高校教師感知TPACK 路徑調(diào)查研究——以長沙地區(qū)高校為例

譚敬德，張 思

(湖南第一師范學(xué)院 信息科學(xué)與工程學(xué)院，湖南 長沙410205)

教師是教學(xué)改革的積極參與者，課堂教學(xué)的設(shè)計(jì)者與實(shí)施者，在信息技術(shù)與課程整合過程中發(fā)揮重要作用［1］。《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要(2010-2020 年)》中明確提出“要提高教師應(yīng)用信息技術(shù)水平，更新教學(xué)觀念，改進(jìn)教學(xué)方法，提高教學(xué)效果”?！督逃畔⒒臧l(fā)展規(guī)劃(2011-2020 年)》中明確指出“要提升高校教師教育技術(shù)應(yīng)用能力，推進(jìn)信息技術(shù)在教學(xué)中的普遍應(yīng)用”。因此研究教師信息化教學(xué)能力的知識(shí)結(jié)構(gòu)以及研究如何培養(yǎng)提高教師信息化教學(xué)能力是教師教育研究的一個(gè)重要內(nèi)容。

國外學(xué)者對(duì)教師知識(shí)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了大量深入的研究，其中美國學(xué)者凱樂和米什拉于2005 年提出了整合技術(shù)的學(xué)科教學(xué)知識(shí)(Technological Pedagogical and Content Knowledge，簡稱TPACK)的教師知識(shí)框架影響較大。國內(nèi)學(xué)者對(duì)TPACK 進(jìn)行了概念引進(jìn)、理論框架拆解等初步研究，但對(duì)于TPACK 框架中各要素之間的關(guān)系，特別是這些要素是如何影響教師進(jìn)行信息技術(shù)與課程整合的研究卻非常少。本研究以凱樂和米什拉提出的TPACK 框架為基礎(chǔ)，構(gòu)建研究模型，提出研究假設(shè)，并以長沙地區(qū)高校教師為調(diào)查對(duì)象，對(duì)研究模型和研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證。期望為教師知識(shí)結(jié)構(gòu)發(fā)展研究及高?；赥PACK 理論框架的教師培養(yǎng)研究提供可資借鑒的指導(dǎo)。

一 TPACK 框架及要素

凱樂和米什拉提出的TPACK 框架包含3 個(gè)基本要素、4 個(gè)整合要素以及境脈因素［2］32，［3］，3 個(gè)基本要素是教學(xué)技術(shù)知識(shí)(簡稱TK，是指與技術(shù)工具有關(guān)的知識(shí))、教學(xué)法知識(shí)(簡稱PK，是有關(guān)教學(xué)方法的知識(shí)，是學(xué)與教過程中的一般性原則與策略［4］)、學(xué)科內(nèi)容知識(shí)(簡稱CK，是教師所教學(xué)科有關(guān)的知識(shí))。4 個(gè)整合要素是整合技術(shù)的教學(xué)法知識(shí)(簡稱TPK，是使用教育技術(shù)實(shí)施一般教學(xué)法的知識(shí))、整合技術(shù)的學(xué)科內(nèi)容知識(shí)(簡稱TCK，是教育技術(shù)知識(shí)與學(xué)科內(nèi)容相互融合的知識(shí))、學(xué)科教學(xué)法知識(shí)(簡稱PCK，是與學(xué)科內(nèi)容相關(guān)的、針對(duì)特定學(xué)科教學(xué)內(nèi)容、便于教師教學(xué)及學(xué)生學(xué)習(xí)的教學(xué)方法知識(shí))和整合技術(shù)的學(xué)科教學(xué)知識(shí)(即TPACK，是技術(shù)知識(shí)、教學(xué)法知識(shí)與學(xué)科內(nèi)容知識(shí)三者相互融合形成的一類特殊知識(shí))［2］131-152。

二 研究模型設(shè)計(jì)

TPACK 框架及與之相關(guān)的教師知識(shí)結(jié)構(gòu)模型的提出，對(duì)教師信息技術(shù)與課程整合能力的培養(yǎng)具有重要的理論意義和實(shí)踐意義，有助于改善目前教師教育技術(shù)能力培訓(xùn)主要關(guān)注操作技能或一般的課程整合原則，而不太注重為特定學(xué)科進(jìn)行有針對(duì)性的培訓(xùn)的現(xiàn)狀。因而一經(jīng)提出，便受到國內(nèi)外教育技術(shù)研究者的關(guān)注。然而，目前對(duì)于TPACK 框架的研究主要是描述性的［5-6］，沒有充分體現(xiàn)TPACK 框架用于解決教育問題的價(jià)值，也較少研究高校教師的TPACK 感知路徑與培養(yǎng)對(duì)策之間的關(guān)系。

圖1 高校教師感知TPACK 路徑研究模型

由于TPACK 知識(shí)是教師知識(shí)框架中的核心要素，是技術(shù)知識(shí)、教學(xué)法知識(shí)、學(xué)科內(nèi)容知識(shí)融會(huì)貫通后形成的一類最高水平的知識(shí)，因此TK、PK、CK 既可以直接影響教師的TPACK 知識(shí)，也可以通過相互融合(形成TPK、TCK 和PCK)后，對(duì)教師TPACK 知識(shí)產(chǎn)生影響。新加坡學(xué)者Chai 等人以上述兩條路徑為基礎(chǔ)，通過結(jié)構(gòu)方程模型方法研究了新加坡小學(xué)、初中和?？茖W(xué)校教師TPACK感知路徑，進(jìn)而提出在職教師TPACK 培養(yǎng)對(duì)策［7］。但該研究主要針對(duì)中小學(xué)教師和專科學(xué)校教師，且沒有考慮教師個(gè)人特征因素對(duì)TPACK 知識(shí)的影響。本研究通過與專家訪談、教學(xué)調(diào)研和理論思考，在TPACK 研究框架基礎(chǔ)上，提出如圖1所示高校教師感知TPACK 路徑研究模型。在該模型中，高校教師的TPACK 知識(shí)既受到TK、PK、CK 等基本要素的影響，同時(shí)又受到TCK、TPK、PCK 等整合要素的影響。教師個(gè)人特征(如性別、職稱、教齡、學(xué)科背景等)也影響高校教師的TPACK。

三 研究假設(shè)

TCK、TPK、PCK、TPACK 4 個(gè)整合要素是TK、PK、CK 3 個(gè)基本要素通過兩兩融合及三個(gè)融合在一起后形成的一類特殊知識(shí)。因而，3 個(gè)基本要素和4 個(gè)整合要素之間形成的假設(shè)，教師個(gè)人特征對(duì)TPACK 影響形成的假設(shè)如表1 所列。

表1 研究假設(shè)

四 調(diào)查研究

研究模型及16 個(gè)研究假設(shè)是否成立，需要通過實(shí)證研究進(jìn)行檢驗(yàn)。研究過程分為三個(gè)階段:調(diào)查問卷的編制、問卷發(fā)放與回收、數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析。

(一)調(diào)查問卷的編制

本研究的調(diào)查對(duì)象為普通高等學(xué)校從事教學(xué)工作的教師，從中抽取部分教師進(jìn)行問卷調(diào)查。為了保證調(diào)查問卷的內(nèi)容效度，調(diào)查問卷的設(shè)計(jì)過程經(jīng)歷了制定初始調(diào)查問卷、問卷修正、小規(guī)模前測和形成最終調(diào)查問卷四個(gè)步驟。最終形成的調(diào)查問卷包括兩部分，前一部分用于收集教師基本信息(如性別、職稱、教齡、任教學(xué)科等)，后一部分是實(shí)證研究的核心部分，共有27 個(gè)題項(xiàng)，分別測量TK(5 個(gè)題項(xiàng))、PK(5 個(gè)題項(xiàng))、CK(3 個(gè)題項(xiàng))、TCK(3 個(gè)題項(xiàng))、TPK(5 個(gè)題項(xiàng))、PCK 識(shí)(3 個(gè)題項(xiàng))、TPACK(3 個(gè)題項(xiàng))。這27 個(gè)題項(xiàng)均采用7 點(diǎn)Likert 量表形式測量，其中:1=強(qiáng)烈不同意;2=不同意;3=有點(diǎn)不同意;4=不確定;5=有點(diǎn)同意;6=同意;7=強(qiáng)烈同意。

(二)問卷發(fā)放與回收

本研究選取長沙地區(qū)6 所高校的教師作為樣本。這6 所高校中有985 高校2 所、211 高校1所，省屬重點(diǎn)高校1 所，新升本科院校2 所，基本代表了不同類型的高校。向符合條件的教師發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問卷280 份，收回問卷151 份，其中有效問卷142 份。

(三)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析

1.問卷描述性統(tǒng)計(jì)分析

本次調(diào)查的對(duì)象是高等學(xué)校從事教學(xué)工作的教師，適合本次研究的問卷數(shù)為142 份，問卷描述性統(tǒng)計(jì)分析如表2 所列。

表2 性別、職稱、教齡和學(xué)科背景4 變量描述性統(tǒng)計(jì)

2.測量模型的信度和收斂效度檢驗(yàn)

統(tǒng)計(jì)分析表明，每個(gè)潛在變量的Cronbach’s α值都大于0.7，說明測量模型的信度較好，測量數(shù)據(jù)具有很好的一致性。同時(shí)，所有測量題項(xiàng)的因子負(fù)荷量都高于被推薦的0.7 水平值，所有潛在變量的平均方差提取值(AVE)都大于0.5 水平值、復(fù)合效度(CR)都大于0.7 水平值，因此，測量模型具有好的收斂效度［8］86。

3.測量模型的區(qū)分效度檢驗(yàn)

測量模型的區(qū)分效度是指測量題項(xiàng)所代表的潛在變量與其他題項(xiàng)所代表的潛在變量之間低度相關(guān)或有顯著的差異，可以用潛在變量自身的平均方差提取值的平方根值和該潛在變量與其它任意一個(gè)潛在變量的相關(guān)系數(shù)的平方值相比較。如果潛在變量自身的平均方差提取值的平方值大于該潛在變量與其它任意一個(gè)潛在變量的相關(guān)系數(shù)的平方值，說明測量模型具有較好的區(qū)分效度［8］84。統(tǒng)計(jì)分析表明，潛在變量自身的平均方差提取值的平方值大于該潛在變量與其它任意一個(gè)潛在變量的相關(guān)系數(shù)的平方值，說明本次設(shè)計(jì)的測量問卷具有較好的區(qū)分效度。

4.結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn)

運(yùn)用Amos 17.0 對(duì)研究模型進(jìn)行結(jié)構(gòu)分析，評(píng)估研究模型的擬合度，各擬合指標(biāo)如下:卡方自由度比(CMIN/DF)=1.575(推薦值﹤3.0)、擬合優(yōu)度指標(biāo)(GFI)=0.985(推薦值﹥0.90)、調(diào)整的擬合優(yōu)度指標(biāo)(AGFI)=0.893(推薦值﹥0.90)、比較擬合指數(shù)(CFI)=0.996(推薦值﹥0.90)、漸進(jìn)殘差均方和平方根(RMSEA)=0.07(推薦值﹤0.08(良好))。除AGFI 值略低于推薦值以外，其他指標(biāo)均優(yōu)于推薦值，因而可以認(rèn)為研究模型擬合性較好。

5.3 個(gè)基本要素和4 個(gè)整合要素之間形成的假設(shè)檢驗(yàn)

表3 3 個(gè)基本要素和4 個(gè)整合要素之間形成的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)過計(jì)算分析，研究假設(shè)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)及驗(yàn)證情況如表3 所示。TPACK 顯著受到TK(β=0.143，P ﹤0.05)、CK(β=0.144，P ﹤0.05)、TCK(β=0.310，P ﹤0.001)及TPK(β=0.448，P﹤0.001)的影響，PK 和PCK 對(duì)TPACK 的影響不顯著。TCK 顯著受到TK(β=0.490，P ﹤0.001)和CK(β=0.336，P ﹤0.001)的影響，而且TK 的影響略大;TPK 顯著受到TK(β=0.623，P ﹤0.001)和PK(β=0.251，P ﹤0.001)的影響，且TK影響是PK 影響的兩倍多;PCK 受到PK(β=0.230，P ﹤0.001)和CK(β=0.289，P ﹤0.001)的顯著影響。

6.性別、職稱、教齡、學(xué)科等因素對(duì)教師TPACK 感知的影響

(1)性別因素對(duì)教師TPACK 感知的影響

通過獨(dú)立樣本T 檢驗(yàn)過程分析比較不同性別教師在TPACK 感知方面是否存在顯著差異。統(tǒng)計(jì)分析表明(見表4)，F(xiàn)=0.049，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量的Sig 值(0.825)＞0.10(說明獨(dú)立樣本T 檢驗(yàn)不能否認(rèn)方差相等的假設(shè)，所以取假設(shè)方差相等的結(jié)果)以及T 檢驗(yàn)的雙側(cè)Sig 值(0.267)＞0.05 可知，在0.05的水平上，不同性別的教師在TPACK 感知方面無顯著差異。

(2)職稱因素對(duì)教師TPACK 感知的影響

按職稱將樣本分為高級(jí)職稱(教授、副教授)和中初級(jí)職稱(講師和助教)兩組樣本。統(tǒng)計(jì)分析表明(見表4)，F(xiàn)=0.312，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量的Sig 值(0.578)＞0.10(說明獨(dú)立樣本T 檢驗(yàn)不能否認(rèn)方差相等的假設(shè)，所以取假設(shè)方差相等的結(jié)果)以及T檢驗(yàn)的雙側(cè)Sig 值(0.557)＞0.05 可知，在0.05的水平上，不同職稱的教師在TPACK 感知方面無顯著差異。

(3)教齡因素對(duì)教師TPACK 感知的影響

按教齡將樣本分為教齡小于5 年和教齡大于等于5 年的兩組樣本。統(tǒng)計(jì)分析表明(見表4)，F(xiàn)=0.000，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量的Sig 值(1.000)＞0.10(說明獨(dú)立樣本T 檢驗(yàn)不能否認(rèn)方差相等的假設(shè)，所以取假設(shè)方差相等的結(jié)果)以及T 檢驗(yàn)的雙側(cè)Sig 值(0.805)＞0.05 可知，在0.05 的水平上，不同教齡的教師在TPACK 感知方面無顯著差異。

(4)學(xué)科背景因素對(duì)教師TPACK 感知的影響

按學(xué)科背景將樣本分為人文社科和自然科學(xué)的兩組樣本。統(tǒng)計(jì)分析表明(見表4)，F(xiàn)=0.006，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量的Sig 值(0.937)＞0.10(說明獨(dú)立樣本T 檢驗(yàn)不能否認(rèn)方差相等的假設(shè)，所以取假設(shè)方差相等的結(jié)果)以及T 檢驗(yàn)的雙側(cè)Sig 值(0.753)＞0.05 可知，在0.05 的水平上，不同學(xué)科背景的教師在TPACK 感知方面無顯著差異。

表4 性別、職稱、教齡和學(xué)科背景4 個(gè)變量獨(dú)立樣本T 檢驗(yàn)

(四)研究結(jié)論

本研究以美國學(xué)者凱樂和米什拉提出的TPACK 框架為基礎(chǔ)，構(gòu)建了研究模型，提出研究假設(shè)，并以長沙地區(qū)高校教師為調(diào)查對(duì)象，進(jìn)行問卷調(diào)查和訪談收集數(shù)據(jù)，對(duì)研究模型和研究假設(shè)進(jìn)行了實(shí)證。得出結(jié)論如下:

第一，TPACK 框架的教學(xué)技術(shù)知識(shí)、教學(xué)法知識(shí)、學(xué)科內(nèi)容知識(shí)3 個(gè)基本要素對(duì)整合技術(shù)的學(xué)科內(nèi)容知識(shí)、整合技術(shù)的教學(xué)法知識(shí)、學(xué)科教學(xué)知識(shí)

3 個(gè)整合要素具有顯著的正向影響。

第二，ARTIN 3 個(gè)基本要素中，教學(xué)技術(shù)知識(shí)、學(xué)科內(nèi)容知識(shí)對(duì)教師的TPACK 知識(shí)具有顯著的正向影響，而教學(xué)法知識(shí)對(duì)教師TPACK 知識(shí)的影響無顯著影響。與教師訪談，并觀察高校教師的課堂授課情況表明，高校教師在課堂上主要是通過教學(xué)技術(shù)對(duì)學(xué)科內(nèi)容知識(shí)進(jìn)行表征和傳遞，運(yùn)用教學(xué)技術(shù)與教學(xué)方法結(jié)合，創(chuàng)建適合學(xué)生學(xué)習(xí)環(huán)境的不多，因而教學(xué)方法的感知不顯著。

第三，3 個(gè)整合要素中，整合技術(shù)的學(xué)科內(nèi)容知識(shí)、整合技術(shù)的教學(xué)法知識(shí)對(duì)教師的TPACK 知識(shí)具有顯著的正向影響，而學(xué)科教學(xué)知識(shí)對(duì)教師TPACK 知識(shí)的影響不顯著。

第四，教師的個(gè)人特征，如性別、職稱、教齡、學(xué)科背景等因素對(duì)高校教師的TPACK 感知并無顯著差異。

五 結(jié)語

本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型方法對(duì)高校教師的知識(shí)結(jié)構(gòu)框架進(jìn)行分析，用于解釋教師TPACK 感知路徑，結(jié)果證明本文提出的研究模型具有良好的適應(yīng)性。但是本研究還存在一定局限:一是調(diào)查的樣本僅限于長沙本地區(qū)6 所高校，并且調(diào)查問卷的發(fā)放缺少隨機(jī)性，可能影響研究結(jié)果的信度;二是教師的個(gè)人特征不僅僅是性別、職稱、教齡、學(xué)科背景，還有信息素養(yǎng)、學(xué)科信念等，而且教師的TPACK 知識(shí)框架包含8 個(gè)要素，即境脈要素也是需要考慮的變量，因而研究模型還需增加新變量進(jìn)一步擴(kuò)展和完善。

［1］何克抗.TPACK—美國“信息技術(shù)與課程整合”途徑與方法研究的新發(fā)展(下)［J］.電化教育研究，2012(6)：47-56.

［2］KOEHLR M J，MISHRA P.What Happens when teachers design educational technology?The development of technological pedagogical content knowledge［J］.Journal of Educational Computing Research，2005(32)：131-152.

［3］MARTIN O.Handbook of technological pedagogical content knowledge(TPCK) for educators［J］.Learning Media and Technology，2011，36(1)：91-93.

［4］郝寧，吳慶麟.技術(shù)—教學(xué)法—內(nèi)容知識(shí)：對(duì)教師的新要求［J］.首都師范大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2009(1)：138-142.

［5］張文宇，李巖.基于學(xué)習(xí)活動(dòng)類型的教師TPACK 培養(yǎng)策略研究［J］.電化教育研究，2013(10)：116-120.

［6］朱桂琴，盧強(qiáng).中學(xué)信息技術(shù)教師TPACK 現(xiàn)狀的個(gè)案調(diào)查與對(duì)策研究［J］.中國電化教育，2012(12)：59-65.

［7］CHAI C S，KOH J H L，TSAI C C.Examining practicing teachers’perceptions of technological pedagogical content knowledge(TPACK)pathways：a structural equation modeling approach［J］.Instructional Science，2013(41)：793-809.

［8］榮泰生.AMOS 與研究方法［M］.重慶：重慶大學(xué)出版社，2009.