罗发智，张洋洋，王东博，史思远
(1.湖北师范大学 体育学院，湖北 黄石 435002；
2.辽宁对外经贸学院 通识教育学院，辽宁 大连 116052)
近年来，我国高度重视师范类专业建设，旨在大力提升师范类专业人才培养质量。2020年9月教育部正式印发了《教育类研究生和公费师范生免试认定中小学教师资格改革实施方案》，力求规范引导师范类专业建设。随后，又在《关于推进师范生免试认定中小学教师资格改革的通知(教师函〔2022〕1号)》文件中对师范类专业认证提出了具体要求：“有关高校要加大师范教育投入，完善师范生教育教学考核制度，强化师范生培养过程和结果质量监测，不断提高师范生人才培养质量”[1]。师范类专业认证的核心是提高师范生人才培养质量，而教学实践能力是检验师范生培养质量的重要指标，也是高校培养应用型师范人才的关键一环[2]。体育师范生作为师范生的重要组成部分，是我国未来中小学体育教师补充的重要来源，其教学实践能力关系到学校体育教学工作的顺利开展，因而体育师范专业必须高度重视学生的教学实践能力培养。然而，体育师范生的教学实践能力不高仍是我国体育教师培养体系中的薄弱环节[3]。鉴于此，本文从体育师范生教学实践能力发展影响因素的角度入手，采用定性与定量相结合的研究方法，设计了《体育师范生教学实践能力发展的影响因素结构问卷》，探讨了体育师范生教学实践能力发展的影响因素及各因素之间的关系，以期为新时代的体育师范生教育和专业能力发展提供借鉴。
本研究的资料收集主要是通过中国知网知识服务平台，以“教学能力”“实践教学能力”“实践教学能力”“师范生教学实践能力”等为词检索，时间范围设置为2012～2022年，期刊类别设置为 “北大大核心”“CSSCI”，一共检索出相关文献96篇，经泛读后筛选出与“师范专业认证”“体育师范生教学实践能力发展的影响因素”紧密贴切的文献共35篇，将35篇文献以PDF的格式导入Nvivo12.0软件中，通过阅览资料中的模糊概念并进行逐级编码形成节点，然后针对已有的清晰概念建立核心指标体系，最终整合归纳出体育师范生教学实践能力发展的影响因素初始指标,共由4个维度分28个三级节点组成(见表1)。
表1 三级指标编码统计表(初始指标)
2.1 指标筛选
在Nvivo12.0软件的辅助下，基于整体性、具体性和科学性等原则，以质性研究过程中的相关文献为基础，参考《教师职业能力标准(2021 版)》等相关政策文件，通过对10位专家进行两轮问卷调查，逐步形成了初步的指标认可度。综合两轮专家的反馈建议认为：首先，本研究在质性研究过程中所提炼出的关联式编码10位专家均表示认可。其次，将“学习伙伴”“学习氛围”“教学内容创新性”“教师性别”等9个达不到60%的二级指标给予删除处理；
在此前提下对10位专家进行第三轮问卷调查，结果显示所有专家达成一致，最终拟定了4个核心指标包含19个观测指标的体育师范生教学实践能力发展的影响因素结构体系(见表2)；
另外，为了接下来的模型检验，将19个观测指标设置相对应的测量题项，测量问卷以线上的形式发放共收录230份问卷，其中有效问卷221份，有效率96.0%.
表2 三级指标编码统计表(最终拟定)
2.2 信度分析
本研究采用了同质性信度分析法中的克伦巴哈信度系数和CITC值检测方法对问卷信度进行检验。通过SPSS软件运算测得问卷的整体信度为0.913，4个维度的Cronbach’s α 系数均大于0.8，且每个测量项的CITC值都不小于0.5，故无删除测项，表明问卷具有良好的可靠性。
2.3 探索性因子分析
通过SPSS软件，运用主成分分析法(Principal Component Analysis，PCA)和方差极大旋转法，进一步筛选所保留的19个观测变量。结果显示：KMO值为0.907>0.70，且Sig值小于0.05，表明样本适合做因子分析。另外，继续运用SPSS软件对样本数据进行“分析”——“降维”——“因子分子”，其中因子分析采用“主成分分析法”和“最大方差旋转法”并设定特征值大于1，因子抽取量不做设定，经运算测得19个观测指标共抽取出4个主因子并对应着体育师范生教学实践能力发展影响因素的4个维度。4个主因子的方差贡献率为65.11%大于50%[4].接着将提取的4个关键因子进行方差最大化旋转，得到19个观测指标的正交因子载荷矩阵图，可见每个指标因子的载荷量都大于0.5且均为正数，表示19个观测变量具有良好的解释力(见表3)。
表3 旋转后的因子矩阵构成
由表3得知，体育师范生教学实践能力发展的影响因素由4个关键因子构成，为验证其结构模型的优劣程度，对其进行验证性因子分析。
3.1 模型检验与适配度
通过Amos26.0软件，运用极大似然法(Maximum likelihood)对模型及问卷的信、效度进行检验。模型的优劣程度一般采用拟合优度指数(goodness of fit index)来反映[5]。因此，一个适配好的模型其拟合优度指数可以满足：1)RMSEA小于0.08，小于0.05表示拟合效果非常好；
2)GFI、IFI、CFI均大于0.9；
3)CMIN/DF在1～3范围内等[6]。
3.1.1 一阶验证性因子分析和拟合度分析 根据质性研究过程中归纳出的指标因子来构建模型，采用问卷调查的方式来收集模型检验部分的数据，经Amos估算获得一阶模型的运算结果(图1)，同时得到模型拟合优劣情况。在模型的拟合结果中卡方自由度(CMIN/DF)值为1.533<5.0，表示模型适配度良好,并且CFI、IFI、GFI等相关指标全部达标，表示模型与调研数据契合度较好，模型反馈结果较有说服力。模型收敛效度一般从量表测量题项、因素负荷量、平均方差抽取量三方面验证。模型的收敛效度结果(见表4)。模型由4个核心因子构成，包含19项观测题目，问卷中的每道观测题标准化因子载量都大于0.5，C.R.值也大于1.96且均在0.001水平上显著；
尤其是问卷中的每个指标因子C.R.值都大于0.7，表明模型的组合信度较好；
此外，每个指标因子的AVE数值全部大于0.5，认为模型的聚合效度也较好。基于上述分析认为可能存有高阶因子存在，需要进一步探讨分析。
图1 一阶因子模型
表4 观测变量信度、效度表
3.2 模型假设
根据质性研究过程中归纳出的体育师范生教学实践能力发展的影响因素，结合专家函询、问卷调查和探索性研究的分析结果，提出体育师范生教学实践能力发展的影响因素假设模型(表5)。模型框架表示变量间的交互影响关系，一阶模型为学生因素、课程因素、环境因素及教师因素，共由4 个因子构成，分别包括多个观测指标(各维度题项)，二阶模型为体育师范生教学实践能力发展的影响因素。
表5 体育师范生教学实践能力发展的影响因素理论假设表
3.3 二阶拟合度分析
在一阶4因子模型的基础上，运用Amos26.0软件进行高阶因子模型分析，将各观测变量的调研数据拖入Amos26.0软件中，并设置对应的残差项。通过最大似然法估算，模型显示出结果，说明模型被顺利收敛，从而获得体育师范生教学实践能力发展的影响因素结构方程模型(图2)。
图2 高阶因子模型(标准化)
3.3.1 模型违反估计检验 在模型拟合估计前，需要检验模型是否违反估计[6]。检验方法：1)判断残差项有无负值；
2)检查标准化因子载荷量是否在0.5 ～0.95 之间；
3)观察标准误差是否较大[7]。表6是该模型的误差系数统计表，表7是该模型的参数估计值。其中，S.E.表示模型的标准误差；
临界比(C.R.)表示t值，与P值相关，如果t的绝对值大于1.96表示参数估计值达到0.05显著水平，如果大于2.59则表示该参数估计p值小于0.001的显著水平。由表6可知，所有的变异系数值均为正数且P值小于0.001 显著；
由表7可知，参数的标准化估计值均符合要求，如体育师范生教学实践能力发展、学生因素、课程因素、环境因素和教师因素均大于 0.5且小于0.95.因此，本研究假设模型拟合良好。模型估算后所得出的核心参数值是否达标决定了该模型的优劣情况，从表7可知，模型的标准化回归系数大于0.5且小于0.95，表明假设模型拟合良好。P值和 C.R.值检验模型的显著性，其中P值表示是否在 0.001 水平上显著，而 C.R.值表示非标准化和S.E.标准误差的比值。模型的误差变异系数与参数估计值可以通过Amos中的“Estimates”功能区得知。
表6 假设模型误差估计检验表
3.3.2 模型拟合度检验 经Amos运算高阶模型的卡方自由度值为1.657，表明假设模型拟合结果较好，其他相关指标GFI、CFI、RMSEA、AGFI、NFI、RFI值分别是：0.898、0.950、0.053、0.869、0.885、0.963，均达到建议值的标准。其中模型RMSEA 值接近良好标准，其余RFICFI、IFI也达到优良水平。高阶模型检验结果显示，模型整体拟合度达到了良好，通过检验实证了本研究的影响因素假设模型。
3.4 模型路径分析
模型的各假设关系和路径系数均达到了显著水平，表明模型得到了实证支持，各具体的指标路径系数(见表7)。本文通过实证研究确立了4个潜变量包含 19 个观测量变量的结构模型，依据Amos运算结果：上述19个观测变量对体育师范生教学实践能力发展均具有正向影响，是体育师范生教学实践能力发展的重要影响因素。其中一阶模型实证表明：学生因素、课程因素、环境因素、教师因素4个核心因素遥相呼应，交互影响。学生因素↔课程因素(β=0.502，P=0.001)；
学生因素↔环境因素(β=0.622，P=0.001)；
学生因素↔教师因素(β=0.407，P=0.001)；
课程因素↔环境因素(β=0.555，P=0.001)；
课程因素↔环境因素(β=0.555，P=0.001)；
环境因素↔教师因素(β=0.629，P=0.001)。二阶模型实证表明：4个理论假设全部通过了实证支持。学生因素对体育师范生教学实践能力发展具有正向影响(β=0.658，P=0.001);课程因素对体育师范生教学实践能力发展具有正向影响(β=0.766，P=0.001);环境因素对体育师范生教学实践能力发展具有正向影响(β=0.810，P=0.001)；
教师因素对体育师范生教学实践能力发展具有正向影响β=0.778，P=0.001)。综合一、二阶模型的实证分析：教育教学基础理论知识、运动技能水平、自我发展意识、学习动机对体育师范生教学实践能力发展具有正向影响，能够很好地表达学生因素；
课程考核与评价、课程目标设置、课程教学内容安排、课程教育学时分配、教育实习对体育师范生教学实践能力发展具有正向影响，能够很好地表达课程因素。教学环境与条件、教师职业就业前景、课外实践机会、良好的师生关系对体育师范生教学实践能力发展具有正向影响, 能够很好地表达环境因素；
教师职业道德、教师从业知识储备量、教师运动技术水平、教师传授经验的能力、教师个人魅力对体育师范生教学实践能力发展具有正向影响，能够很好地表达教师因素。
表7 体育师范生教学实践能力发展的影响因素模型参数估计值统计表
3.5 指标因子关系分析
根据拟合标准化路径系数计算获得各潜在变量的影响程度。潜在变量相互间路径系数可以认为是因某一潜在变量的改变导致有关潜在变量变化的现象[8]。以体育师范生教学实践能力发展的影响因素为例，学生因素的路径系数是0.366，可以认为学生因素增加100% 会使体育师范生教学实践能力发展的影响因素提升 36.6%.以此类推，课程因素、环境因素、教师因素增加100%会使体育师范生教学实践能力发展的影响因素提升47.9%、37.3%、46.1%.4个潜变量的影响权重占比由大到小分别为29.4%、28.3%、22.9%、21.8%，由此看出课程因素对师范生教学实践能力发展影响最大，其次是教师因素，再次是环境因素，最后是学生因素。
在师范专业认证背景下，体育师范生应重视自身教学技能发展水平，不断深入理解《能力标准(2021版)》的内涵，学习研究教育教学理论基础知识，并将知识付诸于实践，不断推进自身教学实践能力的发展。在对体育师范教学实践能力培养时，体育师范专业院校应当构建合理的课程体系，建立科学严格的考评制度，拓展多元实践平台，增设理论知识与实践教学相结合的环节，进而培养提高学生对课堂教学的组织能力和知识与实践相结合的能力。另外，高校应注重教学资源的建设，加大教育经费投入，完善相关教学配套设施，为学生积极组织校级或院级教学技能比赛，增加体育师范生课后教学实践的机会，通过比赛的形式不断丰富学生的教学经验，营造一个良好的教学环境。在体育教学中教师应不断加强自身师德修养，提高师德认识水平，塑造良好的教师人格形象，通过与学生交流互动逐渐建立良好融洽的师生关系和学习氛围，此外教师还应加强自身专业能力建设，储备扎实精深的专业知识，具备驾驭专业知识和传播专业知识的能力，在课堂教学中加强学生思想引导，提高学生的职业认知水平，有针对性地培养学生的专业能力，促进学生职业能力的提升。体育师范生教学实践能力发展的目的在于使学生掌握并运用所学的知识，为今后从事学校体育教学工作提供帮助。
Research on the influencing factors of the development of P.E. normal students’teaching ability under the background of normal professional certification
LUO Fa-zhi1，ZHANG Yang-yang2，WANG Dong-bo1，SHI Si-yuan1
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