雙因子模型下的幼兒園師幼互動研究

王 雙，胡碧穎，范息濤，宋占美

（1.四川幼兒師范高等?？茖W校，四川綿陽 621000；2.澳門大學教育學院，澳門 999078；3.香港中文大學（深圳）人文社科學院，深圳 518000；4.山東英才學院，山東濟南 250000）

一、問題的提出

學前教育質量的核心要素是與兒童發展有直接而密切聯系的師幼互動質量，提升幼兒教師的師幼互動能力是我國學前教育領域亟需解決的重要課題。師幼互動是指幼兒園班級一日生活中兒童與教師之間的相互影響、相互作用的行為和過程，包括幼兒與教師在認知與社會性方面的實時互動，以及在互動中形成的師幼關系。[1]對師幼互動中的教師行為的定義和測量，需要從促進兒童各發展領域全面發展的視角加以理解，同時應兼顧特定的教師行為對兒童特定領域發展的影響。

（一）師幼互動及其測量的方法學困境

大量的研究證據表明，師幼互動對兒童的認知發展、學業水平與社會性發展有著直接的影響。[2]其中，一些研究顯示，師幼互動中的某個特定內容（如社會性互動、教學互動等）與兒童某個特定領域的發展（如社交技能發展、執行功能、語言發展等）之間有顯著的關聯。[3]有學者提出，師幼互動作為影響兒童發展的重要因素，既具備影響兒童特定領域發展的特征，也具備影響兒童整體發展的特征，相應地，師幼互動的結構也由與兒童各領域發展有關的一般性因子和與兒童特定領域發展有關的特殊性因子所構成。[4]因此，對師幼互動復雜結構的測量既要通過一個一般因子來解釋數據的總體變異，同時又需要多個獨立的特殊因子來解釋額外的變異，這就造成了師幼互動測量方法學困境。

作為復雜的行為現象，師幼互動除了在整體層面促進兒童的綜合發展外，互動的具體目的與內容對兒童具體領域的發展也有特定的影響。同時具備一般性因子和特殊性因子的雙因子模型（Bi-factor model）能夠較好地反映出師幼互動的這一特點。雙因子模型允許不同內容領域的項目負荷于各特殊因子，同時又允許所有項目負荷于一個一般因子，且一般因子與特殊因子之間彼此不相關，從而允許將一般因子和每個特殊因子作為獨特的預測變量建立模型。盡管雙因子模型在師幼互動測量方面有一定優勢，但前人對師幼互動雙因子模型的研究仍然較少。

（二）CLASS量表視角下師幼互動的雙因子模型

美國著名學者Pianta及其團隊（2018）研發的《課堂評估得分系統》（Classroom Assessment Scoring System，CLASS）是當前具有廣泛影響力的師幼互動評估量表。CLASS包括三個領域（子量表）：情感支持、班級管理、教學支持。這三個領域分別關注師幼互動的三個方面的內容：（1）教師通過建立一個溫暖安全的情感環境使兒童在其中自由探索學習；（2）教師提供恰當的行為支持，促進兒童自我控制能力和自我管理能力的發展；（3）教師通過有效的提問、支架教學、內容反饋、示范模仿等教學方法促進兒童認知發展。大量研究顯示，CLASS的三個領域分別對兒童特定的發展領域有顯著影響。比如，研究證明，情感支持能夠影響學前兒童的詞匯、閱讀、數學、執行功能、短時記憶的發展；[5]班級管理與學前兒童的行為控制和認知控制能力之間有顯著的正向關系；[6]教學支持能夠預測學前兒童的語言發展（接受性和表達性語言、音韻、字母識別）與數學成績。[7]以上證據反映出CLASS的特定領域與兒童特定領域的發展有著對應的關系。

前人對CALSS雙因子模型的研究較少。Hamre等人于2014年率先提出了CLASS的雙因子模型，并將CLASS雙因子模型中的一般因子命名為“反應性教學”，三個特殊因子分別與CLASS的三個領域相對應。研究發現，CLASS雙因子模型比三因素模型有更好的擬合度；雙因子模型中的一般因子對兒童各領域的發展均有顯著的影響，兩個特殊因子分別與兒童的認知和社會性發展有關。[4]然而，我國目前尚未有研究基于CLASS量表對師幼互動的雙因子模型進行探討。

本研究以中國幼兒園班級的CLASS測量數據為基礎，檢驗了我國社會文化中師幼互動的雙因子模型，以及該模型對兒童發展水平的預測能力。同時，本研究探索了幼兒園的教師特征因素和班級特征因素對雙因子模型中的一般因子的影響，為教師師幼互動能力的有效提升提供理論支持。

二、研究方法

（一）研究對象

研究采用分層隨機取樣的方法選取廣東省幼兒園班級及其中的兒童為研究對象。首先，研究根據廣東省3個地區（廣州市、中山市、廣寧縣）的幼兒園等級（省一級、市一級、辦園級）、公立/私立屬性、年級等特征進行分層隨機抽樣，共選取164個幼兒園班級進行師幼互動質量測量。其中，村鎮班級86個，城市班級78個；公立幼兒園班級35個，私立幼兒園班級129個；小班58個，中班56個，大班50個。之后，研究選取其中60個班級中的兒童進行一對一的發展水平測試。每個班級隨機選取8～10名4～6歲兒童為測試對象，共579名兒童參加了測試，其中男生285人，女生294人，平均年齡5.07歲。最后，研究收集了兒童家長所填寫的家長問卷，以及園長和班主任教師所填寫的幼兒園基本情況調查問卷。

（二）研究工具

采用《課堂互動評估系統》（CLASS）測量幼兒園班級師幼互動質量。該量表由10個維度構成，每個維度均按照1至7分來打分，其中1～2分為低水平，3～5分為中等水平，6～7分屬于高水平。本研究中，CLASS總量表的克倫巴赫 α系數為0.89。

采用中文版的皮博迪圖片詞匯測驗（PPVTR）[8]測量兒童接受性語言的發展水平。該工具共有150張黑白圖片，每張圖片上有4個圖，其中一個圖與某一詞的詞義相符合。測驗時主試說出某個詞，要求被試指出4個圖中的哪一個圖與該詞相對應。該量表在本研究中的克倫巴赫α系數為0.96。

采用兒童數學成就測驗（TCMA）[9]測量兒童的早期數學學業水平。TCMA是一項標準化測驗，包括120個題目。該量表在本研究中的克倫巴赫α系數為0.95。

采用社會性技能提升系統—修訂版（SSISRS）[10]中的社會技能子量表來評估兒童社會技能的發展水平。該社會技能子量表包括“交流、合作、堅持性、責任心、共情、參與和自我控制”7個維度，46個題目。每個題目描述了兒童社交技能行為發生的頻率，采用4級評分法進行打分（0＝沒有；1＝偶爾；2＝經常；3＝非常頻繁）。本研究中，社會技能子量表的克倫巴赫α系數為0.99。

采用執行功能行為評定手冊—學前版（BRIEF-P）[11]來測量兒童的執行功能發展水平。由主試采用三級評分法（1＝從不；2＝偶爾；3＝經常）對兒童進行評分。BRIEF-P由63個項目構成，包括5個子量表：抑制、轉換、情緒控制、工作記憶以及計劃。BRIEF-P得分越高，說明執行行為越差。本研究中，BRIEF-P總量表的克倫巴赫α系數為0.86。

（三）研究程序

在進行CLASS觀察測量之前，16名學前教育專業研究生參加TeachStone公司提供的為期4天的CLASS培訓，并成為合格的CLASS評分者。采用雙評法對師幼互動進行觀察性評價。16位評分者每兩人一組，每位評分者對班級師幼互動進行20分鐘的獨立觀察。在兩位評分者評定完5個觀察周期后，比較其評分的一致性。

兒童施測在兒童熟悉的教室中進行，施測人員都是經過培訓的具有心理學或教育學專業背景的研究生。每項施測內容時間在5～20分鐘。每個兒童的全部測試在一天內結束。

（四）數據分析

本研究采用驗證性因素分析探索師幼互動的雙因子模型，采用結構方程模型探索雙因子模型與兒童發展的關系，以及影響雙因子模型的教師特征和班級特征因素。CLASS測量數據的Shapiro-Wilk檢驗顯示，除了教師敏感性和活動安排效率兩個維度外，其他各維度均不服從正態分布（見表1）。因此，我們在進行模型估計時采用極大似然估計伴標準誤和均值校正的卡方檢驗，即在Mplus中采用“ESTIMATOR＝MLM”的估計方法進行建模。

本研究使用了班級層面的師幼互動質量的數據與兒童個體層面的發展的數據，該數據結構構成了兒童個體隸屬于班級的兩層嵌套結構。本研究采用多層模型（multilevel model）來處理嵌套數據。

研究首先構建了沒有任何預測變量的兩層模型（即零模型，null model），并采用組內相關系數（interclass correlation coefficient，ICC）來檢驗不同班級間的幼兒各領域發展是否存在顯著的差異。

零模型

之后，研究在零模型基礎之上，分別在模型的個體層面和班級層面納入預測變量并建立隨機截距模型。個體層面的變量包括兒童性別、年齡和家庭社會經濟地位，班級層面的變量包括班級所屬幼兒園的所在地、生均成本，以及雙因子模型中的反應性教學因子、積極管理因子和認知促進因子，且這3個潛變量之間不相關。

采用SPSS19.0對數據進行描述性統計。采用Mplus8.0進行驗證性因素分析、多水平結構方程建模及路徑分析。

三、結果與分析

（一）師幼互動的描述性統計

表1顯示了CLASS各維度的描述性統計與相關。由表1可知，情感支持領域和班級管理領域中的幾個維度的得分較高，范圍在3.60分（關注兒童的觀點）至6.90分（消極氛圍）之間。教師在教學支持領域下的三個維度的得分均低于3分，根據CLASS的評分規定，該分數屬于較低水平。此外，由表1可知，絕大多數維度之間有顯著相關，各維度與CLASS總分之間均顯著相關，說明各維度均有良好的區分度。

（二）師幼互動的雙因子模型

本研究基于中國幼兒園數據構建了4個師幼互動模型，即單因素、兩因素、三因素和雙因子模型。在兩因素模型中，情緒支持和班級管理這兩個彼此高度相關的因子合并為一個因子。在雙因子模型中，我們參考Hamre等人的研究，將一般因子稱為“反應性教學”，三個特殊因子分別與CLASS的三個領域相對應。但鑒于情緒支持與班級管理之間的相關性較高（r＝0.78，p＜0.01），我們將其合并為一個因子，稱之為“積極管理”，并將另一個與教學支持有關的特殊因子稱為“教學促進”。這樣，雙因子模型就包含了一個一般因子（反應性教學）和兩個特殊因子（積極管理、教學促進）。

相比雙因子模型和三因素模型，單因素（CFI＝0.71，TLI＝0.62，RMSEA＝0.24）和兩因素模型（CFI＝0.89，TLI＝0.85，RMSEA＝0.152）的擬合情況較差。三因素模型是目前國際上廣泛認可的結構模式。本研究的結果顯示，三因素模型擬合達到可接受的水平（CFI＞0.90，SRMR＝0.06＜0.08）。與三因素模型相似，雙因子模型的擬合情況相對較好（CFI＞0.90，TLI＞0.90，SRMR＝0.03＜0.05），表明了CLASS的雙因子模型在中國社會文化背景下具有較好的適用性。在雙因子模型中，各CLASS維度的變異解釋了總變異的25%到82%，顯示出了較理想的因素負荷。

（三）雙因子模型下的師幼互動與兒童各領域發展的關系

本研究探索了師幼互動的雙因子模型與學前兒童數學、語言、執行功能和社交技能四個領域發展水平的關系，結果見表2。

表1 CLASS的描述性統計與相關

表2 師幼互動的雙因子模型與兒童發展結果的關系

零模型顯示數據的嵌套效應很強。其中，數學、語言、執行功能和社交技能分別顯示出較強的聚類效應，分別有20%（ICC＝0.20）、49%（ICC＝0.49）、27%（ICC＝0.27）和34%（ICC＝0.34）的變異由班級之間的差異所解釋。這些值遠遠大于0.059，說明有必要進行多水平建模。

第二個模型同時加入了兒童層面的協變量（如性別、年齡及家庭社會經濟地位）和班級層面的變量（所在地、生均成本及師幼互動質量）。該模型能夠在控制了兒童個人特征和班級特征的協變量因素后，探究師幼互動質量和兒童發展之間的關系。結果顯示，在控制了與兒童個人特征和班級特征有關的協變量后，反應性教學因子與兒童的數學成就（γ＝0.64，p＜0.001）、語言（γ＝0.42，p＜0.01）執行功能（γ＝0.62，p＜0.001）和社交技能（γ＝0.64，p＜0.001）之間分別存在顯著的正向關系。積極管理因子能夠負向預測兒童執行功能（γ＝-0.22，p＜0.01），但與社會技能的關系不顯著。認知促進因子能夠顯著預測兒童數學（γ＝0.19，p＜0.05）、語言（γ＝0.60，p＜0.01）和執行功能（γ＝-0.16，p＜0.05）三項認知領域的發展水平，不能預測兒童社會技能的發展水平。

（四）教師特征和班級特征對反應性教學因子的影響

研究基于兩個路徑分析模型，探索了教師特征與師幼比等因素對雙因子模型中的反應性教學因子的影響，結果見表3。

第一個模型探索了教師特征對反應性教學因子的影響，模型擬合度較理想（CFI＝0.93，TLI＝0.92；RMSEA＝0.07）。其中，教師經驗（β＝0.17，p＜0.01）和教師月收入（β＝0.15，p＜0.05）顯著正向預測反應性教學因子，但教師學歷（β＝0.14，p＝0.06）與教師資格證（β＝0.12，p＝0.11）與反應性教學因子之間沒有顯著關聯。第二個模型探索了師幼比、班級規模、公立/私立、班級所在地對反應性教學的影響，模型有較好的擬合度（CFI＝0.95，TLI＝0.92；RMSEA＝0.04）。其中，師幼比（β＝0.22，p＜0.05）和班級所在地顯著正向預測反應性教學因子；班級公立/私立屬性（β＝-0.22，p＜0.01）負向預測反應性教學因子；年級（β＝-0.01，p＝0.92）與反應性教學因子之間沒有顯著關聯。

表3 教師特征和班級特征與反應性教學因子的關系

四、討論與建議

（一）我國幼兒園師幼互動質量水平

本研究的描述性統計顯示，我國幼兒園師幼互動質量在CLASS各維度上的得分有一定的差異。首先，情感支持領域和班級管理領域中的幾個維度的得分較高，說明我國幼兒教師在為兒童營造一個溫馨、愉悅的班級氛圍方面屬于中等偏上的水平。但值得注意的是，“關注兒童的觀點”維度的得分較低，說明我國教師需要努力實踐以兒童為中心的教學模式，并根據兒童的興趣來組織、討論和開展活動。其次，班級管理領域中各維度的得分較高，反映出教師能夠為兒童提供明確的、清晰的和合理的行為期望來預防兒童不當行為的發生。最后，教師在教學支持這個領域下的三個維度的得分較低，表明教師較少或不能通過有效的提問、支架教學、內容反饋、示范模仿等方法促進兒童的認知及語言能力的發展，應予以關注。

（二）雙因子模型下的師幼互動及其對兒童發展水平的預測

驗證性因素分析表明，雙因子模型更加適合描述我國師幼互動的結構與內容。該模型中的一般因素“反應性教學因子”代表了師幼互動的整體質量，而兩個特殊因子“積極管理”和“認知促進”代表了師幼互動的不同目的與內容。這說明師幼互動既存在一個互動的整體要素，又可以依據不同的目的與內容（情感互動/教學互動）來構建子要素。我們認為，CLASS雙因子模型中的反應性教學因子（一般因子）反映了我國幼兒教師在建立師生關系以及教學實踐方面的總體表現，主要是指教師積極參與到兒童自主性的學習活動之中，給予有效的情感反饋、行為期望和認知反饋來促進兒童發展，并通過持續性的兒童發展評估、建立積極并溫暖的師幼關系以優化兒童的學習環境?！胺磻浴蹦軌驈目傮w上反映出師幼互動這一復雜二元系統的特征，即教師根據具體情況對兒童具體行為給予積極的、及時的、恰當的反應。特殊因子“積極管理”反映了教師對兒童需要的反應與情感支持，以及對兒童行為的管理，而“認知促進”反映了教師通過有效的教學活動與積極反饋來促進兒童認知發展。

多層結構方程模型的結果表明，CLASS雙因子模型驗證了理論假設，即師幼互動能夠在整體層面預測兒童的綜合發展，各師幼互動的不同領域與兒童發展的不同領域相對應。該結論總體上與Hamre等人（2014）的研究結論相一致。但與之不同的是，我們發現在中國，認知促進因子能夠預測兒童的社會性發展水平，其原因可能與中國教師會在教學互動中傳授大量的社會認知方面的知識并要求兒童內化這些知識有關。我國幼兒園低質量的教學支持對兒童認知發展的消極影響是一個值得關注的問題。

（三）提升我國幼兒園師幼互動質量的建議

首先，本研究顯示，師幼比與教師收入是影響我國幼兒園師幼互動質量的重要因素，提高教師收入和班級師幼比是提升班級師幼互動質量的關鍵。其次，研究發現教師的學歷、是否取得教師資格證無法預測教師的師幼互動質量。當前，我國學前教師職前人才培養往往過分關注與“五大領域”有關的相關技能的培養，缺少對教師在觀察兒童、“以兒童為中心”的教學實踐方面的培養。我國學前教育人才培養應大力提倡“以兒童為中心”師幼互動的相關理論與能力的訓練，以改變幼兒教師的教育理論與教學實踐相脫節的現狀。再次，師幼互動能力是幼兒教師的職業核心能力，也是獲取幼兒教師資格的基本能力。我們建議在幼兒教師資格證考試機制中加入“基于師幼互動的教學實踐”的考評，以期引導我國職前教育及職后培訓關注教師師幼互動能力的提升。最后，當前我國仍有相當一部分幼兒教師身份不明，公辦園中的臨聘教師及民辦園教師待遇普遍較低，工作不穩定，缺少發展前景。幼兒園（尤其是農村幼兒園、低質量民辦園）普遍存在富有經驗的教師流失的現象。本研究顯示，教師工作經驗正向預測師幼互動質量，公立園、城市幼兒園的師幼互動質量分別好于民辦園和農村幼兒園。我們認為，相關的學前教育政策性工具應進一步將教育資源向農村地區幼兒園及城市低質量幼兒園、普惠性幼兒園傾斜，這些政策性工具應著力解決以上這些幼兒園中教師的待遇問題，減少幼兒教師流失，并科學地構建教師師幼互動能力提升的培訓系統，從而系統性地、循序漸進地提升我國幼兒教師的師幼互動能力。