曹鵬杰 李艷靈 李川 劉敬華

摘要： 編制高中化學(xué)教師“教學(xué)策略知識(shí)”調(diào)查問(wèn)卷，經(jīng)試測(cè)、修正、再測(cè)、質(zhì)量論證，確定最終的調(diào)查問(wèn)卷，并通過(guò)Rasch模型對(duì)問(wèn)卷的信效度進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)Rasch模型轉(zhuǎn)化得到調(diào)查對(duì)象的能力值，通過(guò)K-means聚類(lèi)分析，將高中化學(xué)教師的教學(xué)策略知識(shí)劃分為低、中、高三個(gè)水平?；跀?shù)據(jù)結(jié)果，探討了被試教師總體和不同水平群體“教學(xué)策略知識(shí)”的特征，提出了高中化學(xué)教師“教學(xué)策略知識(shí)”發(fā)展提升建議。

關(guān)鍵詞： 高中化學(xué)教師; 教學(xué)策略知識(shí); 教學(xué)表征

文章編號(hào)： 1005-6629（2021）10-0019-07

中圖分類(lèi)號(hào)： G633.8

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： B

在教師的教學(xué)專(zhuān)業(yè)知識(shí)結(jié)構(gòu)中，教學(xué)策略知識(shí)非常重要[1]。教學(xué)策略知識(shí)是關(guān)于教師如何教的知識(shí)，是指為達(dá)到教學(xué)目標(biāo)，根據(jù)教學(xué)內(nèi)容特點(diǎn)及學(xué)生的認(rèn)知特點(diǎn)和心理發(fā)展水平，教師選擇合適的教學(xué)策略及教學(xué)表征方式來(lái)組織課堂教學(xué)，從而以最適合學(xué)生的方式將知識(shí)進(jìn)行轉(zhuǎn)化的一類(lèi)知識(shí)。

教學(xué)策略知識(shí)是學(xué)科教學(xué)知識(shí)的核心構(gòu)成要素[2，3]、關(guān)鍵要素[4]，直接影響著教師的學(xué)科教學(xué)知識(shí)水平，從而影響著教師專(zhuān)業(yè)發(fā)展和教學(xué)質(zhì)量。

本研究擬聚焦教師教學(xué)策略知識(shí)，利用自主編制的研究工具探查高中化學(xué)教師總體及不同水平群體的教學(xué)策略知識(shí)特征，為其專(zhuān)業(yè)發(fā)展指明方向。

1? 理論基礎(chǔ)

1986年，Shulman首次提出“學(xué)科教學(xué)知識(shí)”這一概念，并將教學(xué)策略知識(shí)作為學(xué)科教學(xué)知識(shí)的重要要素。Shulman最初所強(qiáng)調(diào)的教學(xué)策略知識(shí)的內(nèi)涵是指最有用的類(lèi)比、樣例、圖示等易于學(xué)生理解的表征方法，強(qiáng)調(diào)知識(shí)的表征方式，隨后Shulman在對(duì)學(xué)科教學(xué)知識(shí)內(nèi)涵的修訂中，增加了對(duì)特定話題的組織、表達(dá)及調(diào)整等教學(xué)策略相關(guān)表述，并進(jìn)一步明確了教學(xué)策略知識(shí)的內(nèi)涵。之后，國(guó)內(nèi)外研究者對(duì)教學(xué)策略知識(shí)內(nèi)涵的表述大多沿用了Shulman的觀點(diǎn)。

關(guān)于教學(xué)策略知識(shí)的構(gòu)成要素，不同學(xué)者的研究焦點(diǎn)不同，觀點(diǎn)也不盡相同。Grossman提出教學(xué)策略知識(shí)包括選擇和組織教學(xué)內(nèi)容、選擇有效的呈現(xiàn)手段、設(shè)計(jì)學(xué)生活動(dòng)和安排教學(xué)活動(dòng)的順序、評(píng)價(jià)反饋表征效果[5];董濤強(qiáng)調(diào)教學(xué)策略知識(shí)包括選擇與組織教學(xué)內(nèi)容、確定教學(xué)內(nèi)容的表征方式、設(shè)計(jì)和安排學(xué)生活動(dòng)[6];而Magnusson[7]、 Park[8]強(qiáng)調(diào)教學(xué)策略知識(shí)包括特定學(xué)科的教學(xué)策略、特定主題的教學(xué)策略，特定主題的教學(xué)策略又細(xì)分為“表征”和“活動(dòng)”兩類(lèi)?；谝延醒芯?，本研究將教學(xué)策略知識(shí)的構(gòu)成要素確定為教學(xué)策略與教學(xué)表征。其中教學(xué)策略是指教師為了實(shí)現(xiàn)教學(xué)目標(biāo)，根據(jù)教學(xué)情境的特點(diǎn)，對(duì)教學(xué)實(shí)施過(guò)程進(jìn)行的系統(tǒng)決策活動(dòng)[9]。教學(xué)表征是指教師在教學(xué)時(shí)，為了呈現(xiàn)學(xué)科特定的教學(xué)內(nèi)容、幫助學(xué)生理解，而采用的具有針對(duì)性的方法，轉(zhuǎn)化教學(xué)內(nèi)容，使之心理化的過(guò)程[10]。教學(xué)策略側(cè)重于教師對(duì)于教學(xué)內(nèi)容、教學(xué)方法、媒體技術(shù)等的選擇、組織、調(diào)整。教學(xué)表征側(cè)重于概念、知識(shí)的呈現(xiàn)形式，側(cè)重考察教學(xué)內(nèi)容中的概念、知識(shí)可以用哪些表征形式予以呈現(xiàn)，表征內(nèi)容的形式有譬喻、類(lèi)推、舉例說(shuō)明、活動(dòng)、作業(yè)、范例等[11]。教學(xué)表征是教學(xué)策略的進(jìn)一步具體化，是教師教學(xué)策略知識(shí)的核心。

2? 研究設(shè)計(jì)

2.1? 調(diào)查問(wèn)卷的編制

借鑒周健、霍秉坤[12]、朱曉民[13]等學(xué)者觀點(diǎn)，根據(jù)研究目的及側(cè)重點(diǎn)，在專(zhuān)家論證的基礎(chǔ)上，確定調(diào)查問(wèn)卷的一級(jí)維度為教學(xué)策略和教學(xué)表征，每個(gè)一級(jí)維度下設(shè)具體的二級(jí)維度。其中，教學(xué)策略維度包括教學(xué)策略的識(shí)別、選擇、應(yīng)用、反饋、調(diào)整和評(píng)價(jià)。教學(xué)表征維度包括言語(yǔ)的表征、活動(dòng)的表征和媒體的表征。依據(jù)《普通高中化學(xué)課程標(biāo)準(zhǔn)》（2017年版）中對(duì)具體內(nèi)容的教學(xué)策略建議，編制試題，初步構(gòu)建《高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)調(diào)查問(wèn)卷》，共32題，其中，教學(xué)策略19題，教學(xué)表征13題。

2.2? 調(diào)查問(wèn)卷的修訂

隨機(jī)抽取河北省78名高中化學(xué)教師進(jìn)行初測(cè)，根據(jù)回收的問(wèn)卷，對(duì)調(diào)查問(wèn)卷中32道題目進(jìn)行探索性因子分析，分析發(fā)現(xiàn)初始特征值大于1的因子有6個(gè)，累計(jì)解釋方差變異為70.188%，說(shuō)明提取6個(gè)因子對(duì)原始數(shù)據(jù)的解釋度較為理想。根據(jù)探索性因子分析結(jié)果，進(jìn)一步對(duì)問(wèn)卷維度結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，調(diào)整時(shí)遵循的規(guī)則如下： 第一，刪除載荷值小于0.4的題項(xiàng);第二，分析結(jié)果中出現(xiàn)明顯分歧的題項(xiàng)，將與文獻(xiàn)和理論相差甚遠(yuǎn)而導(dǎo)致因子無(wú)法命名的題目進(jìn)行刪除;第三，若出現(xiàn)了某個(gè)題目載荷值出現(xiàn)在不同因子的情況，若載荷值較為相近，難以判斷此題目應(yīng)歸屬于何因子，則作刪除處理，而對(duì)于載荷值差值較大的，將歸屬于載荷值較高的因子中;若歸屬此因子后仍存在分歧，則將對(duì)應(yīng)題項(xiàng)作刪除處理。

依據(jù)上述規(guī)則，刪除載荷值較為相近的Q12、 Q18、 Q23、 Q28。對(duì)其余題目進(jìn)行分析，歸納共同包含的因素，對(duì)因子進(jìn)行命名。通過(guò)探索性因子分析，對(duì)維度進(jìn)行了調(diào)整，由原來(lái)的9個(gè)維度調(diào)整為6個(gè)維度，題目調(diào)整為27道。其中教學(xué)策略維度包括教學(xué)策略的識(shí)別、應(yīng)用和評(píng)價(jià);教學(xué)表征維度包括言語(yǔ)的表征、活動(dòng)的表征和媒體的表征。最終確定的問(wèn)卷雙向細(xì)目表如表1所示。

為了檢驗(yàn)修正后問(wèn)卷的合理性，再次發(fā)放問(wèn)卷110份，通過(guò)Amos22.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。根據(jù)國(guó)際通用標(biāo)準(zhǔn)及權(quán)威學(xué)者觀點(diǎn)[14]，X2/df值為1.502，表示模型有簡(jiǎn)約適配度，RMSEA為0.068<0.08，表示適配合理，RMR為0.035<0.05，表示可接受。而NNFI值為0.893，略微小于0.9，NNFI試圖校正模型的復(fù)雜性，但對(duì)小樣本量有些敏感，如果NNFI值小于臨界值0.9但相差不大，可以參考CFI值。CFI的檢驗(yàn)值為0.905>0.9，說(shuō)明可以接受。

2.3? 調(diào)查問(wèn)卷的發(fā)放及數(shù)據(jù)處理

采取隨機(jī)抽樣方法，以河北省11個(gè)地級(jí)市的120名高中化學(xué)教師作為調(diào)查研究對(duì)象，問(wèn)卷以紙質(zhì)版和問(wèn)卷星兩種方式進(jìn)行發(fā)放。問(wèn)卷回收后，對(duì)問(wèn)卷的作答情況進(jìn)行篩查，有效問(wèn)卷為110份，問(wèn)卷的有效回收率為91.67%。調(diào)查對(duì)象基本信息如表2所示。

通過(guò)Excel對(duì)調(diào)查對(duì)象的作答情況進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，對(duì)每道題目選項(xiàng)賦分采用李克特五級(jí)量表形式，將選項(xiàng)由“A不符合”到“E非常符合”，依次賦值為1到5分。應(yīng)用WINSTEPS32.0軟件，通過(guò)Rasch模型，一方面可以檢驗(yàn)問(wèn)卷的信效度，另一方面可以轉(zhuǎn)化得到調(diào)查對(duì)象在“教學(xué)策略知識(shí)”的能力表現(xiàn)值，以便于將教學(xué)策略知識(shí)劃分水平。應(yīng)用SPSS中的K-means聚類(lèi)分析，依據(jù)Rasch模型測(cè)得教師的能力值，將調(diào)查對(duì)象在“教學(xué)策略知識(shí)”能力的表現(xiàn)劃分成低、中、高三個(gè)水平，并對(duì)調(diào)查對(duì)象中“教學(xué)策略知識(shí)”不同水平群體教師“教學(xué)策略知識(shí)”的特征進(jìn)行描述。

2.4? 信度和效度檢驗(yàn)

信度檢測(cè)在Rasch模型中通過(guò)項(xiàng)目信度、被試信度、區(qū)分度、誤差等參數(shù)來(lái)反應(yīng);效度檢測(cè)在Rasch模型中通過(guò)項(xiàng)目—被試對(duì)應(yīng)、數(shù)據(jù)—模型擬合、點(diǎn)—測(cè)量相關(guān)系數(shù)等表示[15]。

2.4.1? 信度分析

測(cè)量工具信度整體檢驗(yàn)指標(biāo)如表3所示，被試能力值為0.74>0，說(shuō)明試題對(duì)于被測(cè)人群來(lái)說(shuō)較容易，項(xiàng)目估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差較小。MNSQ都接近1，ZSTD都接近0，說(shuō)明測(cè)驗(yàn)與理論模型的期望比較匹配，分離度均大于2，說(shuō)明區(qū)分效果尚佳，被試項(xiàng)目信度都大于0.9，說(shuō)明具有較高的信度。

2.4.2? 效度分析

Rasch模型能將被試能力和項(xiàng)目難度轉(zhuǎn)化成logit分，從而形成項(xiàng)目—被試對(duì)應(yīng)懷特圖（item-person map），可看出題目與被試的對(duì)應(yīng)關(guān)系。如圖1所示，字母M、 S、 T表示平均水平，由下到上依次表示能力或項(xiàng)目難度增強(qiáng)，左側(cè)用“#”表示一定數(shù)量被試的分布情況，右側(cè)表示題目分布，整體來(lái)看，對(duì)應(yīng)較為理想。

項(xiàng)目擬合可以分析各題質(zhì)量，誤差均在0.2以?xún)?nèi)，均在允許范圍內(nèi)，Infit和Outfit擬合指數(shù)基本在可接受范圍內(nèi)，點(diǎn)—測(cè)量相關(guān)系數(shù)均在0.54到0.72之間，說(shuō)明被試項(xiàng)目與工具的一致性較好，表明測(cè)量工具的效度較為理想。

3? 結(jié)果分析

3.1? 高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)水平劃分

Rasch模型能將調(diào)查對(duì)象作答原始分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化成與題目對(duì)應(yīng)的能力值，根據(jù)K-means聚類(lèi)分析，設(shè)定聚類(lèi)數(shù)為3，將高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)的能力表現(xiàn)水平劃分為三類(lèi)。

聚類(lèi)分析的開(kāi)始是由SPSS生成了初始聚類(lèi)中心（1.02， -3.34， 5.49），聚類(lèi)過(guò)程在8次迭代之后終止，最終的聚類(lèi)中心是1.24， -0.83， 3.78，所對(duì)應(yīng)的案例數(shù)分別為61， 39， 10。通過(guò)聚類(lèi)分析，可將調(diào)查對(duì)象教學(xué)策略知識(shí)能力表現(xiàn)水平分成“低、中、高”三類(lèi)群體，最終水平劃分結(jié)果如表4所示。從聚類(lèi)分析結(jié)果來(lái)看，55.5%的被試教師處于中水平，35.4%處于低水平，僅有9.1%處于高水平，數(shù)據(jù)結(jié)果表明高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)高水平人數(shù)較少。受被試樣本量所限，聚類(lèi)后僅有10人屬于教學(xué)策略知識(shí)高水平群體，雖欠缺一定統(tǒng)計(jì)意義，但對(duì)其分析依然能從一定程度反映出該水平群體的特征。

3.2? 高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)特征分析

3.2.1? 總體特征分析

通過(guò)單因素方差分析，分析了110名高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)在各維度的均值及各維度表現(xiàn)出的差異性，如表5所示。

由表5可知，高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)總體在各維度的均值介于3.22～3.93之間，總體得分均值為3.65，說(shuō)明被調(diào)查教師教學(xué)策略知識(shí)總體水平處于中水平，有待于提升。由單因素方差分析可知，不同維度之間有顯著性差異，F(xiàn)值=24.054，顯著性0.000<0.05，說(shuō)明高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)各方面發(fā)展不均衡。

通過(guò)均值比較可以發(fā)現(xiàn)，在教學(xué)策略維度，高中化學(xué)教師群體“教學(xué)策略的應(yīng)用”表現(xiàn)最好，“教學(xué)策略的評(píng)價(jià)”表現(xiàn)次之，“教學(xué)策略的識(shí)別”表現(xiàn)最差?！敖虒W(xué)策略的識(shí)別”考察教師在宏觀層面上能清晰地知道化學(xué)學(xué)科有哪些教學(xué)策略，在中觀層面上能區(qū)分化學(xué)學(xué)科特有的教學(xué)策略適應(yīng)于哪些不同的教學(xué)主題，在微觀層面上知道某一具體課題可以靈活使用哪些教學(xué)策略。高中化學(xué)教師“教學(xué)策略知識(shí)的識(shí)別”表現(xiàn)不佳可以說(shuō)明在教學(xué)過(guò)程中對(duì)教學(xué)策略知識(shí)相關(guān)理論知識(shí)的系統(tǒng)學(xué)習(xí)不夠完善，缺乏將經(jīng)驗(yàn)與理論對(duì)應(yīng)。

在教學(xué)表征維度上，高中化學(xué)教師群體“言語(yǔ)的表征”表現(xiàn)最好，“媒體的表征”表現(xiàn)次之，“活動(dòng)的表征”表現(xiàn)最差?！把哉Z(yǔ)的表征”重在考察高中化學(xué)教師運(yùn)用對(duì)比、類(lèi)比、隱喻、解釋、舉例等方式幫助學(xué)生建構(gòu)、理解較難概念，突破教學(xué)重難點(diǎn)的情況;“媒體的表征”主要考察高中化學(xué)教師在多媒體視頻應(yīng)用、多媒體課件的設(shè)計(jì)、板書(shū)設(shè)計(jì)、思維導(dǎo)圖等知識(shí)結(jié)構(gòu)化工具的應(yīng)用等方面的具體情況;“活動(dòng)的表征”則側(cè)重考察教師通過(guò)采用一定的活動(dòng)方式，如實(shí)驗(yàn)、辯論、討論、角色扮演等來(lái)幫助學(xué)生理解較難的知識(shí)的情況。調(diào)查結(jié)果反映出高中化學(xué)教師善于運(yùn)用語(yǔ)言闡釋概念、突破教學(xué)重難點(diǎn)，能夠注意用多種信息媒體手段輔助教學(xué)，但在課堂中調(diào)動(dòng)學(xué)生、組織開(kāi)展多種活動(dòng)的意識(shí)不足，通過(guò)課堂活動(dòng)組織學(xué)生掌握知識(shí)的有效性有待進(jìn)一步加強(qiáng)。

3.2.2? 不同水平群體特征分析

通過(guò)單因素方差分析不同水平教師群體在各維度上能力表現(xiàn)的差異性，如表6所示。結(jié)果顯示，各水平p值均小于0.05，表明不同水平群體各維度之間均存在顯著性差異，說(shuō)明每個(gè)水平教師群體的教學(xué)策略知識(shí)各方面發(fā)展不均衡。

由表6可以看出，不同水平教師群體在教學(xué)策略知識(shí)各維度的能力表現(xiàn)強(qiáng)弱特征大體相同，與總體特征也基本相似。三個(gè)水平群體共同的特征為“活動(dòng)的表征”能力表現(xiàn)最差，其次是“教學(xué)策略的識(shí)別”。低水平教師群體和中水平教師群體教學(xué)策略知識(shí)各維度能力強(qiáng)弱表現(xiàn)特征完全相同： 言語(yǔ)的表征>教學(xué)策略的應(yīng)用>教學(xué)策略的評(píng)價(jià)>媒體的表征>教學(xué)策略的識(shí)別>活動(dòng)的表征;高水平教師群體與低水平和中水平教師群體能力表現(xiàn)略有不同，高水平群體教學(xué)策略知識(shí)的能力表現(xiàn)強(qiáng)弱特征為： 教學(xué)策略的評(píng)價(jià)>言語(yǔ)的表征=教學(xué)策略的應(yīng)用>媒體的表征>教學(xué)策略的識(shí)別>活動(dòng)的表征，說(shuō)明高水平群體在教學(xué)策略的評(píng)價(jià)方面能力表現(xiàn)最強(qiáng)。

3.3? 高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)影響因素分析

對(duì)高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)影響因素的探查研究可為教學(xué)策略知識(shí)提升建議的提出提供借鑒和參考。本研究從性別、學(xué)校類(lèi)型、教齡、學(xué)歷、職稱(chēng)等角度進(jìn)行了差異性分析，結(jié)果表明不同性別[獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，Sig（雙側(cè)）=0.175>0.05]、不同學(xué)校類(lèi)型[獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，Sig（雙側(cè)）=0.371>0.05]的高中化學(xué)教師在教學(xué)策略知識(shí)整體及各維度上均沒(méi)有差異，而不同教齡、不同職稱(chēng)、不同學(xué)歷的高中化學(xué)教師在教學(xué)策略知識(shí)上存在顯著性差異。受篇幅所限，下述重點(diǎn)對(duì)不同教齡和不同職稱(chēng)教師差異性檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行呈現(xiàn)和分析。

3.3.1? 不同教齡高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)差異性比較

采用單因素方差分析對(duì)不同教齡高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)進(jìn)行比較，具體結(jié)果如表7所示。

通過(guò)單因素方差分析可知，不同教齡高中化學(xué)教師的教學(xué)策略知識(shí)水平存在顯著性差異，F(xiàn)值為34.686，p<0.05。從Bonferroni多重比較可以看出，各教齡組之間均存在顯著性差異。另從得分均值來(lái)看，高教齡組教師的教學(xué)策略知識(shí)得分明顯高于低教齡組教師，結(jié)果表明教學(xué)策略知識(shí)受教學(xué)經(jīng)驗(yàn)積累的影響，這與教師專(zhuān)業(yè)發(fā)展階段與規(guī)律相符。

3.3.2? 不同職稱(chēng)高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)差異性比較

通過(guò)單因素方差分析可知，對(duì)無(wú)職稱(chēng)、二級(jí)職稱(chēng)、一級(jí)職稱(chēng)和高級(jí)職稱(chēng)教師的教學(xué)策略知識(shí)進(jìn)行差異性分析，具體見(jiàn)表8。

通過(guò)單因素方差分析可知，不同職稱(chēng)化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)存在顯著差異，F(xiàn)值為14.401，p<0.05，從Bonferroni多重比較可以看出，無(wú)職稱(chēng)教師與一級(jí)教師、高級(jí)教師存在顯著性差異，二級(jí)教師與一級(jí)教師、高級(jí)教師存在顯著性差異，但無(wú)職稱(chēng)教師與一級(jí)教師之間、一級(jí)教師與高級(jí)教師之間則無(wú)顯著差異。這說(shuō)明當(dāng)教學(xué)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)積累到一定程度時(shí)，教學(xué)策略知識(shí)會(huì)有顯著提升，之后會(huì)遭遇“瓶頸期”，需要通過(guò)干預(yù)進(jìn)行提升[16]。

4? 研究結(jié)論與建議

本研究采用自主編制的研究工具，對(duì)高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)的特征進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)總體水平不高，處于本研究劃分的中水平，且各方面發(fā)展不均衡。在教學(xué)策略維度，“教學(xué)策略的應(yīng)用”表現(xiàn)最好，“教學(xué)策略的評(píng)價(jià)”表現(xiàn)次之，“教學(xué)策略的識(shí)別”表現(xiàn)最差。在教學(xué)表征維度，“言語(yǔ)的表征”表現(xiàn)最好，“媒體的表征”表現(xiàn)次之，“活動(dòng)的表征”表現(xiàn)最差。不同水平教師群體教學(xué)策略知識(shí)特征既有群體間的共性又有各群體的特性。不同教齡、職稱(chēng)的高中化學(xué)教師的教學(xué)策略知識(shí)存在顯著性差異，整體而言，隨著教齡的增長(zhǎng)、職稱(chēng)的提高，教師的教學(xué)策略知識(shí)水平呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，且不同教齡、職稱(chēng)的高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)各維度強(qiáng)弱與發(fā)展趨勢(shì)趨同。

針對(duì)研究發(fā)現(xiàn)，依據(jù)相關(guān)學(xué)者對(duì)教學(xué)策略知識(shí)影響因素的研究結(jié)論，提出如下高中化學(xué)教師教學(xué)策略知識(shí)提升建議。

一是加強(qiáng)經(jīng)驗(yàn)積累與交流，增強(qiáng)活動(dòng)表征能力。本研究發(fā)現(xiàn)教齡、職稱(chēng)均對(duì)高中化學(xué)教師的教學(xué)策略知識(shí)有顯著影響，高教齡組的教師教學(xué)策略知識(shí)水平高于低教齡組教師，職稱(chēng)較高的教師教學(xué)策略知識(shí)水平高于職稱(chēng)較低的教師。這一研究發(fā)現(xiàn)與張小菊[17]的研究發(fā)現(xiàn)一致，說(shuō)明教學(xué)策略與表征受教學(xué)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)積累的直接影響。另有研究表明，教學(xué)策略知識(shí)可以通過(guò)觀摩、模仿、傳授的形式在教師群體之間共享和傳遞[18]。為此，高中化學(xué)教師一方面應(yīng)注意積累教學(xué)經(jīng)驗(yàn)，另一方面應(yīng)注意加強(qiáng)團(tuán)隊(duì)經(jīng)驗(yàn)共享與交流，定期開(kāi)展教學(xué)研討活動(dòng)，特別注重加強(qiáng)對(duì)活動(dòng)表征方式的多樣性的認(rèn)識(shí)和理解，并嘗試應(yīng)用到教學(xué)實(shí)踐中，不斷提升實(shí)驗(yàn)探究、社會(huì)性科學(xué)議題、概括關(guān)聯(lián)、比較說(shuō)明、推理論證等活動(dòng)表征能力。

二是加強(qiáng)理論學(xué)習(xí)與積淀，彌補(bǔ)教學(xué)策略識(shí)別的不足。研究表明，高中化學(xué)教師在教學(xué)策略的識(shí)別方面表現(xiàn)均不佳，表明高中化學(xué)教師對(duì)教學(xué)策略理論的認(rèn)識(shí)不夠完善，沒(méi)有形成科學(xué)的理論體系，缺乏將經(jīng)驗(yàn)與理論對(duì)應(yīng)，這可能是教學(xué)策略的識(shí)別表現(xiàn)不佳的重要原因。已有研究表明，教師通過(guò)平時(shí)的教育理論學(xué)習(xí)是獲取教學(xué)策略知識(shí)的有效途徑[19]，因此，加強(qiáng)理論積淀，有助于豐富自身教學(xué)策略知識(shí)體系，從而在教學(xué)實(shí)踐過(guò)程中恰當(dāng)?shù)剡\(yùn)用教學(xué)策略，提高教學(xué)質(zhì)量。

三是重視實(shí)踐性反思，促進(jìn)教學(xué)策略知識(shí)整體提升。趙芹[20]研究表明，教學(xué)策略知識(shí)是在課堂教學(xué)實(shí)踐中逐步發(fā)展并完善的。范良火曾指出，教學(xué)反思是教師獲得教學(xué)策略知識(shí)的重要來(lái)源[21]。因此，高中化學(xué)教師應(yīng)該注重在教學(xué)實(shí)踐中反思不同的教學(xué)策略和表征方式運(yùn)用的實(shí)際效果，加強(qiáng)教學(xué)研究，并追求不斷改進(jìn)。

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