“教”“學”視角下小學教師專業發展有效性的實證探析

穆洪華 李吉鴻

（1.淄博師范高等專科學校 義務教育質量監測中心，山東 淄博 255130； 2.高青縣第一中學，山東 淄博 255130）

一、問題的提出

有效教師專業發展主要是指那些基于研究證據的能夠提高教師的知識技能、改善教師的教育教學以及學生學業發展的活動，而“研究證據”則特指教師專業發展對于學生的學習效果或教師的知識技能、教學實踐存在顯著的直接或間接影響效應。教師發展的主要目地是“為了提高教師的專業實踐、學校的教學效能以及學生的學習參與度和學習成效”[1]5，其本質是“教師不斷超越自我的過程，不斷實現自我的過程，更是教師作為主體自覺、主動、能動、可持續的建構過程”[2]153-169。因此，我們“必須依據教師的活動來判斷教師的專業水平”[3]77-82，換言之，“只有那些借助現代的統計方法進行檢驗的能夠改善教師的教學實踐、學生的學業發展的活動，才可以認為是有效的”[4]947-967。

關于教師專業發展有效性的是測評，20 世紀90 年代以前，比較具有代表性的是Garet M 團隊開發的YGBJ 評估模型圖（具體見圖1）[5]36-41。該模型不僅考慮了影響教師專業發展的環境因素，還充分體現了“以生為本”的思想，成為目前評估教師專業發展有效性的主要理論模型。由于“課堂作為實施教學活動的主陣地，任何忽略對課堂的研究，任何教學與課程的改革與提升都是無法有效實現”[6]44-50，且我們也有充足的證據可以證明課堂教學與學習效果具有高度的相關性[7]587-613。因此，本文將借助YGBJ評估模型，從教學效果（學生的學習效果）和課堂教學過程的重要變量（教學策略）出發，使用含中介效應的結構方程模型，通過探討教師在專業發展方面的自我投入（教師自主專業學習時間的投入程度）、自主參與（自主專業發展活動的參與度，主要包含引領創新、研討交流、教學反思三個維度）對其教學策略以及學生學習效果的影響機制，從而探究哪些教師自主專業發展活動更有效，以期能為高質量小學師資隊伍的建設提供決策參考。

圖1 有效教師專業發展研究的YGBJ 評估模型

二、研究設計

（一）研究對象

本文選用的研究對象是項目組通過抽樣獲得的678 名小學數學教師。在這些教師中，女教師有455 名，約占教師樣本的67.1%；本科以上學歷的教師431 名，約占教師樣本的63.6%；15 年以上教齡的教師452 名，約占教師樣本的66.7%，老齡化比較嚴重；市級以上骨干教師134名，約占教師樣本的17.8%，不足五分之一；城區教師較多，402 名，約占教師樣本的59.2%。

（二） 變量說明

1.控制變量

該類變量主要包括學校所在的行政區域、地理位置以及教師的性別、學歷、教齡、職稱。這些變量都來自教師問卷，行政區域、地理位置、性別采用0-1 計分方式；職稱采用0-1-2-3-4 計分方式；教齡采用0-1-2-3-4-5 計分方式。

2.解釋變量

（1）自主專業學習時間投入（簡稱：自我投入）

Darling-Hammond（1997）則在其研究中曾明確地指出：“有效的教師專業發展應基于教師有效的專業學習，且這種學習應該是教師自我導向的，持續發生的，與教師的日常工作密切相關，而且能夠得到學校學習共同體的支持”[8]6，且由于教師投入的自主專業學習時間是一個客觀的、比較易于測量且能夠反映教師專業發展自主性的指標，本文選用小學教師問卷自主學習時間投入度——“針對目前所教授的課程，自己去學習相關知識的時間為多少？”計分方式是李克特五級計分模式，其中“1=很少學習”，“2=平時工作太忙，但寒暑假會抽出時間自學”，“3=至少每月都抽出時間自學”，“4=至少每周都抽出時間自學”，“5=幾乎每天都抽出時間自學”。

（2）專業發展活動參與度（簡稱：自主參與）

我國崔允漷和鄭東輝（2008）[9]78-83等很多學者，對課題教研、同行交流、教學反思、專家引領等活動在教師專業發展中的重要性進行了研究，并認為這些活動都能促進教師的專業發展，且在很多情況下，教師的專業發展是以一種非正式學習（informal learning）的形式進行的[10]1111-1150。本文選用專業發展參與度——小學教師問卷“專業發展活動參與度量表”。該量表的計分方式采用李克特五級計分模式，具體主要由學校場域內發生的專業發展活動——引領創新（聽專家講座、參加課題研究、參加教研部門或學校組織的教研活動）、研討交流（觀摩他人的課并在課后進行研討、與同事分享經驗或討論問題）、教學反思（對教學案例進行分析、反思——如寫教學日記）三個維度七個題目構成。通過分析發現，該量表具有較好的效信度（Cronbach’s Alpha=0.824；X2=158.593、X2/df=12.198、CFI=0.897、TLI=0.845；各載荷在分別在0.556 ～0.834 之間）。

3. 被解釋變量

（1）學習效果

本文使用“學習效果”表示小學四年級學生在期末測驗中所取得的數學成績，具體使用時，將其合成到教師所教班級的平均成績，用以表示教師所教學生的學習效果（以下簡稱學習效果）。該量表主要由概念理解、運算技能、推理能力和幾何直觀四個維度構成，從內容上看，主要包括“數與代數”“圖形與幾何”“統計與概率”三部分內容。通過分析發現，該測評工具具有良好的效信度（Cronbach’s Alpha=0.754，各因子載荷介于0.807 ～0.822 之間）。

（2）教學策略

該變量表示“在特定教學情境中為完成教學目標和適應學生認知需要而制定的教學程序計劃和采取的教學實施措施”[11]157。具體來自小學教師問卷的教學策略量表。該量表具體由“因材施教、參與式、引導探究式、教學反思式”四個維度20 個題目構成，采用教師自評的方式進行測量，計分方式也是李克特五級計分模式。通過分析發現，該量表的Cronbach’s Alpha=0.937，各項目載荷在0.612 ～0.876 之間，各擬合指 標X2=774.512、X2/df=4.556、CFI=0.906，TLI=0.901，具有較高的內部一致性和結構效度。

（三）數據分析方法

由于教師的專業發展會受到教師自身及學校環境的影響[12]76-79，為使得研究結論更加科學合理，本文采用含控制變量的CFA 中介效應結構方程模型，通過對教師專業發展與教學策略、學習效果的關系的實證分析，對哪類自主教師專業發展更有效進行探索，具體模型如下圖2 所示。

圖2 數據分析模型

三、研究結果

（一）自我投入對學習效果、教學策略的影響機制

對樣本教師而言，根據表1 可知：1.自我投入對教學策略存在極其顯著的正向影響效應，效應值約為0.263***（P=0.000＜0.001）。即教師利用課余時間學習與自己所授課相關知識的時間每提高1 個單位，教學策略就會提高26.3 個百分點。2.教學策略非常顯著的正向預測學生的學習效果，效應值約為0.128**（P=0.011）。即教學策略每提高1 個單位，學習效果就會提高12.8 個百分點。3.自我投入與學習效果之間不存在顯著的直接影響效應（c1’=0.014，P=0.749）。換言之，自我投入對學習效果的影響不存在統計上的顯著性。4.自我投入與學習效果之間存在非常顯著間接影響效應，間接效應量為0.034*（P=0.020），約占總效應量的33.3%（間接效應量/總效應量= (a1×b1)/(a1×b1+c1’) = (0.128×0.263) /(0.128×0.263+0.068) = 0.333，下同）。換言之，盡管教師利用課余時間去學習與自己所教授課程相關知識的時長不能對學生的學業效果產生直接的作用，但它會提高教師的教學策略，并通過教學策略水平的提升間接地提高學生的學習效果（具體參見圖3）。

表1 自我投入對學習效果的影響機制：教學策略的中介效應

表 2 自主參與對學習效果的影響：教學策略的中介作用

圖3 自主投入對教學效果的影響：教學策略的中介效應圖

（二）專業發展活動及其維度對學習效果、教學策略的影響機制

1.專業發展活動對學習效果、教學策略的影響機制

對樣本教師而言，根據表2 可知：（1）自主參與極其顯著的正向預測教學策略，效應值約為0.199***（P=0.000＜0.001）。這說明教師參與課題、教研、案例分析等活動的程度會直接影響到教學策略水平的高低，且自主參與每提高1 個單位，教學策略就會提高19.9 個百分點。（2）教學策略非常顯著地正向預測學習效果，效應值約為0.109**（P=0.023）。這說明教學策略會直接作用于學習效果，教學策略每提高1 個單位，學習效果則會提高10.9 個百分點。（3）自主參與對學習效果存在顯著的直接正向影響效應（c2’=0.097*，P=0.024）。這說明教師參與講座、課題、教研等活動的程度對學生的學習效果有顯著的直接預測作用，自主參與的程度每提高1 個百分點，學習效果就會提高9.7 個百分點。（4）自主參與和學習效果之間，存在以教學策略為中介的顯著的間接影響效應，且該效應量約為0.022*（P=0.044），約占總效應量的18.5%。由此可知，教師參與各類專業發展活動的程度還會通過教學策略間接的作用于學習效果（具體可參見下圖4）。

圖4 自主參與對教學效果的影響：教學策略的中介效應圖

2.專業發展活動各維度對學習效果、教學策略的影響機制

（1）引領創新對學習效果、教學策略的影響機制

對樣本教師而言，根據表3 可知：

表3 引領創新對學習效果的影響：教學策略的中介效應

①教師參與專家講座、課題、教研活動的程度極其顯著的正向預測教師的教學策略，影響效應約為0.337***（P=0.000）。由此可知，引領創新會直接影響教學策略，并且教師參與的程度越高，教學策略水平越高：參與度每提高1 個單位，教學策略就會提高33.7 個百分點。

②教師參與專家講座、課題、教研的程度對學習效果具有極其顯著的直接正向預測作用，影響效應約為0.150***（P=0.001），參與度越高，學習效果越好。具體來看，參與度每提高1 個單位，學習效果就會提高15 個百分點。

③教師參與專家講座、課題、教研活動的程度與學習效果間不存在以教學策略為中介的顯著的間接影響效應（c2=0.025，P=0.400）。這說明引領創新要么直接提高教師的教學策略，要么提高學生的學習效果，至于哪類引領創新會對教學策略產生影響，哪類會對學習效果產生影響，需要進一步的研究進行佐證。

（2）研討交流對學習效果、教學策略的影響機制

對樣本教師而言，根據表4 可知：

表4 研討交流對學習效果的影響：教學策略的中介效應

①研討交流極其顯著地正向預測教師的教學策略，預測效應約為0.486***（P=0.000）。由此可知，教師參與摩課研討、與同事分享經驗等活動會直接正向的作用于教學策略，且參與度每增加1 個單位，教學策略就會提高48.6個百分點。

②研討交流對學習效果的影響不存在統計上的顯著性（c3’=0.065，P=0.195），且研討交流與學習效果間的以教學策略為中介變量的間接效應也不存在統計上的顯著性（P=0.082），盡管如此，間接效應量比較高，約為0.046+，且與總效應量的占比也比較高，約為41.4%。由此可知，對于教學策略和學習效果，摩課研討、與同事分享經驗等研討交流活動是一種不容忽視的專業發展活動。

（3）教學反思對學習效果、教學策略的影響機制

對樣本教師而言，根據表5 可知：

表5 教學反思對學習效果的影響：教學策略的中介效應

①教學反思極其顯著地正向預測教學策略，預測效應約為0.562***（P=0.000）。即教師參與案例分析、自我反思等活動對教學策略有顯著的正向預測作用，且參與度每提高1 個單位，教學策略就會提高56.2 個百分點。

②教學策略顯著地正向預測學習效果，預測效應約為0.116*（P=0.041）。即教學策略每提高1 個單位，學習效果則會提高11.6 個百分點。

③教學反思與學習效果之間存在以教學策略為中介的顯著的間接影響效應。間接效應量約為0.031*（P=0.038），約占總效應量的62%。由此可知，教學反思不僅會直接影響教學策略，還會通過教學策略顯著地影響學習效果。

四、研究結論與討論

無論是從教師自主專業學習的投入程度，還是從教師參與各類自主專業發展活動的程度來看，自我學習、聽專家講座、參加課題研究，參加教研等活動都是比較有效的專業發展活動，具體分析如下。

（一） 教學反思對教學策略最有效，引領與創新對學習效果最有效

對于教學策略，教學反思是促進教學策略提升的最有效的發展活動，其它依次為研討交流、引領創新和自我投入。有數據分析結果可知，教學反思、研討交流以及講座、課題、教研等引領創新活動的參與度每增加1 個單位，教學策略就會極其顯著地提高56.2 個百分點、 48.6 個百分點、33.7 個百分點，而自我投入的有效性相對較低，投入度每提高1 個單位，教學策略約提高 12.8 個百分點。由于反思性的專業發展活動是將教師作為無“缺陷”人的體現教師主體性的專業學習活動[13]37-42，在“提高教師課堂教學水平、問題解決能力和課堂教學效果方面起著十分重要的作用”[14]7-11，且“實踐性、反思性與個性化是我國中小學教師專業素質的主要結構性取向”[15]92-106，且Desimone 等人（2015）[16]81-112等人的研究也發現，教學反思、教學科研等活動對于改進和提升教師的教學實踐都發揮著重要的作用。

對于學習效果，專業引領創新活動最有效，教學反思、研討交流、自我投入等也都是促進學生學業發展的重要因素。該類活動不僅極其顯著地正向影響教學策略，還極其顯著地正向影響學習效果，效應值分別約為0.337***、0.150***。另外，教學反思、自我投入和研討交流也是不容忽視的專業發展活動。教學反思和自我投入不僅通過教學策略對學習效果產生顯著的間接影響效應，間接效應量都比較大，分別約占總效應量的62%、33%；研討交流盡管對學習效果的直接影響和間接影響都不具備統計上的顯著性，但間接效應量比較大（0.046+），約占總效應量的41.4%，這一結果在一定程度上相合與Darling-Hammond（2017）[17]23等人的研究結果，進一步的表露了引領、教學反思、研討交流等專業發展活動都有助于學生學習效果的提升。

（二）協同式教師專業發展相較于教師個體專業發展更有效

在控制教師性別、教齡、職稱因素的基礎上，教師自我投入以及教師參與課題研究、講座、案例分析等專業發展活動，不僅極其顯著地正向預測教學策略、學習效果（效應值分別為0.128**、0.199***），還通過教學策略顯著地正向影響學習效果（間接效應量分別為0.034*、0.022*），尤其是教師參與的課題、研討以及案例分析等內嵌于學校的引領創新活動，對學習效果還存在顯著的直接影響效應（約為0.097*）。盡管該結論與可布（Cobb P,J K,2010）[18]6-33等人的研究結論基本一致，但更值得我們探討的是“為何課外教師進行自我學習的有效性低于教師協同進行的專業發展活動呢？”產生這一現象的可能是因為“合作文化是影響教師專業發展有效性的最主要因素”[19]84-92，也可能是因為這些活動“本身表征了一種共生意識與智慧”[20]77-85，在一定程度上實現了教師個體需求、供給需求等各種不同力量的“無意識”組合[21]42-50，這不僅使得不同主體間的多元作用得以發揮，還使得教師的專業水平在共同探討解決改善教育實踐的過程中得到了發展[22]12-16。由此可知，教師間有意識或者無意識的合作是實現有效教師專業化發展的重要資源和途徑[23]39-42，“自為的學習共同體的建設”是高質量師資隊伍建設的關鍵所在[24]81-88。換言之，相對于教師單獨進行的學習活動，由教師共同參與的具有“同伴效應”的協同式專業發展——圍繞教學遇到的實際問題，以相互協作為原則，自覺整合學習各要素而進行的內生性組織協同學習模式，更為有效[25]38-41。

（三）學校本位的教師專業發展比較有效

學校本位的教師專業發展因其在發展的場域、要素和保障等方面，深度契合了教師高質量專業發展的時代訴求，是新時代教師高質量專業發展的關鍵所在[26]68-76。毋容置疑，社會環境和個體因素是促使教師專業進行發展的動機所在，基于課堂的專業發展模式（classroom-focused FD）、嵌入工作的專業發展模式（Job-Embedded FD 以及以實踐為中心的專業發展模式( Practice-Centered FD)，因其發生的場域是教師真實的工作環境，且具體的學習活動主要由教師自我主導、自發的進行[27]12-23，學習的內容、目標、方式等也可主要由教師自我控制[28]281-298，備受一線教師青睞。本文通過實證分析也發現，那些內嵌于學校場域發生的研討交流、教學反思、引領創新等專業發展活動以及由教師自我學習的專業發展活動，都是比較有效地教師專業發展活動。學校作為教師工作的主要場域，應成為教師專業發展的主陣地、主戰場，走向校本的教師專業發展是適應社會和教育發展的要求，理應成為教師專業發展的主要場域[29]29-31，更何況“學校作為教師專業發展最直接的平臺，在教師專業發展中承擔著不可推卸的責任”[30]129-151。

（四）自主性是有效教師專業發展的主要特征

教師專業發展的自主性能否得到發揮，是教師專業發展是夠有效的關鍵所在。教師專業發展作為一種發展教師所應具備的知識技能及其它與之相關的一切專業發展活動，不僅包含各類政府、團體組織的教師培訓活動[31]66-72，還包括教師自我理解的專業發展[32]3。自主性是人類從事一切活動的根本動力，也是教師專業發展的動力之源。數據分析結果表明教師參與課題、研討、反思等富含自主性特征的專業發展活動對教師的教學策略及學生的學習效果，都有存在顯著正向直接預測作用，而自我投入、教學反思等富含自主性特征的專業發展活動對學學習效果則存在以教學策略為中介的顯著的正向預測作用。也許只有“關注教師學習自主導向，強調工作場景中真實探究”[33]45-52，尊重教師專業發展的自主權，突出教師作為“人”的主體性價值，“賦權予教師，留給教師自主發展的空間并提供更多選擇”[34]1-5，才是有效教師專業發展的關鍵。

綜上所述，自我專業學習是教師主要的專業發展路徑[35]111，主體性是教師有效專業發展核心特征[36]909-924。 在“三新一高”時期，為造就一支高素質專業化創新型的小學師資隊伍，教育相關部門的管理者、決策者、政策制定者，除需要應致力于提高教師專業發展的積極性、自主性外，更應著力于構建富有“同伴效應”的協同式教師專業發展。具體可以從教師精準培訓需求出發，基于學區、集團或者學校層面，重新評估并設計系統內部教師專業學習的時間、工作的時間，重新塑造教師專業發展的生態系統，以增加系統內部教師進行專業學習的協作機會，為教師自學及參與專家講座、課題研究、同伴觀察指導等專業發展活動提供充足的條件和保障。當然，受限于研究材料，本文并未對某一具體教育集團或學區教師專業發展活動（例如：課題研究、案例分析等）的有效性展開實證研究，也未對不同層次不同類型教師專業發展活動的有效性展開研究，發現的結論和提出的建議難免會存在一定的局限性，希望以后的研究進一步的拓展有效教師專業發展的研究領域，為助力我國教師教育的高質量發展提供參考。