張 麗

（武漢科技大學(xué) 城市學(xué)院，武漢 430083）

教師教學(xué)質(zhì)量評價是教學(xué)評價中的一項(xiàng)核心內(nèi)容，各高校都建立起了教師教學(xué)質(zhì)量測評系統(tǒng)。然而，教學(xué)質(zhì)量評價屬于多因素、多指標(biāo)的綜合評價。一般傳統(tǒng)的評價方法主要采用各指標(biāo)簡單的加權(quán)平均的方法，該方法沒有考慮各指標(biāo)之間的相關(guān)關(guān)系，權(quán)重系數(shù)又人為確定，具有主觀性。能否合理地、客觀地對教師的教學(xué)質(zhì)量做出評價，是我們需要研究的問題。

1 研究方法及樣本選取

1.1 研究方法

結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）是一種從隨機(jī)變量間的協(xié)方差出發(fā)，研究變量間的因果關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析方法。它不但可以研究觀測變量，還可以研究潛變量；既可以研究變量之間的直接作用，又能研究變量間的間接作用。結(jié)構(gòu)方程模型包含反映潛變量之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)模型和反映觀測變量（指標(biāo)）與潛變量之間關(guān)系的測量模型。一般有三個矩陣方程表示：

測量模型方程：X=ΛXξ+δY=ΛYη+ε

結(jié)構(gòu)模型方程：η=Bη+Γξ+ζ

其中，X是外生觀測變量；Y是內(nèi)生觀測變量；ξ是外生潛變量；η是內(nèi)生潛變量；δ、ε為觀測變量的測量誤差；ζ是隨機(jī)干擾項(xiàng)；B是內(nèi)生潛變量系數(shù)陣；Γ是外生潛變量系數(shù)陣。

結(jié)構(gòu)方程模型屬于一種驗(yàn)證性因素分析方法，通常必須有理論或經(jīng)驗(yàn)支持的初始模型。如果在評價中，人為根據(jù)經(jīng)驗(yàn)建立一初始模型進(jìn)行分析，難免具有一定的主觀性。本研究首先運(yùn)用因子分析法，將原始指標(biāo)體系歸類，能夠克服指標(biāo)體系設(shè)計(jì)中類別區(qū)分的主觀性問題，為教師教學(xué)質(zhì)量評價結(jié)構(gòu)方程模型的初始模型提供理論基礎(chǔ)。

1.2 樣本選取

本研究數(shù)據(jù)來源于武漢市某獨(dú)立院校某一學(xué)期末學(xué)生對教師教學(xué)質(zhì)量評價的測評數(shù)據(jù)，隨機(jī)抽取有效樣本227個，指標(biāo)體系如表1所示。

表1 教師教學(xué)質(zhì)量評價的指標(biāo)體系

采用克朗巴哈α系數(shù)（Cronbachα）測量本次調(diào)查問卷的信度。利用SPSS 17.0軟件，計(jì)算出本次量表的Cronbachα值為0.979，這個值相當(dāng)高，說明本次調(diào)查結(jié)果信度很好。本調(diào)查指標(biāo)項(xiàng)目的編選，一般都是經(jīng)過專家、教育管理人員評審，聽取教師的意見，反復(fù)修改確定的指標(biāo)體系，基本能準(zhǔn)確反映教師的教學(xué)質(zhì)量，具有良好的內(nèi)容效度。

2 教學(xué)質(zhì)量評價的探索性因子分析

通過SPSS 17.0軟件，對收集到的教師教學(xué)質(zhì)量評價指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)，計(jì)算結(jié)果見表2。KMO值為0.848，Bartlett球形檢驗(yàn)的卡方值為551.658且p=0.000＜0.05，表明相關(guān)性檢驗(yàn)通過，該數(shù)據(jù)適合做探索性因子分析。

結(jié)構(gòu)方程模型適用于大樣本分析，而探索性因子分析沒有這樣的要求，本研究從收集到的227個樣本中隨機(jī)抽取20個用于進(jìn)行因子分析，剩下的207個樣本作結(jié)構(gòu)方程模型分析。在SPSS軟件中，利用主成分法，根據(jù)相關(guān)系數(shù)矩陣，求出其特征值和方差貢獻(xiàn)率。第一個因子的方差貢獻(xiàn)率已達(dá)90%以上，為了充分挖掘原始數(shù)據(jù)信息，提取前三個因子作為公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到96.84%。為了能夠更好地對公因子進(jìn)行解釋，用方差最大正交旋轉(zhuǎn)法對因子載荷矩陣實(shí)行旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣見表3。

表2 KMO和Bartlett的檢驗(yàn)

表3 高校教師教學(xué)質(zhì)量評價因子載荷矩陣

根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，結(jié)合教師教學(xué)質(zhì)量評價的實(shí)際背景，給予如下合理解釋：公因子F1在X3對學(xué)生的要求與關(guān)愛、X4內(nèi)容更新與學(xué)科發(fā)展動態(tài)、X5對學(xué)生學(xué)習(xí)能力、實(shí)踐能力、創(chuàng)新能力的培養(yǎng)、X7內(nèi)容組織與重難點(diǎn)把握和X9教學(xué)的啟發(fā)性與互動性上載荷值較大，這些指標(biāo)反映了教師在教學(xué)過程中的教學(xué)方法問題，故將F1命名為“教學(xué)方法”因子。公因子F2在X1表達(dá)的條理性與清晰性、X2執(zhí)教紀(jì)律性、X6教材選擇及X10多媒體應(yīng)用的規(guī)范性與合理性上載荷較高，這些指標(biāo)主要反映了教師的教學(xué)水平，將F2理解為“教學(xué)水平”因子。公因子F3在X8教態(tài)與儀表、X11教案準(zhǔn)備、X12課堂管理和X13學(xué)習(xí)指導(dǎo)與作業(yè)批改指標(biāo)上載荷較高，將F3理解為“教學(xué)責(zé)任心”因子。

另外，利用SPSS 17.0軟件對以上因子分析的結(jié)果作可靠性分析，教學(xué)方法、教學(xué)水平和教學(xué)責(zé)任心對應(yīng)的Cronbachα系數(shù)值分別為0.961、0.935和0.960，各公因子的α系數(shù)值均遠(yuǎn)大于0.7，說明提取的各個公因子內(nèi)部一致性均較好，本次因子分析的結(jié)果是可靠的。

同時，因子分析中各變量的共同度均大于0.9，表明變量中的大部分信息均被公因子所提取，因子分析的結(jié)果是有效的。

3 高校教師教學(xué)質(zhì)量評價結(jié)構(gòu)方程模型

根據(jù)因子分析結(jié)果，將教學(xué)方法、教學(xué)水平和教學(xué)責(zé)任心三個公因子作為結(jié)構(gòu)方程模型的潛變量，將每個公因子包含的高載荷指標(biāo)作為潛變量的觀測變量，建立高校教師教學(xué)質(zhì)量評價的結(jié)構(gòu)方程初始模型如圖1。

圖1 高校教師教學(xué)質(zhì)量評價結(jié)構(gòu)方程初始模型

根據(jù)常用的模型識別t法則判斷：內(nèi)生觀測變量的個數(shù)p=0，外生觀測變量個數(shù)q=13，(p+q)(p+q+1)/2=91，而待估參數(shù)個數(shù)t=23＜91,所以模型可以識別。

在AMOS 17.0軟件中對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，模型初始擬合指數(shù)見表4。根據(jù)模型評價標(biāo)準(zhǔn)，各項(xiàng)指標(biāo)都沒有通過檢驗(yàn)，說明初始模型擬合效果不好，需對初始模型進(jìn)行修正。

表4 模型擬合指數(shù)比較

在初始模型中，教學(xué)方法、教學(xué)水平和教學(xué)責(zé)任心這三個潛變量是通過因子分析法提取的，用到了正交旋轉(zhuǎn)法，因子分析理論上這三個潛變量沒有相關(guān)關(guān)系，但在教師教學(xué)質(zhì)量評價實(shí)際問題中，比如教學(xué)方法、教學(xué)責(zé)任心都會影響到教師的教學(xué)水平高低，教學(xué)責(zé)任心和教學(xué)方法之間也有關(guān)聯(lián)，教學(xué)責(zé)任心強(qiáng)的老師肯下功夫研究教學(xué)方法，提高教學(xué)水平，所以這三個潛變量之間實(shí)際應(yīng)具有相關(guān)關(guān)系。故在初始模型中將三個潛變量修正為有相關(guān)關(guān)系。在AMOS 17.0中計(jì)算出新的模型參數(shù)和擬合指數(shù)，其擬合結(jié)果見表4中修正模型1擬合指數(shù)。比較表4初始模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)，將三個潛變量設(shè)為相關(guān)之后，各項(xiàng)擬合指標(biāo)都有所改善，可見，教師教學(xué)質(zhì)量評價模型中潛變量的斜交模型與實(shí)際數(shù)據(jù)更為適配，而潛變量正交模型與實(shí)際樣本數(shù)據(jù)不契合。

但是修正后的模型擬合指數(shù)與評價標(biāo)準(zhǔn)還有一定差距，模型有待進(jìn)一步修正，參考修正指標(biāo)MI，根據(jù)MI值釋放某些假定，將呈現(xiàn)出所有MI＞4的誤差項(xiàng)按從大到小的順序逐一進(jìn)行修正。對修正后的模型重新計(jì)算，擬合情況有了很大的改善，擬合結(jié)果見表4中修正模型2擬合指數(shù)。各項(xiàng)指標(biāo)都通過檢驗(yàn)，表明該教師教學(xué)質(zhì)量評價的結(jié)構(gòu)方程模型對于收集到的指標(biāo)數(shù)據(jù)的擬合情況還是比較好的，其參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果輸出如圖2。

圖2 高校教師教學(xué)質(zhì)量評價結(jié)構(gòu)方程修正模型

圖2模型中，各回歸參數(shù)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量C.R.值均大于1.96，達(dá)到0.05的顯著水平，都通過顯著性檢驗(yàn)。另外，“教學(xué)責(zé)任心”、“教學(xué)水平”和“教學(xué)方法”三者間的相關(guān)系數(shù)都在0.9以上，且其C.R.值都大于1.96，三個相關(guān)系數(shù)也都通過了顯著性檢驗(yàn)。從圖中可以清楚地了解教師教學(xué)質(zhì)量評價結(jié)構(gòu)方程模型中潛變量與潛變量、潛變量與觀測變量之間的載荷情況。外生潛變量“教學(xué)方法”、“教學(xué)水平”、“教學(xué)責(zé)任心”在內(nèi)生潛變量“教學(xué)質(zhì)量”上的載荷系數(shù)分別為0.389、0.183、0.435。同時，各個觀測變量在其相應(yīng)的潛變量上載荷系數(shù)均很高，都在0.8、0.9以上，這與前一節(jié)中探索性因子分析的結(jié)果是吻合的.

4 結(jié)論

結(jié)構(gòu)方程模型對于高校教師的教學(xué)質(zhì)量評價研究是一種有效的方法。結(jié)構(gòu)方程模型能夠清晰地反映教師教學(xué)質(zhì)量各因素之間的相互關(guān)系。本研究先通過因子分析法得到影響教師教學(xué)質(zhì)量的三個潛在因素：“教學(xué)方法”、“教學(xué)水平”和“教學(xué)責(zé)任心”。然后根據(jù)觀測變量、潛在變量和教師教學(xué)質(zhì)量評價之間的相關(guān)關(guān)系構(gòu)建教師教學(xué)質(zhì)量評價的結(jié)構(gòu)方程模型，通過對模型的擬合、評價和修正，最終找到對教師教學(xué)質(zhì)量進(jìn)行評價的合理模型。該模型有利于我們深入分析教師教學(xué)質(zhì)量評價問題，模型的結(jié)論能夠有效指導(dǎo)教師提高教學(xué)水平，改進(jìn)教學(xué)質(zhì)量，并為高校管理者提供科學(xué)的決策依據(jù)。

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