蔡桂秀 馮利

摘 要 教師學科德育能力的高低決定著學校學科德育建設(shè)的成效。對352位普通中小學教師的問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)：教師學科德育能力基本達到良好水平，但存在薄弱環(huán)節(jié);不同性別、職稱、任教學段的教師，是否擔任行政職務(wù)的教師，其學科德育能力表現(xiàn)存在不同程度的差異。為了有效提高中小學教師學科德育能力，需要增強中小學教師學科德育建設(shè)意識，提高其學科德育資源開發(fā)能力，構(gòu)建中小學教師學科德育能力培訓體系。

關(guān)鍵詞?中小學教師;學科德育能力;學科德育資源開發(fā)

作者簡介?蔡桂秀，伊犁師范大學教育科學學院，碩士研究生;馮利，伊犁師范大學教育科學學院院長，教授

各門課程都具有育人功能，所有教師均負有育人職責。2017年8月，教育部印發(fā)了《中小學德育工作指南》，再次強調(diào)發(fā)揮各門課程的德育功能：“要根據(jù)不同年級和不同課程特點，充分挖掘各門課程蘊含的德育資源，將德育內(nèi)容有機融入到各門課程教學中?！弊ズ脤W科德育，既是學校貫徹落實黨和國家教育方針的重要使命，也是推動學校德育工作取得扎實成效的必然要求。[1]教師學科德育能力的高低決定著學校學科德育建設(shè)的成效，因此教師的學科德育能力成為學術(shù)界關(guān)注的熱點問題。學者們對教師學科德育能力的內(nèi)涵、構(gòu)成要素和提升途徑等各方面展開了一定探討，但是大多還停留在理論思辨層面，實踐求證方面的研究還比較欠缺?；诖?，本研究聚焦中小學非思政學科教師，在探討其學科德育能力內(nèi)涵和構(gòu)成要素的基礎(chǔ)上，編制了中小學教師學科德育能力調(diào)查問卷，探尋中小學教師學科德育能力的現(xiàn)實樣態(tài)，進而提出有針對性的培養(yǎng)建議，為提升中小學教師學科德育能力提供一定的幫助。

一、研究設(shè)計

（一）樣本選取

本研究共進行了兩次調(diào)查。

第一次調(diào)查旨在對問卷題項進行項目分析和探索性因素分析，以便刪除無效題項，形成信效度良好的普通中小學教師學科德育能力調(diào)查問卷。利用問卷星向140位來自全國各地的普通中小學教師發(fā)放問卷，剔除無效問卷28份，有效被試共計112人。

第二次調(diào)查為正式施測。研究采用整體分層抽樣的方式，對西部479名普通中小學教師進行調(diào)查，剔除無效問卷后，保留有效被試352人，問卷有效回收率為73.5%。樣本具體分布如表1所示。

（二）研究工具

研究工具為自編的《中小學教師學科德育能力調(diào)查問卷》。問卷包括兩個部分：一是教師基本信息，包括被試的性別、教齡、學歷、職稱、任教學段、任教科目、是否承擔行政職務(wù)、學校所在地;二是測量教師學科德育能力水平的題項。問卷采用Likert5點計分方式，完全不符合計1分，基本不符合計2分，不確定計3分，基本符合計4分，完全符合計5分。問卷全部為正向計分題。預測問卷共計54個題項，經(jīng)過項目分析和探索性因素分析后刪除29個題項，最終形成正式問卷的25個題項。

（三）統(tǒng)計分析

預測問卷回收后，運用SPSS26.0軟件進行項目分析和探索性因素分析，以剔除無效題項。正式問卷回收后，運用該軟件進行信效度檢驗及各種統(tǒng)計分析，并利用AMOS23.0軟件進行模型匹配度檢驗。在運用SPSS26.0軟件進行人口學變量的差異分析時，對二分類別變量采用獨立樣本t檢驗進行分析，對三分及以上類別變量進行單因素方差分析。另外，當方差分析整體檢驗的F值達到顯著水平（p<0.05）時，則進一步采用實在顯著差異法（Tukey HSD法）進行事后比較[2]。

二、問卷的編制與檢驗

（一）問卷題項的編制

本研究基于泰勒的課程原理，經(jīng)過多次修正，建構(gòu)出“中小學教師學科德育能力量表”。量表由學科德育目標設(shè)計能力、學科德育資源開發(fā)能力、學科德育實施能力和學科德育評價能力四個維度組成。其中，學科德育目標設(shè)計能力（A1—A12）包括把握學科德育特點的能力、明確學科德育目標的能力、表述學科德育目標的能力3個指標;學科德育資源開發(fā)能力（A13—A27）包括學科德育資源開發(fā)的規(guī)劃能力、學科德育資源的鑒別能力、學科德育資源的挖掘能力3個指標;學科德育實施能力（A28—A42）包括學科德育教學設(shè)計能力、學科德育教學實施能力、學科德育教學監(jiān)控能力3個指標;學科德育評價能力（A43—A54）包括學科德育設(shè)計的評價能力、學科德育教學的評價能力、學科德育效果的評價能力3個指標。

（二）預測問卷的信效度分析

1.項目分析

采用臨界比值法和相關(guān)法進行項目分析。根據(jù)被試問卷得分前后27%進行高低分組，采用獨立樣本t檢驗比較各題項得分的差異，將臨界比值未達到顯著水平（p>0.05）的題項刪除。結(jié)果顯示，A9（t=-0.326，p=0.746>0.05）、A13（t=-0.246，p=0.806>0.05）、A16（t=1.383，p=0.171>0.05）、A18（t=0.327，p=0.746>0.05）、A19（t=1.527，p=0.132>0.05）五個題項的t檢驗結(jié)果不顯著，刪除。再將剩余題項進行題總相關(guān)分析，刪除相關(guān)不顯著或者相關(guān)系數(shù)低于0.4的題項。結(jié)果顯示，A20（與總分的相關(guān)性為0.230）、A30（與總分的相關(guān)性為0.290）、A42（與總分的相關(guān)性為0.248）三個題項與題項總分的相關(guān)系數(shù)低于0.4，刪除。據(jù)此，共刪除A9、A13、A16、A18、A19、A20、A30、A42共8道題項。問卷還剩46道題項。

2.探索性因素分析

項目分析后，對剩余的46道題項進行探索性因素分析。Bartlett球形檢驗結(jié)果顯示：KOM=0.906，χ2=4846.434，df=1035，p=0.000<0.001，表明數(shù)據(jù)適合進行探索性因素分析。采用主成分分析和最大方差旋轉(zhuǎn)方法確定因子數(shù)及相應(yīng)題項，結(jié)果發(fā)現(xiàn)特征值大于1的因子有7個，共解釋總變異量的71.7%。采用最大方差旋轉(zhuǎn)方法檢查各題項載荷，刪除因子載荷小于0.40、在兩個維度上的因子載荷均大于0.40以及維度中包含題項太少的題項。一次只刪除一道題目，每刪除一個題項，就重新進行因子分析，直到每一個題項都對應(yīng)唯一載荷大于0.40的維度。共進行了 21次探索性因素分析，最后刪除了A1、A2、A10、A11、A12、A14、A15、A21、A22、A23、A24、A28、A29、A31、A33、A39、A43、A45、A47、A52、A54共21個題項。刪除無效題項后的中小學教師學科德育能力問卷共計四個維度，25道題項，解釋貢獻率為71.7%。根據(jù)各題項所反映的內(nèi)容，分別將四個因子命名為：學科德育實施能力、學科德育評價能力、學科德育目標設(shè)計能力、學科德育資源開發(fā)能力。因子標準載荷見表2。

（三）正式問卷的信效度檢驗

1.內(nèi)部一致性信度分析

對正式施測的352份有效問卷數(shù)據(jù)進行內(nèi)部一致性信度分析，結(jié)果見表3?？偭勘砑八膫€維度的內(nèi)部一致性分別為0.959、0.889、0.889、0.920、0.939，表明正式問卷的信度較高。

2.驗證性因素分析

對正式施測的352份有效問卷數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析以檢驗結(jié)構(gòu)效度，結(jié)果見表4。

四維度結(jié)構(gòu)模型的驗證性因素分析擬合指標如下：χ2/df=2.494<3;NFI=0.904，IFI=0.940，CFI=0.940，TLI=0.933，均大于0.9;RMSEA=0.065，大于0.05且小于0.08。各擬合指數(shù)均達到了良好標準，驗證了中小學教師學科德育能力問卷在結(jié)構(gòu)上的合理性，說明該問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。

3.相關(guān)分析

對問卷各維度與總分之間進行相關(guān)檢驗，以驗證其結(jié)構(gòu)效度，結(jié)果見表5。

問卷各維度與總分的相關(guān)在0.824～0.870之間，具有較高的相關(guān)，這表明各維度與問卷的整體概念方向一致。量表各維度之間的相關(guān)在 0.572～0.777之間，為中等程度相關(guān)，且各維度之間的相關(guān)性小于各維度與總分之間的相關(guān)性，說明該問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

三、研究結(jié)果

（一）中小學教師學科德育能力總體水平

本研究從中小學教師學科德育目標設(shè)計能力、學科德育資源開發(fā)能力、學科德育實施能力和學科德育評價能力四個方面考察中小學教師學科德育能力的總體水平，結(jié)果見表6。

從表6可以看出，中小學教師學科德育能力的總體均值為4.09，達到良好水平。從四個維度的均值來看，中小學教師學科德育目標設(shè)計能力、實施能力、評價能力的均值分別為4.21、4.27、4.08，均大于4.0，達到良好水平;而學科德育資源開發(fā)能力均值為3.80，相對薄弱。

（二）中小學教師學科德育能力差異分析

為了探究各種人口學變量對中小學教師學科德育能力的影響，利用SPSS26.0 對不同性別、教齡、學歷、職稱、任教學段、任教科目的教師，是否擔任行政職務(wù)的教師，不同學校所在地的教師，進行學科德育能力主要構(gòu)成要素的獨立樣本t檢驗，或者單因素方差分析，主要結(jié)果如下。

1.性別差異

為了考察男教師和女教師在學科德育能力各維度水平上的差異情況，對教師的性別進行獨立樣本t檢驗，結(jié)果見表7。

獨立樣本t檢驗結(jié)果表明，在學科德育實施能力（t=-2.712，p=0.007<0.01）和學科德育評價能力（t=-2.139，p=0.033<0.05）方面，男教師與女教師的得分體現(xiàn)出較為顯著的差異。此外，描述數(shù)據(jù)顯示，在這兩方面女教師的得分均高于男教師。而在學科德育目標設(shè)計能力（t=-1.768，p=0.078>0.05）和學科德育資源開發(fā)能力（t=0.364，p=0.716>0.05）方面，男女教師的差異則不顯著。

2.教齡差異

為了考察不同教齡的教師在學科德育能力各維度水平上的差異情況，將教齡細分為3年及以下、3年到5年、6年到10年、11年到15年、15年以上五個教齡段，進行單因素方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同教齡段的教師在學科德育目標設(shè)計能力（F=1.679，p=0.154>0.05）、學科德育資源開發(fā)能力（F=0.370，p=0.830>0.05）、學科德育實施能力（F=1.270，p=0.281>0.05）和學科德育評價能力（F=1.035，p=0.389>0.05）四個方面均不存在顯著差異。

3.學歷差異

在學歷方面，采用單因素方差分析考察大專及以下、本科、碩士及以上學歷的教師在學科德育能力各維度水平上的差異情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同學歷的教師在學科德育目標設(shè)計能力（F=1.260，p=0.285>0.05）、學科德育資源開發(fā)能力（F=0.007，p=0.993>0.05）、學科德育實施能力（F=0.003，p=0.997>0.05）和學科德育評價能力（F=0.327，p=0.721>0.05）四個方面均不存在顯著差異。

4.職稱差異

為了考察不同職稱教師在學科德育能力各維度水平上的差異情況，對教師的職稱進行單因素方差分析，結(jié)果見表8。

從表8可以看出，不同職稱的教師在學科德育實施能力（F=3.245，p=0.022<0.05）方面存在顯著差異，而在學科德育目標設(shè)計能力（F=0.959，p=0.412>0.05）、學科德育資源開發(fā)能力（F=0.992，p=0.397>0.05）和學科德育評價能力（F=1.137，p=0.334>0.05）方面的差異則不顯著。

描述數(shù)據(jù)顯示，在學科德育實施能力層面，高級及以上職稱的教師得分最高為4.40，次之為三級及以下職稱的老師，再次是一級職稱的教師，二級職稱的教師的得分最低，為4.17。經(jīng)過事后比較發(fā)現(xiàn)，高級及以上職稱教師的表現(xiàn)要優(yōu)于二級職稱教師。

5.任教學段差異

為了考察小學、初中和高中教師在學科德育能力各維度水平上的差異情況，對教師的任教學段進行單因素方差分析，結(jié)果見表9。

單因素方差分析結(jié)果表明，不同任教學段的教師在學科德育目標設(shè)計能力（F=8.862，p=0.000<0.01）、學科德育資源開發(fā)能力（F=5.201，p=0.006<0.01）、學科德育實施能力（F=6.315，p=0.002<0.01）和學科德育評價能力（F=3.514，p=0.031<0.05）四個方面均存在較為顯著的差異。

經(jīng)過事后比較，發(fā)現(xiàn)在學科德育目標設(shè)計能力和資源開發(fā)能力上，初中教師均顯著高于高中教師。在學科德育實施能力上，小學教師和初中教師均顯著高于高中老師。而在學科德育評價能力上，小學教師顯著高于高中教師。

6.任教科目差異

通過對任教人文類、科學類、體藝類科目的教師學科德育能力各維度水平進行單因素方差分析，發(fā)現(xiàn)任教不同科目類別的教師在學科德育目標設(shè)計能力（F=2.045，p=0.131>0.05）、學科德育資源開發(fā)能力（F=0.440，p=0.644>0.05）、學科德育實施能力（F=1.537，p=0.216>0.05）和學科德育評價能力（F=1.866，p=0.156>0.05）四個方面均不存在顯著差異。

7.是否擔任行政職務(wù)差異

為了考察承擔了行政職務(wù)的教師和未承擔行政職務(wù)的教師在學科德育能力各維度水平上的差異情況，對教師是否承擔行政職務(wù)進行獨立樣本t檢驗，結(jié)果見表10。

表10顯示，是否擔任行政職務(wù)的教師在學科德育資源開發(fā)能力（t=2.131，p=0.034<0.05）方面存在顯著差異，而在學科德育目標設(shè)計能力（t=0.131，p=0.896>0.05）、學科德育實施能力（t=0.850，p=0.396>0.05）和學科德育評價能力（t=0.875，p=0.382>0.05）方面的差異則不顯著。描述數(shù)據(jù)顯示，未擔任行政職務(wù)的教師在學科德育資源開發(fā)能力維度的得分要高于擔任了行政職務(wù)的教師。

8.學校所在地差異

通過單因素方差分析對比地級市、區(qū)或縣城、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、農(nóng)村的教師在學科德育能力各維度水平上的差異情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)的教師在學科德育目標設(shè)計能力（F=0.161，p=0.923>0.05）、學科德育資源開發(fā)能力（F=0.479，p=0.697>0.05）、學科德育實施能力（F=1.078，p=0.358>0.05）和學科德育評價能力（F=0.667，p=0.573>0.05）四個方面均不存在顯著差異。

四、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

1.中小學教師學科德育能力基本達到良好水平，但存在薄弱環(huán)節(jié)

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當前中小學教師的學科德育能力基本達到良好水平，但有的維度相對薄弱。教師的學科德育目標設(shè)計能力、學科德育實施能力和學科德育評價能力三方面的均值都在4.0以上，達到了良好水平，而學科德育資源開發(fā)能力則較弱，均值才3.80?？梢钥闯?，對中小學教師來說，挖掘所授學科中的德育資源仍然是一個難題。

2.中小學教師學科德育能力在某些人口學變量上存在差異

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，不同性別、職稱、任教學段的教師，是否擔任行政職務(wù)的教師，學科德育能力表現(xiàn)有所差異，其中任教學段差異表現(xiàn)得最為明顯。一是性別差異，男教師在學科德育實施能力和學科德育評價能力兩方面的表現(xiàn)均比女教師突出;二是職稱差異，高級及以上職稱的教師在學科德育實施能力方面比二級職稱的教師強;三是任教學段差異，初中教師的學科德育目標設(shè)計能力和學科德育資源開發(fā)能力均顯著高于高中教師，小學教師的學科德育評價能力顯著高于高中老師，而在學科德育實施能力方面則反映出小學教師和初中教師顯著高于高中教師;四是是否擔任行政職務(wù)的差異，未擔任政職務(wù)的教師在學科德育資源開發(fā)能力方面的得分要比擔任了行政職務(wù)的教師高。此外，不同教齡、學歷、任教科目、學校所在地的中小學教師學科德育能力表現(xiàn)沒有顯著差異。

（二）對策建議

中小學教師學科德育能力的培養(yǎng)提升是一項系統(tǒng)工程，需要對各個方面進行統(tǒng)籌規(guī)劃，付出切實努力。針對調(diào)查結(jié)果中顯示的中小學教師學科德育能力存在的問題，本文提出三條建議。

1.增強中小學教師學科德育建設(shè)意識

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在中小學有少部分教師對學科德育知之甚少，還有一部分教師聽說過學科德育，但是覺得學科德育建設(shè)沒有必要。這反映出當前中小學教師學科德育建設(shè)的意識還比較欠缺。思想是行動的先導，對學科德育具體實施的清晰認知是有效開展學科德育的前提[3] ，建設(shè)好中小學學科德育，首先要強化廣大中小學教師對學科德育的理解和認識，充分發(fā)揮教師的主觀能動性。學科德育建設(shè)要求教師轉(zhuǎn)變教育觀念，具備與學科德育相匹配的課程教學觀。增強教師的學科德育意識，可以從以下兩個關(guān)鍵點入手：一方面，要讓教師明白，課程是國家主流意識形態(tài)的載體，各類學科課程都有育人功能，學科德育是課程的應(yīng)有之義，是課程價值引領(lǐng)功能的重要表現(xiàn)。另一方面，要讓教師認識到自身的育人職責，所有教師都具備育人責任，育人是教師工作的本質(zhì)，每位教師都應(yīng)該以所授課程為載體，探索其實現(xiàn)育人功能的途徑和方法。教師學科德育意識的提升是教師學科德育能力提升的基礎(chǔ)，意義重大，教師自身要通過學習反思不斷增強學科德育意識，學校相關(guān)部門也要積極開展學科德育視域下的教師培訓活動，引導教師形成正確的教育教學觀念。

2.提高中小學教師學科德育資源開發(fā)能力

通過對調(diào)研數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)中小學教師的學科德育資源開發(fā)能力存在較大不足。所謂學科德育資源開發(fā)能力，是指教師依據(jù)不同學段德育工作的要求，基于所授學科的特點、學生的心理發(fā)展水平等，有目的、有計劃、有組織地開發(fā)德育資源的能力。教師學科德育資源開發(fā)能力可以細化為學科德育資源開發(fā)的規(guī)劃能力、學科德育資源的挖掘能力、學科德育資源的應(yīng)用能力三個子能力。因此提高中小學教師的學科德育資源開發(fā)能力，也可以以這三方面作為培養(yǎng)培訓的模塊，分內(nèi)容、分層次展開。此外，由于各類課程所蘊含的德育資源的內(nèi)容、表現(xiàn)方式有所不同，可以針對課程類型特點分別對各類課程教師展開德育資源開發(fā)專題培訓。

3.構(gòu)建中小學教師學科德育能力培訓體系

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，中小學教師接受的育德能力培訓多數(shù)以零散的專題講座為主，缺乏系統(tǒng)性，不利于教師學科德育能力的整體提高。因此，要想有效提升教師的學科德育能力水平，教育行政部門和學校相關(guān)部門必須在客觀審視自身機制和體制的基礎(chǔ)上構(gòu)建適宜的學科德育能力培訓體系，針對教師如何有效落實學科德育建設(shè)開展系統(tǒng)的培養(yǎng)和培訓活動。一個系統(tǒng)的培訓體系應(yīng)該包括培訓目標、培訓內(nèi)容、實施途徑和考核評價四方面，所以在構(gòu)建中小學教師學科德育能力培訓體系時，必須統(tǒng)籌規(guī)劃各方面因素，運用系統(tǒng)科學的方法，使體系內(nèi)的各個環(huán)節(jié)、各個方面相互銜接又協(xié)調(diào)統(tǒng)一。此外，為了保證中小學教師學科德育能力培訓體系的有效運行，還要采取一些有力措施，如加強中小學教師學科德育能力培訓師資隊伍建設(shè)、搭建中小學教師學科德育能力發(fā)展平臺、完善中小學教師學科德育能力培訓制度等。

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責任編輯︱劉 燁