國外雙主體教學模式研究的元分析

陳珊珊+董洋

摘要：雙主體教學模式是在以學生為中心的教學模式的基礎上提出的，強調在維系良好師生關系的前提下師生之間的相互配合，通過雙主體符號互動將教學效果最大化。通過對近二十年來（1996-2015年）國外公開發表的192篇學術成果進行元分析，結果發現：在雙主體教學模式的效應值方面上，教師主體變量、良好的師生默契度和學生成就變量效應值較大、不同學生中心教學模式與學生成就的效應值不同、調節因素與學生成就的效應值分布不等、教師因素對學生認知和情感行為結果的效應值分布不均勻。在調節變量對雙主體教學模式的影響方面上，研究質量的效應值不呈線性關系；影響師生默契與學生成就效應值由高到低的因素依次為實驗者、學生群體、混合角度和教師自主；影響師生默契與學生情感行為效應值的順序則為混合角度、觀察者、教師自主和學生群體；教師性別和教師種族（民族）對效應值有顯著性影響。

關鍵詞：雙主體教學模式；元分析；師生關系；學生成就；效應值

師生關系是教育教學過程的核心問題，以學生為中心的教學模式一直為國外所推崇。關于學生中心式教學模式可歸納為兩大類型：第一類為傳統學生中心模式，此模式強調教師的理解同情、溫暖接納、自我意識、非強制性和辯證思維訓練[1]；第二類是新學生中心模式，關注學生主體的學習過程，包括四個分析角度，即認知與元認知、情感與動機、發展與社會和個體差異[2]。但在上世紀90年代，這種單純以學生為中心的教學模式被認為缺乏能動性和社會支持、學生技能發展受阻、學生成長適應不良等諸多弊病[3]，進而逐漸地被雙主體教學模式（teacher-learner modeling）所取代。雙主體教學模式也可稱為雙主體默契模式，強調在維系良好師生關系的前提下師生之間的相互配合，通過雙主體符號互動將教學效果最大化[4]。此模式通過提倡教師適度干預學生正常的符號表征過程、維護良好師生認知平衡關系來提升教師的教學地位[5]。因此，雙主體教學模式在本質上還是強調以學生為主體，只是賦予教師適度干預的責任。

大量研究指出，研究雙主體教學模式可以有效改善師生關系、提升教師教學效率、促進學生形成良好的行為習慣[6]。近十幾年來，國外有關師生雙主體、師生關系的研究逐漸增多，不同學者從不同的研究角度進行了有益的探討。但值得思考的是，這些研究是否存在差異？這些差異之間是否具有一定的規律和類型特征？雙主體教學模式下的學生學習效果和教師教學是怎樣的關系？積極的師生關系在多大程度上可以促進促進學生學習自主？為了探究雙主體模式下的師生關系的有效性，本研究采取元分析的方法對近二十年來（1996-2015年）國外公開發表的相關學術成果進行分析，以期為有效形成雙主體教學模式、改善師生關系、提高教學質量提供參考。

一、研究方法

元分析（meta-analysis）又稱后設分析、整合分析、綜合分析、薈萃分析，屬于文獻綜述與回顧的一種，由Glass于1976年首次提出，是對以往研究結果進行系統性的定性與定量的統計方法[7]。元分析為文本分析提供了一套全面且系統的分析方法，可以有效分析潛變量。[8]此主要用于檢測各研究發現的調節變量、中介變量的效應值，對第三者變量進行類別概括化，檢驗概括化后的變量是否對目標變量產生足夠的影響，并利用效應值來標定影響的程度。利用元分析進行文獻分析，具體經過以下兩個步驟。

（一）研究樣本與納入標準

首先，元分析需要明確研究樣本。元分析需要對研究樣本進行數字化處理，因而入圍的樣本必須為實證研究的文章[9]，才能通過測算樣本研究中的變量關系值來檢測潛在變量。為合理測算效果量，本研究選取的研究論文均為實證文章，每篇文章內的數據資料完整，包括相關系數r或能轉換成相關系數的t值、F值以及樣本容量等信息。分析單元是指在國外公開發表的、完整的、實證分析的論文，凡結構完整，不分論文篇幅大小，均為1個分析單元。為保證研究的全面性、時代性和權威性，本研究利用Google scholar、PsycINFO和Education Resources Information Center（ERIC）作為數據檢索源，分別以師生關系（teacher-student relationship）、師生合作（teacher-student corporation）、教學模式（teaching modeling）和教學風格（teaching-learning style）為關鍵詞，將研究成果的發表時間定位在1996-2015年之間，采取一次檢索方法，剔除其他干擾因素，最后選取其中的192篇作為研究樣本。將這192篇文獻按照時間發表順序進行編碼，如果同一月份發表，則根據作者首字母、次字母的排序方式進行排序。

（二）效果量計算

確定并納入樣本后，采取MetaStat 14.0分析軟件進行統計分析。效應值不大于0.1為低等相關，0.20上下為中等相關，不小于0.3為高相關。[10]國外大量研究通過結構方程模型（structural equation model， SEM）測算師生雙主體教學模式的調節變量，為測算潛變量對師生關系的影響程度，僅需關注調節變量間的轉錄、計算值和預測值，無須報告同質性。[11]

二、結果分析

（一）數據變量采樣描述

將所有入圍文獻中的變量進行篩選歸類后，共分為9項自變量，包括同情、熱情、真誠、非目的性、高階思維（higher order thinking）、熱衷教學與難點攻關、學生差異的把握與主持、復合能力。此外，還篩選出18項因變量和39項調節變量。其中因變量主要分為三大類，即認知變量、情感變量和行為變量；調節變量分別為樣本質量、方法論、出版形式。各類分析變量的具體情況如表1所示。

（二）師生雙主體教學模式的效應值

為了探究各變量與亞變量及子變量之間的相關關系，對9個自變量、9個認知因變量和9個情感行為因變量，以及39個調節變量進行編碼整理，并運用研究水平分析進行解讀，各分析單元的分析結果如表2所示。

通過MetaStat 14.0對192篇文獻的基本信息進行分析，結果發現：

第一，整體上教師主體變量和學生成就變量效應值較大。由層次研究分析的結果發現，相關系數為0.34，標準差為0.20，調整后的相關系數為0.39，標準差為0.22，取95%置信區間，相關系數分布在0.35到0.43之間。根據Hattie提出的效應值評價體系，效應值高于0.25的元分析結果為極其理想[12]。因此，整體上教師以學生為本的態度變量與學生成就呈高等效應。

第二，良好的師生默契度與學生成就的效應值較大。將積極的師生關系與以學生為本的各變量進行檢驗，結果表明，兩者的相關系數為0.31，標準差為0.28，調整后的相關系數為0.36，標準差為0.32，取95%的置信區間，相關系數分布在0.33到0.39，即兩者之間呈高效應。研究發現，整體上以學生為中心的教師下轄變量與學生的認知成就效應值為0.31，與學生情感行為的效應值為0.35，積極的師生默契可以很好預測正向學生成就（效應值0.36）。

第三，不同學生中心教學模式與學生成就的效應值不同。傳統學生中心教學模式與學生成就的相關系數為0.36，標準差為0.29，調整后的相關系數為0.41，標準差為0.34。新學生中心模式的系數為0.26，標準差為0.25，調整后系數為0.32，標準差為0.27。其他模型的系數為0.18，標準差為0.20，修正后的系數為0.23，標準差為0.25。

第四，調節因素與學生成就的效應值分布不等。結果顯示，自變量中所包含的一切子變量與學生成就的效應值由大到小排列依次為非目的性（0.37），同情心（0.32）、溫暖接納（0.31）、高層次鼓勵（0.30）、學習支持（0.25）、差異性掌握（0.22）、真誠（0.14）、學生中心信念（0.05）。

第五，教師因素對學生認知和情感行為結果的效應值分布不均勻。整體上，各教師變量與學生認知成就的效應值為0.31，標準差為0.25。以學生為中心教學風格的教師與9項因變量的效應值由高到低排列如下：批判-創新思維（0.45）、數學成就（0.36）、語言能力（0.33）、IQ（0.28）、成績（0.26）、感知成就（0.23）、科學能力（0.17）、攻關成就（0.16）、社會研究力（0.13）。各教師變量與學生情感行為效標的效應值為0.35，標準差為0.20，各因素與9項因變量的效應值由高到低排列如下：活動參與（0.57）、積極情感（0.41）、輟學預防（0.39）、自我效能/精神健康（0.35）、正向動機（0.32）、社會交際（0.31）、破壞行為（0.25）、活動參與（0.25）、消極動機（0.06）。

（三）調節變量對雙主體教學模式的影響

因表2的研究結果表明，大多數調節變量不能很好地解釋雙主體教學模式與學生成就之間的關系，本研究繼續通過利用研究質量去間接估計反映效應值的特點對研究成果的效應值[13]。首先，高度控制變量的實驗研究的效應值為0.33，僅有實驗組與對照組的次級實驗研究的效應值為0.30。第二，將已有的研究成果按照研究內容進行分類整理，結果表明高質量研究的效應值為0.39（見表3），因此研究質量的效應值不呈線性關系。

綜合表2與表3的研究結果，因一些額外變量（如個體智商、先前學習經驗等）會影響師生默契與學生成就的效應值的檢驗，因此抽取在前測嚴格控制變量的研究進行效應值分析，結果發現效應值為0.46，效應值高于一般水平，其中有21%的變異可以由雙主體教學模式來進行解釋。

對以上結果進一步分析發現，影響師生默契與學生成就效應值由高到低的因素依次為：實驗者（0.41），學生群體（0.33），混合角度（0.27）、教師自主（0.17）。而對學生的情感行為進行效應值檢測，順序則依次為：混合角度（0.49）、觀察者（0.41）、教師自主（0.33）和學生群體（0.31）。

從樣本特征角度進行分析，結果發現教師性別（F=4.52）和教師種族（民族）（F=3.22）對效應值有顯著性影響（p<0.05），而樣本大小、學生性別、家庭階級等均無統計學意義（p>0.05）。

三、研究討論

（一）單因素對雙主體教學模式的獨立貢獻度大

一些學者如Schmid曾質疑完整假設（inseparable hypothesis），認為個體因素僅是整體的一部分，不能單獨割裂來看待。[14]但本研究的元分析結果證實，在實際中這些影響因素可以獨立作用于雙主體教學模式，且比整體的作用效果更加明顯，即單因素與教學效果呈顯著正相關。人含有社會包容心，在生活中，個體的最終表現行為是經大腦分析多種影響因素后的綜合表征效果，因此一些因素的作用可能被弱化。在一些研究中，這些效果經過弱化后的表現不易被研究者發掘，故在各項報告中展現的效應值偏低。特別是在教學過程中，教師和學生為了達成共同的教學目標，一些個性特征就在無形中被埋沒。如在以學生為中心的教學模式中，任課教師往往扮演陪伴者的角色，進而造成教師權威領導力、教師決策程度、教師威信度等效果下降，但這些因素卻可以在很大程度上提高決策效率，培養學生的學習策略與學習使命感、成就感，促進學生形成良好的內部學習動機。因此，雙主體教學模式可以適當提高這些因理性認知加工處理后的因素表現能力，可以更為有效地提升教學效果。

（二）師生默契程度可以顯著預測學生成就

研究結果表明，雙主體教學模式可以很好預測學生的認知成就值。首先，學生的批判與辯證思維的高效應值符合模型研究結果，即通過觀察者對靶目標頻率的統計，高批判思維的教師會贊同、甚至訓練學生的高階思維（higher order thinking），會持有理解和接納不同意見的態度和挑戰不合理理論的不足。在教學過程中，教師會在課堂上鼓勵學生進行發散思維，鼓勵學生一題多解，對問題從不同的知識角度進行剖析。而且雙主體教學模式有助于形成良好的信任關系，極大提升學習效率，幫助學生形成批判性思維與準確表達獨到見解的能力。第二，個體素質（如IQ、語言表達力、邏輯思維等）與教師變量的效應值高于特定效標評價體系（如學科考試）的效應值，這可能是因部分研究對象年齡的同質性不齊引起的[15]。

在學生的情感行為成就中，以學生為中心的教學模式在學生主觀參與、學習滿意和學習動機中都顯示出極高的效應值。雙主體教學模式是建立在教師提供宏觀的學習目標、并且間接將學生分為同一學業能力水平的團體上，學生根據自己的實際情況選擇適合自己學習能力的課程，極大表現出學習自主性。學生在此教學模式下會有更加明確具體的發展目標，可以直接體驗學習成就感，提升自己的交往動機，會有更多共同語言進行合作。同時，因為學生間的學習力相當，教師可以更好地顧及每一位學生，從而間接讓學生體會到教師與他們的伙伴關系，提升雙主體間的信任感，促進教學合作的正常進行。

根據學生自尊、社會聯系和交際能力的效應值可以看出，學生可以很好地與默契模型當中的其他主體進行良好符號互動，促進其他主體與學生主體間緊密關系的形成與培養學生的親社會行為。本研究發現，該默契模型可以很好的減少學生的輟學率、破壞行為和缺勤行為。結果表明非目的式引導可以有效緩解學生阻抗（student resistant），另外教師同情和鼓勵學生自主學習這兩個因素也可以有效降低阻抗的興奮性。在雙主體教學模式下，師生彼此信任感極強，學生根據教師的建議修正自己的不良行為，降低自己的逆反情緒和反社會傾向，在此過程中收獲他人贊許、伙伴認可等眾多正向評價。同時，也可以促進親社會行為的產生與發展。隨著時間的推移，正向循環的作用越來越大，幫助個體逐漸消除不良行為傾向，培養正常的內部動機與形成社會認同感。從消極動機的效應值分析可知，如果學生擁有一定程度的反社會傾向，雙主體師生教學模式可以有效幫助減少反社會行為。但如果行為主體放棄努力，該模式對個體行為的修正作用就會變得微乎其微，因為良好的師生合作、伙伴默契等的建立需要以學生主體信任教師與伙伴為前提。

從測量角度分析，學生和觀察者兩個變量可以比教師變量更好地預測學生成就，可間接為學生評價教師教學效果提供依據。當預測學生的情感行為成就時，所有因素的檢驗結果均證明了師生默契模型的有效性（0.36）。雙主體教學模式可以有效作用于課堂教學，為學生提供極大的心理安全感，促進他們形成正確的親社會行為。一些有前測控制的實驗研究表明，雙主體教學模式與學生自我支持、主觀幸福感和親子關系等多項變量呈顯著正相關[16]。

（三）積極的角色意識可以促進師生默契關系的形成

從選取研究的類別數量來看，整體效應值為0.11，處于極低的水平，表明大多數學者很少關注雙主體教學模式對學生情感行為的影響。但本研究發現，傳統學生中心教學模式的單獨效應值為0.35，說明可以有效干預學生的情感行為。在本研究中選取的樣本中，Johnson在2001進行的寧靜訓練是利用教師的榜樣作用來引導學生形成寧靜心靈（peaceful mind），結果顯示效應值為0.60，表明學生的叛逆行為被有效降低。在Johnson的研究中，注重教師角色對學生反思行為的影響，教師主體對自己的行為意識明顯，重視引導與建議的作用；學生則根據教師的行為進行行為采摘，發展并形成屬于自己的一整套行為模式。

在教師變量上，不同膚色、種族教師之間的得分差異不顯著，表明學生可以接受不同教師的指導。學生忽略無關于教學的因素（如教師籍貫），而是重點關注教師的教學質量，學習并配合教師的教學計劃，完成學習任務。在明確自我角色任務的前提下積極開展與教師的良好互動，形成積極的師生關系。

在性別變量上，女性教師產生的效應值要高于男性教師，表明在學生心中，女性教師更受歡迎，因為女性教師輸出的情感關懷通常要高于男性教師。此研究結果也說明了目前大量研究反應的現象是學生缺乏足夠的情感關懷，其他影響教學過程的因素（如家庭親子關系，父母角色意識）會積極促進學生全面發展。一個好的成長環境，會幫助學生形成更多的情感互動能力，間接促進學校伙伴、師生之間的親社會行為形成，進而形成良好的師生默契。

四、研究不足與展望

本研究的不足表現為：第一，盡管利用元分析可以修正自變量和因變量因信度的缺乏所造成的錯誤與偏見，但是在計算眾多均數的過程中由于各種類別變量間的異質性，使它喪失了應有的推理潛力。若衡量教師個體變量對學生個體變量的特定影響，元分析可能在宏觀歸納文獻時更奏效。第二，盡管是基于大樣本的總體分析，但本研究在自變量和因變量的一些特定種類樣本容量太小，特別是學生的反社會行為樣例研究樣本較小。雖然進行調節分析不一定需要大樣本，但許多研究本身的研究設計存在樣本代表性不足的弊端。在這種條件下，元分析反應出來的結果——良好的師生默契預測學生成就的效應值會略高，即會存在師生默契雙向作用（bidirectional phenomenon）的情況。

元分析可以聚焦學習者中心行為的特定子集來減少合成數據中的異質性，增加未來合成的推理潛能。對于個別研究而言，從聚合效度和操作化定義的角度綜合傳統和新學生中心教學模式，能夠幫助研究者和實踐者理解并綜合利用特定二級模型的優勢。此外，因雙主體教學模式和學生成就有可能是雙向的，所以教師行為和學生行為的互惠效應還需進一步探索，各種作用變量在阻止學生輟學率的效果也需進一步探究。鑒于大部分實驗研究會強調控制實驗條件，容易呈現變量之間的高相關，因此也有必要對現有的雙主體教學模式進行額外的實驗控制來檢驗相關變量的效應值。未來研究還應該著眼于更為具體的以學生為中心的行為研究，并嘗試提高方差齊性和增加潛在變量的可利用性。對單體研究來說，將傳統學生中心模式和新學生中心模式整合起來將有助于研究者更好的測量單模式的效應值。此外，因當前尚未明晰學生的積極成就效果是否會對教師行為有正向引導或促進作用，因此教師和學生的反向效果預測效應還有待開發。雙主體教學模式雖然被證明可以有效促進學生學習效果的提高、學習氛圍的構建和親社會行為的培養，但仍需進一步探索其他作用。

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（責任編輯 賴佳）