大学英语教师专业学习共同体量表编制:以教研室为例*

唐 进

（湖北科技学院，咸宁 437100）

提 要：本研究以大学英语教研室为分析框架,经过半开放式访谈、初始问卷编制与测量、正式问卷编制与测量、项目分析、探索性因素分析和验证性因素分析等程序,编制《大学英语教师专业学习共同体量表》。量表显示大学英语教师专业学习共同体是一个由专业领域基础、专业实践与应用、支持性条件、领导方式和集体认同5 个因子组成的多维度结构,该结构与数据拟合较好,具有较高的信度与效度。

1 引言

教师专业学习共同体（Professional Learning Communities,简称 PLCs；下文简称“共同体”）可以理解为具有共同学习愿望、特定角色身份的教师群体,参与教师专业实践活动而不断专业化的前提与载体（Dufour 2004:6-11,Hord 1997:1-8,Louis et al.1996:757-798）。这种“前提与载体”是重要的教师专业化手段,也是学校发展的决定性因素（Mansvelder-Longayroux et al.2007:47-62；Olson,Craig 2001:667-684；Owen 2014:54-77）。

教师专业学习共同体概念一经出现,学者们就开始对其特征进行甄别,尝试建构具备普遍性的共同体表征架构（乔雪峰 黎万红2013:73-81）。Hord（1997）的五因素模型是众多研究采用的基础,该模型旨在评估教师对共同体实践活动的感知。量表包括17 个项目,5 个因子:共享支持性领导（supportive and shared leadership）、共享价值、愿景与目标（shared values,vision and goals）、合作学习与应用（collective learning and application）、共享个人实践（shared individual practice）和支持性条件（supportive conditions）。量表整体克朗巴赫 α系数为0.92,重测信度系数为0.94,量表总分表明教师对学校作为专业学习共同体的整体评价。

Hord（1997）的五因素模型得到广泛认可,不少学者以此为基础进一步深入研究,取得一定成果。在众多的成果中,具有代表性的有两项:第一,Huffman 和 Hipp（2003:66-74）对五因素模型进行改编,发展形成《专业学习共同体评估量表》（professional learning community assessment,简称PLCA）。PLCA 仍然维持 Hord（1997）量表的 5 个维度,增加部分题项,效度和信度有所改善。第二,Olivier 等（2003:66-74）进一步研究,继而开发出《专业学习共同体评价量表改编版》（professional learning community assessment—revised,简称 PLCA-R）。PLCA-R 将 Hord（1997）模型中“支持性条件”细化为“支持性条件——人际关系”和“支持性条件——结构因素”两个因子,其他因子维持不变。PLCA-R 对题项做出较大调整,调整后共52 个题项,采用4 点里克特量表。6 个因子的克朗巴赫α 系数在.82 和.94 之间,总量表α为.97（n =1209）。由于量表的各项技术指标更为理想,因此PLCA-R 是目前国外普遍使用的共同体量表。此外,Wells 和 Feun（2007:141-160）开发的《学习共同体概念调查》（Learning Community Concepts Survey,简称 LCCS）,Hoy 等（2006:425-446）开发的《学校学术乐观调查》（School Academic Optimism Survey,简 称 SAOS）,Tseng（2010:1043-1053）开发的《专业在线学习共同体调查》（Professional Online Learning Community Survey,简称POLCS）,在教育领域也都有一定的应用。

对于上述共同体模型,国内外语教育学界的绝大部分研究以案例、叙事和访谈为主（陈先奎等2016:40-48,郭燕 徐锦芬2015:79-87,文秋芳 任庆梅 2011:83-90,周燕 2008:40-47）。而且对于共同体效果验证的表述较宽泛,缺乏系统的数据支撑,还未见采用正规量表进行的研究。造成这种局面的原因一方面是国内外语教师专业学习共同体研究起步较晚,另一方面是缺乏研究工具所致。我们不难发现,上文提到的国外主流量表,都集中在普通教育学领域,还未见外语教育领域的运用；而且多采用宏观分析框架,以整个学校作为共同体单位；同时均在西方文化背景下开发,很少考虑文化因素对共同体的影响（Vescio et al.2008:80-91,Wells 2008:25-37）。目前还没有一套适合在中国情境下使用的共同体量表。

要考察我国外语教师专业学习共同体,对共同体特征进行甄别,须从中西方文化差异（操太圣乔雪峰2013:51-59）与外语学科的特殊性（戴炜栋 吴菲2010:170-175）出发,深入中国文化下的外语教育情境,例如某高校的某外语学院,或某大学英语教学部,或某教研室,等等。就整体而言,“教研室”作为基本教学和管理组织在各高校大学英语教学管理中普遍存在。虽然学界对于“教研室”如何克服自身缺陷,而成为真正的共同体还存在争论（操太圣 乔雪峰2013,胡艳2013:37-43）。但事实上,由于其本质与发展深受制度支持,“教研室”已渗透至中国高等教育系统的每一个角落（Sargent,Hannum 2009:258-276）。因此,大学英语“教研室”是中国情境与外语学科结合的产物,是比较具有代表性的共同体分析框架。不过,国外主流共同体模型是否适用于大学英语“教研室”,我国外语教育领域的共同体结构是否有所不同,模型结构有什么样的“中国”内涵等诸多问题还须进一步研究与论证。有鉴于此,本文拟编制一份《大学英语教师专业学习共同体量表》,希望有助于理清上述问题,为我国外语教育领域共同体的本土化研究提供可靠的测量工具。

2 研究方法

2.1 研究问题

本研究拟在PLCA-R 共同体模型（Oliver et al.2003）的基础上完成以下工作:（1）以“教研室”为框架编制《大学英语教师专业学习共同体量表》；（2）考察、论证《大学英语教师专业学习共同体量表》的成分构成、信度与效度。

2.2 研究对象

半开放式访谈包括来自全国11 所高校的14位大学英语教师。初始被试来自全国21 所高校273 名大学英语教师,其中有效问卷256 份,有效率93.8%。正式被试来自全国230 所高校559 名大学英语教师,其中有效问卷504 份,有效率90.2%。有效被试的分布情况参见表1。

表1 有效被试的分布情况

2.3 研究程序

研究采用唐进（2013:63-72）的问卷编制流程,具体包括以下步骤（见图1）。

第一,半开放式访谈。对来自全国11 所高校的14 名大学英语教师进行半开放式访谈。访谈主要根据Oliver 等人（2003）关于共同体的维度,以及两个访谈问题进行:“你认为大学英语教研室在日常教学中应发挥哪些作用”“你所在的大学英语教研室在你的专业发展中承担哪些角色”。同时,访谈不拘于上述提纲,研究者鼓励受访者发表关于教研室的各种见解。

第二,初始问卷。采用内容分析法对访谈结果进行归纳,以Oliver 等人（2003）模型为基础,并结合国外其他问卷（Hord 1997；Hoy et al.2006；Huffman,Hipp 2003；Tseng 2010；Wells,Feun 2007）编写题项,形成46 个题项的初始问卷。初始问卷采用里克特5 点量表,从1 到5 代表“完全不符合”到“完全符合”。使用初始问卷测量,得到有效问卷256 份,并进行项目分析,形成正式问卷。

第三,正式测量。采用正式问卷进行正式测量,得到有效问卷504 份。

第四,分析验证。将504 份问卷按单双号平均分为两部分,随机选取一部分用于探索性因子分析,另一部分用于验证性因子分析并对共同体结构进行交叉验证,最终确定《大学英语教师专业学习共同体量表》。

图1 研究程序

3 研究结果与分析

3.1 项目分析

极端组比较:t 检验的临界值设为3.000,删除统计量小于临界值的项目；项目与总分相关检验:删除相关系数小于.400 的项目；项目同质性检验:删除因子载荷量小于.450 的项目（吴明隆2010:180-192）。共删除 11 个项目,保留 35 个项目。

3.2 探索性因子分析

3.2.1 因子分析

正式问卷的巴特利特球体检验得到χ2=7776.337,p ＜.001,拒绝虚无假设,即代表总体的相关矩阵有公共因子存在。又 KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）检验得到KMO=.952 ＞.9,说明该问卷的适合度非常好,适合做因素分析（郭志刚1999:87-115）。采用主成分分析法,方差最大正交旋转法转轴,进行因子分析。经过3 次因子分析,删除3个项目。问卷最终提取5 个因子,转轴后5 个因子的特征值依次为12.887,1.843,1.585,1.508和1.325,累积解释变异量为56.317%。重命名和定义这5 个因子,汇总剩余题项如表2所示。

表2 因子的重命名与定义

3.2.2 信度检验

信度检验包括3 个测度,即克朗巴赫 α 系数、折半信度系数和重测信度系数。从检测的结果来看,总量表的克朗巴赫α 系数为.944,各分量表α 系数在.728 和.881 之间；总量表和各因子的折半信度系数、重测信度系数（n =47）均在.700 以上（p ＜.01）。这些数据表明,量表和各因子之间具有较好的内部一致性、稳定性和可靠性（张文彤 2004:363-378）。

3.2.3 效度检验

效度检验包括内容效度和结构效度两个方面。对于内容效度,我们与4 位教研室主任（其中包括1 位教授、2 位副教授和1 位讲师）共同研读量表,他们对量表提出文字表达方面的修改意见（4 位教研室主任对初始问卷就提出过中肯建议）。除此之外,4 位教研室主任对量表内容表示认可与肯定。

结构效度采用两种方法,一种是验证性因子分析（见3.3）；另一种是计算各因子间,以及各因子与总分之间的相关系数。根据黄芳铭（2003:177-235）的标准,因子与总量表之间的相关系数在.300和.800 之间,因子间相关系数在.100 和.600 之间,量表效度令人满意。实际测得总量表与各因子间的相关系数在.521 和.755 之间（p ＜.01）,因子间的相关系数在.437 和.569 之间（p ＜.01）,均在合理范围,这说明总量表与各因子间同时具有一定的独立性和相关性,能够反映量表要检测的内容,具有较好的结构效度。

3.3 验证性因子分析

根据探索性因子分析的结果,设置1 个潜变量“大学英语教师专业学习共同体”,5 个观测变量:“专业领域基础”“专业实践与应用”“支持性条件”“领导方式”和“集体认同”,进行结构方程建模,构成协方差矩阵作为验证基础,得到各项拟合指数:χ2／df=1.27 ＜3,AGFI =.95 ＞ .9,RMSEA=.07 ＜ .1,CFI=.93 ＞ .9,IFI =.94 ＞ .9,RFI =.91 ＞ .9,NFI =.93 ＞.9。根据黄芳铭（2003）的标准,各项拟合指数均达到拟合优度模型水平,说明《大学英语教师专业学习共同体量表》及其5 个因子构成的多维度模型的设置是合理的。

4 讨论

本研究发现,大学英语教师专业学习共同体包括5 个维度。这5 个维度一方面具有国外普通教育领域共同体的一般特征；另一方面,又深受中国文化与外语学科特殊性的影响。

4.1 专业领域基础

专业领域基础是共同体的核心部分。就这一点而言,外语教育领域与普通教育领域具有共通性。该维度与Oliver 等人（2003）模型中的“共享价值、愿景与目标”类似,但同时也明显具有外语学科特色,例如,题项6 说明的是大学英语教师职业的本质,即大学英语教师“从事的是一种教育性和学术性兼具的专门职业”（唐进2013,2015:45-53）,因此大学英语教师的工作不仅仅只有教学。当然,“开展教研与科研的根本目的在于改善教学”（题项7）,并“提高学生的能力”（题项8）。事实上,一个运作良好的共同体,无论是在外语领域,还是在普通教育领域,都能同时促进教师专业化与学生的学习（Vescio et al.2008）。

4.2 专业实践与应用

专业实践与应用是对Oliver 等人（2003）模型中“合作学习与应用”和“共享个人实践”两个维度的整合,除了一些共性的题项外（例如题项15,16）,本量表还具有以下两个特点。第一,教师合作是中国环境下共同体的基本构件。国外大多数量表都将教师合作作为一个单独的维度,例如PLCA-R（Oliver et al.2003）中的“合作学习与应用”维度。但在本研究中,有关教师合作方面的题项分散到量表的各个维度。例如题项5 在“专业领域基础”维度,题项9-13 在“专业实践与应用”维度,题项20 在“支持性条件”维度。因为没有教师合作的参与,诸多共同体实践活动将毫无意义,例如集体备课、听课与评课、讨论学生作业、教科研项目等,都将无法完成。事实上,教师合作在运行良好的共同体中无处不在,这样才能为教师提供一个贡献专业价值理念的环境（Vescio et al.2008）。在这个环境中,我们将他人看作是重要的学习资源,同时也将自己视为有义务的和有意义的贡献者（Kwakman 2003:149-170）。

第二,大学英语教师的专业实践与应用深受中国文化的影响。例如新方法的应用与教学改革（题项9）；因材施教,选择教学内容、调整教学进度（题项10）；集体备课（题项11）；相互听课、评课和公开课（题项12）；轮流参加包括出国进修在内的各种培训（题项13,14）；合作完成教科研项目（题项17）,等等,这些在中国环境下开展的专业实践与应用,却很少能在国外量表中得到体现。事实上,中国的集体主义文化为共同体的发展提供分享教学经验、共同解决教学问题的机会（Wahlstrom,Louis 2008:458-495）,并采用去个人化的实践方式,将教师的专业活动透明化（例如公开课）,这样便于获得同事的反馈,发现教学中的问题（唐进2017:38-47）,从而不断丰富教师的教学知识和实践智慧（Thomas 1998:21-32）。

4.3 支持性条件

不同于Oliver 等人（2003）的研究,本量表仍将“支持性条件”中的“人际关系”和“结构因素”作为一个因子。这一点与Hord（1997）模型的观点类似。当然,无论如何划分,“支持性条件”对于共同体建设至关重要（Webb et al.2009:405-422）。同时,由于受中国文化与教育制度的影响,本研究与国外量表（Hord 1997,Oliver et al.2003）的不同之处在于“支持性条件”除了包括同事关系（题项22）、师生关系（题项23）之外,还包括制度支持（题项18-21）。在中国高校,教研室往往也是行政命令的产物。因此,有学者（Owen 2014）指出,教研室作为共同体,其中的教师合作可能是一种“人为合作”,这就有可能导致教师缺乏动力、做“表面工作”,从而使共同体的实践活动无法深入开展。因此在中国环境下,为教研室建构良好的制度环境是其发挥共同体功能的一个重要保障。例如“教师的成绩能够得到教研室和学校制度的认可”（题项18）,“教师专业发展有专门的经费预算”（题项19）,“教研室有促进教师合作学习的正式制度和不成文规定”（题项20）,“教师能够获得教师专业发展的相应资源”（题项21）,等等,都能从制度角度为共同体建设提供保障。

4.4 领导方式

与Oliver 等人（2003）的量表中“共享支持性领导”相比（11 个题项）,本量表的“领导方式”只有5 个题项,但两个量表的内容基本相同。这说明国内外对于教师领导的认识是基本一致的。根据 Day 和 Harris（2002:719-730）的研究,作为教师领导,教研室主任的领导方式应包括4 个方面,在本量表中均得到较好体现:第一,教研室主任能将学校和教研室的教学理念转递给教师,并带领教师使之在日常教学中得到体现（题项24）。第二,教研室主任与普通教师共同参与管理（题项25）。实际上,教师参与共同体管理（分权）是共同体领导方式的基本思路（Hord 1997；Neve,Devos 2017:262-283）。第三,教研室主任是教师的重要信息来源和专家,是教师与学校联系的桥梁（题项26,27）。第四,教研室主任了解教师需求,并与教师维持良好关系（题项28）。

4.5 集体认同

集体认同是本研究的新发现,之所以出现这个全新的维度,其根本原因在于本量表的开发与验证均在中国环境下进行。如前文所述,中国传统文化鼓励集体主义,其教师专业认同的形成与发展具备与西方文化不同的“中国”特征（Tsui 2007:657-680）。

事实上,每个参与“教研室”活动的大学英语教师都希望找到自己在共同体中的适当位置,而位置的确认就是认同的“确认”（Wenger 2010:179-198）。一旦教师“确认”自己属于某个特定的教研室,就会认识到作为集体成员带给自己的情感、价值观和人生意义（Tajfel 1982:1-39）。因此,集体认同被“确认”后,教师就可能认为自己所在的教研室“具有一些与其他部门不一样的风格和特征”（项目31）；而且“将来即使学校其他部门能提供更好的工作机会,也不会考虑离开目前的教研室”（项目30）,这些都是教师对共同体情感的体现。当然,情感还可以继续升华,例如在目前的教研室工作能使自己“感到大学英语教师是受人尊敬的职业”（项目32）,而且“教研室的发展目标也是我个人的工作目标”（项目29）。事实上,到了这一阶段,教师集体认同的获得与教研室意义协商的轨迹已保持一致,这就超越了情感,是价值观与人生意义的体现。

5 结束语

本研究以大学英语教研室为分析框架,经过半开放式访谈、初始问卷编制与测量、正式问卷编制与测量、项目分析、探索性因素分析和验证性因素分析等程序,主要发现如下:

第一,大学英语教师专业学习共同体是一个由专业领域基础、专业实践与应用、支持性条件、领导方式和集体认同等5 因子组成的多维度结构。该结构与数据拟合较好,具有较高的信度与效度,能为评估大学英语教师专业学习共同体提供依据。

第二,《大学英语教师专业学习共同体量表》虽然与国外共同体模型存在某些类似的结构,但其本质并不相同,明显具有中国环境下的外语学科特色。这证实,在不同文化背景下、不同学科背景下,共同体的发展实际上是存在差异的。因此,在使用国外经典量表进行外语教师专业学习共同体研究时,研究者有必要进行一些本土化修正,这是本研究的重要结论之一。

本研究的局限性体现在:第一,由于条件所限,采取的是小样本重测（n =47）,虽然重测信度系数均在合理范围,但未来宜扩大取样范围,对量表加以检验和测试。第二,在内容效度方面,除了邀请一线教师,还宜邀请相关领域的专家学者共同研读,进一步检测量表内容效度。