中小學教師的課程改革意愿及其影響因素
——基于2840位教師的調查研究

陳健美 沈保琪 劉勝男 陳霜葉 史加祥

一、 研究背景

2022年4月,教育部頒布了新的課程方案和課程標準,拉開了我國新一輪基礎教育改革的帷幕。課程標準是國家制定的某一學段共同的、統一的基本要求,是對學生在經過某一學段之后達成的學習結果的行為描述。[1]課程標準是教師實施教學的重要依據。教師是否依據課程標準實施教學,事關培養什么樣的人的大問題。[2]

國內外很多研究都顯示教師在課程改革中起到了關鍵作用,教師在課改中是一種“悖論性”的存在,既可能成為教育改革的動力,也可能成為阻力。[3]土耳其的一項研究發現,教師自我效能感與其對課程改革的意愿之間呈現顯著相關,且教師引導學生參與學習和教學策略的自我效能感是教師參與課程改革意愿的顯著預測因素。[4]希臘有研究者發現,具有高自我效能感的教師會更積極地對待課程改革,并更傾向于實施新的教學計劃,且教師的教學經驗與新課程實施意愿呈負相關。[5]英國有研究者發現,教師參與課改的意愿與他們的主體認同感有關,而課程改革中常用的問責措施在一定程度上削弱了教師在課程建設時的能動性。[6]我國有研究者發現,教師課程參與權利的缺失、工作量的超負荷、課改的形式化表達、學校管理與溝通機制不暢等因素阻礙了教師深入參與課程改革。[7]有研究針對校長與教師之間的關系在推進課程改革中的作用進行分析,指出關懷、引領、賦權的校長行為能激勵教師參與改革,而指令、監督、權威會使教師對改革產生排斥、敷衍和抗拒。[8]還有研究從教師改革意識的自我覺醒和外在改革因素的動力支持兩大方面思考教師參與課程改革的促進因素。[9]此外,教師情緒也會對課程改革造成強烈沖擊,需要對課程改革中的教師情緒進行概念重建。[10]

綜上,已有研究多從現象觀察、經驗認識與理性思辨的方式發現教師參與課程改革意愿的影響因素,但大規模、系統性的調查較少,對影響因素產生的內部機理探究不夠充分。面對新一輪課程改革,采用實證研究探討影響教師參與課程改革的態度和行動的因素及其作用機制十分必要。

本研究以場動力理論為分析視角,在上海市J區開展較大規模的教師問卷調查,以期明晰教師參與課程改革的態度和行動的影響因素及其關系,為區域科學有效地推動新方案、新標準的培訓與落實提供依據與借鑒。

二、 研究方法與過程

(一) 數據來源

研究團隊于2022年11月28—30日將網絡問卷發放至全區各中小學,邀請全體教師參與調研。共回收到2989份問卷,對規律性作答和極值等不符合要求的問卷進行剔除,最終形成2840份有效問卷,問卷有效率為95%,對數據整理和編碼后應用SPSS 25軟件進行分析。

(二) 調查對象

本次調查的對象為上海市J區的中小學教師,其學段、性別、教齡、職稱和學歷等基本情況詳見表1。

表1 調查對象的基本情況

(三) 調查問卷

調查問卷包括基礎信息和主體部分,基礎信息為表1中信息,問卷主體部分則借鑒國內外較為成熟的課程改革影響因素相關量表,包含校長支持,工作壓力,建構主義信念,工作效能感,課改情緒、認識與意愿準備,課改態度,同事支持7個分量表,共計66個題項。為保證量表的信效度,沿用原量表計分方式,其中校長支持、工作壓力采用4點計分;課改情緒、認識與意愿準備,同事支持采用5點計分;工作效能感采用6點計分;建構主義信念、課改態度采用7點計分。

調查結果顯示,7個分量表和總量表的內部一致性系數均大于0.9(見表2),量表具有很好的信度。效度分析采用KMO檢驗,KMO檢驗系數為0.980,巴特利特檢驗卡方統計值的顯著性概率小于0.001,可見其結構效度非常合理,所獲得的數據較為科學,可以進行后續分析。

表2 調查量表信度分析

(四) 理論視角與分析框架

1. 理論視角

研究以盧因(Kurt Lewin)的場動力理論為分析視角,其基本假設為“任何一種行為都產生于各種相互依存事實的整體,而這些相互依存事實具有一種動力場的特征”[11]。盧因強調必須把人及其環境看作一種相互依存的因素的集合來理解或預測行為,并用B=f(P,E)=f(LS)來表示人與環境的互相作用。[12]其中B表示行為,P表示行為主體,E表示環境,LS表示生活空間,即生活空間由個體、環境以及個體與環境之間的相互關系構成。因此,分析某種行為的產生需要具體到個體所在的特定時空場域之中,從個體特征及其所處環境來分析其行為產生和變化的原因。外部環境只是導火線,最后的行為變化是否強烈取決于內部需求是否足夠強烈,個體內部因素的作用大于外部因素。

2. 分析框架

研究以場動力理論為依據,將教師課改態度作為因變量,將影響因素作為自變量。其中,建構主義信念,工作效能感,課改情緒、認識與意愿準備為影響教師參與課改的個體因素,校長支持、教師工作壓力和同事支持為影響教師參與課改的環境因素(見表3)。由此,建構了本研究的分析框架(見圖1)。個體因素置于影響教師課改態度和行為的核心位置,并用雙箭頭表示可能存在的相互影響;將環境因素置于外圈,且沒有采用箭頭直接指向的方式,表示行為產生的泛在的外部影響。

表3 變量設定情況

圖1 研究理論與分析框架

3. 分析思路

研究主要采用分層線性回歸分析來探究個體或環境因素對教師參與課程改革的影響,分層線性回歸分析采用以下思路:

其中,Y代表教師參與課程改革的整體態度,X個體因素包含了個體層面的核心解釋變量,即建構主義信念,工作效能感,對課改的情緒、認識與意愿準備;X環境因素包含了環境層面的核心解釋變量,即校長支持、工作壓力和同事支持;X控制因素則包含一系列控制變量,即學段、性別、教齡、職稱和學歷等因素。分層線性回歸分析主要用來探究影響因素對模型的解釋力,在分析中還會根據具體情況采用如方差分析等其他方法,對調查結果進行深入的分析。

三、 研究結果

(一) 分層線性回歸分析

研究采用分層線性回歸分析形成三個模型(見表4)。模型1只考慮控制變量的影響,得到控制變量對教師課改態度影響的解釋力為4%;模型2在控制變量的基礎上增加個體因素變量,模型的解釋力提升至73.3%,可見個體因素對模型的解釋力具有非常顯著的影響;模型3在控制變量和個體因素變量的基礎上又增加了環境因素變量,模型的解釋力提升至75.4%。結果顯示,教師的課改態度顯著受到個體因素和環境因素的綜合影響。

表4 教師課改態度影響因素的分層線性回歸分析

1. 教師課改態度受情緒、認識與意愿準備,教學信念和工作效能感的影響

從模型2分析結果可以看出,在控制學段、性別、教齡、職稱、學歷等因素的情況下,教師建構主義信念、工作效能感以及課改情緒、認識與意愿準備三個因素對教師課改態度的解釋力達到73.3%。其中,教師課改情緒、認識與意愿準備這個因素具有最強的解釋力(β=0.581,p<0.01),且標準化回歸系數為正,即教師的課改情緒、認識與意愿準備越充分,其對課改的態度也就越積極。與此同時,教師的建構主義信念也具有非常顯著的影響,且標準化回歸系數為正,說明建構主義信念對教師課改態度有正向作用。

相較而言,教師工作效能感雖具有顯著影響,但標準化回歸系數為負,說明教師的工作效能感越強,其對課改的態度就越消極。從實踐的角度來看,工作效能感強的教師更傾向于認為自己較為適應現有的課程與教學情況且能得心應手地處理,導致參與課程改革的愿望降低。

2. 不同學校和工作環境中教師的課改態度存在差異,受個體與環境因素的共同作用

在增加了環境因素的三個變量的模型3中,整體模型對教師參與改革態度的解釋力達到了75.4%,增幅為2.1%,三個環境因素變量均達到顯著,其中校長支持和同事支持達到極其顯著的影響,同事支持的解釋力是三個因素中最強的(β=0.216,p<0.01),其次是工作壓力,影響力最小的是校長支持。三個變量的標準化回歸系數均為正值,說明教師感受到越多來自校長和同事的支持,其參與課程改革的態度和意愿就越積極。與此同時,工作壓力也對教師課改態度貢獻了正向的解釋力。

此外,當納入環境因素后,個體因素的影響力均發生了一定變化。教師建構主義信念和教師課改情緒、認識與意愿準備的解釋力有所下降,而教師工作效能感的負向作用被放大?？梢?個體因素和環境因素通過某種交互的機制共同作用于教師課改態度,且個體因素起到了關鍵性的作用。

(二) 方差分析

在明確影響因素的基礎上,更要明確不同類別的教師群體在參與課改中的差異性,為區域制定分層分類培訓提供明確的方向。為此,研究采用方差分析對學段、性別、教齡等因素對課改態度影響的差異性進行了分析。

1. 中小學教師工作壓力整體較大,課改態度受到學段影響

為明晰中小學教師參與課程改革態度的影響因素差異,研究以任教學段作為自變量進行單因素方差分析,結果顯示中小學教師在工作壓力上無顯著差異,但在其他6個影響因素上均存在顯著差異,且小學教師得分均顯著高于中學教師(見表5)。

表5 不同學段教師參與課改影響因素的方差分析

2. 男女教師對工作壓力有共同感受,課改態度受到性別影響

不少研究探討了性別對教師教學工作、教學風格的影響,但較少有研究關注教師課改態度和行為上的性別差異。研究以性別作為自變量進行單因素方差分析,結果表明男女教師在工作壓力上不存在顯著差異,但在其他6個影響因素上均呈現出0.001水平的顯著性差異,且女教師在6個因素上的得分均顯著高于男教師(見表6)。

表6 不同性別教師參與課改影響因素的方差分析

3. 中小學教師認同并愿意參與課改,課改態度受到教齡影響

分析顯示,不同教齡教師在7個課改影響因素上均存在0.001水平的差異(見表7),為進一步了解各教齡段教師在7個影響因素上得分的具體差異,研究選取教師課改態度和教師課改情緒、認識與意愿準備這兩個與參與課改直接關聯的影響因素,對數據進行事后比較(塔姆黑尼法)發現,在課改態度方面,25年以上教齡教師分別與3年及以下教齡教師(p<0.001)、3—5年(含)教齡教師(p<0.001)、5—15年(含)教齡教師(p<0.001)之間存在顯著差異,25年以上教齡教師在課改態度上的得分顯著低于以上三個教齡段的教師。同時,15—20年(含)教齡教師的課改態度得分顯著低于3—5年(含)教師(p<0.05)。在課改情緒、認識與意愿準備方面,25年以上教齡教師的得分顯著低于3年及以下教齡的教師(p<0.001)、3—5年(含)教齡的教師(p<0.001)和5—15年(含)教齡的教師(p<0.001)。

表7 不同教齡教師參與課改影響因素的方差分析

四、 討論與啟示

(一) 發揮教師個體因素在課程改革中的主要驅動力

結合模型2和模型3可以看出,教師的個體因素對其參與課程改革的態度貢獻了最主要的解釋力,尤其是教師課改情緒、認識與意愿準備這個因素具有最強的解釋力(模型2中β=0.581,p<0.01;模型3中β=0.490,p<0.01)。和其他個體因素或環境因素相比,此因素起到了決定性的作用。這與場動力理論的核心觀念相符,即外部因素要起到對行為的激勵作用,其前提條件是行為主體要有足夠的內部動機和愿望,如果個體自身缺乏行為動機,那么外部因素很難起到激勵作用,甚至還可能導致相反的結果[13]。

教師是課程實施的主體和關鍵,要想使課程改革真正取得實效,一個重要的前提是教師真正理解課程改革的理念,并落實到教育教學中。有研究發現,部分教師將課程改革認識為教材體系的變更,并認為教材體系的變化是換湯不換藥[14],這種片面的理解和認識消減了教師參與課程改革的內在動力。與此同時,教師面對課改的情緒體驗也起到了重大的作用,課程改革的復雜性對教師情緒造成了強烈的沖擊。教師面對課程改革時的迷茫、猶疑、矛盾等情緒會損害參與的動機。更深層次的原因在于教師對改革未知性的擔憂,改革是否能提升學生綜合素質和學習能力,很多教師對此抱有懷疑的態度。本研究發現,教師工作效能感對課程改革態度起到負向解釋作用,即工作效能感高的教師由于能很好地應對現有的教學任務并取得不錯的成效,而面對未知的改革和變化,會對自己能否依然保持高效優質的教學存在疑慮,在對待課程改革上也更傾向于保守的態度。因此,課程改革的培訓不僅應包含新課程方案和標準的內容要素,還要增加對教師個體層面的效能感、課改情緒和認識的關注,更有針對性地設計培訓方案,把握不同教師的課改意愿與考慮,通過案例分享、課堂實踐、活動展示等方式使其認識到課改并非推倒重建,而是將以往一些好的做法變成更為系統、普遍、自覺的實踐,從而提升教師參與課改的信心。

(二) 關注教師學習共同體在課程改革中的特殊作用

對模型3的分析顯示,相比校長支持(β=0.018,p<0.01)和工作壓力(β=0.026,p<0.05),同事支持對教師課改態度的解釋力要強得多(β=0.216,p<0.01)。已有文獻已經證明教師彼此之間的信任將起到“潤滑劑”作用,如果教師感受到其他同事是可信的、有能力的、真誠的,教師之間的專業學習更容易發生。[15]本研究也進一步證明,在新課程改革中,同事間的信任能夠有效地改善教師群體對課程改革的主觀評價和感受,以及教師實施改革的行動意向,發揮“緩沖器”和“催化劑”的作用[16]。因此,在新課程改革的實施中,要繼續發揮教研組、備課組等正式學習共同體或教師間自由建立的非正式學習共同體的作用。行政和專業領導層面也要注意運用促進教師信任合作的策略,避免教師之間的惡性競爭,為教師參與課程改革提供能切實感受到的微觀環境以及細小而實際的支持。區域和學校在培訓中也可以減少講座式的單向培訓,更多設計與教師合作相關的培訓項目。

(三) 重視課程改革中男女教師性別的差異影響

方差分析結果顯示,男女教師之間在課改態度上呈現出明顯的性別傾向性,群體之間的差異不應被忽視。差異首先表現為男女教師性別比例的失衡。教育部統計數據顯示我國教師的性別失衡情況在經濟、文化等多重因素的影響下正日益嚴重,很多省市男教師比例已經低于OECD均值[17],J區參與調查的教師性別比例(男性28.49%,女性71.51%)也顯示了性別失衡問題。TALIS 2013年報告指出,學校中教師性別分布不平衡,小學中女教師比例趨高,男教師自我效能感和工作滿意度相對較低[18]。其他研究也顯示男教師不適應在女性主導的工作環境中工作,而且很難參與課堂內外許多話題的討論,并被女教師群體隔離[19],男教師在學校正式或非正式學習共同體中的疏離感也可以被預見。在內在體驗和外在環境的雙重影響下,男教師參與課改的態度相較女教師而言更加消極,因此在課程改革中,需要根據不同學科中的男女教師比例形成差異性的培訓課程。

(四) 滿足不同階段教師在課程改革中的發展需求

研究還發現不同教齡的教師對課改的態度以及情緒、認識與意愿準備等存在群體差異。教齡是教師專業發展階段的顯性依據,根據斯特菲(Steffy)等人的教師專業發展階段理論,教師的專業發展可劃分為5個階段:預備生涯階段、專家生涯階段、退縮生涯階段、更新生涯階段及退出生涯階段[20],并認為26—40歲的教師處在預備生涯或專家生涯階段,善于接納新觀點,更愿意通過教學實踐提升教學能力;41—50歲教師處在退縮或更新生涯階段,積累了一定的教學經驗,但較少開展教學創新,可能出現職業倦怠;51—60歲教師處在退出生涯階段[21]。本研究發現,25年以上教齡教師的課改態度以及情緒、認識與意愿準備兩個維度的得分顯著低于3年及以下、3—5年(含)、5—15年(含)教齡的教師,與之前的研究相一致,即處于退縮生涯或更新生涯以及退出生涯階段的教師參與課改的態度和意愿明顯低于處于預備生涯或專家生涯階段的教師。所以,在組織教師學習與培訓過程中,需要對不同教齡教師的課改需求進行進一步調查,制定出更有針對性的方法與策略。

本研究通過大規模的問卷調查,對上海市J區教師的課程改革意愿和影響因素開展研究,為區域開展新課標培訓提供了扎實的證據和設計依據。未來可以基于研究發現與結果作進一步的深入分析,對不同的影響因素進行持續的調查,為義務教育新課程改革在學校層面的落實奠定堅實的教師基礎。