李志專

（阜陽師范學院 教育科學學院，安徽 阜陽 236037）

一 問題的提出

世紀之初，教育部印發(fā)《基礎教育課程改革綱要(試行)》，首次將“情感態(tài)度與價值觀”明確寫入課程目標，情感目標作為新課程“情感態(tài)度價值觀”目標的重要一維，其在課堂教學中的有效實現(xiàn)也成為眾多研究者關注的焦點[1]。任何教學目標的實現(xiàn)都離不開先進教學理念的引領。情感教學強調(diào)在充分考慮認知因素的同時，積極關注教學過程中的情感因素，不僅有利于學生認知活動的開展，更能有效推動學生情感素質(zhì)的發(fā)展[2]，這種“以情優(yōu)教”的教學觀念無疑從觀念上為廣大教師順利實現(xiàn)新課改“情感目標”的教學實踐提供了有益的指導。然而，情感教學研究雖從理論上闡明了“以情優(yōu)教”教學理念（我們稱之為“情感教學觀”），卻未能對其在實踐中如何轉化為教師具體的教學行為，以及如何有效促進課堂教學情感目標實現(xiàn)等問題進行深入探討。本文擬在“以情優(yōu)教”教學理念的基礎上，提出教師“情感教學觀”的概念，并編制具有一定信效度的《中學教師情感教學觀問卷》，以期為下一步深入探討中學教師情感教學觀念與教師教學行為及課堂教學情感目標實現(xiàn)之間的關系提供可靠的實證研究工具。

二 研究過程

（一）中學教師情感教學觀內(nèi)涵的界定與初測問卷的形成

1．情感教學觀的內(nèi)涵界定。教學觀是教師在教學活動中產(chǎn)生和發(fā)展的，對于教學活動及其構成要素的實質(zhì)、方式、價值等問題的觀點、看法和信念[3]。情感教學觀作為教學觀的一個方面，既有一般教學觀所具有的共同特性，又有著區(qū)別于一般教學觀念的獨特特點。我們結合“以情優(yōu)教”理念和教學觀的一般定義，在充分咨詢相關專家的基礎上，將情感教學觀定義為“教師在教學活動中產(chǎn)生和發(fā)展起來的，對教學活動中情感因素的相對穩(wěn)定的認識和看法”。需要說明的是，這里所指的情感，不僅僅局限在傳統(tǒng)的理智情感、道德情感和審美情感三個方面，還包括了人的生活情感和人際情感等，前者如生命珍愛感、生活熱愛感、人生幸福感等，后者如親密感、樂群感、合作感等[4]。

2．中學教師情感教學觀初測問卷的形成。通過訪談17名中學高級教師、瀏覽國內(nèi)外相關研究文獻、教師博客和中學教師經(jīng)驗總結式論文等途徑來搜集資料，結合我們對情感教學觀內(nèi)涵的界定，對這些資料進行總結、提煉，最后得到有關情感教學觀念的表述43條。為確保這些項目在心理測量學上的科學合理性，我們又分別請了22位中學教師（文理各11人）、11位心理學專業(yè)研究生、4位心理學專家以及2位教育學專家對這些項目進行評估，根據(jù)他們的建議進行修改后，刪除了不合理項目23項，最終保留20個項目作為《中學教師情感教學觀初測問卷》，問卷采用以李克特六點記分法，由“完全不贊同”、“基本不贊同”、“有點不贊同”、“有點贊同”、“基本贊同”和“完全贊同”六個選項組成，分別記1, 2, 3, 4, 5，6分。

(二)正式問卷的初步編制

采用初步形成的《中學教師情感教學觀初測問卷》對245位教師進行調(diào)查，實際收回問卷234份，經(jīng)過各種技術處理后得到有效問卷209份，問卷有效率為89%。其中男教師96人，女教師113人；初中教師90人，高中教師119人；文科教師114人，理科教師95人；中教二級90人，中教一級65人，中教高級54人。所得數(shù)據(jù)采用SPSS13.0進行統(tǒng)計分析。

1．項目分析。為進一步確保各項目的科學性和合理性，本研究嚴格按照心理測量學要求，根據(jù)標準差法分析各項目的標準差，刪除了標準差小于0.8的第1，12題；根據(jù)臨界比率值法，對高分組和低分組被試在每個項目上的平均數(shù)進行差異顯著性檢驗，刪除了顯著性水平未達到0.01的第9、19題；根據(jù)題總相關法，刪除了題總相關系數(shù)不顯著或相關系數(shù)低于0.4的第20題。因此，經(jīng)過項目分析，共刪除了1，9，12，19，20等5個項目，共保留了15個項目。

2．探索性因素分析。采用主成份分析法，進行方差極大正交旋轉，對《中學教師情感教學觀初測問卷》余下的15個項目進行探索性因素分析（EFA），抽取特征值大于1的因素。取樣適當性檢驗發(fā)現(xiàn)KMO值為0.882，大于0.8, 表明用于探索性因素分析的樣本容量合適；Bartlett球形檢驗值為1116.402，顯著性水平為0.000，小于0.01，說明該問卷適合進行探索性因素分析。經(jīng)第一輪探索性因素分析，結合相關項目取舍標準（因素負荷應大于0.4；在不同因素上沒有相近負荷，且不同時在兩個或兩個以上因素上有超過0.4以上的負荷；項目共同度應大于0.4；抽取的因素應至少包含3個題項；各項目在因子歸屬上沒有歧義），共刪除了2，3，6，7，14，16，17，18等共8個項目，保留了4，5，8，10，11，13，15等7個項目。對剩下的7個項目進行第二輪探索性因素分析，最終從7個題項中共抽取出了1個因子，累積方差貢獻率為51.133%（結果見表1）。

表1. 中學教師情感教學觀問卷探索性因素分析結果（n=209）

由表1可以看出，所有項目的因素負荷均大于0.5(0.552—0.815)，項目共同度雖有兩個項目共同度在0.3以上（0.502—0.761），雖然有兩個項目共同度在0.3-0.4之間，但仍然在可接受的范圍之內(nèi)，基本符合統(tǒng)計學上的要求。為進一步檢驗提取一個因子是否合適，我們采用平行分析[5][6]的方法來確定應該提取的因子個數(shù)。平行分析結果（見表2）顯示，只有第一個因子的實際特征值大于隨機特征值，表明選取1個因子是較為合適的。

表2. 真實樣本與隨機樣本平均特征根比較

（三）正式問卷的信效度檢驗

采用包含7個項目的《中學教師情感教學觀正式問卷》對453位中學教師進行調(diào)查，以考察《中學教師情感教學觀正式問卷》的信效度。最后實際收回問卷429份，經(jīng)過各種技術處理后得到有效問卷391份，問卷有效率為91%。其中男教師178人，女教師213人；初中教師186人，高中教師205人；文科教師199人，理科教師192人；中教二級172人，中教一級146人，中教高級73人。所得數(shù)據(jù)采用SPSS13.0和LISREL8.7進行統(tǒng)計分析。

1．驗證性因素分析。使用LISREL8.7分析軟件對通過探索性因素分析得出的中學教師情感教學觀單因素模型進行驗證。在LISREL8.7中運行事先編制好的LISREL程序，結果顯示，χ2/df=2.30、RMSEA=0.058、GFI=0.98、NNFI=0.98、CFI=0.99，其單因素結構模型及標準化路徑系數(shù)見圖1。

圖1.中學教師情感教學觀單因素結構模型及其標準化路徑系數(shù)圖

2．信度檢驗。本研究以內(nèi)部一致性信度(Cronbach α系數(shù))、折半信度為指標來檢驗“中學教師情感教學觀問卷”的信度。由于自編的《中學教師情感教學觀問卷》是一個單維度問卷，因此，只分析了總問卷的信度。研究結果顯示，中學教師情感教學觀問卷內(nèi)部一致性信度（Cronbachα系數(shù)）為0.803，折半信度為0.825。

3．結構效度。結構效度的常用檢驗方法之一就是考察問卷各維度之間以及各維度與問卷總分之間的相關系數(shù)。由于本問卷是一個單維度問卷，所以我們將問卷的每一個項目作為一個維度考察。結果表明，問卷各維度（項目）與問卷總分之間的相關系數(shù)在0.627-0.746之間，而各維度（項目）之間的相關系數(shù)則在0.280-0.503之間。

三 討 論

在研究總體思路上，本研究首先結合“情感教學研究”和“教學觀念研究”理論成果，在咨詢相關專家的基礎上，從理論上對中學教師情感教學觀的內(nèi)涵進行了界定。隨后，又在情感教學觀內(nèi)涵的基礎上，通過較大規(guī)模的調(diào)查，以及瀏覽國內(nèi)外相關研究文獻、教師博客和中學教師經(jīng)驗總結式論文等多種途徑全面了解一線教師對教學活動中情感因素的看法，搜集了大量真實可靠的資料，并同時結合實證數(shù)據(jù)對所編制的《中學教師情感教學觀問卷》進行了探索性因素分析、驗證性因素分析和信效度檢驗。這種理論與實踐相結合、質(zhì)性研究與量化研究互為印證的做法，不僅排除了先入為主的可能，也使得整個問卷編制同時建立在堅實的理論和事實基礎上，最大限度地保證了研究結果的客觀性和可靠性。

在問卷項目的編制上，所有項目都直接來自于中學一線教師(尤其是優(yōu)秀教師)對教學活動中情感因素的看法，與當前中學教師的教學實踐高度吻合；同時，為確保問卷的內(nèi)容效度，我們還嚴格按照相關操作規(guī)程進行操作，聘請教育學、心理學專家和心理學專業(yè)研究生對問卷項目的表述進行了反復論證，并根據(jù)他們的反饋意見進行了多次修改；不僅如此，我們還依次進行了項目分析和探索性因素分析，對問卷項目進行了再次篩選，力求使問卷項目能夠準確有效地測量教師的情感教學觀念。

在問卷信效度方面，問卷內(nèi)部一致性信度和折半信度分別為0.803和0.825，均在0.80以上，符合心理學測量學要求；而問卷各維度（項目）與問卷總分之間的相關系數(shù)均在0.3-0.8之間，而各維度（項目）之間的相關系數(shù)則都在0.1-0.6之間，均達到心理測量學要求；驗證性因素分析也顯示各項擬合指數(shù)（χ2/df＜2.5, RMSEA＜0.06，CFI＞0.95，NNFI＞0.95， RMR＜0.05，GFI＞0.95）表現(xiàn)良好，即調(diào)查數(shù)據(jù)與模型擬合較好，較好地支持了中學教師情感教學觀的單因素模型構想?？傊?，所編制的問卷具有較高的信度和效度，可以作為中學教師情感教學觀念的測量工具。

當然，隨著教學改革的不斷深入以及教師實踐經(jīng)驗的不斷豐富，教師的教學觀念可能隨時發(fā)生變化，有關中學教師情感教學觀的理論建構乃至問卷項目的編制等也需要與時俱進，在實踐中不斷完善、發(fā)展，以便更準確全面地反映廣大教師的情感教學觀念。

綜上，我們認為中學教師情感教學觀是指教師在教學活動中產(chǎn)生和發(fā)展起來的，對教學活動中情感因素相對穩(wěn)定的認識和看法。統(tǒng)計檢驗表明，中學教師情感教學觀單維模型與調(diào)查數(shù)據(jù)擬合良好，所編制的問卷具有較高的信、效度，可以作為中學教師情感教學觀念的測量工具。

[1]朱慕菊.走進新課程——與課程實施者對話[M].北京:北京師范大學出版社,2002.

[2]盧家楣.情感教學心理學[M].上海:上海教育出版社,2000.

[3]周先龍.新課程背景下中小學教師教學觀念發(fā)展研究[D].西南大學,2006.

[4]盧家楣.情感教學模式的理論與實證研究[M].上海:上海人民出版社,2008.

[5]Zwick,W.R.,&Velicer,W.F.Comparison of five rules for determining the number of components to retain[J].Psychological Bulletin,1986,(3).

[6]孔明,卞冉,張厚粲.平行分析在探索性因素分析中的應用[J].心理科學,2007,(4).