高中化學教師PCK及其影響因素的定量研究

摘" 要：" 測查了379名在職高中化學教師PCK的結構，并探討了PCK各組分水平在教學經驗、PCK教學方式上是否存在顯著性差異。結果表明：（1）化學教師PCK包含六個相互聯系的組分，且該六組分結構能被二階因子PCK較好地解釋；（2）不同教學經驗的化學教師PCK六組分的發展表現出不均衡性；（3）化學教師PCK六組分水平在其教學方式上存在顯著性差異。

關鍵詞：" PCK; 化學教師; 影響因素； 定量研究

文章編號： 1005-6629（2025）01-0023-07

中圖分類號： G633.8

文獻標識碼： B

1" 問題的提出

隨著新一輪課程改革的深入推行以及《普通高中化學課程標準（2017年版2020年修訂）》（以下簡稱“新課標”）的頒布，落實立德樹人的根本任務［1］，發展學生化學學科核心素養的主旨已深入人心。與此同時，新課標對化學教師的專業知識與教學能力也提出了更高的要求，而化學教師專業發展的核心問題正是發展其學科教學知識（PCK）［2］。學科教學知識（Pedagogical Content Knowledge，簡稱為PCK）最早由Shulman于1986年提出，是教師將特定的學科知識轉化為學生易于理解的形式的知識［3］，隨后被列入教師七大知識基礎［4］（其他6類分別為一般教學法知識、課程知識、學科知識、有關學習者的知識、教育情境的知識、教育目標與價值的知識），已成為教師獨一無二的知識領域［5］。作為教師專業特色的體現，PCK也與真實教學情境密切相關［6］，研究者們對PCK的研究逐漸從一般性的PCK聚焦到具有學科（如化學）專屬性的PCK［7］。

目前研究者在化學PCK的組分界定方面尚未達成共識［8］，研究者們大多借用Shulman［9］提出的與PCK并列的其余6類教師知識基礎對PCK組分進行細化和拓展。Magnusson等人［10］首次將科學（化學）教學取向納入PCK組分中，提出目前在化學教育界應用最廣、最具代表性的五組分模型，包括科學（化學）教學取向（CTO）、學生知識（KoL）、策略知識（KoS）、課程知識（KoC）以及評價知識（KoA）。在此基礎上，Friedrichsen等人［11］將科學（化學）教學取向（CTO）劃分為教學目標觀（BTG）與教學過程觀（BTP）兩個維度。在諸多研究中值得注意的爭議點主要在于學科知識（SMK）和PCK之間的從屬關系［12］。Rollnick等［13］提出學科知識（SMK）屬于PCK的一個核心組分，受到我國不少教育工作者［14，15］的關注與認可。譬如：鄧峰等［16］基于PCK的學科專屬性，將學科知識納入PCK的組分中形成六組分結構，并且認為六個組分之間存在緊密聯系，這也與學科主題層次精細化研究趨勢相吻合。

鑒于PCK的組分與模型結構仍存在較大不確定性，大量的定量研究致力于開發各種工具以準確測查化學教師的PCK。在PCK的定量研究領域大致呈現出以下特點：（1）大多研究［17，18］采用個案或小樣本的研究方法探查化學教師的部分PCK組分，大樣本、大范圍定量測查化學教師PCK六組分的研究較少。（2）定量測查工具的信度與效度似乎不高，同時結合化學學科核心素養的PCK六組分測查工具較為缺乏。（3）已有部分研究者關注到教學經驗［19，20］、PCK教學方式［21，22］（顯性或隱性）對化學教師PCK發展具有影響，其中在豐富的教學經驗與顯性的教學方式下化學教師的PCK水平更高，然而鮮有關于在職化學教師PCK六組分影響因素的定量測查。

基于此，本研究以PCK混整觀模型為理論基礎編制“高中化學教師PCK量表”，通過研究擬解決以下問題：（1）化學PCK六組分結構是否得到數據的支持？如果得到支持，六組分結構能否被更高階因子（PCK）所解釋？（2）不同教學經驗的化學教師PCK水平是否存在顯著性差異？（3）不同的PCK教學方式（顯性或隱性）下，化學教師PCK各組分水平是否存在顯著性差異？

2" 研究方法

2.1" 研究對象

本研究采用問卷調查法［23］，研究對象是來自全國各地（如廣東省、安徽省、陜西省等）的具有不同教學經驗的379名在職高中化學教師，參與國培、省培以及多場面向在職教師的講座、培訓現場。他們的教齡從1至21年不等，基于已有研究對高中化學教師專業發展階段的劃分［24］，可將高中化學教師按照教學經驗分成三個階段：新手型（成長階段，1～5年）；熟手型（成熟階段，6～15年）；專家型（完善階段，15年以上）。三個階段的教師人數分別是174、113以及92人。此外，根據PCK教學方式的不同（即顯性或隱性），將高中化學教師分成兩組：顯性PCK學習組（231名教師）與隱性PCK學習組（148名教師）。其中，顯性的PCK教學方式指的是學習過程顯化的PCK理論與框架，整合型地發展PCK各知識組分［25］；隱性的PCK教學方式則是獨立地發展化學教師的PCK組分，未將PCK框架顯化。

2.2" 數據收集

本研究采用量表式問卷數據收集方法，該問卷（樣題見表1）從改編到正式施測的過程如下：（1）改編問卷：問卷涵蓋化學教師PCK六個組分，其中化學教學取向（CTO）組分包括兩個維度——教學目標觀（BTG）與教學過程觀（BTP），采用李克特式七點量表（1=非常不符合，7=非常符合），得分越高表示化學教師在該PCK維度的水平越高。其中，“教學目標觀（BTG）”分量表改編自鄧超等［26］發表過的問卷，“課程知識（KoC）”“學生知識（KoL）”“策略知識（KoS）”以及“評價知識（KoA）”四個分量表則沿用鐘媚等［27］發表的問卷。而“教學過程觀（BTP）”分量表是從建構主義理論的視角，基于化學新課標提倡的“以學生為中心”的化學教學理念，采取“學生-建構”的教學過程觀原創生成。而“學科知識（SMK）”分量表則是改編新課標中5個必修課程的主題［28］。此外，考慮到化學新課標“實施建議”中對化學教師學科理解提出的新要求，在學科知識維度中增設了關于化學思維方式及方法的題項（學科知識分量表第6題），與五個必修課程的主題分別對應的5道題，共同組成了該分量表。為確保合理性，兩個原創的分量表（BTP與SMK）的多次修改與最終敲定，由1名化學教育專家、2名中學化學高級教師以及6名化學教育碩士研究生共同評定。接著對廣東省某師范院校的3位職前化學教師進行試測，并根據反饋進行完善，以確保所有題項表述準確。

（2） 檢驗信效度：將初步完成的問卷發放給210名來自廣東省各地的在職化學教師（與正式研究的樣本不重合），測試時間均不超過30min。使用SPSS 25.0對數據進行探索性因子分析：Bartlett球形檢驗χ2＝6431.76， p＜0.001， KMO＝0.941，表明所有數據適合進行因子分析。問卷共有30道題，可分出七個因子，與混整觀模型相符（CTO組分包括了BTG與BTP）。七個因子分別解釋了總方差的7.01%、 12.57%、 18.21%、 11.54%、 9.99%、 10.84%、 11.75%，總解釋率為81.91%，具有良好的解釋意義。計算得到每道題項在對應因子上的因子負荷均大于0.60，初步表明每道題的收斂效度均良好，因此無需刪減題項。此外，七個分量表以及總量表的內部一致性系數（α）值均大于0.70（見表2），初步表明七個因子具有良好的內部一致性。以上結果表明，該量表信度與效度均良好。

（3） 正式實施：將根據專家意見修改后的“高中化學教師PCK量表”用于正式研究，共派發400份，回收391份，其中有效問卷379份，回收率和有效回收率分別為97.8%和94.8%。

2.3" 數據分析

使用AMOS 24.0和SPSS 25.0對問卷數據進行分析：（1）通過驗證性因子分析，建立化學教師PCK結構測量模型，利用本土化數據檢驗化學教師PCK六組分結構，驗證PCK混整觀模型，同時從模型的角度探討SMK與PCK的關系；（2）通過單因素方差分析，研究三組不同教學經驗的化學教師PCK六組分水平之間的差異性；（3）通過獨立樣本t檢驗，對顯性與隱性教學方式的化學教師PCK六組分水平進行差異性檢驗。

3" 結果與討論

3.1" 化學教師PCK的結構

由于教學目標觀（BTG）與教學過程觀（BTP）屬于化學教學取向（CTO）組分，即CTO組分包括了前8道題項，因此七個因子共同組成了PCK的六大組分：化學教學取向（CTO）、學科知識（SMK）、課程知識（KoC）、學生知識（KoL）、策略知識（KoS）以及評價知識（KoA）。

為進一步檢驗PCK的六組分結構能否得到本土數據的支持，使用AMOS 24.0軟件進行驗證性因子分析。具體而言，建立PCK六組分一階結構模型，運算得到假設模型與數據擬合度良好，χ2/df=2.75（＜3.00）， CFI=0.93（＞0.90）， TLI=0.92（＞0.90）， RMSEA=0.06（＜0.08）， SRMR=0.07（＜0.08）。以上結果表明，化學教師PCK六組分一階結構模型是可以接受的，化學教師PCK包含六個相互聯系的組分，這為PCK六組分結構提供了有力的本土化實證數據支持（見圖1）。

在化學教師PCK六組分一階結構的基礎上，為驗證六組分的二階結構。對六組分進行Pearson相關分析（見表3），結果表明化學教師的PCK六組分之間均存在顯著的正相關，這說明化學教師PCK作為一個整體，六個組分之間存在緊密的聯系，這一觀點與部分研究者的觀點［29］相吻合，且得到了許多實證研究［30，31］的支持。其中，KoL與KoS的相關系數最高，達到0.70，說明學生知識與策略知識之間存在顯著的高度相關。這似乎表明化學教師在選擇教學策略時往往會考慮學習者的學習背景與存在困難，而這也體現了KoL與KoS在化學教師PCK中的核心地位［32］。

通過上述結果可知，在六組分結構之上，存在著更高階的結構，它包含這些互相聯系與整合的組分。為驗證PCK的二階結構，建立化學教師PCK二階結構測量模型如圖2所示，假設二階因子PCK能較好地解釋六個組分。使用AMOS 24.0進行驗證性因子分析，運算得到假設模型與數據擬合度良好，χ2/df=2.08（＜3.00）， CFI=0.96（＞0.90）， TLI=0.95（＞0.90）， RMSEA=0.05（＜0.08）， SRMR=0.04（＜0.08），支持二階結構的合理性。以上結果表明，二階因子PCK能較好地解釋六個一階組分，即PCK包含這六個互相聯系的不同組分，有力地支持了將SMK作為PCK子組分的觀點。

圖2" 化學教師PCK二階兩兩相關結構圖

3.2" 不同教學經驗下化學教師的PCK水平分析

基于PCK的六組分模型，探查在教學經驗這一因素的影響下，化學教師PCK六組分的發展是否存在顯著性差異，并比較在不同教齡階段化學教師PCK六組分的發展水平。首先，對三組化學教師PCK六組分水平進行描述統計，結果如表4所示；其次，進行單因素方差分析，結果如表5所示。

由表4可知，CTO組分的F值為1.54，p＞0.05，未達到顯著水平，即不同教學經驗化學教師的CTO組分間無顯著性差異。其他五個組分的F值均達到顯著水平，說明SMK、 KoC、 KoL、 KoS以及KoA這五個組分在教學經驗上均存在顯著性差異。

為分別探討五個PCK組分在不同組別教師內部是否存在顯著性差異，需進一步對除了CTO之外的五個組分進行多重比較（由于方差同質性檢驗中發現六個組分均拒絕方差同質性假設，因此采用Dunnetts T3檢驗法），比較結果摘要見表6。

首先，就CTO組分而言，不同教學經驗化學教師的水平并無顯著差異。隨著教學經驗的增加，化學教師的CTO水平并未得到顯著提高，可能緣于本研究基于化學學科核心素養（譬如證據推理與模型認知、科學探究與創新意識等）測查教師的化學教學目標觀，以及促進學生學習方式轉變的教學過程觀。無論是新手型還是熟手型、專家型教師，對開展素養教學的觀念取向均不夠熟悉，認為自身在教學中落實核心素養的培養，實現學科育人價值存在一定困難。

其次，就SMK組分而言，不同教學經驗的化學教師SMK水平存在顯著性差異。專家型教師的SMK水平顯著高于熟手型教師與新手型教師，熟手型教師的SMK水平顯著高于新手型教師。這似乎表明，隨著教學經驗的積累，化學教師對教材內容、學科知識結構以及化學學科本質的理解與把握愈發深刻。這與已有研究［33，34］結果一致。教學經驗豐富的教師對學科知識的把握更為系統，對化學學科特征的思維方式、方法掌握得更好；

最后，就KoC、 KoL、 KoS、 KoA四個組分而言，新手型教師與熟手型教師不存在顯著性差異，而專家型與熟手型教師、專家型與新手型教師之間均存在顯著性差異。即KoC、 KoL、 KoS與KoA四個組分在化學教師約15年的教學生涯后開始有了“飛躍”。

3.3" 顯性與隱性教學方式下化學教師的PCK水平分析

除教學經驗外，不同的教學方式（顯性或隱性）也可能影響化學教師的PCK六組分的發展。通過獨立樣本t檢驗，對顯性與隱性教學方式下化學教師的PCK六組分水平的差異性進行分析。表7所示的結果表明，顯性學習組化學教師PCK的六組分水平均顯著高于隱性學習組。這與鐘媚等人［35］的研究結果較為一致，具體解釋如下。

化學教師通過顯化PCK框架進行學習或接受PCK培訓，會具備關注各組分以及組分之間的聯系與整合的意識，使得教師在實踐過程中（如備課、上課、課后）關注并提升自身相對薄弱的PCK組分，有意識地加強組分間聯系與整合，以提升自身PCK的水平。相較而言，未顯化PCK框架而相對獨立地學習PCK各組分即隱性學習PCK的化學教師，難以識別與區分自身PCK各個組分，評價自身整體PCK水平更顯得無從下手，對自身PCK各組分現狀認識不夠，且在實踐中較少關注組分間的聯系與整合。而相關研究［36，37］均表明，化學教師的PCK作為一個整體，各組分間存在著不同程度的聯系，缺乏組分間的整合，會導致化學教師對各組分知識精致化學習的程度不夠。

4" 結論與建議

本研究得到三個結論：（1）化學教師PCK包含六個相互聯系的組分，且該六組分結構能被二階因子PCK較好地解釋；（2）不同教學經驗的化學教師PCK六組分的發展，表現出不均衡性；（3）化學教師PCK六組分水平在其教學方式上存在顯著性差異。基于上述結論，對化學教師PCK研究與化學教師教育提出如下的建議。

化學教師PCK研究方面，其一，豐富數據類型，結合學科主題專屬性，洞察化學教師PCK整合本質。本研究通過定量、自我報告的問卷調查法得出化學教師PCK各組分間均存在較高程度的聯系。然而，PCK具有實踐性的特征［38］，與教學實踐聯系密切，因此需要深入洞察PCK組分聯系“機制”。為促進對化學教師PCK更深層次、更具體化的理解，研究者可考慮充分挖掘化學學科主題專屬PCK的組分整合［39］。譬如，結合某一主題（如“原電池”），通過多種數據來源（如教學設計、課堂觀察等“實踐性”PCK數據），描繪與測查化學教師PCK的整合方式與整合水平，以顯化主題專屬PCK的整合現狀。

其二，建立多元模型，深入探索PCK與SMK的關系。本研究結果表明SMK可作為PCK的核心組分之一，但SMK與PCK之間屬于并列關系的觀點也存在一定的合理性［40］，且也已有部分研究支持PCK的五組分模型［41］。然而，目前缺少研究同時檢驗PCK的五組分模型與六組分模型，兩者是否可能互通的，或者哪個模型更加有效，還尚未可知，故后續研究可通過同一組數據同時檢驗這兩個模型的合理性。此外，不同教學經驗的化學教師的PCK結構也可能存在一定差異，故后續研究也可通過多群組結構方程模型分析對此進行檢驗。

在化學教師教育方面的建議主要包括以下兩點。其一，更新教學理念，豐富化學教師PCK單一組分知識。本研究結果表明，豐富教學經驗并未給教師的教學取向帶來實質性的提升，這可能是由于新課程標準的實施，給大多數化學教師的教學理念帶來不小的沖擊。因此，在對（職前與在職）化學教師的培養中，須重視引導教師更新自身教學理念，意識到化學學科核心素養的時代性與重要性［42］，引導學生學習方式的轉變，開展素養為本的教學。同時，完善單一組分是建立堅實PCK體系的前提，因此，提升與豐富PCK組分知識是促進化學教師專業發展的重要一步。譬如，在KoC維度，組織化學新課程標準解讀、基于化學學科核心素養的教學實施、新教材培訓等專題講座，促進教師對課程標準與新教材的理解；在KoL維度，提升化學教師通過查閱文獻進行日常備課的意識，讓教師充分了解學生在具體主題教學下的學習困難；在KoS維度，鼓勵教師積極開展基于真實情境的教學，發展自身根據不同教學主題、問題情境、活動任務，選取恰當的教學策略的能力；在KoA維度，拓展多元化的評價方式（如調查報告、概念圖、測試題或量表），注重評價學生核心素養的發展水平，引導化學教師深刻領會“教-學-評”一體化。

其二，外顯培訓框架，開發PCK測評工具。為使化學教師PCK各組分得到均衡發展，同時提高教師整合PCK組分的意識，可在化學教師的培訓中顯化PCK框架，闡述各個組分的內涵、地位、提升策略，以及與其他組分間的聯系。譬如，可通過開展PCK視角下的化學教學設計范式培訓、基于PCK理論與框架的化學備課并進行同課異構，以發揮PCK理論框架對化學教師有機聯系PCK組分的指導作用。此外，還可通過開發化學課程主題（如“常見的無機物及其應用”）下的PCK測評工具，一方面使化學教師對自身PCK組分水平的認識更加清晰，另一方面通過PCK理論框架指導教師的反思，以充分發揮實踐與反思相結合對化學教師PCK整合以及化學教師專業發展的促進作用。

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