高少宇，蘆會(huì)影

（邯鄲學(xué)院 a.教育研究與教學(xué)質(zhì)量監(jiān)控中心；b.文史學(xué)院，河北 邯鄲 056005）

教育實(shí)習(xí)是師范生培養(yǎng)的重要實(shí)踐教學(xué)環(huán)節(jié)，是師范生的“必修課”，也是師范生提升專業(yè)素質(zhì)和能力的重要途徑。教育實(shí)習(xí)的質(zhì)量在一定程度上反映了師范院校教師教育的質(zhì)量。2017年10月，國家教育部下發(fā)了《普通高等學(xué)校師范類專業(yè)認(rèn)證實(shí)施辦法（暫行）》[1]，以“學(xué)生中心、產(chǎn)出導(dǎo)向、持續(xù)改進(jìn)”為基本理念在全國全面推開師范普通高等學(xué)校師范類專業(yè)三級(jí)認(rèn)證工作。如何確保教師教育質(zhì)量、順利通過認(rèn)證成為地方師范院校必須面對(duì)的實(shí)際問題，而教育實(shí)習(xí)質(zhì)量的測(cè)評(píng)是否科學(xué)，其應(yīng)有的導(dǎo)向和激勵(lì)作用能否充分發(fā)揮就成為地方師范院校提高師范生培養(yǎng)質(zhì)量的關(guān)鍵。

教育測(cè)評(píng)是指依據(jù)特定標(biāo)準(zhǔn)或規(guī)則對(duì)教育領(lǐng)域內(nèi)事物或現(xiàn)象的特質(zhì)給予測(cè)量和評(píng)價(jià)的過程[2]。以往地方師范院校開展教育實(shí)習(xí)的目的僅止于師范生教學(xué)能力的提升，教育實(shí)習(xí)的評(píng)價(jià)也多以實(shí)習(xí)生填寫行為結(jié)果印證材料的方式進(jìn)行，以學(xué)生順利完成教育實(shí)習(xí)任務(wù)為導(dǎo)向。評(píng)價(jià)內(nèi)容上一般從教師教學(xué)能力的角度出發(fā)選擇評(píng)價(jià)要素，聚焦于課堂管理、教學(xué)技能、班主任工作、教學(xué)設(shè)計(jì)、教學(xué)反思等項(xiàng)目；評(píng)價(jià)主體以校內(nèi)外導(dǎo)師評(píng)價(jià)為主，學(xué)生自評(píng)為輔；評(píng)價(jià)方式上多為定性評(píng)價(jià)，較少使用量化評(píng)價(jià)；且評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)模糊，權(quán)重主觀賦值較多。鑒于以上問題，本文擬結(jié)合教育部師范專業(yè)認(rèn)證要求，從師范認(rèn)證核心理念及師范生教育實(shí)習(xí)的基本教學(xué)特征出發(fā)，充分考慮師范生自身及所處的教育實(shí)習(xí)場(chǎng)域，初步構(gòu)建地方師范院校教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)指標(biāo)體系。具體研究路徑為：通過問卷方式廣泛征求一線教師對(duì)教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)維度意見，擬定教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)量表，選擇一所地方本科院校，在學(xué)生教育實(shí)習(xí)期間開展問卷調(diào)研，搜集相關(guān)數(shù)據(jù)。最后運(yùn)用探索性因子分析法與驗(yàn)證性因子分析法對(duì)測(cè)評(píng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)與修正，構(gòu)建理想的教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)結(jié)構(gòu)方程模型，探尋師范生教育實(shí)習(xí)內(nèi)外部各種因素之間的交互關(guān)系，并確定各指標(biāo)要素及權(quán)重。

一、測(cè)評(píng)主因素來源與構(gòu)成

教育實(shí)習(xí)的終極目標(biāo)是使師范生成為具有反思力、內(nèi)驅(qū)力的能夠不斷進(jìn)行專業(yè)發(fā)展的教師[3]。也即幫助師范生真正將所學(xué)的學(xué)科和教學(xué)理論知識(shí)應(yīng)用于具體的教育教學(xué)活動(dòng)中，幫助其在教育實(shí)踐中堅(jiān)定教育信念，完善固有的知識(shí)體系，切實(shí)思考教育問題，自主探究教育實(shí)踐的知識(shí)和方法，強(qiáng)化教育教學(xué)的能力，具備一名合格教師應(yīng)有的基本素養(yǎng)。

然而教育實(shí)習(xí)本身是一項(xiàng)復(fù)雜的教育活動(dòng)，是由多因素構(gòu)成的綜合性場(chǎng)域，師范生在這一復(fù)雜場(chǎng)域中不僅要思考專業(yè)知識(shí)的具體應(yīng)用問題，還要解決現(xiàn)實(shí)的生活問題和角色轉(zhuǎn)換帶來的心理不適，盡快適應(yīng)實(shí)習(xí)環(huán)境，協(xié)調(diào)與家長、學(xué)生、校內(nèi)外指導(dǎo)教師、領(lǐng)導(dǎo)之間的關(guān)系，積極參與教研共同體，完成規(guī)定的教育教學(xué)任務(wù)。

因此，本研究在構(gòu)建師范生教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)模型主因素時(shí)，既注重教育部師范專業(yè)認(rèn)證的畢業(yè)要求考核要點(diǎn)，又結(jié)合師范生本人所處的具體場(chǎng)域。為進(jìn)一步驗(yàn)證所擬教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)因素的合理性，本研究采取隨機(jī)抽樣模式，通過問卷星對(duì)教育一線教師展開問卷咨詢工作，要求每位教師對(duì)教育部師范專業(yè)認(rèn)證的畢業(yè)要求考核要點(diǎn)的一、二級(jí)指標(biāo)進(jìn)行1-5度重要性評(píng)價(jià)?；厥盏挠行г嚲矸謩e來自全國14個(gè)省份211名一線基礎(chǔ)教育教師和高校教師，以其為評(píng)價(jià)主體的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見表1：此次調(diào)研樣本數(shù)據(jù)顯示，從教師所屬學(xué)校的類型看，高校占比較高，達(dá)55.5%。來自中學(xué)和小學(xué)的教師樣本比例分布有一定差異。一線教師對(duì)一、二級(jí)指標(biāo)的評(píng)價(jià)結(jié)果如圖1、圖2所示。

表1.一線教師所在學(xué)校類型統(tǒng)計(jì)

圖1.一級(jí)指標(biāo)重要性平均值統(tǒng)計(jì)

圖2.二級(jí)指標(biāo)重要性平均值統(tǒng)計(jì)

通過圖1和圖2對(duì)比發(fā)現(xiàn)，一線教師對(duì)教育部師范專業(yè)認(rèn)證的畢業(yè)要求考核要點(diǎn)一、二級(jí)測(cè)評(píng)指標(biāo)認(rèn)可度較高，均值都在4.1以上。對(duì)一級(jí)指標(biāo)的“學(xué)會(huì)發(fā)展”和二級(jí)指標(biāo)的“班級(jí)指導(dǎo)”因素的認(rèn)可度最低。其他教育機(jī)構(gòu)一線教師對(duì)實(shí)習(xí)生的教學(xué)能力和學(xué)科素養(yǎng)認(rèn)期望值更高，推其原因可能是與此類型學(xué)校招收的學(xué)生綜合素質(zhì)較低，急需提升學(xué)生學(xué)業(yè)水平有關(guān)。此外，在本次調(diào)研中還增設(shè)了一線教師自擬指標(biāo)測(cè)評(píng)因素，推薦度較高的是職業(yè)情感、學(xué)科素養(yǎng)、教學(xué)水平、教學(xué)反思、教學(xué)策略、人際溝通、職業(yè)體驗(yàn)等因素。

綜合師范專業(yè)認(rèn)證要求，并且結(jié)合一線教師調(diào)研數(shù)據(jù)，本研究預(yù)設(shè)問卷為8個(gè)維度，分別為學(xué)科知識(shí)、教學(xué)策略、課堂管理、溝通合作、綜合育人、教學(xué)反思、職業(yè)認(rèn)同，專業(yè)發(fā)展，其中包含了33個(gè)題項(xiàng)，題項(xiàng)采取李克特5點(diǎn)積分法。將所擬題項(xiàng)交由高校教育學(xué)有關(guān)教授專家進(jìn)行題項(xiàng)審閱，對(duì)題項(xiàng)的可讀性、準(zhǔn)確性進(jìn)行修訂后，確定問卷。

二、問卷調(diào)研與結(jié)果分析

選取一所地方本科師范院校，在其師范生教育實(shí)習(xí)即將結(jié)束時(shí)，采用上述問卷開展調(diào)研，共發(fā)放問卷685份，收回有效問卷685份。剔除問卷中極高和極低值后，共得到有效樣本數(shù)據(jù)578份。抽取樣本的前390份數(shù)據(jù)作為樣本1，將剩余的188份數(shù)據(jù)作為樣本2。利用SPSS22.0對(duì)樣本1進(jìn)行探索性因子分析和相關(guān)性分析，得到主因素后，利用AMOS22.0構(gòu)建模型，使用樣本2數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，對(duì)模型進(jìn)行擬合度檢驗(yàn)。

1.問卷信效度檢驗(yàn)

首先對(duì)樣本1進(jìn)行信度檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)顯示樣本1總體標(biāo)準(zhǔn)化Cronbach’s α系數(shù)為0.974大于0.9，說明研究數(shù)據(jù)有很高的信度質(zhì)量。Bartlett的球形度檢驗(yàn)，顯示樣本1的卡方值為13133.32，自由度為528，p<0.001，從檢驗(yàn)結(jié)果上看，數(shù)據(jù)拒絕了數(shù)據(jù)陣為一個(gè)單位陣的假設(shè)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO值檢驗(yàn)，顯示值為0.97，以上兩個(gè)結(jié)果證明，樣本1的各變量間有一定的共同性，非常適合做因子分析。隨后采用主成分提取和標(biāo)準(zhǔn)化最大方差法旋轉(zhuǎn)方法對(duì)樣本1進(jìn)行探索性因子分析，將變量因子方差貢獻(xiàn)最大特征值大于1、主軸旋轉(zhuǎn)因子載荷大于0.5、公因子項(xiàng)目數(shù)不低于3等條件作為保留題項(xiàng)的依據(jù)。刪除交叉歸屬的題項(xiàng)，重新進(jìn)行探索性因子分析，直至無題項(xiàng)可刪除，最后結(jié)果顯示KMO值為0.962，卡方值9567.29，自由度為325，p<0.001。共提取到4個(gè)公因子，具體各題型分布情況如表2所示。

表2.教育實(shí)習(xí)效果量表旋轉(zhuǎn)后的因素負(fù)荷表

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顯示最后保留題項(xiàng)為26個(gè)。每個(gè)公因子包含題項(xiàng)均在3個(gè)以上，每個(gè)題項(xiàng)在所屬公因子上的載荷介于0.671到0.871之間。至于因子載荷一般認(rèn)為大于0.3即可，本研究選取的因子載荷值大于0.5，且最后共提取4個(gè)公因子，旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為75.11%>50%，說明量表的結(jié)構(gòu)效度較好。為進(jìn)一步證明其結(jié)構(gòu)效度，本研究又采用聚合效度和區(qū)別效度作為效度檢驗(yàn)指標(biāo)，如表3所示，師范生教育實(shí)習(xí)問卷四個(gè)維度的AVE介于0.571～0.726之間，組合信度在0.842～0.958 之間，說明問卷各維度的潛在變量可以解釋變異量的比值較高，區(qū)別效度如表4所示，AVE的平方根大于各維度的皮爾遜相關(guān)系數(shù),表示問卷有良好的區(qū)別效度[4]39-50。

表3.教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)問卷聚合效度與信度

表4.教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)問卷區(qū)別效度

根據(jù)所提取的4個(gè)公因子內(nèi)容，本文將其分別命名為“學(xué)科知識(shí)”“教學(xué)技能”“情感態(tài)度”和“職業(yè)體驗(yàn)”。探索性因子分析表明，數(shù)據(jù)上更加支持將教學(xué)策略、課堂管理歸屬為一個(gè)公因子，而溝通合作、綜合育人、教學(xué)反思則反映了實(shí)習(xí)生的情感與態(tài)度，職業(yè)認(rèn)同卻始終獨(dú)立于其他因子。

就內(nèi)容效度而言，問卷設(shè)計(jì)維度充分參考了教育部師范專業(yè)認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn)，也征求了一線教師的具體意見，且所擬定的四個(gè)維度恰好和深度學(xué)習(xí)理論相統(tǒng)一，有堅(jiān)實(shí)的理論支撐。深度學(xué)習(xí)一般包含學(xué)習(xí)主題，學(xué)習(xí)向度和情感體驗(yàn)三個(gè)主要素[5]490-491。就師范生而言，教育實(shí)習(xí)本身即是研究的主體也是實(shí)踐的客體，學(xué)科知識(shí)、教學(xué)技能是教育實(shí)習(xí)學(xué)習(xí)主題的兩個(gè)向度，而師范生對(duì)教師職業(yè)的情感認(rèn)同能激發(fā)學(xué)生對(duì)教師工作的主動(dòng)、沉浸和好奇心，培養(yǎng)其必備的品格，實(shí)現(xiàn)其持久的深度學(xué)習(xí)，以上分析進(jìn)一步表明問卷的內(nèi)容效度良好。

2.模型驗(yàn)證性檢驗(yàn)

根據(jù)上述樣本1探索性因子分析結(jié)果，建立師范生教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)一階CFA模型。結(jié)果顯示模型擬合指標(biāo)不高，根據(jù)模型反饋的調(diào)整信息，刪除了部分相關(guān)系數(shù)較高的殘差對(duì)應(yīng)的指標(biāo)，將MI值控制到10以內(nèi)，模型擬合指標(biāo)基本達(dá)到結(jié)構(gòu)方程臨界值要求。修正前和修正后的模型擬合指標(biāo)如表5所示，模型修正后一階CFA模型如圖3所示，學(xué)科知識(shí)、教學(xué)技能、情感態(tài)度三個(gè)潛變量之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.7、0.73、0.86說明這三個(gè)潛變量受到共同的潛變量影響，而職業(yè)體驗(yàn)與其他三個(gè)潛變量之間相關(guān)系數(shù)較低。因此再次構(gòu)建二階CFA模型，如圖4所示，模型擬合指標(biāo)，均達(dá)到結(jié)構(gòu)方程臨界值要求。

表5.教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)量表二級(jí)模型適配度指標(biāo)

圖3.實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)一階模型

圖4.實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)二階模型

修改后二階模型聚合效度與組合信度如表6所示，平均方差萃取(AVE)大于0.5，組合信度(CR)大于0.7，表明數(shù)據(jù)具有良好的聚合(收斂)效度。但是職業(yè)體驗(yàn)與實(shí)習(xí)效果的相關(guān)系數(shù)差異性不顯著，說明職業(yè)體驗(yàn)對(duì)實(shí)習(xí)效果的影響較小，這點(diǎn)和本研究的初期推測(cè)有差距，但是后續(xù)在做職業(yè)體驗(yàn)對(duì)學(xué)科知識(shí)、教學(xué)技能以及情感態(tài)度三個(gè)潛變量關(guān)系分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，職業(yè)體驗(yàn)對(duì)三個(gè)潛變量均是正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.42、0.49、0.32。說明職業(yè)體驗(yàn)認(rèn)同度越高，師范生對(duì)學(xué)科知識(shí)、教學(xué)技能掌握越好，情感投入的積極性越高。

表6.修改后二階模型聚合效度與組合信度表

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依據(jù)二階CFA模型可得一階和二階變量之間的因子負(fù)荷量，據(jù)此也可以看出各因子相對(duì)重要程度，我們可以將各觀測(cè)變量與潛變量的因子載荷以及四個(gè)潛變量與實(shí)習(xí)效果的因子載荷歸一化，從而得到教育實(shí)習(xí)效果測(cè)評(píng)模型線性數(shù)學(xué)表達(dá)式為：實(shí)習(xí)效果=學(xué)科知識(shí)*0.34 +教學(xué)技能* 0.35 +情感態(tài)度* 0.29+職業(yè)體驗(yàn)* 0.02。至此，師范生教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)模型構(gòu)建完成。

三、結(jié)論

教育實(shí)習(xí)測(cè)評(píng)量表構(gòu)建有深度學(xué)習(xí)理論支撐，符合國家?guī)煼秾I(yè)認(rèn)證要求，且得到一線教師的廣泛認(rèn)可，所構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型協(xié)方差矩陣與實(shí)際數(shù)據(jù)運(yùn)行得到的協(xié)方差矩陣擬合度較高，可以用來測(cè)評(píng)師范生實(shí)習(xí)效果。今后，可以利用該模型對(duì)師范生的實(shí)習(xí)效果進(jìn)行檢驗(yàn)，并且可以對(duì)教育實(shí)習(xí)時(shí)，師范生的性別、生源地、所學(xué)專業(yè)、實(shí)習(xí)學(xué)校所在地等人口學(xué)變量作單因素方差分析，對(duì)比各變量之間實(shí)習(xí)效果的差異，找準(zhǔn)影響實(shí)習(xí)生效果的因素，制定對(duì)應(yīng)的策略，為提升師范生實(shí)習(xí)效果，確保師范生實(shí)習(xí)質(zhì)量提供量化依據(jù)。