教師合作如何提升學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)？
——教師教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2020-06-24 01:46:18梁文艷
教師教育研究 2020年3期
梁文艷，孫 冉
(北京師范大學(xué)教育學(xué)部，北京 100875)
在知識(shí)更新?lián)Q代加快的新形勢(shì)下，保證教師專業(yè)發(fā)展的持續(xù)性是建設(shè)高質(zhì)量教師隊(duì)伍的關(guān)鍵。[1]增強(qiáng)教師合作是一類重要的教師專業(yè)發(fā)展活動(dòng)。[2]有證據(jù)顯示，通過增加教師合作，有助于教師在促進(jìn)學(xué)生學(xué)業(yè)進(jìn)步中獲得成功。[3-4]從教育管理實(shí)踐的層面看，教師合作也被視為連接教師發(fā)展與教學(xué)質(zhì)量改善的橋梁，[5]鼓勵(lì)學(xué)校通過建設(shè)專業(yè)共同體等手段為教師提供更多合作機(jī)會(huì)已在全球基本成為了共識(shí)。[3][6]從學(xué)術(shù)研究的層面看，有文獻(xiàn)指出，教師合作與教師教學(xué)實(shí)踐關(guān)系密切，[1]而教師教學(xué)實(shí)踐能影響學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，[7]學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)又會(huì)影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)，[8]這意味著，教師教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在教師合作與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間的關(guān)系中可能起到鏈?zhǔn)街薪樽饔?。盡管有實(shí)證文獻(xiàn)探討上述變量間的兩兩關(guān)系，[3-4]但缺乏實(shí)證文獻(xiàn)整體揭示教師合作如何通過教師教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的鏈?zhǔn)街薪樽饔靡杂绊憣W(xué)生成績(jī)。由于鏈?zhǔn)街薪槭莾蓚€(gè)及以上的中介變量形成具有順序特征的中介鏈，已有文獻(xiàn)通過簡(jiǎn)單中介機(jī)制的分析難以準(zhǔn)確揭示上述路徑中的內(nèi)在關(guān)系，[9]有必要構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ鸵越沂窘處熀献饔绊憣W(xué)生成績(jī)的路徑機(jī)制。
此外，盡管大量研究發(fā)現(xiàn)教師合作能提高學(xué)生成績(jī)，[3-4]但它們幾乎都以發(fā)達(dá)國(guó)家樣本展開。而社會(huì)文化背景差異巨大，已有研究結(jié)論是否適用于中國(guó)并不清楚。從一項(xiàng)跨國(guó)比較的研究看，東西方教師在合作及其效果中的差異較大。[4]可以說，由于缺乏基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證文獻(xiàn)，當(dāng)以教師在學(xué)生成績(jī)進(jìn)步中所起作用作為教師教學(xué)質(zhì)量的衡量指標(biāo)時(shí)，我們不清楚教師合作與教師教學(xué)質(zhì)量間的關(guān)系及其內(nèi)在路徑機(jī)制。在中國(guó)教育管理者高度重視教師合作的背景下，[5][10]非常有必要圍繞上述問題開展深入研究，這對(duì)于準(zhǔn)確認(rèn)識(shí)教師合作的作用并有效指導(dǎo)教師合作具有重要的理論和應(yīng)用價(jià)值。因此，本文將使用PISA2015中國(guó)四省(市)調(diào)查數(shù)據(jù)開展研究，以期為有效指導(dǎo)中國(guó)教師合作提供信息參考。
一、文獻(xiàn)綜述
(一)教師合作與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)
教師合作，指教師在實(shí)踐活動(dòng)和工作場(chǎng)所中就共同關(guān)注的話題進(jìn)行交流討論、資源共享、相互幫助以及共同完成任務(wù)等行為。[2]有證據(jù)顯示，教師合作越多，授課班級(jí)學(xué)生成績(jī)?cè)胶?。[3][11]盡管教師合作備受中國(guó)學(xué)術(shù)界和教育管理部門推崇，并被視為提升教師教學(xué)質(zhì)量的重要手段，但相關(guān)推斷多為理論探討，缺少以中國(guó)基礎(chǔ)教育階段數(shù)據(jù)開展實(shí)證研究的驗(yàn)證。[5][10]盡管一些西方文獻(xiàn)得到教師合作與教師教學(xué)質(zhì)量正向相關(guān)的結(jié)論，Chen等以東亞的新加坡和中國(guó)臺(tái)灣、中國(guó)香港地區(qū)開展的研究卻發(fā)現(xiàn)，教師合作并不能正向預(yù)測(cè)學(xué)生閱讀成績(jī)。作者給出的解釋是，對(duì)權(quán)利的敬畏是東亞文化非常重要的特征，這可能造成東亞教師群體的合作是自上而下式指令性或被動(dòng)性合作，不僅限制了合作的積極效應(yīng)，而且減少其它教學(xué)工作的時(shí)間。[12]以一項(xiàng)對(duì)美國(guó)和日本教師開展的研究來看，文化和教育系統(tǒng)的不同確實(shí)造成了東西方教師在合作行為及其效果方面的差異。[4]為有效指導(dǎo)教師合作，亟需基于中國(guó)觀測(cè)數(shù)據(jù)揭示教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響。為此，本文提出假設(shè)1：教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)具有顯著正向預(yù)測(cè)作用。
(二)教師教學(xué)實(shí)踐的中介作用
如果教師合作有作用，那么，它又是如何影響到學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)呢？由于教師通過合作直接作用于教學(xué)實(shí)踐相關(guān)的知識(shí)、技能和信息，[6]而教師教學(xué)實(shí)踐又直接作用于學(xué)生學(xué)習(xí)，[13]因此教師教學(xué)實(shí)踐在理論上可能成為連接教師合作與學(xué)生成績(jī)的內(nèi)在路徑。
將教師教學(xué)實(shí)踐分為教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐兩類，對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。其中，教師中心教學(xué)實(shí)踐是傳統(tǒng)性教學(xué)方式，多采取課堂講授、學(xué)生謄抄筆記或背誦知識(shí)等以教師“教”為主導(dǎo)的教學(xué)手段；學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐則是源于建構(gòu)主義的現(xiàn)代性教學(xué)方式，多采取小組合作學(xué)習(xí)、探究學(xué)習(xí)等以學(xué)生“學(xué)”為主導(dǎo)的教學(xué)手段。[13-14]一方面，有研究發(fā)現(xiàn)，教師合作對(duì)學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐具有正向的預(yù)測(cè)作用。[1]這是因?yàn)?，教師通過合作過程中的交流、分享、互動(dòng)而收獲知識(shí)與技能，能意識(shí)到主動(dòng)學(xué)習(xí)和合作學(xué)習(xí)的重要性，不僅可能在課堂教學(xué)中關(guān)注到學(xué)生的主體地位，而且更可能學(xué)以致用地引入小組學(xué)習(xí)、合作學(xué)習(xí)等現(xiàn)代性的、學(xué)生為中心教學(xué)實(shí)踐。[1]另一方面，也有研究發(fā)現(xiàn)，教師中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)存在顯著正向影響(比如，教師講授知識(shí)、[15]教師課堂提問[16]和布置家庭作業(yè)[17]等教師中心教學(xué)實(shí)踐均被證實(shí)與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)正相關(guān))，但學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間的關(guān)系則并不明確，[18]甚至發(fā)現(xiàn)二者顯著的負(fù)向相關(guān)。[13]Bietenbeck和Algan 等認(rèn)為，出現(xiàn)上述差異的原因可能在于，兩類教學(xué)實(shí)踐在促進(jìn)學(xué)生技能發(fā)展中的側(cè)重有所不同，傳統(tǒng)式教學(xué)實(shí)踐通過增強(qiáng)學(xué)生知識(shí)記憶等認(rèn)知技能，對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)有直接的提升作用；而現(xiàn)代式教學(xué)實(shí)踐則可能通過刺激學(xué)生的合作能力和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)等非認(rèn)知技能產(chǎn)生效果，對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的提升作用并不直接。[15][19]
綜上可知，由于現(xiàn)有文獻(xiàn)很少同時(shí)納入兩類教師教學(xué)實(shí)踐并在統(tǒng)一的框架下對(duì)教師合作與學(xué)生發(fā)展間的關(guān)系展開研究，現(xiàn)有研究不能言之有據(jù)地回答：教師教學(xué)實(shí)踐是否是連接教師合作與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間關(guān)系的中介變量？據(jù)此，本文提出假設(shè)2：教師教學(xué)實(shí)踐中介了教師合作與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間的正向關(guān)系。
(三)教師教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
正如上文所述，教師教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的提升作用并不直接，特別是學(xué)生為中心的教學(xué)實(shí)踐。[15][19]缺乏對(duì)內(nèi)在機(jī)制的挖掘，可能是已有文獻(xiàn)難以得出教師教學(xué)實(shí)踐能夠正向預(yù)測(cè)學(xué)生成績(jī)的原因。根據(jù)OECD報(bào)告，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)可能是連接教師教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的中介變量。[20]為此，我們還將引入學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)變量，進(jìn)一步梳理教師教學(xué)實(shí)踐通過影響學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)進(jìn)而影響學(xué)生成績(jī)的路徑機(jī)制。需要說明的是，由于學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)包括自身對(duì)于學(xué)習(xí)成功可能性的預(yù)期以及對(duì)于任務(wù)所蘊(yùn)含價(jià)值的主觀判斷兩個(gè)成分，[21]前者指學(xué)習(xí)自我效能感、后者指學(xué)習(xí)興趣，[22]我們引入了學(xué)習(xí)自我效能感和學(xué)習(xí)興趣兩個(gè)中介變量。
首先，學(xué)習(xí)自我效能感在理論上是連接學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生成績(jī)的中介變量。可能的原因是，學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感是個(gè)體在學(xué)習(xí)情境下對(duì)自身完成學(xué)習(xí)任務(wù)的自信程度，[23]學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐有助于學(xué)生在學(xué)習(xí)的過程中感受榜樣示范獲得替代性經(jīng)驗(yàn)、通過同伴鼓勵(lì)和反饋獲得社會(huì)說服，內(nèi)化為更高的學(xué)習(xí)自我效能感。[7-8]根據(jù)自我效能感理論，自我效能感越高的學(xué)生越可能設(shè)定挑戰(zhàn)性的學(xué)習(xí)目標(biāo)，遇到困難不輕易放棄，最終取得學(xué)業(yè)進(jìn)步。[8][23]
其次，學(xué)習(xí)興趣在理論上同樣是連接學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生成績(jī)的中介變量。這是因?yàn)?，學(xué)習(xí)興趣是個(gè)體在學(xué)習(xí)情境下對(duì)學(xué)習(xí)任務(wù)所蘊(yùn)含價(jià)值的主觀判斷和喜愛程度。[24]有研究表明，在以學(xué)生為中心的課堂中，教師積極引導(dǎo)學(xué)生自主探索學(xué)習(xí)內(nèi)容和問題，可以滿足學(xué)生學(xué)習(xí)的自主性，[25]而自主性得到滿足是個(gè)人獲得興趣的重要驅(qū)動(dòng)力，[26]因而學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐有助于提升學(xué)生學(xué)習(xí)興趣。根據(jù)自我決定理論，學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣越高，他們?cè)侥茏园l(fā)地投入更多時(shí)間和精力到學(xué)習(xí)中，并取得較好的學(xué)業(yè)成績(jī)。[24]
最后，理論上而言，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在教師中心教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間可能并不能起到中介作用。這是因?yàn)?，在教師中心教學(xué)實(shí)踐中，教師強(qiáng)調(diào)知識(shí)的講授，采用結(jié)構(gòu)化、快節(jié)奏、重復(fù)化的教學(xué)方式完成教學(xué)任務(wù)并達(dá)到教學(xué)目標(biāo)，學(xué)生學(xué)習(xí)興趣等學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在其中受到的關(guān)注較少。[24]個(gè)別關(guān)注到教師中心教學(xué)實(shí)踐與學(xué)前兒童學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)之間關(guān)系的文獻(xiàn)也沒有發(fā)現(xiàn)二者之間存在顯著正向關(guān)系。[24]
綜上，已有文獻(xiàn)缺乏將教師教學(xué)實(shí)踐按以教師為中心和以學(xué)生為中心加以區(qū)分、以基礎(chǔ)教育階段學(xué)生為樣本探討“教師教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)”這一鏈?zhǔn)街薪殛P(guān)系，而揭示上述鏈?zhǔn)街薪殛P(guān)系對(duì)于我們厘清教師合作產(chǎn)生效果內(nèi)在機(jī)理非常重要。為此，本文提出假設(shè)3：教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在教師合作正向影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的過程中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
二、數(shù)據(jù)、樣本和變量
(一)數(shù)據(jù)與樣本
本文利用PISA2015中國(guó)四省(市)數(shù)據(jù)開展實(shí)證分析。PISA2015的主要評(píng)估領(lǐng)域是學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)，也對(duì)樣本學(xué)?？茖W(xué)教師的合作行為、教學(xué)實(shí)踐以及學(xué)生在科學(xué)學(xué)科上的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)等進(jìn)行了考查。這為本文以科學(xué)學(xué)科為例開展實(shí)證分析提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。本文最終的有效樣本為來自242所學(xué)校的2167名科學(xué)教師和8874名學(xué)生。
(二)變量選擇
1.學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)
本文選擇科學(xué)素養(yǎng)測(cè)試成績(jī)作為因變量。原因在于，PISA2015的主要評(píng)估領(lǐng)域是科學(xué)，閱讀和數(shù)學(xué)素養(yǎng)的測(cè)評(píng)題目很少，不足以準(zhǔn)確評(píng)估學(xué)生的相關(guān)素養(yǎng)；同時(shí)，此次調(diào)查僅涉及到科學(xué)學(xué)科教師的合作行為與教學(xué)實(shí)踐以及學(xué)生在科學(xué)學(xué)科上的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)。
2.教師合作行為
教師合作行為共包括“我和其他科學(xué)教師就課程和作業(yè)難度水平設(shè)置進(jìn)行討論”等8個(gè)調(diào)查題項(xiàng)。量表采用Likert 5級(jí)評(píng)分，從“1-非常不同意”到“5-非常同意”，Cronbach’s α系數(shù)為0.921。本文通過取均值的方法合成了科學(xué)教師合作行為變量。
3.教師教學(xué)實(shí)踐
教師中心教學(xué)實(shí)踐包括“學(xué)生記錄黑板上的筆記”等5個(gè)題目，學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐包括“教師允許學(xué)生之間開展小組討論”等5個(gè)題目。量表均采用Likert 4級(jí)評(píng)分，由“1-從不采取該方法”到“4-幾乎每堂課都會(huì)采用”，Cronbach’s α系數(shù)分別為0.744和0.811。本文分別對(duì)兩個(gè)量表題目取均值生成了教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐變量。
4.學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)
本文的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)分為科學(xué)學(xué)習(xí)自我效能感和科學(xué)學(xué)習(xí)興趣兩個(gè)維度。其中，科學(xué)學(xué)習(xí)自我效能感包括“我能夠意識(shí)到有關(guān)健康主題的新聞報(bào)道下隱含的科學(xué)問題”等8個(gè)題目，采用Likert 4級(jí)評(píng)分，由“1-我無法完”到“4-我能很容易完成”，Cronbach’s α系數(shù)為0.891；科學(xué)學(xué)習(xí)興趣包括“我對(duì)于學(xué)習(xí)廣義科學(xué)方面的知識(shí)非常開心”等5個(gè)題目，采用Likert 4級(jí)評(píng)分，由“1-非常不同意”到“4-非常同意”，Cronbach’s α系數(shù)為0.940。本文基于項(xiàng)目反應(yīng)理論分別將上述兩個(gè)量表合成最終使用的科學(xué)學(xué)習(xí)自我效能感和科學(xué)學(xué)習(xí)興趣變量。
5.控制變量
為了更好地揭示教師合作影響學(xué)生科學(xué)成績(jī)的因果效應(yīng)，本文需要控制其它可能影響教師合作和學(xué)生成績(jī)的學(xué)生特征變量以及學(xué)校特征變量。參考相關(guān)文獻(xiàn)并結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，本文引入性別(1=女，0=男)、學(xué)段(1=初中，0=高中)、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、學(xué)校所在區(qū)域(1=城市，0=農(nóng)村)和是否公立學(xué)校(1=是，0=否)5項(xiàng)控制變量。
三、實(shí)證結(jié)果
(一)數(shù)據(jù)聚合分析
本文中教師合作及教師教學(xué)實(shí)踐變量是由教師個(gè)體層面的測(cè)量聚合到學(xué)校層面，因此需要對(duì)這三項(xiàng)變量的校內(nèi)一致性進(jìn)行檢驗(yàn)。我們分別計(jì)算了三個(gè)指標(biāo)的組間變異系數(shù)ICC1、組內(nèi)變異系數(shù)ICC2和組內(nèi)一致性指標(biāo)RWG。結(jié)果顯示，教師合作：ICC(1)=0.121, ICC(2)=0.531，RWG(均值)=0.978，RWG(中位數(shù))=0.980，RWG(min)=0.920，RWG(max)=1.000；教師中心教學(xué)實(shí)踐：ICC(1)=0.05，ICC(2)=0.303，RWG(均值)=0.932，RWG(中位數(shù))=0.936，RWG(min)=0.810，RWG(max)=0.990；學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐：ICC(1)=0.165，ICC(2)=0.617, RWG(均值)=0.936，RWG(中位數(shù))=0.941，RWG(min)=0.780，RWG(max)=0.990。以上變量基本符合聚合標(biāo)準(zhǔn)，[27]由此可以聚合到學(xué)校層面開展分析。
(二)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析
表1呈現(xiàn)了本文核心變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，科學(xué)教師的合作行為、教學(xué)實(shí)踐、學(xué)生科學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)以及科學(xué)成績(jī)之間均顯著正向相關(guān)，結(jié)果與預(yù)期相符, 研究假設(shè)得到初步支持。
表1 核心變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)表
注：a-這類變量是學(xué)校層面變量，N=242; b-這類變量是學(xué)生個(gè)體層面變量，N=8874；***p<0.01。
(三)教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)影響的主效應(yīng)分析
由于PISA2015數(shù)據(jù)存在學(xué)生嵌套于學(xué)校的特征，通過對(duì)學(xué)生成績(jī)差異來源的分解發(fā)現(xiàn)，校間差異占學(xué)生成績(jī)總差異的49%，且統(tǒng)計(jì)顯著(p<0.01)，說明學(xué)校間的差異在很大程度上解釋了學(xué)生科學(xué)成績(jī)的總體差異，因而本文構(gòu)建“學(xué)校-學(xué)生”兩水平模型，以驗(yàn)證假設(shè)1。表2的模型估計(jì)結(jié)果顯示，在引入控制變量后，科學(xué)教師合作水平對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)的影響顯著為正(β=72.853，p<0.05), 假設(shè)1得到支持。
表2 教師合作對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)的直接影響
注：***P<0.01,**P<0.05,*P<0.1。
(四)教師合作影響學(xué)生成績(jī)的中介效應(yīng)分析
為了驗(yàn)證假設(shè)2及假設(shè)3，我們構(gòu)建了整體的路徑分析模型來進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。圖1和表3分別呈現(xiàn)了路徑系數(shù)估計(jì)結(jié)果和中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，主要發(fā)現(xiàn)如下。
第一，學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐能夠中介教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)間的正向關(guān)系，而教師中心教學(xué)實(shí)踐卻反向中介了教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)間的正向關(guān)系，由此假設(shè)2在學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐維度得到支持。具體而言，圖1顯示，教師合作能夠顯著正向預(yù)測(cè)教師中心教學(xué)實(shí)踐(β=0.477，p<0.01)和學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐(β=0.528，p<0.01)；但只有學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐顯著地正向預(yù)測(cè)學(xué)生科學(xué)成績(jī)(β=0.056，p<0.01)，教師中心教學(xué)實(shí)踐卻顯著負(fù)向預(yù)測(cè)學(xué)生科學(xué)成績(jī)(β=-0.060，p<0.01)。進(jìn)一步，從表3可知，教師合作通過學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生成績(jī)起著正向間接影響(效應(yīng)量=0.029，Sobel檢驗(yàn)p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)；相反，教師合作通過教師中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生成績(jī)起著負(fù)向間接影響(效應(yīng)量=-0.029，Sobel檢驗(yàn)p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。
第二，“教師合作→學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)→學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)”這一鏈?zhǔn)街薪槁窂降玫街С?，假設(shè)3在該教學(xué)實(shí)踐維度得到支持。具體來看，圖1顯示，學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感(β=0.095，p<0.01)和學(xué)習(xí)興趣(β=0.091，p<0.01)均有顯著正向預(yù)測(cè)作用；學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感(β=0.055，p<0.01)和學(xué)習(xí)興趣(β=0.145，p<0.01)均能正向預(yù)測(cè)學(xué)生科學(xué)成績(jī)。進(jìn)一步，從表3可知，教師合作能夠通過學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感的中介鏈對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)產(chǎn)生間接影響(效應(yīng)量=0.003，Sobel檢驗(yàn)p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。同樣的，教師合作能夠通過學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)興趣的中介鏈對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)產(chǎn)生間接影響(效應(yīng)量=0.007，Sobel檢驗(yàn)p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。
第三，“教師合作→教師中心教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)→學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)”這一鏈?zhǔn)街薪槁窂轿吹玫街С?，假設(shè)3在該教學(xué)實(shí)踐維度沒能得到支持。具體來看，圖1顯示，教師中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感(β=0.004，p>0.1)和學(xué)習(xí)興趣(β=0.014，p>0.1)均不存在顯著正向預(yù)測(cè)作用。進(jìn)一步，從表3可知，教師合作既不能通過教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感的中介鏈對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)產(chǎn)生間接影響(Sobel檢驗(yàn)p>0.1，bootstrap置信區(qū)間包含0)，也不能通過教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)興趣的中介鏈對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)產(chǎn)生間接影響(Sobel檢驗(yàn)p>0.1，bootstrap置信區(qū)間包含0)。
第四，即使控制了“教師合作→教師教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)→學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)”的鏈?zhǔn)街薪槁窂胶螅處熀献鲗?duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)的直接影響效應(yīng)仍然顯著為正(β=0.134，p<0.01)。這表明對(duì)于教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)之間的正向關(guān)系，本文所揭示的鏈?zhǔn)街薪槁窂街荒芷鸬讲糠纸忉尩淖饔谩?/p>
圖1 路徑分析模型估計(jì)結(jié)果
注：(1)*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01；(2)模型中的系數(shù)均為標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)；(3)路徑分析模型中控制了性別、年級(jí)和家庭ESCS三項(xiàng)學(xué)生層面控制變量，以及是否為公立學(xué)校和是否位于城市兩項(xiàng)學(xué)校層面控制變量。
表3 教師合作對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)影響的中介機(jī)制檢驗(yàn)
四、討論與研究展望
本文基于PISA2015中國(guó)四省(市)數(shù)據(jù)，以科學(xué)學(xué)科為例，探討了教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響，并揭示了教師教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在上述影響過程中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，主要得到以下研究發(fā)現(xiàn)。
首先，隨著任課教師合作程度的提高，中國(guó)學(xué)生的成績(jī)顯著提升，這與以往研究所得結(jié)論相吻合。[3]事實(shí)上，中國(guó)教師長(zhǎng)期以來都有合作學(xué)習(xí)的傳統(tǒng)，集體備課以及公開課等教師合作學(xué)習(xí)活動(dòng)長(zhǎng)期存在于中國(guó)學(xué)校，[28]即使在資源匱乏的農(nóng)村地區(qū)，學(xué)校管理者也非常重視教師的合作學(xué)習(xí)。[29]重視教師合作的傳統(tǒng)使得中國(guó)教師合作沒有停留在表面，而是對(duì)學(xué)生成績(jī)的確起到了提升作用。
其次，當(dāng)探究教師教學(xué)實(shí)踐的中介作用時(shí)，教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐得到截然相反的結(jié)論：學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐能夠中介教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)間的正向關(guān)系，而教師中心教學(xué)實(shí)踐則反向中介教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)間的正向關(guān)系。這可能是造成已有文獻(xiàn)在探討教師合作對(duì)學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐的影響時(shí)，[1]或者探討教師中心教學(xué)實(shí)踐[15-17]或?qū)W生中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生成績(jī)的影響時(shí)，[16]不能準(zhǔn)確理解教師合作影響學(xué)生成績(jī)內(nèi)在機(jī)制、得到不確定結(jié)論的原因所在。
最后，通過構(gòu)建“教師合作→教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)→學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)”的鏈?zhǔn)街薪槁窂侥Ｐ?，教師中心的教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生中心的教學(xué)實(shí)踐也出現(xiàn)了不同的結(jié)論：教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響能夠通過學(xué)生中心的教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的中介鏈產(chǎn)生，卻不能通過教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的中介鏈產(chǎn)生，其原因在于后一類教學(xué)實(shí)踐不能通過學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)間接影響到學(xué)生成績(jī)。
上述研究結(jié)果為深入理解教師合作和學(xué)生成績(jī)之間關(guān)系提供了新的見解，也回應(yīng)了學(xué)界對(duì)于檢驗(yàn)學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐這一新興教學(xué)方式有效性的呼吁。一方面，學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐根植于建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論，強(qiáng)調(diào)學(xué)生在自我探索性學(xué)習(xí)中獲得學(xué)習(xí)興趣和自我效能感，而學(xué)習(xí)興趣和自我效能感能驅(qū)動(dòng)學(xué)生更加努力和主動(dòng)地學(xué)習(xí)，[30]最終為教學(xué)產(chǎn)出帶來持續(xù)性的提升作用。另一方面，對(duì)于教師中心教學(xué)實(shí)踐，本文不僅沒有驗(yàn)證已有文獻(xiàn)所得到該類教學(xué)實(shí)踐有助于提高學(xué)生成績(jī)的結(jié)論，[15-17]反而發(fā)現(xiàn)教師合作既不能通過該類教學(xué)實(shí)踐提升學(xué)生成績(jī)，也不能通過該類教學(xué)實(shí)踐影響學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)最終提升學(xué)生成績(jī)的現(xiàn)象。其原因可能在于科學(xué)學(xué)科教學(xué)目標(biāo)的特殊性。不同于其它學(xué)科，科學(xué)學(xué)科更加強(qiáng)調(diào)學(xué)生探究能力和創(chuàng)新意識(shí)的培養(yǎng)和提升，而這類素養(yǎng)不能通過教師講授知識(shí)和學(xué)生記憶知識(shí)獲得，更需要借助于學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的內(nèi)驅(qū)力才能產(chǎn)生。
本文的結(jié)論具有重要的實(shí)踐意義。首先，教師合作有助于提高學(xué)生成績(jī)，學(xué)校管理者在推進(jìn)教師專業(yè)發(fā)展過程中應(yīng)該繼續(xù)重視教師合作，但要避免儒家文化可能帶來的浮于表面式合作，也要減少當(dāng)下強(qiáng)調(diào)競(jìng)爭(zhēng)和績(jī)效評(píng)估的學(xué)校環(huán)境可能帶來的教師合作沖突與隔閡。其次，學(xué)校管理者應(yīng)當(dāng)重視并思考，如何引導(dǎo)和幫助教師通過合作掌握更多學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐手段，讓學(xué)生從重復(fù)基本任務(wù)的情境中解放出來，并掌握應(yīng)有的知識(shí)和技能。最后，學(xué)校管理者在推進(jìn)教師合作以改進(jìn)教學(xué)實(shí)踐的過程中，應(yīng)重視指導(dǎo)和培訓(xùn)教師通過學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，只有能夠轉(zhuǎn)化為學(xué)生學(xué)習(xí)內(nèi)驅(qū)力的教學(xué)實(shí)踐改進(jìn)才能起到最好的效果。
當(dāng)然，本文還存在以下值得改進(jìn)的地方：第一，盡管通過構(gòu)建兩水平模型和引入控制變量以排除干擾因素，但仍可能因?yàn)檫z漏變量等問題影響本文所得結(jié)論的內(nèi)部效度。未來可以采用縱向追蹤設(shè)計(jì)和隨機(jī)實(shí)驗(yàn)相結(jié)合的數(shù)據(jù)采集方法，進(jìn)一步提升研究結(jié)論的內(nèi)部效度。第二，基于科學(xué)學(xué)科和15歲學(xué)生樣本，本文得到一些新的研究發(fā)現(xiàn)，但這些發(fā)現(xiàn)是否適用于其它學(xué)科或其他階段學(xué)生群體有待檢驗(yàn)。未來可以擴(kuò)大樣本，以提高研究結(jié)論的外部效度。
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梁文艷，孫 冉
(北京師范大學(xué)教育學(xué)部，北京 100875)
在知識(shí)更新?lián)Q代加快的新形勢(shì)下，保證教師專業(yè)發(fā)展的持續(xù)性是建設(shè)高質(zhì)量教師隊(duì)伍的關(guān)鍵。[1]增強(qiáng)教師合作是一類重要的教師專業(yè)發(fā)展活動(dòng)。[2]有證據(jù)顯示，通過增加教師合作，有助于教師在促進(jìn)學(xué)生學(xué)業(yè)進(jìn)步中獲得成功。[3-4]從教育管理實(shí)踐的層面看，教師合作也被視為連接教師發(fā)展與教學(xué)質(zhì)量改善的橋梁，[5]鼓勵(lì)學(xué)校通過建設(shè)專業(yè)共同體等手段為教師提供更多合作機(jī)會(huì)已在全球基本成為了共識(shí)。[3][6]從學(xué)術(shù)研究的層面看，有文獻(xiàn)指出，教師合作與教師教學(xué)實(shí)踐關(guān)系密切，[1]而教師教學(xué)實(shí)踐能影響學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，[7]學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)又會(huì)影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)，[8]這意味著，教師教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在教師合作與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間的關(guān)系中可能起到鏈?zhǔn)街薪樽饔?。盡管有實(shí)證文獻(xiàn)探討上述變量間的兩兩關(guān)系，[3-4]但缺乏實(shí)證文獻(xiàn)整體揭示教師合作如何通過教師教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的鏈?zhǔn)街薪樽饔靡杂绊憣W(xué)生成績(jī)。由于鏈?zhǔn)街薪槭莾蓚€(gè)及以上的中介變量形成具有順序特征的中介鏈，已有文獻(xiàn)通過簡(jiǎn)單中介機(jī)制的分析難以準(zhǔn)確揭示上述路徑中的內(nèi)在關(guān)系，[9]有必要構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ鸵越沂窘處熀献饔绊憣W(xué)生成績(jī)的路徑機(jī)制。
此外，盡管大量研究發(fā)現(xiàn)教師合作能提高學(xué)生成績(jī)，[3-4]但它們幾乎都以發(fā)達(dá)國(guó)家樣本展開。而社會(huì)文化背景差異巨大，已有研究結(jié)論是否適用于中國(guó)并不清楚。從一項(xiàng)跨國(guó)比較的研究看，東西方教師在合作及其效果中的差異較大。[4]可以說，由于缺乏基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證文獻(xiàn)，當(dāng)以教師在學(xué)生成績(jī)進(jìn)步中所起作用作為教師教學(xué)質(zhì)量的衡量指標(biāo)時(shí)，我們不清楚教師合作與教師教學(xué)質(zhì)量間的關(guān)系及其內(nèi)在路徑機(jī)制。在中國(guó)教育管理者高度重視教師合作的背景下，[5][10]非常有必要圍繞上述問題開展深入研究，這對(duì)于準(zhǔn)確認(rèn)識(shí)教師合作的作用并有效指導(dǎo)教師合作具有重要的理論和應(yīng)用價(jià)值。因此，本文將使用PISA2015中國(guó)四省(市)調(diào)查數(shù)據(jù)開展研究，以期為有效指導(dǎo)中國(guó)教師合作提供信息參考。
一、文獻(xiàn)綜述
(一)教師合作與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)
教師合作，指教師在實(shí)踐活動(dòng)和工作場(chǎng)所中就共同關(guān)注的話題進(jìn)行交流討論、資源共享、相互幫助以及共同完成任務(wù)等行為。[2]有證據(jù)顯示，教師合作越多，授課班級(jí)學(xué)生成績(jī)?cè)胶?。[3][11]盡管教師合作備受中國(guó)學(xué)術(shù)界和教育管理部門推崇，并被視為提升教師教學(xué)質(zhì)量的重要手段，但相關(guān)推斷多為理論探討，缺少以中國(guó)基礎(chǔ)教育階段數(shù)據(jù)開展實(shí)證研究的驗(yàn)證。[5][10]盡管一些西方文獻(xiàn)得到教師合作與教師教學(xué)質(zhì)量正向相關(guān)的結(jié)論，Chen等以東亞的新加坡和中國(guó)臺(tái)灣、中國(guó)香港地區(qū)開展的研究卻發(fā)現(xiàn)，教師合作并不能正向預(yù)測(cè)學(xué)生閱讀成績(jī)。作者給出的解釋是，對(duì)權(quán)利的敬畏是東亞文化非常重要的特征，這可能造成東亞教師群體的合作是自上而下式指令性或被動(dòng)性合作，不僅限制了合作的積極效應(yīng)，而且減少其它教學(xué)工作的時(shí)間。[12]以一項(xiàng)對(duì)美國(guó)和日本教師開展的研究來看，文化和教育系統(tǒng)的不同確實(shí)造成了東西方教師在合作行為及其效果方面的差異。[4]為有效指導(dǎo)教師合作，亟需基于中國(guó)觀測(cè)數(shù)據(jù)揭示教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響。為此，本文提出假設(shè)1：教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)具有顯著正向預(yù)測(cè)作用。
(二)教師教學(xué)實(shí)踐的中介作用
如果教師合作有作用，那么，它又是如何影響到學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)呢？由于教師通過合作直接作用于教學(xué)實(shí)踐相關(guān)的知識(shí)、技能和信息，[6]而教師教學(xué)實(shí)踐又直接作用于學(xué)生學(xué)習(xí)，[13]因此教師教學(xué)實(shí)踐在理論上可能成為連接教師合作與學(xué)生成績(jī)的內(nèi)在路徑。
將教師教學(xué)實(shí)踐分為教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐兩類，對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。其中，教師中心教學(xué)實(shí)踐是傳統(tǒng)性教學(xué)方式，多采取課堂講授、學(xué)生謄抄筆記或背誦知識(shí)等以教師“教”為主導(dǎo)的教學(xué)手段；學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐則是源于建構(gòu)主義的現(xiàn)代性教學(xué)方式，多采取小組合作學(xué)習(xí)、探究學(xué)習(xí)等以學(xué)生“學(xué)”為主導(dǎo)的教學(xué)手段。[13-14]一方面，有研究發(fā)現(xiàn)，教師合作對(duì)學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐具有正向的預(yù)測(cè)作用。[1]這是因?yàn)?，教師通過合作過程中的交流、分享、互動(dòng)而收獲知識(shí)與技能，能意識(shí)到主動(dòng)學(xué)習(xí)和合作學(xué)習(xí)的重要性，不僅可能在課堂教學(xué)中關(guān)注到學(xué)生的主體地位，而且更可能學(xué)以致用地引入小組學(xué)習(xí)、合作學(xué)習(xí)等現(xiàn)代性的、學(xué)生為中心教學(xué)實(shí)踐。[1]另一方面，也有研究發(fā)現(xiàn)，教師中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)存在顯著正向影響(比如，教師講授知識(shí)、[15]教師課堂提問[16]和布置家庭作業(yè)[17]等教師中心教學(xué)實(shí)踐均被證實(shí)與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)正相關(guān))，但學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間的關(guān)系則并不明確，[18]甚至發(fā)現(xiàn)二者顯著的負(fù)向相關(guān)。[13]Bietenbeck和Algan 等認(rèn)為，出現(xiàn)上述差異的原因可能在于，兩類教學(xué)實(shí)踐在促進(jìn)學(xué)生技能發(fā)展中的側(cè)重有所不同，傳統(tǒng)式教學(xué)實(shí)踐通過增強(qiáng)學(xué)生知識(shí)記憶等認(rèn)知技能，對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)有直接的提升作用；而現(xiàn)代式教學(xué)實(shí)踐則可能通過刺激學(xué)生的合作能力和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)等非認(rèn)知技能產(chǎn)生效果，對(duì)學(xué)業(yè)成績(jī)的提升作用并不直接。[15][19]
綜上可知，由于現(xiàn)有文獻(xiàn)很少同時(shí)納入兩類教師教學(xué)實(shí)踐并在統(tǒng)一的框架下對(duì)教師合作與學(xué)生發(fā)展間的關(guān)系展開研究，現(xiàn)有研究不能言之有據(jù)地回答：教師教學(xué)實(shí)踐是否是連接教師合作與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間關(guān)系的中介變量？據(jù)此，本文提出假設(shè)2：教師教學(xué)實(shí)踐中介了教師合作與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間的正向關(guān)系。
(三)教師教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>
正如上文所述，教師教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的提升作用并不直接，特別是學(xué)生為中心的教學(xué)實(shí)踐。[15][19]缺乏對(duì)內(nèi)在機(jī)制的挖掘，可能是已有文獻(xiàn)難以得出教師教學(xué)實(shí)踐能夠正向預(yù)測(cè)學(xué)生成績(jī)的原因。根據(jù)OECD報(bào)告，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)可能是連接教師教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的中介變量。[20]為此，我們還將引入學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)變量，進(jìn)一步梳理教師教學(xué)實(shí)踐通過影響學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)進(jìn)而影響學(xué)生成績(jī)的路徑機(jī)制。需要說明的是，由于學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)包括自身對(duì)于學(xué)習(xí)成功可能性的預(yù)期以及對(duì)于任務(wù)所蘊(yùn)含價(jià)值的主觀判斷兩個(gè)成分，[21]前者指學(xué)習(xí)自我效能感、后者指學(xué)習(xí)興趣，[22]我們引入了學(xué)習(xí)自我效能感和學(xué)習(xí)興趣兩個(gè)中介變量。
首先，學(xué)習(xí)自我效能感在理論上是連接學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生成績(jī)的中介變量。可能的原因是，學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感是個(gè)體在學(xué)習(xí)情境下對(duì)自身完成學(xué)習(xí)任務(wù)的自信程度，[23]學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐有助于學(xué)生在學(xué)習(xí)的過程中感受榜樣示范獲得替代性經(jīng)驗(yàn)、通過同伴鼓勵(lì)和反饋獲得社會(huì)說服，內(nèi)化為更高的學(xué)習(xí)自我效能感。[7-8]根據(jù)自我效能感理論，自我效能感越高的學(xué)生越可能設(shè)定挑戰(zhàn)性的學(xué)習(xí)目標(biāo)，遇到困難不輕易放棄，最終取得學(xué)業(yè)進(jìn)步。[8][23]
其次，學(xué)習(xí)興趣在理論上同樣是連接學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生成績(jī)的中介變量。這是因?yàn)?，學(xué)習(xí)興趣是個(gè)體在學(xué)習(xí)情境下對(duì)學(xué)習(xí)任務(wù)所蘊(yùn)含價(jià)值的主觀判斷和喜愛程度。[24]有研究表明，在以學(xué)生為中心的課堂中，教師積極引導(dǎo)學(xué)生自主探索學(xué)習(xí)內(nèi)容和問題，可以滿足學(xué)生學(xué)習(xí)的自主性，[25]而自主性得到滿足是個(gè)人獲得興趣的重要驅(qū)動(dòng)力，[26]因而學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐有助于提升學(xué)生學(xué)習(xí)興趣。根據(jù)自我決定理論，學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣越高，他們?cè)侥茏园l(fā)地投入更多時(shí)間和精力到學(xué)習(xí)中，并取得較好的學(xué)業(yè)成績(jī)。[24]
最后，理論上而言，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在教師中心教學(xué)實(shí)踐與學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)之間可能并不能起到中介作用。這是因?yàn)?，在教師中心教學(xué)實(shí)踐中，教師強(qiáng)調(diào)知識(shí)的講授，采用結(jié)構(gòu)化、快節(jié)奏、重復(fù)化的教學(xué)方式完成教學(xué)任務(wù)并達(dá)到教學(xué)目標(biāo)，學(xué)生學(xué)習(xí)興趣等學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在其中受到的關(guān)注較少。[24]個(gè)別關(guān)注到教師中心教學(xué)實(shí)踐與學(xué)前兒童學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)之間關(guān)系的文獻(xiàn)也沒有發(fā)現(xiàn)二者之間存在顯著正向關(guān)系。[24]
綜上，已有文獻(xiàn)缺乏將教師教學(xué)實(shí)踐按以教師為中心和以學(xué)生為中心加以區(qū)分、以基礎(chǔ)教育階段學(xué)生為樣本探討“教師教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)”這一鏈?zhǔn)街薪殛P(guān)系，而揭示上述鏈?zhǔn)街薪殛P(guān)系對(duì)于我們厘清教師合作產(chǎn)生效果內(nèi)在機(jī)理非常重要。為此，本文提出假設(shè)3：教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在教師合作正向影響學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的過程中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>
二、數(shù)據(jù)、樣本和變量
(一)數(shù)據(jù)與樣本
本文利用PISA2015中國(guó)四省(市)數(shù)據(jù)開展實(shí)證分析。PISA2015的主要評(píng)估領(lǐng)域是學(xué)生的科學(xué)素養(yǎng)，也對(duì)樣本學(xué)?？茖W(xué)教師的合作行為、教學(xué)實(shí)踐以及學(xué)生在科學(xué)學(xué)科上的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)等進(jìn)行了考查。這為本文以科學(xué)學(xué)科為例開展實(shí)證分析提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。本文最終的有效樣本為來自242所學(xué)校的2167名科學(xué)教師和8874名學(xué)生。
(二)變量選擇
1.學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)
本文選擇科學(xué)素養(yǎng)測(cè)試成績(jī)作為因變量。原因在于，PISA2015的主要評(píng)估領(lǐng)域是科學(xué)，閱讀和數(shù)學(xué)素養(yǎng)的測(cè)評(píng)題目很少，不足以準(zhǔn)確評(píng)估學(xué)生的相關(guān)素養(yǎng)；同時(shí)，此次調(diào)查僅涉及到科學(xué)學(xué)科教師的合作行為與教學(xué)實(shí)踐以及學(xué)生在科學(xué)學(xué)科上的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)。
2.教師合作行為
教師合作行為共包括“我和其他科學(xué)教師就課程和作業(yè)難度水平設(shè)置進(jìn)行討論”等8個(gè)調(diào)查題項(xiàng)。量表采用Likert 5級(jí)評(píng)分，從“1-非常不同意”到“5-非常同意”，Cronbach’s α系數(shù)為0.921。本文通過取均值的方法合成了科學(xué)教師合作行為變量。
3.教師教學(xué)實(shí)踐
教師中心教學(xué)實(shí)踐包括“學(xué)生記錄黑板上的筆記”等5個(gè)題目，學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐包括“教師允許學(xué)生之間開展小組討論”等5個(gè)題目。量表均采用Likert 4級(jí)評(píng)分，由“1-從不采取該方法”到“4-幾乎每堂課都會(huì)采用”，Cronbach’s α系數(shù)分別為0.744和0.811。本文分別對(duì)兩個(gè)量表題目取均值生成了教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐變量。
4.學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)
本文的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)分為科學(xué)學(xué)習(xí)自我效能感和科學(xué)學(xué)習(xí)興趣兩個(gè)維度。其中，科學(xué)學(xué)習(xí)自我效能感包括“我能夠意識(shí)到有關(guān)健康主題的新聞報(bào)道下隱含的科學(xué)問題”等8個(gè)題目，采用Likert 4級(jí)評(píng)分，由“1-我無法完”到“4-我能很容易完成”，Cronbach’s α系數(shù)為0.891；科學(xué)學(xué)習(xí)興趣包括“我對(duì)于學(xué)習(xí)廣義科學(xué)方面的知識(shí)非常開心”等5個(gè)題目，采用Likert 4級(jí)評(píng)分，由“1-非常不同意”到“4-非常同意”，Cronbach’s α系數(shù)為0.940。本文基于項(xiàng)目反應(yīng)理論分別將上述兩個(gè)量表合成最終使用的科學(xué)學(xué)習(xí)自我效能感和科學(xué)學(xué)習(xí)興趣變量。
5.控制變量
為了更好地揭示教師合作影響學(xué)生科學(xué)成績(jī)的因果效應(yīng)，本文需要控制其它可能影響教師合作和學(xué)生成績(jī)的學(xué)生特征變量以及學(xué)校特征變量。參考相關(guān)文獻(xiàn)并結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，本文引入性別(1=女，0=男)、學(xué)段(1=初中，0=高中)、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、學(xué)校所在區(qū)域(1=城市，0=農(nóng)村)和是否公立學(xué)校(1=是，0=否)5項(xiàng)控制變量。
三、實(shí)證結(jié)果
(一)數(shù)據(jù)聚合分析
本文中教師合作及教師教學(xué)實(shí)踐變量是由教師個(gè)體層面的測(cè)量聚合到學(xué)校層面，因此需要對(duì)這三項(xiàng)變量的校內(nèi)一致性進(jìn)行檢驗(yàn)。我們分別計(jì)算了三個(gè)指標(biāo)的組間變異系數(shù)ICC1、組內(nèi)變異系數(shù)ICC2和組內(nèi)一致性指標(biāo)RWG。結(jié)果顯示，教師合作：ICC(1)=0.121, ICC(2)=0.531，RWG(均值)=0.978，RWG(中位數(shù))=0.980，RWG(min)=0.920，RWG(max)=1.000；教師中心教學(xué)實(shí)踐：ICC(1)=0.05，ICC(2)=0.303，RWG(均值)=0.932，RWG(中位數(shù))=0.936，RWG(min)=0.810，RWG(max)=0.990；學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐：ICC(1)=0.165，ICC(2)=0.617, RWG(均值)=0.936，RWG(中位數(shù))=0.941，RWG(min)=0.780，RWG(max)=0.990。以上變量基本符合聚合標(biāo)準(zhǔn)，[27]由此可以聚合到學(xué)校層面開展分析。
(二)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析
表1呈現(xiàn)了本文核心變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，科學(xué)教師的合作行為、教學(xué)實(shí)踐、學(xué)生科學(xué)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)以及科學(xué)成績(jī)之間均顯著正向相關(guān)，結(jié)果與預(yù)期相符, 研究假設(shè)得到初步支持。
表1 核心變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)表
注：a-這類變量是學(xué)校層面變量，N=242; b-這類變量是學(xué)生個(gè)體層面變量，N=8874；***p<0.01。
(三)教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)影響的主效應(yīng)分析
由于PISA2015數(shù)據(jù)存在學(xué)生嵌套于學(xué)校的特征，通過對(duì)學(xué)生成績(jī)差異來源的分解發(fā)現(xiàn)，校間差異占學(xué)生成績(jī)總差異的49%，且統(tǒng)計(jì)顯著(p<0.01)，說明學(xué)校間的差異在很大程度上解釋了學(xué)生科學(xué)成績(jī)的總體差異，因而本文構(gòu)建“學(xué)校-學(xué)生”兩水平模型，以驗(yàn)證假設(shè)1。表2的模型估計(jì)結(jié)果顯示，在引入控制變量后，科學(xué)教師合作水平對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)的影響顯著為正(β=72.853，p<0.05), 假設(shè)1得到支持。
表2 教師合作對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)的直接影響
注：***P<0.01,**P<0.05,*P<0.1。
(四)教師合作影響學(xué)生成績(jī)的中介效應(yīng)分析
為了驗(yàn)證假設(shè)2及假設(shè)3，我們構(gòu)建了整體的路徑分析模型來進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。圖1和表3分別呈現(xiàn)了路徑系數(shù)估計(jì)結(jié)果和中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，主要發(fā)現(xiàn)如下。
第一，學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐能夠中介教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)間的正向關(guān)系，而教師中心教學(xué)實(shí)踐卻反向中介了教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)間的正向關(guān)系，由此假設(shè)2在學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐維度得到支持。具體而言，圖1顯示，教師合作能夠顯著正向預(yù)測(cè)教師中心教學(xué)實(shí)踐(β=0.477，p<0.01)和學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐(β=0.528，p<0.01)；但只有學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐顯著地正向預(yù)測(cè)學(xué)生科學(xué)成績(jī)(β=0.056，p<0.01)，教師中心教學(xué)實(shí)踐卻顯著負(fù)向預(yù)測(cè)學(xué)生科學(xué)成績(jī)(β=-0.060，p<0.01)。進(jìn)一步，從表3可知，教師合作通過學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生成績(jī)起著正向間接影響(效應(yīng)量=0.029，Sobel檢驗(yàn)p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)；相反，教師合作通過教師中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生成績(jī)起著負(fù)向間接影響(效應(yīng)量=-0.029，Sobel檢驗(yàn)p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。
第二，“教師合作→學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)→學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)”這一鏈?zhǔn)街薪槁窂降玫街С?，假設(shè)3在該教學(xué)實(shí)踐維度得到支持。具體來看，圖1顯示，學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感(β=0.095，p<0.01)和學(xué)習(xí)興趣(β=0.091，p<0.01)均有顯著正向預(yù)測(cè)作用；學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感(β=0.055，p<0.01)和學(xué)習(xí)興趣(β=0.145，p<0.01)均能正向預(yù)測(cè)學(xué)生科學(xué)成績(jī)。進(jìn)一步，從表3可知，教師合作能夠通過學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感的中介鏈對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)產(chǎn)生間接影響(效應(yīng)量=0.003，Sobel檢驗(yàn)p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。同樣的，教師合作能夠通過學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)興趣的中介鏈對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)產(chǎn)生間接影響(效應(yīng)量=0.007，Sobel檢驗(yàn)p<0.001，bootstrap置信區(qū)間不含0)。
第三，“教師合作→教師中心教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)→學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)”這一鏈?zhǔn)街薪槁窂轿吹玫街С?，假設(shè)3在該教學(xué)實(shí)踐維度沒能得到支持。具體來看，圖1顯示，教師中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感(β=0.004，p>0.1)和學(xué)習(xí)興趣(β=0.014，p>0.1)均不存在顯著正向預(yù)測(cè)作用。進(jìn)一步，從表3可知，教師合作既不能通過教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)自我效能感的中介鏈對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)產(chǎn)生間接影響(Sobel檢驗(yàn)p>0.1，bootstrap置信區(qū)間包含0)，也不能通過教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)興趣的中介鏈對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)產(chǎn)生間接影響(Sobel檢驗(yàn)p>0.1，bootstrap置信區(qū)間包含0)。
第四，即使控制了“教師合作→教師教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)→學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)”的鏈?zhǔn)街薪槁窂胶螅處熀献鲗?duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)的直接影響效應(yīng)仍然顯著為正(β=0.134，p<0.01)。這表明對(duì)于教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)之間的正向關(guān)系，本文所揭示的鏈?zhǔn)街薪槁窂街荒芷鸬讲糠纸忉尩淖饔谩?/p>
圖1 路徑分析模型估計(jì)結(jié)果
注：(1)*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01；(2)模型中的系數(shù)均為標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)；(3)路徑分析模型中控制了性別、年級(jí)和家庭ESCS三項(xiàng)學(xué)生層面控制變量，以及是否為公立學(xué)校和是否位于城市兩項(xiàng)學(xué)校層面控制變量。
表3 教師合作對(duì)學(xué)生科學(xué)成績(jī)影響的中介機(jī)制檢驗(yàn)
四、討論與研究展望
本文基于PISA2015中國(guó)四省(市)數(shù)據(jù)，以科學(xué)學(xué)科為例，探討了教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響，并揭示了教師教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)在上述影響過程中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，主要得到以下研究發(fā)現(xiàn)。
首先，隨著任課教師合作程度的提高，中國(guó)學(xué)生的成績(jī)顯著提升，這與以往研究所得結(jié)論相吻合。[3]事實(shí)上，中國(guó)教師長(zhǎng)期以來都有合作學(xué)習(xí)的傳統(tǒng)，集體備課以及公開課等教師合作學(xué)習(xí)活動(dòng)長(zhǎng)期存在于中國(guó)學(xué)校，[28]即使在資源匱乏的農(nóng)村地區(qū)，學(xué)校管理者也非常重視教師的合作學(xué)習(xí)。[29]重視教師合作的傳統(tǒng)使得中國(guó)教師合作沒有停留在表面，而是對(duì)學(xué)生成績(jī)的確起到了提升作用。
其次，當(dāng)探究教師教學(xué)實(shí)踐的中介作用時(shí)，教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐得到截然相反的結(jié)論：學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐能夠中介教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)間的正向關(guān)系，而教師中心教學(xué)實(shí)踐則反向中介教師合作與學(xué)生科學(xué)成績(jī)間的正向關(guān)系。這可能是造成已有文獻(xiàn)在探討教師合作對(duì)學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐的影響時(shí)，[1]或者探討教師中心教學(xué)實(shí)踐[15-17]或?qū)W生中心教學(xué)實(shí)踐對(duì)學(xué)生成績(jī)的影響時(shí)，[16]不能準(zhǔn)確理解教師合作影響學(xué)生成績(jī)內(nèi)在機(jī)制、得到不確定結(jié)論的原因所在。
最后，通過構(gòu)建“教師合作→教學(xué)實(shí)踐→學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)→學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)”的鏈?zhǔn)街薪槁窂侥Ｐ?，教師中心的教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生中心的教學(xué)實(shí)踐也出現(xiàn)了不同的結(jié)論：教師合作對(duì)學(xué)生學(xué)業(yè)成績(jī)的影響能夠通過學(xué)生中心的教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的中介鏈產(chǎn)生，卻不能通過教師中心教學(xué)實(shí)踐和學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的中介鏈產(chǎn)生，其原因在于后一類教學(xué)實(shí)踐不能通過學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)間接影響到學(xué)生成績(jī)。
上述研究結(jié)果為深入理解教師合作和學(xué)生成績(jī)之間關(guān)系提供了新的見解，也回應(yīng)了學(xué)界對(duì)于檢驗(yàn)學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐這一新興教學(xué)方式有效性的呼吁。一方面，學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐根植于建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論，強(qiáng)調(diào)學(xué)生在自我探索性學(xué)習(xí)中獲得學(xué)習(xí)興趣和自我效能感，而學(xué)習(xí)興趣和自我效能感能驅(qū)動(dòng)學(xué)生更加努力和主動(dòng)地學(xué)習(xí)，[30]最終為教學(xué)產(chǎn)出帶來持續(xù)性的提升作用。另一方面，對(duì)于教師中心教學(xué)實(shí)踐，本文不僅沒有驗(yàn)證已有文獻(xiàn)所得到該類教學(xué)實(shí)踐有助于提高學(xué)生成績(jī)的結(jié)論，[15-17]反而發(fā)現(xiàn)教師合作既不能通過該類教學(xué)實(shí)踐提升學(xué)生成績(jī)，也不能通過該類教學(xué)實(shí)踐影響學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)最終提升學(xué)生成績(jī)的現(xiàn)象。其原因可能在于科學(xué)學(xué)科教學(xué)目標(biāo)的特殊性。不同于其它學(xué)科，科學(xué)學(xué)科更加強(qiáng)調(diào)學(xué)生探究能力和創(chuàng)新意識(shí)的培養(yǎng)和提升，而這類素養(yǎng)不能通過教師講授知識(shí)和學(xué)生記憶知識(shí)獲得，更需要借助于學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的內(nèi)驅(qū)力才能產(chǎn)生。
本文的結(jié)論具有重要的實(shí)踐意義。首先，教師合作有助于提高學(xué)生成績(jī)，學(xué)校管理者在推進(jìn)教師專業(yè)發(fā)展過程中應(yīng)該繼續(xù)重視教師合作，但要避免儒家文化可能帶來的浮于表面式合作，也要減少當(dāng)下強(qiáng)調(diào)競(jìng)爭(zhēng)和績(jī)效評(píng)估的學(xué)校環(huán)境可能帶來的教師合作沖突與隔閡。其次，學(xué)校管理者應(yīng)當(dāng)重視并思考，如何引導(dǎo)和幫助教師通過合作掌握更多學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐手段，讓學(xué)生從重復(fù)基本任務(wù)的情境中解放出來，并掌握應(yīng)有的知識(shí)和技能。最后，學(xué)校管理者在推進(jìn)教師合作以改進(jìn)教學(xué)實(shí)踐的過程中，應(yīng)重視指導(dǎo)和培訓(xùn)教師通過學(xué)生中心教學(xué)實(shí)踐激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，只有能夠轉(zhuǎn)化為學(xué)生學(xué)習(xí)內(nèi)驅(qū)力的教學(xué)實(shí)踐改進(jìn)才能起到最好的效果。
當(dāng)然，本文還存在以下值得改進(jìn)的地方：第一，盡管通過構(gòu)建兩水平模型和引入控制變量以排除干擾因素，但仍可能因?yàn)檫z漏變量等問題影響本文所得結(jié)論的內(nèi)部效度。未來可以采用縱向追蹤設(shè)計(jì)和隨機(jī)實(shí)驗(yàn)相結(jié)合的數(shù)據(jù)采集方法，進(jìn)一步提升研究結(jié)論的內(nèi)部效度。第二，基于科學(xué)學(xué)科和15歲學(xué)生樣本，本文得到一些新的研究發(fā)現(xiàn)，但這些發(fā)現(xiàn)是否適用于其它學(xué)科或其他階段學(xué)生群體有待檢驗(yàn)。未來可以擴(kuò)大樣本，以提高研究結(jié)論的外部效度。
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