教學(xué)偏見(jiàn)問(wèn)卷的信度及效度分析

文/李蔚 劉鑫雨

（1.青島西海岸新區(qū)建工小學(xué) 山東 青島 266000；2.蘇州大學(xué)教育學(xué)院 江蘇 蘇州 215123）

2020 年10 月，中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)了《深化新時(shí)代教育評(píng)價(jià)改革總體方案》，但是用分?jǐn)?shù)給學(xué)生貼標(biāo)簽的做法仍然存在。教師對(duì)教學(xué)活動(dòng)中的他人產(chǎn)生的片面態(tài)度，這種態(tài)度使教師在判斷上偏離本真事實(shí)、在情感上出現(xiàn)好惡、在行為傾向上存在親疏的行為被叫做教學(xué)偏見(jiàn)。教學(xué)偏見(jiàn)最典型的體現(xiàn)就是對(duì)“優(yōu)生”和“差生”的偏見(jiàn)。以往研究中對(duì)義務(wù)教育階段教師教學(xué)偏見(jiàn)的調(diào)查研究還有待完善，同時(shí)，因?qū)嵺`調(diào)查樣本數(shù)量、抽樣范圍有限，也使總體理論研究的深度、廣度受到一定影響。有鑒于此，本文以義務(wù)教育階段的教師與學(xué)生為研究對(duì)象，對(duì)其感知到的教學(xué)偏見(jiàn)問(wèn)卷編制與信效度進(jìn)行研究與分析。

一、對(duì)象與方法

項(xiàng)目編制階段，本研究通過(guò)對(duì)教學(xué)偏見(jiàn)的文獻(xiàn)進(jìn)行了梳理，并結(jié)合20 名中小學(xué)生的訪談，收集編制初測(cè)問(wèn)卷題項(xiàng)資料初步編制了63 道題目，并在心理學(xué)專家的指導(dǎo)下對(duì)題目進(jìn)行語(yǔ)言修飾以及刪減后保留了30 道題目。采用里克特6 點(diǎn)計(jì)分，1-6依次代表“從不-總是”，采取正反向計(jì)分相結(jié)合的方式。修改部分題目表述后，形成教師版教學(xué)偏見(jiàn)問(wèn)卷與學(xué)生版教學(xué)偏見(jiàn)問(wèn)卷。兩問(wèn)卷獨(dú)立進(jìn)行施策。

教師版問(wèn)卷通過(guò)滾雪球抽樣法邀請(qǐng)研究對(duì)象，被邀請(qǐng)者在線填寫(xiě)調(diào)查問(wèn)卷考慮城鄉(xiāng)、性別、所教年級(jí)等因素選取10 名研究對(duì)象作為“一級(jí)種子”，以區(qū)分更多異質(zhì)性的研究對(duì)象，使樣本抽樣更具可信度。一級(jí)種子將問(wèn)卷轉(zhuǎn)發(fā)給其認(rèn)為適合接受調(diào)查的10 名同伴作為“二級(jí)種子”，二級(jí)種子將問(wèn)卷發(fā)布在自己的社交平臺(tái)，如微信朋友圈等。測(cè)驗(yàn)共回收問(wèn)卷160 份，其中有效問(wèn)卷153 份，有效率95.63%。

學(xué)生版問(wèn)卷采用整群抽樣，對(duì)徐州市某公立小學(xué)和初中的六個(gè)班級(jí)采取整群抽樣，共發(fā)放問(wèn)卷237 份，有效問(wèn)卷220 份，有效率92.83%。

采用SPSS22.0 和AMOS22.0 對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行整理分析，對(duì)問(wèn)卷的信效度進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、結(jié)果

借鑒教學(xué)偏見(jiàn)相關(guān)研究和石歐《教學(xué)病理學(xué)》專著作，初步整合教學(xué)偏見(jiàn)問(wèn)卷的維度結(jié)構(gòu)如下：本問(wèn)卷由言語(yǔ)交往偏見(jiàn)、行為交往偏見(jiàn)、刻板印象偏見(jiàn)三個(gè)分問(wèn)卷組成。其言語(yǔ)交往偏見(jiàn)分問(wèn)卷由言語(yǔ)交往機(jī)會(huì)（如“更多地將回答問(wèn)題的機(jī)會(huì)給成績(jī)好的學(xué)生”）、言語(yǔ)交往態(tài)度（如“與成績(jī)好的學(xué)生相比，我和成績(jī)不好學(xué)生說(shuō)話的威嚴(yán)感更重”）等10 道題目；行為交往偏見(jiàn)例如“成績(jī)好的學(xué)生的座位總是安排在中間或者靠前”、“好學(xué)生的作業(yè)，會(huì)更仔細(xì)地批改、檢查他們的答題細(xì)節(jié)”等10 題；刻板印象偏見(jiàn)包含“成績(jī)不良的孩子通常是懶惰的”、“成績(jī)不良學(xué)生更喜歡打網(wǎng)絡(luò)游戲”等10 題。

首先，將初測(cè)問(wèn)卷的反向計(jì)分題進(jìn)行轉(zhuǎn)換，然后計(jì)算出被試言語(yǔ)交往偏見(jiàn)維度總分、行為交往偏見(jiàn)維度總分和刻板印象偏見(jiàn)維度總分。對(duì)問(wèn)卷總分采進(jìn)行臨界值比較，結(jié)果表明，高分組與低分組均值差異做獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)：F=70.429，方差齊性，t=38.224,P<0.001 差異極其顯著。

其次，本研究考察題項(xiàng)與分問(wèn)卷總分相關(guān)，以此來(lái)進(jìn)一步篩查題項(xiàng)。本研究通過(guò)雙變量相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)30 個(gè)題項(xiàng)與維度總分的相關(guān)系數(shù)均達(dá)標(biāo)（r>0.400）保留所有項(xiàng)目。

研究問(wèn)卷的題項(xiàng)數(shù)目為30，教師答卷有效問(wèn)卷為153 份，學(xué)生答卷有效問(wèn)卷為220 份，預(yù)測(cè)樣本數(shù)目與問(wèn)卷題項(xiàng)數(shù)目的比例為 12.43：1，初步確定適合進(jìn)行因素分析。本研究分兩步對(duì)問(wèn)卷結(jié)構(gòu)的適合性進(jìn)行驗(yàn)證，第一步先用二階探索性因素分析探討各分問(wèn)卷的內(nèi)部結(jié)構(gòu)；第二步，再用驗(yàn)證性因素分析探討個(gè)分問(wèn)卷與總問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)關(guān)系。

根據(jù) Kaiser 的建議，KMO 應(yīng)該大于0.5 才適合進(jìn)行因素分析。對(duì)總問(wèn)卷進(jìn)行探索性因素分析時(shí)，結(jié)果發(fā)現(xiàn) KMO 值為 0.958（>0.800）；Bartlett’s 球形檢驗(yàn)的χ2 值為8062.714（P<0.001），進(jìn)一步表明適合進(jìn)行因素分析。

進(jìn)行探索性因素分析時(shí)，共提取到4 個(gè)因素，前4 個(gè)共同因素的特征值均大于 1 且累積解釋變異量為64.004%（>50%），其中C6 單獨(dú)顯著歸于一個(gè)因子，將之進(jìn)行剔除，其余題目基本保證了總體內(nèi)容效度。

將所得數(shù)據(jù)按照項(xiàng)目分析的三個(gè)維度進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，采用 Amos22.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，并利用MI 值進(jìn)行修正。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：λ 2／df=1.63，RMSEA=0.06，IFI=0.92，TLI=0.91，CFI=0.93，驗(yàn)證性因素分析的各項(xiàng)指標(biāo)均表明問(wèn)卷模型適配良好，結(jié)構(gòu)效度較好。

采用正式施測(cè)回收的377 份問(wèn)卷數(shù)據(jù)來(lái)對(duì)正式問(wèn)卷的同質(zhì)性信度和半分信度進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，問(wèn)卷總信度為0.96，其中言語(yǔ)交往偏見(jiàn)內(nèi)部一致性信度0.91，行為交往偏見(jiàn)為0.89，刻板印象偏見(jiàn)為0.96，符合測(cè)量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。

教師回收問(wèn)卷中，其中女教師回收問(wèn)卷118 份、男教師35份，平均年齡為39.84±10.57 歲，平均教齡17.25±11.74 年，65名班主任，88 名任課教師。學(xué)生問(wèn)卷中，女性占49.46%，男性占50.54%，小學(xué)占47.96%，初中占52.04%。學(xué)生感知到的教學(xué)偏見(jiàn)總體大于教師自評(píng)的教學(xué)偏見(jiàn)（t=4.34,p<.001），在言語(yǔ)交往（t=6.42,p<.001）與行為交往（t=4.90,p<.001）兩分維度差異顯著。

三、討論

以往關(guān)于教學(xué)偏見(jiàn)的相關(guān)研究主要從教育相關(guān)理論出發(fā)，例如李中杰、任勤在編制中學(xué)數(shù)學(xué)教學(xué)偏見(jiàn)調(diào)查問(wèn)卷中，從學(xué)生層次、教學(xué)態(tài)度、師生交流、課堂教學(xué)、教學(xué)評(píng)價(jià)等維度入手設(shè)置題目；易苗、蔣祥輝、扈琨認(rèn)為教學(xué)偏見(jiàn)具有主觀經(jīng)驗(yàn)性，尤其體現(xiàn)在教師對(duì)優(yōu)生與差生之間區(qū)別對(duì)待，主要通過(guò)外觀、教學(xué)態(tài)度、課堂提問(wèn)、數(shù)學(xué)思維、教學(xué)評(píng)價(jià)、人際交往等方面體現(xiàn)，同時(shí)還列舉了多個(gè)示例來(lái)證明教學(xué)偏見(jiàn)的存在；石鷗認(rèn)為教學(xué)偏見(jiàn)來(lái)源于不同的教師期望，體現(xiàn)在長(zhǎng)相外觀、作為排列、課堂提問(wèn)、人際交往等方面；張?jiān)鎏锾岢?，教學(xué)偏見(jiàn)主要體現(xiàn)在作為排列、課堂提問(wèn)、信息發(fā)聵、教學(xué)評(píng)價(jià)等四個(gè)方面；李小燕從客觀環(huán)境、人際關(guān)系、數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)四個(gè)方面分析了教學(xué)偏見(jiàn)的存在。本研究再此基礎(chǔ)上，從心理學(xué)角度出發(fā)，從師生互動(dòng)過(guò)程種的的言語(yǔ)、行為角度進(jìn)行分析。

教學(xué)偏見(jiàn)最典型的體驗(yàn)就是對(duì)“優(yōu)生”和“差生”的偏見(jiàn)。教師會(huì)根據(jù)自己的期望，從簡(jiǎn)單的座位排序到復(fù)雜隱秘的教學(xué)態(tài)度題現(xiàn)出教學(xué)偏見(jiàn)。教學(xué)偏見(jiàn)也會(huì)影響教師對(duì)學(xué)生的觀點(diǎn)態(tài)度，例如易苗，蔣祥輝，扈琨在指出教學(xué)偏見(jiàn)的主觀經(jīng)驗(yàn)時(shí)就寫(xiě)道，“又如教師認(rèn)為成績(jī)差的學(xué)生之所以成績(jī)差是他們平時(shí)懶惰，不愛(ài)學(xué)習(xí)造成的”。除此之外，在教師已有的教學(xué)經(jīng)驗(yàn)中，許多成績(jī)差的學(xué)生一般在學(xué)習(xí)或生活中表現(xiàn)出行為不良，因此很有可能從成績(jī)的不良引發(fā)出道德品性的評(píng)價(jià)，例如懶惰、不誠(chéng)實(shí)，形成一種固化的刻板印象偏見(jiàn)。這種偏見(jiàn)與言語(yǔ)、行為相比更為隱秘。

對(duì)于偏見(jiàn)的感知，教師感知到的偏見(jiàn)明顯要比學(xué)生要少。這主要可能由于教師有時(shí)候?qū)ψ约阂恍撘庾R(shí)的表達(dá)沒(méi)有注意。例如，在學(xué)生集體回答問(wèn)題之后將贊許的目光更多的給成績(jī)優(yōu)秀的學(xué)生，以及在資源上給予成績(jī)好的學(xué)生更多的支持，例如給成績(jī)優(yōu)異的學(xué)生的座位排在靠前的位置。但是對(duì)于學(xué)生而言，他們對(duì)于教師的這些差異對(duì)待有所感知。

行為交往偏見(jiàn)、言語(yǔ)交往偏見(jiàn)師生間的感知存在顯著差異，但是對(duì)于刻板印象偏見(jiàn)差異卻沒(méi)有達(dá)到顯著。說(shuō)明對(duì)于外在交往態(tài)度（言語(yǔ)/行為）偏見(jiàn)雙方感知存在顯著，但是對(duì)內(nèi)在態(tài)度，即刻板印象，師生間一致性較高，普遍認(rèn)為對(duì)于成就優(yōu)秀的學(xué)生教師積極的刻板印象較多，成績(jī)較差的學(xué)生，消極的刻板印象較多。

四、總結(jié)

本研究編制的《教師教學(xué)偏見(jiàn)》問(wèn)卷具有良好的信效度，可作為研究義務(wù)教育階段教師教學(xué)偏見(jiàn)的測(cè)量工具。對(duì)于教師的偏見(jiàn)問(wèn)題應(yīng)加以引導(dǎo)。歸納如下：

1.回歸“學(xué)生中心”的教學(xué)理念。對(duì)于學(xué)生的考評(píng)方式多元化，強(qiáng)調(diào)德智體美勞全面發(fā)展的素質(zhì)教育。

2.教師考核方面多元化。對(duì)于教師的考核不單以學(xué)生的成績(jī)?yōu)橹笜?biāo)，應(yīng)綜合考慮教師的課程的創(chuàng)新性與趣味性，以及教師在學(xué)生中的魅力。

3.增加師生間課堂之外的互動(dòng)。通過(guò)課堂之外的互動(dòng)，增進(jìn)師生間的相互了解，使學(xué)生、老師的形象在彼此的心中更加生動(dòng)豐滿。