科学教师自我效能感教学与知识工具(SETAKIST)
——一种新的效能感建议
Roberts, J. Kyle; Henson, Robin K.
摘要：本文拟引入一种新的自我效能量表，对247名小学教师进行验证性因子分析。在前人STEBI研究的基础上，新工具(SETAKIST)假设科学教师自我效能存在于两个构形中:教学效能和知识效能。这个工具中的第二个因素主要是基于李·舒尔曼的工作而论证的。
关键词：小学教育;小学教师;知识水平;科学教师;自我效能;教学方法
自我效能这一概念最早出现在美国作为社会认知理论的一部分(Bandura，1977)，研究人员一直在利用这个理论结构来试着解释老师和学生的不同之处的成就。这是衡量教师的首要机制之一自我效能是教师效能量表，或TES (Gibson amp;Dembo，1984)。TES基于Bandura的观点，即自我效能实际上由两个概念组成:自我效能和预期结果。其中使用的初始项TES的发展是基于Rotter(1966)的轨迹控制理论，Gibson和Dembo(1984)认为这些项目符合Bandura的自我效能观点和预期结果。因此TES最初的设计16个项目测量了两个潜在构念:个人自我效能感和结果期望(也称为一般教学功效)。
随着TES等相关测量工具的使用日益增多，研究人员开始注意到测量教师自我效能感与教学有较高的相关性(Riggs et al.，1994)，Bandura(1982)还指出，高效能的人往往表现出更高的努力水平，即使在不利的情况下，他们也能继续努力。也因此，研究人员为TES监控教师的功能而激动不已，导致一名研究人员将其称为测量教师效能的“标准”仪器(Ross，
1994年,p.382)。其他排除TES的相关量表包括学生成就责任量表(Guskey,1981)、教师控制心理能力量表(Rose amp; Medway, 1981)和Webb量表(Ashton, Olejnik, Crocker，amp; McAuliffe, 1982)。
Riggs and Enochs的研究还表明，教师效能既是情境的具体建构，也是主题的具体建构。
在发展这一理论(与Bandura(1977)的公式一致)时，他们构建了科学教学效能信念工具(STEBI)和微型计算机在教学效能信念工具(MUTEBI) (Enochs, Riggs， amp; Ellis, 1993;里格斯和伊诺克斯，1990)。基于TES的双因素形式，STEBI和MUTEBI包含两个维度，STEBI的个体科学教学效能(PSTE)和科学教学成果预期(STOE)， MUTEBI的个体科学教学效能(SE)和成果预期(OE)。
虽然这长期以来被认为是衡量自我效能的标准，但TES受到越来越多的批评。研究人员认为，第二个结构，即结果预期，实际上衡量的是外部影响或外部归因学生的成功或失败(Coladarci amp; Fink,1995;Guskey amp; Passaro, 1994;Tschannen-Moran, Woolfolk Hoy，amp;
Hoy,1998)。类似地，Roberts、Henson、Tharp和Moreno(在评论中)在批评STEBI时指出，“虽然双因素解决方案(PSTE和STOE)非常吝啬，但它对此方案能否解释超过60%的总体方差的解决方案提出了质疑。”因此，罗伯茨等人(在回顾中)告诫研究人员不要使用TES、STEBI和MUTEBI的结果预期结构。其他运用贫乏的结构效度研究人员也发出了同样的警告(Coladarci amp; Fink, 1995;Guskey amp; Passaro1994;Tschannen-Moran, Woolfolk Hoy，amp; Hoy, 1998)。
Henson, Bennett, Sienty, and Chambers(2000)也用主成分分析法考察了TES的因子结构。在他们的结果中，他们在参考了正交旋转的因子模式/结构矩阵后主张删除项目5、12、14和16，并在参考了平行分析后主张三因素解决方案。此外，Guskey(1988)和Woolfolk和Hoy(1990)提出了三因素解决方案的可能性。
Tschannen-Moran(2000)针对TES等仪器存在的问题，开发了《俄亥俄州教师效能量表》(the Ohio State Teacher Efficacy Scale)。在这篇论文中，TschannenMoran为36项工具提出了一个单因素解决方案。虽然特征值似乎也支持一个单因素的解决方案，但问题再次出现，此工具在关联的项目间矩阵不能解释至少60%(原始工具解释了35.8%)的方差。
由于与前面提到的工具相关的问题，本研究的重点是开发一种工具，能够解决科学教育领域内效能工具的方法学和理论问题。最终的工具是科学教师的自我效能教学和知识工具(SETAKIST)。
方法论
由于先前的结果期望量表的问题，我们试图重新开发这个结构。第一个结构，个人自我效能，与之前的结构在本质上是相同的，只是为了提高与假设的模型的数据适配度。
1.教学效能建构
我们最初假设了一种两构念的效能测量方法。这些概念中的第一个，教学效能，是在对越来越多的文献的总结中发展起来的，这些文献呼吁在教师进入课堂之前对教师发展提出更高的标准(Bowles amp; Levin,1968;Hanuschek, 1970;Kerr, 1983; Weaver, 1979)。这个构念与TES和STEBI的个人教学效能构念相似。个人效能建构由SETAKIST的问题2、4、6、8、10、12、15、16来定义。先前的研究表明该结构相对稳定(Guskey, 1988;罗伯茨等人，回顾;伍尔福克与霍伊，1990)。
2.知识效能建构
第二个构念，知识功效，需要一些进一步的阐述。这一构想主要基于Lee Shulman(1986)在教学内容知识领域的工作。简单地说，教学内容知识涉及的是学科内容从教师的思想转化为教学内容的方式(Shulman, 1986)。这种教学内容知识的定义试图将一门学科的知识扩展到特定于该学科教学的学科知识。在这篇文章中，舒尔曼引用了Walter Ong神父(1958)的建议，内容和教学应该是“一个不可区分的理解体”的一部分(第6页)。
正如Shulman(1986)所指出的，这种工具包含知识和教学(教育学)结构的原因是，“假定要向儿童传授某一主题的人，他必须证明该主题的知识是教学的先决条件。虽然教学理论和方法的知识很重要，但在教师的资格方面，它却起着决定性的次要作用”(第5页)。
然而，确定有效教学所必需的这两种结构并不是一个全新的概念。Grossman, Wilson, and Shulman(1989)将“教学的内容知识和教学的实质知识”(第27页)作为教学主题的维度。Grant(1988)、Hashweh(1987)、Leinhardt和Smith(1985)也花时间研究专家和新手教师之间的差异，发现有经验的教师“了解”自己的学科与缺乏经验的教师不同。Gudmundsdottir(1995)描述了这项研究的重点，并说:“这意味着hellip;教师的内容知识被转变成一种不同于以往的东西，在教学中有实际应用的形式”(第28页)。
第二个构体的发展由SETAKIST的问题1、3、5、7、9、11、13和14来定义。
3.样品
该仪器的试点样本来自德克萨斯州和华盛顿特区的274名科学教师，这些教师都参加了贝勒医学院(休斯顿，德克萨斯州)教育外展中心的培训课程。教学经验从1年到23年不等。这些教师都是各自学校的小学科学教师或科学专家。
结果
1.数据验证性因素分析
在本分析中，我们选择验证性因素分析(CFA)而不是探索性因素分析(EFA)，因为在进行数据调查之前，已经建立了一个强有力的假设。在研究人员已经发展出理论的情况下，CFA通常被认为是比EFA更强有力的选择。戈萨奇指出，“前者[EFA]只是找到那些在最大似然条件下最好重现变量的因素，而后者[CFA]则测试有关因素性质的特定假设”(1983年，第129页)。此外，Muliak(1998)对EFA提出了强烈的批评，并说:“探索性因子分析文献中持续关注的是寻找确定因子数量、确定模式系数和旋转因子的最佳方法，在一般情况下揭示了归纳主义的目标，许多人必须用这种方法找到最佳或不可纠正的知识”(第265页)。总之，CFA是一个理论测试程序，而EFA是一个理论生成程序(Stevens, 1996)。
所有数据都输入到AMOS 4.0 (Arbuckle, 1999)，并使用图1中定义的两个相关因素的假设模型进行运行。模型拟合指标和权重如表1所示。
根据拟合指数得出的结果，我们认为双因素模型具有较好的数据拟合(Dickey, 1996;Roberts, 1999;史蒂文斯,1996)。虽然其中一些指标属于接受数据拟合的较低阈值，但所有指标拟合的稳健性表明，图1中的假设模型符合良好的数据。
作为构念效度的测试，除了最初假设的两因素解决方案外，还测试了三个竞争模型。这些模型中的第一个是一个解决方案，它假设了一个单一的、普遍的效能结构来解释这16个项目。这个模型反映了上面提到的俄亥俄州教师效能量表(TschannenMoran, 2000)的单因素结构，只是测试项目有所不同。第二个模型(见图2)是基于修正指数和探索性因子分析主成分方差旋转解推导出的三因子解。虽然这个三因素模型的推导没有先验推理，但为了确定添加额外的参数和变量是否对数据的拟合贡献更大，我们对模型进行了检验。我们也测试了一个两因素不相关(潜在变量)模型。由于原始假设模型的潜在变量相关性相对较小，因此对该模型进行了检验。
从表2可以看出，四种模型中，双因子方案的数据拟合最好。虽然三因素解决方案的估计接近于两因素解决方案，但由于节约的原因，两因素解决方案似乎更合理。
讨论
本研究的结果为教师效能感这一新的双因素结构假说提供了支持。尽管这一假设是定义教师效能的运动中的一个新发展，但数据似乎有力地支持了这一模型。
虽然在效能感文献中没有明确阐述知识效能感的概念，但我们已经将教学内容知识的概念与以往教师发展方面的严谨研究联系起来(Gudmundsdottir, 1995;Hashweh, 1987;舒尔曼,1987)。基于本研究，SETAKIST问卷调查产生的数据支持这一构想的持续发展。
感知教学能力概念与感知知识掌握概念的统一是本模型的一个重要组成部分。历史上，对教师效能感的研究明确地聚焦于教师对其促进学生学习能力的信念。这些措施的重点是感知教学能力。然而，关于教学绩效的文献表明，内容知识是教学能力的重要组成部分(本质上是教学能力的前提)。因此，教师效能感的测度和模型应该考虑知识效能感，即教师对其掌握内容知识的信心。本仪器是作为科学教育领域内这种动态的一种衡量手段而提出的。
随着STEBI的发展，Riggs和Enochs(1990)在研究结果预期量表时表示，“因素分析清楚地表明，量表测量了两个离散和同质结构”(第633页)。尽管这可能是真的，罗伯茨等人(在回顾中)指出，解释一个不能解释超过60%的项目相互关系的模型仍然没有意义，对于他们样本中的数据，CFI、NFI和GFI分别为0.855、0.771和0.863。因此，当前的工具代表了该领域的一个重要进展，它既为知识效能的纳入提供了理论基础，又通过验证性因素分析为假设结构提供了强有力的方法学支持。
虽然SETAKIST没有为TES和STEBI的理论和心理测量问题提供锁钥匙解决方案，但它已经开始研究这些仪器的问题，并为对测量教师效能感兴趣的研究人员提供替代方案。未来的研究应通过考察SETAKIST量表与其他教师效能感和知识量表的得分之间的相关性，发展更强的建构效度。此外，教师效能感模型可能会将内容知识的包含作为效能感过程的一部分。如果教师对他们促进学生学习的能力的信念在一定程度上依赖于他们对课程内容的信心，那么忽略这一因素的效能模型可能是缺乏的。Tschannen-Moran等人最近提出的一个模型(1998)提出教学能力的概念，即教师对技能和能力的感知，是自我效能的一个预测成分。但是，该组件没有明确地处理内容知识。未来的教师效能感模型应力求更全面地理解影响教师自我效能感的复杂变量。
外文文献出处：论文发表于中南教育研究协会年会(第28届，Bowling Green, KY, 2000年11月17-19日)。
附外文文献原文
Self-efficacy Teaching and Knowledge Instrument for Science
Teachers (SETAKIST): A Proposal for a New Efficacy Instrument
Abstract：This paper proposes to introduce a new self-efficacy instrument with confirmatory factor analysis results from 247 elementary teachers. Building from previous research on the STEBI the new instrument (SETAKIST) hypothesizes that scienceteacher self-efficacy exists in two constructs: teaching efficacy and knowledge ef
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