,王琪,項鑫[9](2022)運用調查問卷,通過構建調節中介模型對中小學體育教師的教學投入進行分析發現,學科教學知識與教學投入的影響關系較復雜,學界對其剖析缺乏深度,認為學科教學知識對教學投入有正向的影響效益;鄭春芹,蔡寶忠[10](1994)對體育教學投入的超前性和產出滯后性進行分析,認為體育教學投入與產出是一種不完全確定對應關系,當系統中的各子系統或影響系統實現了最佳聯系時,系統對應效益才會呈現1+1>2的放大功能。教學效能感方面,謝欣池[11](2011)通過對400名體育教師進行測試發現體育教師個人教學效能感與去人格化、成就感兩個維度存在顯著的線性關系,教齡對體育教師教學效能感具有顯著的影響;岳書蕊[12](2010)認為教學效能感的影響因素包括教學能力、職業態度和行為成就,提高教學效能感的措施除了個人教學能力、職業態度和人際關系還包括管理者的積極引導和影響等。

綜合以上文獻發現,在研究內容層面,對學科教學知識、教學投入和教學效能感方面的單一系統研究較多,三類系統比較研究較少;在研究方法層面,多以內容分析法和調查問卷分析為主,采用調節中介模型的數據分析法則很少,而對安徽省高校體育教師教學投入的研究則更為罕見,鑒于此,本研究借助SPSS(25.0)和AMOS(22.0)軟件通過構建調節中介效應模型,對安徽省高校體育教師學科教學知識、教學投入和教學效能感進行實證分析,促進安徽省高校體育教師教育教學水平,為國內體育教師專業發展提供理論依據。

基于以上文獻綜述結合本文研究內容需要提出以下研究假設:H1體育教師學科教學知識對教學投入具有正向影響;H2體育教師教學效能感在學科教學知識與教學投入中具有中介效應;H3體育教師教學效能感對教學投入具有正向影響;H4體育教師學科教學知識對教學效能感具有正向影響;H5院長教學領導力能夠調節學科教學知識與教學投入之間的影響;H6院長教學領導力能夠調節學科教學知識與教學效能感之間的影響;H7院長教學領導力能夠調節教學效能感與教學投入之間的影響;H8院長領導力在教學效能感對學科教學知識與教學投入之間的中介效應中起調節作用。

2 模型設定

2.1 理論模型構建

根據學者張明[13]兩步模型構建方法,結合本文研究需要構建理論模型框架(見圖1),具體關系如下:M表示中介變量教學效能感,X表示自變量學科教學知識,Y表示因變量教學投入,Z表示具有調節作用的因變量院長教學領導力。

圖1 理論模型框架

2.2 調節中介效應模型構建

根據學者溫忠麟[14]對中介效應模型的構建方法,如果X通過影響變量M而對Y產生影響,則M為中介變量,為避免出現截距項,假設所有變量已經中心化或標準化,可用下列方程來描述變量間關系。

Y=cX+e1

(1)

M=aX+e2

(2)

Y=X+bM+e3

(3)

其中e1、e2、e3是回歸殘差,中介效應等于系數乘積ab。總效應與直接效應的關系如下:

c=+ab

(4)

高校體育教師教學效能感中介效應模型如下:

(5)

(6)

模型Ⅲ、模型Ⅳ和模型Ⅴ是在模型Ⅱ的基礎上均以教學投入為因變量,模型Ⅵ以教學效能感為因變量。

2.3 高校體育教師教學效能感中介效應模型檢驗

檢驗步驟:

(1)主效應(c)檢驗,即X對Y的影響;

(2)中介效應顯著性檢驗,即X對M(a),M對Y(b);

(3)中介效應(c′)的顯著性檢驗,即M在X對Y的中介效應。若a、b、顯著,則中介效應顯著;若a、b顯著,c′不顯著,則為完全中介。

3 研究對象與方法

3.1 研究對象

以高校體育教師學科教學知識、教學投入和院長教學領導力為研究對象,研究選取安徽省皖南、皖中、皖北的13所本科高校體育教師以及相應的體育學院院長和副院長為調查對象,其中皖南(3):安徽師范大學、池州學院、黃山學院;皖中(5):安慶師范大學、皖西學院、滁州學院、巢湖學院;皖北(5):淮北師范大學、阜陽師范大學、淮南師范學院、宿州學院、亳州學院。

3.2 研究方法

3.2.1 問卷設計與內容

調查問卷由體育教師和院長教學領導力兩部分組成,其中體育教師部分借鑒學者矯鎮紅[15]的相關研究結合本文研究需要進行編制,院長教學領導力部分借鑒學者江宏[16]關于教研員領導力的相關研究進行編制。體育教師部分由學科教學知識、教學投入和教學效能感3個維度量表構成,其中學科教學知識量表共計5個題項;教學投入量表共計6個題項;教學效能感量表共計15個題項,院長教學領導力部分共計15個題項。問卷共計41個題項,首先對調查問卷進行預發放,通過探索性與驗證性因子分析,刪減掉相關性較低的6個題項,最終形成具有35個題項的正式調查問卷。選擇李克特量表5點計分方式,其中1分至5分分別對應的是“非常不贊同”至“非常贊同”。

3.2.2 問卷發放與回收

正式問卷的發放時間是2022年8—10月,發放區域涉及皖南、皖北、皖中共計13所本科高校體育教師及相應的體育學院院長、副院長。其中院長教學領導力問卷發放29份,體育教師人數眾多,為獲得代表性較高的樣本,采用立意抽樣的方法進行問卷發放,問卷的發放通過問卷星采用線上發放的方式進行。體育教師問卷和院長教學領導力問卷共計發放回收421份,為控制問卷質量,對問卷星進行答題次數設置,“限同一IP地址只能作答一次”,對問卷進行篩選,刪除問卷堅持以下原則:(1)問卷作答時間太短,刪除作答時間小于120秒的問卷;(2)填空題胡亂作答的;(3)答題不完整的,空題較多的;(4)選擇答案呈現一致性的。經整理剔除不完整問卷,最終有效問卷396份,問卷有效率為94.06%。其中體育教師問卷和院長教學領導力有效問卷分別369份和27份。

3.2.3 問卷的信度檢驗

通過SPSS25.0軟件對調查問卷信度進行檢驗,信度檢驗包括一致性檢驗和組合信度檢驗。調查問卷4個題項一致性系數(Cronbach’s Alpha)均大于0.9(見表1),說明該問卷具有較大的一致性信度;組合信度通過臨界比值(CR)反映,各題項維度CR值均大于0.7,說明調查問卷整體組合信度較高。然后對有效樣本進行KMO值球形檢驗,其中KMO參量值為0.951>0.9,Bartlett參量值Sig.=0.000<0.001,表明該樣本適合進行因子分析。從結構效度方面對有效樣本進行驗證性檢驗,發現所有題項經標準化后的因子載荷量均大于0.5,CFI>0.9,SRMR<0.05,表明問卷結構效度情況趨于良好,即數據與模型之間擬合程度較好[17]。

表1 問卷信度檢驗結果

通過表1發現4個維度題項的平均方差萃取值(AVE)均大于0.5,說明各維度題項的聚合效度較高。表2反映了各題項維度之間的相關性結果,**表示各維度之間相關性顯著,區分效度通過平均方差萃取值(AVE)和各維度相關系數比較檢驗,發現AVE值均大于各維度相關系數,說明各題項維度之間區分效度較高。

相關性分析是回歸分析的基礎和前提,通過同源方差檢驗,發現變量之間共同方法偏差不明顯,因此,可以繼續利用Pearson相關性系數對各變量間的相關性進行檢驗,對數據進行均值處理,發現各變量呈現明顯的正相關(P<0.05)(見表2),即學科教學知識、教學效能感和院長教學領導力對教學投入呈正向影響,因此,可以進一步進行回歸分析。

表2 各維度區分效度及相關性結果

4 結果與分析

4.1 高校體育教師描述性統計分析

通過軟件SPSS25.0對數據進行分析處理,得到樣本中高校體育教師和院長、副院長的性別、年齡、最高學歷和職稱情況分布(表3),高校體育教師性別是男性多于女性,男性244人,占66.12%,女性125占33.88%,男性基本達到女性的2倍;年齡方面,30歲以下和30～39歲人數最多,分別是110人、120人,占比分別29.81%、32.52%,50歲以上體育教師占比最少,達40%;學歷方面,基本以碩士研究生為主占比85.64%,博士研究生占比較少,占13.82%;職稱方面,講師和副教授占比較高分別174人、90人,占比分別47.15%、24.39%,助教基本以新教師為主占比17.89%,體育教師基本信息情況基本符合各高校體育教師實際。院長基本信息方面,男性(92.59%)遠多于女性(7.41%),被調查的女性副院長分別是宿州學院和安慶師范大學;年齡分布方面,基本是40～55歲之間,學歷方面以碩士研究生為主,占比74.07%,博士研究生較少,共7人,占比25.93%,安徽省高校安徽師范大學和巢湖學院院長和副院長學歷水平較高;職稱方面,以教授為主共19人,占比70.37%,說明安徽省高校院長或副院長職稱級別較高,符合安徽省高校實際情況。

表3 調查樣本基本信息統計表(N=396)

4.2 研究假設檢驗

4.2.1 高校體育教師教學效能感的中介效應檢驗

按照溫忠麟中介效應檢驗步驟,將學科教學知識、教學投入和教學效能感代入構建的主效應模型Ⅰ和中介效應模型Ⅱ(見表達式5和6),對中介效應進行檢驗,得出各模型的標準化路徑系數值(見表4)。模型Ⅰ中學科教學知識對教學投入的總效應值為0.5207,(P<0.001),說明變量之間存在顯著的正向影響,即學科教學知識對教學投入呈正向影響,假設H1成立;模型Ⅱ中,學科教學知識對教學效能感的總效應值為0.7010,說明學科教學知識對教學效能感呈正向影響,同理,教學效能感對教學投入的總效應值為0.1939,說明教學效能感對教學投入呈正向影響,假設H3、H4成立。引入教學效能感后,學科教學知識對教學投入的總效應值為0.4130,說明引入教學效能感后,學科教學知識對教學投入的直接效應顯著,同時經過bootstrap[18]中介效應置信區間檢驗,發現大部分置信區間不包含0。綜上所述,高校體育教師學科教學知識對教學投入具有正向影響,引入教學效能感后,學科教學知識對教學投入的直接效應顯著,說明教學效能感在學科教學知識與教學投入中具有中介效應,假設H2成立。

表4 標準化路徑系數結果

4.2.2 院長教學領導力的調節效應檢驗

為避免出現因共線性問題導致數據結果出現嚴重偏差,在進行回歸分析時首先檢驗自變量的共線性問題,VIF值大于10說明嚴重共線,該模型VIF值小于5,說明不存在共線性問題。根據表達式(6),將自變量性別和年齡納入模型Ⅱ,得到模型Ⅲ;在模型Ⅲ的基礎上,將中心化后的自變量X、Z和兩者乘積X*Z納入模型Ⅲ,得到模型Ⅳ;同理,得到模型Ⅴ,模型Ⅵ是以教學效能感(M)為因變量,同樣的方法得到模型Ⅵ,將模型Ⅲ—模型Ⅲ代入回歸方程:Y=α+β1X1+β2X2+…βnXn,得到回歸分析結果(見表5)。

表5 回歸分析結果

通過模型Ⅲ和性別、年齡的回歸分析結果發現,性別的顯著性系數是0.017,(P>0.05)說明性別變量對教學投入的影響不顯著,年齡的顯著性系數是-0.109,(P<0.05),說明變量年齡對教學投入具有顯著負向影響。模型Ⅳ中,學科教學知識(β=0.219,P<0.001)和院長教學領導力(β=0.702,P<0.001)對教學投入具有顯著正向影響,交互項系數是0.039,(P>0.05),說明院長教學領導力在學科教學知識對教學投入的調節效應影響不顯著,假設H5不成立。模型Ⅴ中引入教學效能感,教學效能感(β=0.290,P<0.05)對教學投入具有顯著正向影響,交互項系數是0.009,(P<0.05),說明院長教學領導力在教學效能感對教學投入的調節效應影響顯著,假設H7成立。模型Ⅵ中將教學效能感作為因變量,交互項系數是0.072,(P>0.05),說明院長教學領導力在學科教學知識對教學效能感的調節效應不明顯,即假設H6不成立。

4.2.3 院長教學領導力的調節中介效應檢驗

根據學者溫忠麟[19]關于調節中介模型檢驗步驟:首先,構建教學投入(Y)對學科教學知識(X)、院長教學領導力(Z)、院長教學領導力(Z)與學科教學知識(X)乘積的回歸模型;其次,構建教學效能感(M)對學科教學知識(X)、院長教學領導力(Z)、院長教學領導力(Z)與學科教學知識(X)乘積的回歸模型;最后,構建教學投入(Y)對學科教學知識(X)、院長教學領導力(Z)、院長教學領導力(Z)與學科教學知識(X)乘積、教學效能感(M)、院長教學領導力(Z)與教學效能感(M)乘積的回歸模型。

通過表5中的模型Ⅳ和模型Ⅵ發現交互項(X*Z)系數不顯著,即院長教學領導力在學科教學知識對教學投入的調節作用不顯著;模型Ⅴ中教學效能感系數顯著,且交互項(M*Z)也達到顯著,說明中介效應的后半部分存在調節效應[8]。為進一步探究院長教學領導力的調節中介效應,需要檢驗M=(a1+a3Z)(b1+b3Z)與Z的關系(a1=0.219,a3=0,b1=0.290,b3=0.009),即:M=a1b1+a1b3Z=0.06351+0.001971Z,由公式可知,院長教學領導力與教師教學效能感的調節效應相關,滿足學者溫忠麟“調節中介效應”模型成立的條件,即說明院長教學領導力在教學效能感對學科教學知識與教學投入之間的中介效應中起調節作用,假設H8成立。

4.3 分析討論

4.3.1 高校體育教師學科教學知識對教學投入的正向顯著影響

研究結果與學者底特利希[20]關于教學、學習和經驗的投入產業理論保持一致。影響教學投入的因素有很多,其中包括學科教學知識[21]、教學激勵制度等。目前很多高校體育教師出現“科研”與“教學”失衡的不良現象[22],導致很多高校體育教師把重心放在科研方面,或者“放棄”科研工作,專心教學的極端行為,這兩種行為非常不可取,學者張洽認為,想改變這種局面,需要社會、高校和教師共同努力,才能扭轉目前局面,當前,主流學者的共識是:科研反哺教學、科研驅動教學和以研促教,因此當前高校體育教師應充分認識自己的不足,從意識上認識到教學與科研雙發展的重要性,根本上解決科研和教學失衡問題。學科教學知識是教學活動重要的理論基礎,高校體育教師要不斷的學習和培訓,充分專研和領悟教材內容,并且了解學生的個體差異,真正做到因材施教,把學科理論知識的重要性提高到新高度。另外,提高高校體育教師教學投入除了自身學科教學知識補給外,還需要高校職能部門的積極配合,可以加強教學相關表彰,開展“教學名師獎”、“教學成果獎”、“優秀教研論文獎”和“優秀教學業績獎”等獎勵。綜合以上分析,高校體育教師應充分認識學科教學知識的重要性,不斷提高教學質量,注重科研能力提升,以研促教,同時管理者應加強對教師教學方面的表彰和獎勵力度,以提高高校體育教師教學投入。

4.3.2 高校體育教師教學效能感在學科教學知識對教學投入影響的中介效應

研究結果發現高校體育教師教學效能感在學科教學知識對教學投入影響中具有中介效應,這與學者翟媛媛[3]和詹鋆[23]的研究結果保持一致,即學科教學知識不但可以直接影響教學投入,還可以通過教學效能感間接影響教學投入。從教學效能感影響因素視角,發現教師教學效能感主要受教學成敗經驗和歸因分析兩方面影響,影響高校體育教師成敗的因素除了社會因素、學校和學生等客觀因素,還包括個人自身等主管因素影響,社會因素包括社會風氣、政策導向、社會輿論評價等;學校是高校體育教師接觸的直接環境,包括領導管理方式、教育培訓、學校評價體系導向和同事間的人際關系等;學生因素包括學生的學習氛圍,學生評價等,以上是客觀方面的影響。主觀方面主要是教學歸因分析:(1)思想道德、受教育程度影響了教師教學觀和歸因;(2)個人教學方法、教學風格影響教育行為;(3)教學效果不斷積累影響教師自我評價,間接影響教學效能感[24]。體育教學工作中,教學水平高的體育教師往往自信心較強,從而產生較強的教學效能感,教學效能感還能夠促進教學水平的提高。反之,教學效能感低的高校體育教師,會將原因歸因于客觀因素等外界環境,不會自我歸因分析,對工作容易產生倦怠心理,從而影響教學投入。

4.3.3 高校院長教學領導力的調節中介效應機制

研究結果與學者王琪[9]關于教研員教學領導力具有中介調節作用的結論基本保持一致。通過引入院長教學領導力變量,再次驗證教學效能感具有中介作用。高校體育教師學科教學知識越豐富,更容易建立教學自信心,提高課堂教學質量,從而在學生群體建立良好的口碑,這種教學會給教師帶來幸福感、成就感,這是形成高校體育教師教學效能感的原因。

高校體育教師教學效能感受諸多因素的影響,其中包括院長教學領導力,國內關于院長領導力研究較少,綜合國外領導力研究結合本文研究結論發現,院長教學領導力具有:(1)幫助年輕教師實現教學目標的功能;(2)幫助團隊開發和利用教學資源功能;(3)創造良好教學氛圍的功能呢;(4)提升教學研究與改革的功能[25]。通過院長教學領導力的提升可以間接幫助教師團隊或個人獲得較高的教學效能感,從而提高教學投入,院長教學領導力也可以影響教師個人的學科教學知識建設,從而有助于提高體育教師的教學投入。因此,高校應加強院長教學領導力的影響,同時體育教師在加強自身專業知識的同時,應轉變傳統的教學觀念,由教學主導者向教學引導者轉變,合理分配教學與科研任務,保持較高的教學投入狀態,共同營造平等、和諧的教學氛圍。也有學者郭建鵬[26]認為教學投入除了受職稱、教學效能感、學校類型、教學環境等因素影響外,還受性別影響,認為高校教師女性的教學投入明顯高于男性,與本研究結論相反。高校體育教師教學投入的影響機制較復雜,需要學者今后進一步深化研究,探尋高校體育教師形成“教學實踐—教學成果—教學投入”的良性循環。

5 結論與展望

5.1 結論

本研究以安徽省13所高校369位高校體育教師和27位高校院長為研究對象,以教學效能感為中介變量、院長教學領導力為調節變量、學科教學知識為自變量、教學投入為因變量,通過構建調節中介模型探究學科教學知識對教學投入的影響機制,具體結論如下:高校體育教師性別分布對教學投入的影響不顯著,年齡分布對教學投入具有顯著負影響;高校體育教師學科教學知識對教學投入具有正向顯著影響;體育教師教學效能感在學科教學知識對教學投入影響中具有中介效應;高校院長教學領導力在教學效能感對學科教學知識與教學投入之間的中介效應中起調節作用;教學效能感對教學投入具有顯著正影響;學科教學知識對教學效能感具有正向影響;院長教學領導力能夠調節教學效能感與教學投入之間的影響。

5.2 展望

教育大計、教師為本,高校教師隊伍素質的高低直接決定大學的辦學質量和辦學水平。高校體育教師作為高校教師重要組成部分,是“體育育人”體系中重要的組織者和實施者。高校體育教師學科教學知識素養是高校教育教學高質量發展的重要標志,高效的教學投入是提高教育質量的重要保障,因此,新發展階段開展高校體育教師學科教學知識和教學投入研究對我國高校體育教師事業具有重要的理論和現實意義。在學校層面,重點關注高校體育教師學科專業知識素養的培養,多舉措激勵高校體育教師積極投入教學工作;在個人層面,培養正確的教育價值觀,注重個人教育教學技能的培養,學會科學合理的自我評價。本研究針對的是安徽省高校體育教師,在研究對象的選取方面具有一定的局限性,后續可以擴展到高校其它專業教師或者中小學教師群體,以拓展研究寬度;在研究變量的選取方面,可以納入教師個人內在因素和社會外部因素等變量,進一步增加研究深度。