教学文化的结构要素及其对学业成绩的影响效应研究

徐志勇，周 瑞，赵美艳

(1.2.北京师范大学教育学部，北京 100875;3.中国国际扶贫中心，北京 100028)

一、研究问题

现代意义上的教学文化研究发端于20世纪60年代。在现象学和诠释学的影响下，教学研究发生了一个从关注客观现象到注重主观世界的转变。经由Brookover(1955)、Coleman(1961)、Mcdin(1973)等一批研究者的努力，到20世纪80年代，教学文化逐渐成为教育管理的一个重要研究领域。［1］教学文化研究主要经历了三个阶段:(1)教师文化阶段。认为教学文化就是教师文化。1986年出版的《美国教学手册》将教学文化直接定义为“教师的信念和知识如何形塑其教学模式”。［2］Nemser和Floden(1986)从三个方面来具体描述教学文化:教师对教学工作所带来的回报和意义的观念;教师在与学生、同事、领导、家长之间进行社会性互动时所遵循的规范;教师在日常教学中所信奉和运用的实践性默会知识。［3］(2)教学文化类型阶段。从学校中观层面上探讨教学文化的结构。Hargreaves(1994)把教学文化分为三种类型:宽松型的个人主义(permissive individualism);合作性的文化(collaborative culture);强制的合伙文化(contrived collegiality)。［4］(3)教学实践文化阶段。近十余年来，国际上关于教学文化的研究领域逐步深化，研究者更加关注从教师教学信念、有效教学行为、课堂观察技术、学习动机、教学参与、学习氛围等多种微观层面来研究教学文化结构，并利用实证数据来分析教学文化影响学业成就的路径。［5］

教学文化(culture of teaching)是在一定价值观影响下，教师和学生在课堂教学过程中表现出来的教与学的行为方式。其基本结构分为三个方面:(1)教学的有效性(effective teaching)，指教师对教学内容选择与设计、有效的课堂表达技巧、对学生进行有效指导等。［6］(2)学生的参与性(student engagement)，指学生参与教学过程如课堂讨论、被提问、自主展示、表达建议的机会和投入程度等。［7］(3)学习的主动性(learning motivation)，指学生认知到学习的意义，在主体有目的性的支配下，自觉自愿、积极地投入到学习中。［8］关于教学文化对学业成绩的影响的研究表明，教学文化的要素之间以及其对成绩的影响上存在非常复杂的关系。主要分三个方面:(1)关于教师有效教学与学生成绩之间的关系，Houtveen等(2004)采用准实验及个案研究的方法发现有效的教学能够显著的提升学生的数学成绩。［9］(2)关于教学参与和学生学业成绩之间的关系，Roorda和Koomen(2011)发现，学生的参与性与学业成绩有显著相关，同时，参与性在教师教学和学业成绩之间存在着显著的中介影响效应。［10］Reyes等(2012)运用量化方法中的多层次分析方法研究发现，课堂气氛通过学生参与性继而影响学生的学业成绩。［11］Mulford等(2003)运用结构方程建模研究发现，学生参与能够显著带来更低的学生流失率和更高的学业成绩表现。［12］(3)关于学习动机在教学和学业成绩之间的中介作用，Sanfeliz等(2003)发现教师的教学行为是影响学习动机的重要因素，Yusuf(2011)则发现内在动机对学生的学业成绩产生显著影响。［13］

可以看出，教学文化的三个基本结构要素即教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性三者都可能对学业成绩产生正向影响，同时一些变量如参与性和主动性在有效教学与学业成绩之间还发挥中介性影响效应。本研究所关心的中心问题是，教学文化的结构要素是如何对学业成绩产生直接的(direct)或中介性的(mediated)影响效应的?基于文献综述和理论分析，这里提出如下研究假设:

H1:教学的有效性对学生学业成绩具有显著影响效应。

H2:学生的参与性对学生学业成绩具有显著影响效应。

H3:学习的主动性对学生学业成绩具有显著影响效应。

H4:教学的有效性对学习的主动性具有显著影响效应。

H5:教学的有效性对学生的参与性具有显著影响效应。

H6:学生的参与性对学习的主动性具有显著影响效应。

上述假设构成了一个完整的结构方程假设模型(hypothetical model)。教学的有效性构成了研究假设模型的自变量(independent)，学生的参与性和学习的主动性构成了中介性影响变量(mediated)，学生的学业成绩构成了因变量(dependent)。通过运用结构方程模型分析，本研究尝试验证教学文化的结构要素以及其对学业成绩影响效应的因果模型，以有助于更好地理解教学文化各结构要素之间的关系及其对学业成绩的影响机制。

二、研究方法

(一)研究工具

本研究采用问卷法来分析教学文化的结构要素及其对学业成绩的影响效应。教学文化问卷的编制主要有三个参考来源:一是Zohoor等(2004)编制的“有效教学标准问卷”。［14］二是 Appleton和Christenson(2006)设计的“学生参与问卷”。［15］三是我国台湾学者段晓林(2005)设计的学习动机问卷。［16］上述三个问卷对于教学文化各要素的测量采用的方法都是学生评价法，由学生根据本人认知和理解来评价教师“教”的行为和自己“学”的情况。所采用的抽样方法是分层随机抽样，目的在于避免方差变异。

本研究综合了上述三个问卷设计出了“教学文化问卷”。设计出问卷初稿后，分别进入小学和中学各一所各抽取30人进行了试测。试测后，针对问卷中问题项目的表述的清晰性、互斥性、修辞方式等进行了针对性访谈，之后，根据试测数据分析结果和访谈情况对问卷题目进行了题目删减、补充和修正。运用项目分析(极端组检验和同质性检验，p＜.05)、效度分析、信度分析来确定问卷的有效测项，最终形成了有20个有效测项的“教学文化问卷”。其中，教学的有效性维度包含9个有效测项，典型的题目如:“我喜欢老师讲课的方式和方法”等。学生的参与性维度包含6个有效测项，典型的题目如:“老师听取学生关于教学的意见”等。学习的主动性维度包括5个有效测项，典型的题目如:“老师布置的作业我都能顺利完成”等。问卷采用Likert五点量表形式，选择1分表示学生认为该题项与本人感觉“完全不符合”，选择5分表示学生认为题项与本人的感觉“完全符合”。每个题项仅限选择一个答案。设计了标准的指导语，且在发放填写时提醒学生不要漏项。在研究问卷满足定量研究的效度、信度要求的前提下，开展正式的进校调研。

(二)样本构成

本研究采用分层抽样的原则对安徽省合肥市的6所学校进行了问卷调研，样本包括小学和中学各三所，其中每个学段优质校、中等校、薄弱校各一所。每个学校发放180份问卷(中学三个年级各发放60份问卷，小学四五六年级各发放60份问卷)，合计共发放1080份问卷。回收有效问卷932份，占问卷总数的86.30%。详细的样本构成，见表1。

(三)教学文化问卷信度、效度分析

探索性因素分析(EFA)表明，KMO测量系数检验得出样本充分性MSA值为.935;Bartlett’s球形检验卡方值显著性系数p=.000＜.01，说明教学文化问卷的非常适合探索性因子分析。采用主成分方法提取因子，并按照正交方差最大法进行因子旋转(rotation)，将教学文化问卷测项提取出了3个公共因子，累计解释总方差变异的57.812%。正交旋转后F1、F2和F3的因素负荷值都大于.50。问卷总的内部一致性信度系数 Cronbach’s α为.917，教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性三个子问卷的Cronbach’s α也都大于.70。

验证性因素分析(CFA)结果为，各个测量指标对相应的潜在变量的标准系数(SRW)位于.601至.792之间，都高于.50，p＜.01。教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性的构念信度(CR)都明显大于.60。结构方程模型拟合度分析表明:卡方自由度比值为2.924，渐进残差均方和平方根为.045，绝对拟合指标都大于.80，相对拟合指标都大于.90。以上这些数据表明，CFA计算结果支持前述EFA的结果，教学文化问卷的各个测项具有良好的收敛效度，说明本研究所设计的问卷内在质量较为理想，见表2。

三、研究结果

(一)教学文化结构要素与学业成绩的隐含相关系数与协方差

本研究采用结构方程模型(SEM)方法来分析教学文化的三个结构要素对学业成绩的影响关系。学生的学业成绩以学生最近一次标准化考试的语文、数学、英语三科成绩为基础，通过计算标准分(Z分数)并加总而来(三科成绩Z分数合并可以避免偏科的可能影响)。表3列出了各潜在变量与因变量学业成绩之间的隐含相关系数(IC)和协方差(covariances)分析结果。

潜在变量教学的有效性与学生的参与性的相关度为.813，学习的主动性与教学的有效性和学生的参与性之间的隐含相关系数分别为.427和.414，学业成绩与教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性相关系数分别为.155、.153和.285。上述变量间的协方差均在.001水平上达到显著。显示教学文化各结构要素及其与学业成绩之间可能存在正向影响路径，这初步说明，研究提出的假设模型路径可能是合理的。

(二)结构方程假设模型检验

EFA、CFA、Cronbach’s α、CR、IC、covariances分析结果表明，本研究所设计的问卷调查结构与实际数据的拟合性较好，适合对假设模型做进一步的结构方程模型检验。表4列出了结构方程模型对自变量、中介变量、因变量之间的假设路径(path)的路径系数(Estimate)、标准路径系数(SRW)、标准误(S.E.)、检验统计量的临界比值t、路径系数的显著性水平p值的检验结果。

SEM模型是以标准路径系数(SRW)的值来表示潜在变量之间的数量关系的。在结构方程模型中，标准路径系数值表明了一个变量对另一个变量影响效应的大小。本研究的假设模型检验结果为:

表4 教学文化与学业成绩关系的假设模型检验结果

1.教学的有效性到学生学业成绩的标准路径系数(SRW)为.019，检验统计量的临界比值t=.250，路径系数的显著性水平p＞.05。这表明，教学的有效性对学生学业成绩具有一定的正向影响效应，但是未达到显著性水平。因此，假设H1被拒绝。

2.学生的参与性到学生学业成绩的SRW为.028，检验统计量的临界比值t=.369，路径系数的显著性水平p＞.05。这表明，学生的参与性对学生学业成绩具有一定的正向影响效应，但是未达到显著性水平。因此，假设H2被拒绝。

3.学习的主动性到学生学业成绩的SRW为.266，检验统计量的临界比值t=6.495，路径系数的显著性水平p＜.01。这表明，学习的主动性对学生学业成绩具有显著的正向影响效应。因此，假设H3得到证实。

4.教学的有效性到学习的主动性的SRW为.266，检验统计量的临界比值t=3.410，路径系数的显著性水平p＜.01。这表明，教学的有效性对学习的主动性具有显著的正向影响效应。因此，假设H4得到证实。

5.教学的有效性到学生的参与性的SRW为.820，检验统计量的临界比值t=16.511，路径系数的显著性水平p＜.01。这表明，教学的有效性对学生的参与性具有显著的正向影响效应。因此，假设H5得到证实。

6.学生的参与性到学习的主动性的SRW为.196，检验统计量的临界比值t=2.474，路径系数的显著性水平p＜.01。这表明，学生的参与性对学习的主动性具有显著的正向影响效应。因此，假设H6得到证实。

本研究的假设模型检验结果的路径图如图1实线所标示，其中SEM检验结果中被拒绝的潜在变量间的结构关系以虚线表示。

(三)假设模型拟合度

通过将理论假设模型与实际观测数据进行拟合度计算，得出假设模型的适配指标，并将其与SEM的判断标准相比较，制作成表5。

根据SEM输出结果，CMIN/DF=2.755＜5.0，RMSEA=.043＜.100，两个绝对拟合指标都大于.80，四个相对拟合指标都大于.90，各项适配指标都达到了良好水平，本研究提出的假设模型能够与实际观测数据相拟合，这说明教学文化各结构要素对学业成绩的影响效应的结构方程假设模型检验结果成立。

四、结论

(一)发现

采用结构方程模型方法分析教学文化的结构及其对学业成绩的影响效应，主要有以下发现:1、实证数据表明，将教学文化分为教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性三个结构要素的合理性得到了实证研究数据的支持。2、教学的有效性、学生的参与性、学习的主动性三个潜在变量之间存在显著的相关性，同时，教学文化的三个维度与学业成绩之间也存在着显著的相关性。3、教学的有效性、学生的参与性两个维度对学业成绩不存在显著的直接影响效应;学习的主动性对学生的学业成绩具有显著的直接影响效应;教学的有效性对学生的参与性具有直接显著影响效应;学习的主动性在教学的有效性、学生的参与性与学生学业成绩之间存在着显著的中介性影响效应。

(二)讨论

1.教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性三个维度为分析评估教学文化提供了一个结构清晰的参考指标体系。

学校处于社会结构脉络之中，教学文化会受到社会意识形态和有关教育的价值观念的影响，最终表现为在教学过程中教师和学生的行为方式。价值观念是内隐的，是教与学行为背后的深层次影响因素，但是却不可直接测量，而教与学的行为方式却是过程性的、可测量的。本研究在已有文献的基础上，将教学文化的结构分为三个结构要素:教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性。信效度分析表明，教学文化问卷的题项达到了鉴别度要求(p＜.01)，问卷总信度系数为.917，各维度的信度系数介于.828-.900之间，探索性和验证性因素分析得到的因素负荷量都大于.60，这些数据说明，本研究所设计问卷的结构效度达到了较好的水平。潜变量隐含相关系数和协方差分析发现，教学文化的三个维度即教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性以及学生学业成绩这四个变量之间存在着显著的相关性。也就是说，教学文化的三个维度可以成为学生学业成绩的解释变量。

结构方程路径分析发现，教学文化的三个维度对学生学业成绩的直接影响效应和间接影响效应总和为.44，即教学文化对学生学业成绩的贡献率为44%。考虑到学生学业成绩还受到学生智力水平、家庭背景(如社会阶层、家庭收入、父母学历素质)等多种因素的影响，教学文化对学业成绩的贡献率已经相当之高。因此，可以认为从教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性三个维度来分析学校的教学文化是有效的。这说明，本研究设计的问卷可为分析和评估学校的教学质量提供一套参考性的指标体系。［17］学校和地方教育管理部门可以运用教学文化指标体系动态监控与评估学校的教学文化发展状态及其差异性，为提高学生学习过程质量、促进教师专业发展提供有效的信息基础。

2.学习的主动性是一个对学业成绩具有显著性影响效应的中介变量，提升教学成效必须以激发学生学习的主动性为中心。

研究假设H1被拒绝说明，教学的有效性虽然对学业成绩具有较小的直接影响效应(.019)，但是未达到显著性水平(p＞.05)。这一结果支持了Bishop等(2010)的发现，即教师有效教学与学生成绩之间虽然存在显著相关关系，但二者之间并不存在着直接的因果关系。［18］研究假设H2被拒绝说明，学生是否参与教学活动也对学业成绩没有显著的直接影响效应。这可能意味着在学生的参与性和学业成绩之间的关系并不是一种直线式因果关系，可能存在某种中介性影响因素。［19］

研究假设H3被证实说明，学习的主动性能够非常显著影响学生的学业成绩(p＜.01)。这一结果印证了Mulford等(2003)的发现，即学生参与能够显著带来更好的学业表现。［20］这说明，教学的有效性和学生的参与性不能构成直接预测学生学业成绩的自变量，而学生学习的主动性，即在学习中表现出浓厚的学习兴趣和发展信心，努力追求进步，能够自主学习，具有完成任务的积极心态等，能够有效地预测学生学业成绩的提升。研究假设H4、H6被证实说明，教学的有效性和学生的参与性两个变量能够对学生学习的主动性产生显著的影响效应。研究假设H3、H4、H6被证实充分说明，学习的主动性在教学的有效性、学生的参与性和学生学业成绩之间存在着中介性的影响效应。这意味着学习的主动性是一个对学业成绩具有显著性影响效应的中介性变量，对于教学实践的启示是，为了提高教学成效，必须围绕着学生学习的主动性这一中心环节来设计教学内容和教学活动，激发、维持学生形成与教学目标要求相匹配的动机水平。

3.在教学文化结构要素中，教学的有效性是前提性自变量，学生的参与性是调节性变量，有效教学和学生参与最终指向学生主动生成。

教学的有效性构成了教学文化的前提性自变量。研究假设H4被证实(p＜.01)说明，教学的有效性能够对学生学习的主动性产生显著的影响效应，即教师的投入状态、教学的准备、上课内容的生动有趣、方法灵活、对作业和学生问题的认真态度等有效教学要素能够显著提高学生学习的主动性。研究假设H5被证实说明，教学的有效性对学生的参与性有着显著性的影响，且路径系数达到很高水平(.820)，这意味着教学有效性高，必然导致更高的学生参与度，可以认为高度的学生参与性是有效教学的应有之义。

学生的参与性则在教学的有效性和学习的主动性之间构成了调节性变量。研究假设H5、H6被证实说明，学生的参与性一方面直接受到教学的有效性的影响，同时，教师在教学过程中创设积极的意见接纳氛围、公平公正地引导学生自主参与和展示、给学生提供支持性信息等吸引学生参与的教学行为，也能够显著地提高学生的学习动机水平。Krüger等(2007)的研究发现，学生在教学过程中的参与度与学生学业成绩密切相关。［21］本研究通过潜变量相关分析也再次证实了这一发现。Bruggencate(2012)也发现，虽然存在显著相关，但是学生的参与性对学业成绩没有直接影响，本研究的计算结果与这一结论相同。［22］本研究表明，学生的参与性对学业成绩的影响是间接性的，它通过影响学习的主动性从而最终影响学生学业成绩。

总体而言，教学文化的三个要素即教学的有效性、学生的参与性和学习的主动性对学业成绩的层次性影响关系揭示出了教学文化发生作用的动力机制，即:教师为有效教学和提高学生参与所做的一切都是为了提高学生学习的积极主动性，在此基础上通过提升教与学的品质，激发学生潜能，促进学生内生性的、可持续的发展。［23］

(三)结语

本研究的价值在于:为研究教学文化提供了一个结构清晰的参考性指标体系;揭示出了教学文化作用的动力机制，即构建良性的教学文化必须以提高教学的有效性为前提，以提高学生学习的主动性为中心。本研究所设计的假设理论模型只涉及了教学文化结构要素的主要变量，研究范围也有待于进一步扩大。今后，应当继续拓宽样本覆盖范围，提高样本的代表性;改进测量指标，进一步完善理论模型，并加强对教学文化与学业表现关系的动态过程性研究。

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