高校体育教师学科教学知识对教学投入的影响机制:有调节的中介模型

谢尚森

(阜阳师范大学 体育学院,安徽 阜阳 236037)

党的二十大报告以科教兴国战略和现代化人才建设的高度,进一步强化了教育高质量发展观念,凸显了教育在现代社会发展中的基础性、全局性和先导性地位。教育教学改革有助于教育高质量发展,2019年10月,教育部发布《关于深化本科教育教学改革全面提高人才培养质量的意见》,该意见以构建百花齐放、特色鲜明的本科教育为目标,引导高校教师潜心育人,促进学生全面发展,该意见从专业供给侧改革、教学质量提升和教学知识优化等方面进行重点部署。

高校体育教师在学校体育工作中往往会被“忽视”,完善高校体育教师队伍建设,提高高校体育教师质量,加强高校体育教师教学投入具有重要意义。学者李艳茹[1]认为部分高校体育教师存在“忽视学科教学知识”,“教学实践强,教学理论弱”等问题。学者刘留[2]以辽宁省为例通过调查问卷和访谈印证了高校体育教师学科知识薄弱的事实。究其原因,是高校体育教师在教学过程中教学效能感降低,在教学中易产生倦怠,从而引起连锁反应。近年学者对教学效能感的研究多集中在培养、评价和影响因素等方面,教学效能感不仅影响教师心理,还影响教师的教学投入,本研究将教学效能感作为中介变量介入验证已被证实[3]。高校教师教学投入相关研究较多,而高校体育教师教学投入研究较为罕见,这反映出高校体育教师教学投入研究的迫切性。国内对院长领导力的研究多集中在医学和经济管理学方面,在高校院长领导力方面以学者叶欣[4]为代表认为院长领导力直接或间接影响教师教学态度,从而影响教师教学投入。2020年国务院教育督导委员会对安徽省高等教育进行评估,其中高等教育毛入学率保持在50%以上,主要教育指标已达到或超过全国平均水平,另外安徽省在教育创新、教育保障、教育生态等方面进行了全面升级和优化。因此本文选取安徽省高校体育教师作为研究对象对于推动教育对外开放,搭建长三角教育一体化发展具有重要现实意义。

本研究以安徽省高校体育教师为对象,高校体育教师教学知识为切入点,教师教学效能感为中介变量,院长教学领导力作为调节变量构建调节中介模型,对教学投入的影响机制进行系统分析,全面提升安徽省高校体育教师学科教学知识,为高校体育师资建设,专业发展实践提供理论参考。

1 文献综述

通过查阅外国文献发现,在体育教学方面,国外更注重健康教育和身体活动的相互结合,培养终身体育的习惯。近年美国有关体育教学研究多集中在教育评估、行为和记忆力等方面,占教学研究总数的15%[5],对教师教育评估的研究相对较集中,主要分布在2000—2008年,有关教师教育能力、教学技术、学科知识等方面的研究主要分布在2008年以后;与美国相比,英国更注重体育教学过程研究,突出学生的主体地位。发达国家除了重视人本主义教育理念,还重视教学投入、教学方法策略的运用,所以,教学方法、学习策略和教学投入是近年西方发达国家所偏好的研究主题,熊彦[6](2019)认为一般教学效果和个别教学效果对工作投入和创造性教学均有正向影响,但工作投入中精力充沛、专注投入并不能有效促进教师创造性教学。国内关于体育教师学科知识和教学投入的研究梳理如下:学科知识方面,张磊[7](2021)运用内容分析法通过构建体育教师PCK结构模型,发现关注度较高的学科教学知识包括学生的知识、教育学知识和体育教学策略知识,并对学科教学知识“边界性问题”和“合法性问题”进行了讨论;何耀慧,汪晓赞,杨光[8](2020)运用文献资料法通过Citespace软件对国内外体育教师学科教学知识进行可视化分析发现,“研究对象指代不明”、“研究理论单一”、“研究方法不科学”是近年来体育教师学科教学知识研究呈现的问题。教学投入方面,王琪,项鑫[9](2022)运用调查问卷,通过构建调节中介模型对中小学体育教师的教学投入进行分析发现,学科教学知识与教学投入的影响关系较复杂,学界对其剖析缺乏深度,认为学科教学知识对教学投入有正向的影响效益;郑春芹,蔡宝忠[10](1994)对体育教学投入的超前性和产出滞后性进行分析,认为体育教学投入与产出是一种不完全确定对应关系,当系统中的各子系统或影响系统实现了最佳联系时,系统对应效益才会呈现1+1>2的放大功能。教学效能感方面,谢欣池[11](2011)通过对400名体育教师进行测试发现体育教师个人教学效能感与去人格化、成就感两个维度存在显著的线性关系,教龄对体育教师教学效能感具有显著的影响;岳书蕊[12](2010)认为教学效能感的影响因素包括教学能力、职业态度和行为成就,提高教学效能感的措施除了个人教学能力、职业态度和人际关系还包括管理者的积极引导和影响等。

综合以上文献发现,在研究内容层面,对学科教学知识、教学投入和教学效能感方面的单一系统研究较多,三类系统比较研究较少;在研究方法层面,多以内容分析法和调查问卷分析为主,采用调节中介模型的数据分析法则很少,而对安徽省高校体育教师教学投入的研究则更为罕见,鉴于此,本研究借助SPSS(25.0)和AMOS(22.0)软件通过构建调节中介效应模型,对安徽省高校体育教师学科教学知识、教学投入和教学效能感进行实证分析,促进安徽省高校体育教师教育教学水平,为国内体育教师专业发展提供理论依据。

基于以上文献综述结合本文研究内容需要提出以下研究假设:H1体育教师学科教学知识对教学投入具有正向影响;H2体育教师教学效能感在学科教学知识与教学投入中具有中介效应;H3体育教师教学效能感对教学投入具有正向影响;H4体育教师学科教学知识对教学效能感具有正向影响;H5院长教学领导力能够调节学科教学知识与教学投入之间的影响;H6院长教学领导力能够调节学科教学知识与教学效能感之间的影响;H7院长教学领导力能够调节教学效能感与教学投入之间的影响;H8院长领导力在教学效能感对学科教学知识与教学投入之间的中介效应中起调节作用。

2 模型设定

2.1 理论模型构建

根据学者张明[13]两步模型构建方法,结合本文研究需要构建理论模型框架(见图1),具体关系如下:M表示中介变量教学效能感,X表示自变量学科教学知识,Y表示因变量教学投入,Z表示具有调节作用的因变量院长教学领导力。

图1 理论模型框架

2.2 调节中介效应模型构建

根据学者温忠麟[14]对中介效应模型的构建方法,如果X通过影响变量M而对Y产生影响,则M为中介变量,为避免出现截距项,假设所有变量已经中心化或标准化,可用下列方程来描述变量间关系。

Y=cX+e1

(1)

M=aX+e2

(2)

Y=X+bM+e3

(3)

其中e1、e2、e3是回归残差,中介效应等于系数乘积ab。总效应与直接效应的关系如下:

c=+ab

(4)

高校体育教师教学效能感中介效应模型如下:

(5)

(6)

模型Ⅲ、模型Ⅳ和模型Ⅴ是在模型Ⅱ的基础上均以教学投入为因变量,模型Ⅵ以教学效能感为因变量。

2.3 高校体育教师教学效能感中介效应模型检验

检验步骤:

(1)主效应(c)检验,即X对Y的影响;

(2)中介效应显著性检验,即X对M(a),M对Y(b);

(3)中介效应(c′)的显著性检验,即M在X对Y的中介效应。若a、b、显著,则中介效应显著;若a、b显著,c′不显著,则为完全中介。

3 研究对象与方法

3.1 研究对象

以高校体育教师学科教学知识、教学投入和院长教学领导力为研究对象,研究选取安徽省皖南、皖中、皖北的13所本科高校体育教师以及相应的体育学院院长和副院长为调查对象,其中皖南(3):安徽师范大学、池州学院、黄山学院;皖中(5):安庆师范大学、皖西学院、滁州学院、巢湖学院;皖北(5):淮北师范大学、阜阳师范大学、淮南师范学院、宿州学院、亳州学院。

3.2 研究方法

3.2.1 问卷设计与内容

调查问卷由体育教师和院长教学领导力两部分组成,其中体育教师部分借鉴学者矫镇红[15]的相关研究结合本文研究需要进行编制,院长教学领导力部分借鉴学者江宏[16]关于教研员领导力的相关研究进行编制。体育教师部分由学科教学知识、教学投入和教学效能感3个维度量表构成,其中学科教学知识量表共计5个题项;教学投入量表共计6个题项;教学效能感量表共计15个题项,院长教学领导力部分共计15个题项。问卷共计41个题项,首先对调查问卷进行预发放,通过探索性与验证性因子分析,删减掉相关性较低的6个题项,最终形成具有35个题项的正式调查问卷。选择李克特量表5点计分方式,其中1分至5分分别对应的是“非常不赞同”至“非常赞同”。

3.2.2 问卷发放与回收

正式问卷的发放时间是2022年8—10月,发放区域涉及皖南、皖北、皖中共计13所本科高校体育教师及相应的体育学院院长、副院长。其中院长教学领导力问卷发放29份,体育教师人数众多,为获得代表性较高的样本,采用立意抽样的方法进行问卷发放,问卷的发放通过问卷星采用线上发放的方式进行。体育教师问卷和院长教学领导力问卷共计发放回收421份,为控制问卷质量,对问卷星进行答题次数设置,“限同一IP地址只能作答一次”,对问卷进行筛选,删除问卷坚持以下原则:(1)问卷作答时间太短,删除作答时间小于120秒的问卷;(2)填空题胡乱作答的;(3)答题不完整的,空题较多的;(4)选择答案呈现一致性的。经整理剔除不完整问卷,最终有效问卷396份,问卷有效率为94.06%。其中体育教师问卷和院长教学领导力有效问卷分别369份和27份。

3.2.3 问卷的信度检验

通过SPSS25.0软件对调查问卷信度进行检验,信度检验包括一致性检验和组合信度检验。调查问卷4个题项一致性系数(Cronbach’s Alpha)均大于0.9(见表1),说明该问卷具有较大的一致性信度;组合信度通过临界比值(CR)反映,各题项维度CR值均大于0.7,说明调查问卷整体组合信度较高。然后对有效样本进行KMO值球形检验,其中KMO参量值为0.951>0.9,Bartlett参量值Sig.=0.000<0.001,表明该样本适合进行因子分析。从结构效度方面对有效样本进行验证性检验,发现所有题项经标准化后的因子载荷量均大于0.5,CFI>0.9,SRMR<0.05,表明问卷结构效度情况趋于良好,即数据与模型之间拟合程度较好[17]。

表1 问卷信度检验结果

通过表1发现4个维度题项的平均方差萃取值(AVE)均大于0.5,说明各维度题项的聚合效度较高。表2反映了各题项维度之间的相关性结果,**表示各维度之间相关性显著,区分效度通过平均方差萃取值(AVE)和各维度相关系数比较检验,发现AVE值均大于各维度相关系数,说明各题项维度之间区分效度较高。

相关性分析是回归分析的基础和前提,通过同源方差检验,发现变量之间共同方法偏差不明显,因此,可以继续利用Pearson相关性系数对各变量间的相关性进行检验,对数据进行均值处理,发现各变量呈现明显的正相关(P<0.05)(见表2),即学科教学知识、教学效能感和院长教学领导力对教学投入呈正向影响,因此,可以进一步进行回归分析。

表2 各维度区分效度及相关性结果

4 结果与分析

4.1 高校体育教师描述性统计分析

通过软件SPSS25.0对数据进行分析处理,得到样本中高校体育教师和院长、副院长的性别、年龄、最高学历和职称情况分布(表3),高校体育教师性别是男性多于女性,男性244人,占66.12%,女性125占33.88%,男性基本达到女性的2倍;年龄方面,30岁以下和30～39岁人数最多,分别是110人、120人,占比分别29.81%、32.52%,50岁以上体育教师占比最少,达40%;学历方面,基本以硕士研究生为主占比85.64%,博士研究生占比较少,占13.82%;职称方面,讲师和副教授占比较高分别174人、90人,占比分别47.15%、24.39%,助教基本以新教师为主占比17.89%,体育教师基本信息情况基本符合各高校体育教师实际。院长基本信息方面,男性(92.59%)远多于女性(7.41%),被调查的女性副院长分别是宿州学院和安庆师范大学;年龄分布方面,基本是40～55岁之间,学历方面以硕士研究生为主,占比74.07%,博士研究生较少,共7人,占比25.93%,安徽省高校安徽师范大学和巢湖学院院长和副院长学历水平较高;职称方面,以教授为主共19人,占比70.37%,说明安徽省高校院长或副院长职称级别较高,符合安徽省高校实际情况。

表3 调查样本基本信息统计表(N=396)

4.2 研究假设检验

4.2.1 高校体育教师教学效能感的中介效应检验

按照温忠麟中介效应检验步骤,将学科教学知识、教学投入和教学效能感代入构建的主效应模型Ⅰ和中介效应模型Ⅱ(见表达式5和6),对中介效应进行检验,得出各模型的标准化路径系数值(见表4)。模型Ⅰ中学科教学知识对教学投入的总效应值为0.5207,(P<0.001),说明变量之间存在显著的正向影响,即学科教学知识对教学投入呈正向影响,假设H1成立;模型Ⅱ中,学科教学知识对教学效能感的总效应值为0.7010,说明学科教学知识对教学效能感呈正向影响,同理,教学效能感对教学投入的总效应值为0.1939,说明教学效能感对教学投入呈正向影响,假设H3、H4成立。引入教学效能感后,学科教学知识对教学投入的总效应值为0.4130,说明引入教学效能感后,学科教学知识对教学投入的直接效应显著,同时经过bootstrap[18]中介效应置信区间检验,发现大部分置信区间不包含0。综上所述,高校体育教师学科教学知识对教学投入具有正向影响,引入教学效能感后,学科教学知识对教学投入的直接效应显著,说明教学效能感在学科教学知识与教学投入中具有中介效应,假设H2成立。

表4 标准化路径系数结果

4.2.2 院长教学领导力的调节效应检验

为避免出现因共线性问题导致数据结果出现严重偏差,在进行回归分析时首先检验自变量的共线性问题,VIF值大于10说明严重共线,该模型VIF值小于5,说明不存在共线性问题。根据表达式(6),将自变量性别和年龄纳入模型Ⅱ,得到模型Ⅲ;在模型Ⅲ的基础上,将中心化后的自变量X、Z和两者乘积X*Z纳入模型Ⅲ,得到模型Ⅳ;同理,得到模型Ⅴ,模型Ⅵ是以教学效能感(M)为因变量,同样的方法得到模型Ⅵ,将模型Ⅲ—模型Ⅲ代入回归方程:Y=α+β1X1+β2X2+…βnXn,得到回归分析结果(见表5)。

表5 回归分析结果

通过模型Ⅲ和性别、年龄的回归分析结果发现,性别的显著性系数是0.017,(P>0.05)说明性别变量对教学投入的影响不显著,年龄的显著性系数是-0.109,(P<0.05),说明变量年龄对教学投入具有显著负向影响。模型Ⅳ中,学科教学知识(β=0.219,P<0.001)和院长教学领导力(β=0.702,P<0.001)对教学投入具有显著正向影响,交互项系数是0.039,(P>0.05),说明院长教学领导力在学科教学知识对教学投入的调节效应影响不显著,假设H5不成立。模型Ⅴ中引入教学效能感,教学效能感(β=0.290,P<0.05)对教学投入具有显著正向影响,交互项系数是0.009,(P<0.05),说明院长教学领导力在教学效能感对教学投入的调节效应影响显著,假设H7成立。模型Ⅵ中将教学效能感作为因变量,交互项系数是0.072,(P>0.05),说明院长教学领导力在学科教学知识对教学效能感的调节效应不明显,即假设H6不成立。

4.2.3 院长教学领导力的调节中介效应检验

根据学者温忠麟[19]关于调节中介模型检验步骤:首先,构建教学投入(Y)对学科教学知识(X)、院长教学领导力(Z)、院长教学领导力(Z)与学科教学知识(X)乘积的回归模型;其次,构建教学效能感(M)对学科教学知识(X)、院长教学领导力(Z)、院长教学领导力(Z)与学科教学知识(X)乘积的回归模型;最后,构建教学投入(Y)对学科教学知识(X)、院长教学领导力(Z)、院长教学领导力(Z)与学科教学知识(X)乘积、教学效能感(M)、院长教学领导力(Z)与教学效能感(M)乘积的回归模型。

通过表5中的模型Ⅳ和模型Ⅵ发现交互项(X*Z)系数不显著,即院长教学领导力在学科教学知识对教学投入的调节作用不显著;模型Ⅴ中教学效能感系数显著,且交互项(M*Z)也达到显著,说明中介效应的后半部分存在调节效应[8]。为进一步探究院长教学领导力的调节中介效应,需要检验M=(a1+a3Z)(b1+b3Z)与Z的关系(a1=0.219,a3=0,b1=0.290,b3=0.009),即:M=a1b1+a1b3Z=0.06351+0.001971Z,由公式可知,院长教学领导力与教师教学效能感的调节效应相关,满足学者温忠麟“调节中介效应”模型成立的条件,即说明院长教学领导力在教学效能感对学科教学知识与教学投入之间的中介效应中起调节作用,假设H8成立。

4.3 分析讨论

4.3.1 高校体育教师学科教学知识对教学投入的正向显著影响

研究结果与学者底特利希[20]关于教学、学习和经验的投入产业理论保持一致。影响教学投入的因素有很多,其中包括学科教学知识[21]、教学激励制度等。目前很多高校体育教师出现“科研”与“教学”失衡的不良现象[22],导致很多高校体育教师把重心放在科研方面,或者“放弃”科研工作,专心教学的极端行为,这两种行为非常不可取,学者张洽认为,想改变这种局面,需要社会、高校和教师共同努力,才能扭转目前局面,当前,主流学者的共识是:科研反哺教学、科研驱动教学和以研促教,因此当前高校体育教师应充分认识自己的不足,从意识上认识到教学与科研双发展的重要性,根本上解决科研和教学失衡问题。学科教学知识是教学活动重要的理论基础,高校体育教师要不断的学习和培训,充分专研和领悟教材内容,并且了解学生的个体差异,真正做到因材施教,把学科理论知识的重要性提高到新高度。另外,提高高校体育教师教学投入除了自身学科教学知识补给外,还需要高校职能部门的积极配合,可以加强教学相关表彰,开展“教学名师奖”、“教学成果奖”、“优秀教研论文奖”和“优秀教学业绩奖”等奖励。综合以上分析,高校体育教师应充分认识学科教学知识的重要性,不断提高教学质量,注重科研能力提升,以研促教,同时管理者应加强对教师教学方面的表彰和奖励力度,以提高高校体育教师教学投入。

4.3.2 高校体育教师教学效能感在学科教学知识对教学投入影响的中介效应

研究结果发现高校体育教师教学效能感在学科教学知识对教学投入影响中具有中介效应,这与学者翟媛媛[3]和詹鋆[23]的研究结果保持一致,即学科教学知识不但可以直接影响教学投入,还可以通过教学效能感间接影响教学投入。从教学效能感影响因素视角,发现教师教学效能感主要受教学成败经验和归因分析两方面影响,影响高校体育教师成败的因素除了社会因素、学校和学生等客观因素,还包括个人自身等主管因素影响,社会因素包括社会风气、政策导向、社会舆论评价等;学校是高校体育教师接触的直接环境,包括领导管理方式、教育培训、学校评价体系导向和同事间的人际关系等;学生因素包括学生的学习氛围,学生评价等,以上是客观方面的影响。主观方面主要是教学归因分析:(1)思想道德、受教育程度影响了教师教学观和归因;(2)个人教学方法、教学风格影响教育行为;(3)教学效果不断积累影响教师自我评价,间接影响教学效能感[24]。体育教学工作中,教学水平高的体育教师往往自信心较强,从而产生较强的教学效能感,教学效能感还能够促进教学水平的提高。反之,教学效能感低的高校体育教师,会将原因归因于客观因素等外界环境,不会自我归因分析,对工作容易产生倦怠心理,从而影响教学投入。

4.3.3 高校院长教学领导力的调节中介效应机制

研究结果与学者王琪[9]关于教研员教学领导力具有中介调节作用的结论基本保持一致。通过引入院长教学领导力变量,再次验证教学效能感具有中介作用。高校体育教师学科教学知识越丰富,更容易建立教学自信心,提高课堂教学质量,从而在学生群体建立良好的口碑,这种教学会给教师带来幸福感、成就感,这是形成高校体育教师教学效能感的原因。

高校体育教师教学效能感受诸多因素的影响,其中包括院长教学领导力,国内关于院长领导力研究较少,综合国外领导力研究结合本文研究结论发现,院长教学领导力具有:(1)帮助年轻教师实现教学目标的功能;(2)帮助团队开发和利用教学资源功能;(3)创造良好教学氛围的功能呢;(4)提升教学研究与改革的功能[25]。通过院长教学领导力的提升可以间接帮助教师团队或个人获得较高的教学效能感,从而提高教学投入,院长教学领导力也可以影响教师个人的学科教学知识建设,从而有助于提高体育教师的教学投入。因此,高校应加强院长教学领导力的影响,同时体育教师在加强自身专业知识的同时,应转变传统的教学观念,由教学主导者向教学引导者转变,合理分配教学与科研任务,保持较高的教学投入状态,共同营造平等、和谐的教学氛围。也有学者郭建鹏[26]认为教学投入除了受职称、教学效能感、学校类型、教学环境等因素影响外,还受性别影响,认为高校教师女性的教学投入明显高于男性,与本研究结论相反。高校体育教师教学投入的影响机制较复杂,需要学者今后进一步深化研究,探寻高校体育教师形成“教学实践—教学成果—教学投入”的良性循环。

5 结论与展望

5.1 结论

本研究以安徽省13所高校369位高校体育教师和27位高校院长为研究对象,以教学效能感为中介变量、院长教学领导力为调节变量、学科教学知识为自变量、教学投入为因变量,通过构建调节中介模型探究学科教学知识对教学投入的影响机制,具体结论如下:高校体育教师性别分布对教学投入的影响不显著,年龄分布对教学投入具有显著负影响;高校体育教师学科教学知识对教学投入具有正向显著影响;体育教师教学效能感在学科教学知识对教学投入影响中具有中介效应;高校院长教学领导力在教学效能感对学科教学知识与教学投入之间的中介效应中起调节作用;教学效能感对教学投入具有显著正影响;学科教学知识对教学效能感具有正向影响;院长教学领导力能够调节教学效能感与教学投入之间的影响。

5.2 展望

教育大计、教师为本,高校教师队伍素质的高低直接决定大学的办学质量和办学水平。高校体育教师作为高校教师重要组成部分,是“体育育人”体系中重要的组织者和实施者。高校体育教师学科教学知识素养是高校教育教学高质量发展的重要标志,高效的教学投入是提高教育质量的重要保障,因此,新发展阶段开展高校体育教师学科教学知识和教学投入研究对我国高校体育教师事业具有重要的理论和现实意义。在学校层面,重点关注高校体育教师学科专业知识素养的培养,多举措激励高校体育教师积极投入教学工作;在个人层面,培养正确的教育价值观,注重个人教育教学技能的培养,学会科学合理的自我评价。本研究针对的是安徽省高校体育教师,在研究对象的选取方面具有一定的局限性,后续可以扩展到高校其它专业教师或者中小学教师群体,以拓展研究宽度;在研究变量的选取方面,可以纳入教师个人内在因素和社会外部因素等变量,进一步增加研究深度。