合作學習在園所支持與學前教育實習收獲間的中介機制作用

艾桃桃， 宋木子， 李玥婧

(廣西幼兒師范高等專科學校 學前教育中高職學院，廣西 南寧 530022)

一、問題提出

園所支持是指學生感知到來自幼兒園對自身精神和物質(zhì)條件方面給予的支持[1]。合作學習是指學生與同學、同事領(lǐng)導(dǎo)以及指導(dǎo)教師，通過相互合作、交流分享，組建學習共同體的過程[2]。實習主要指學前教育的實習生在高校和幼兒園的共同指導(dǎo)下，綜合運用專業(yè)知識技能，積極輔助幼兒園指導(dǎo)教師完成各類保教活動。另外，學生也要面臨入職適應(yīng)、自主學習和人際管理等多方面的任務(wù)。因此，實習生兼具實習教師和在校學生的雙重身份。教育實習是我國高等職業(yè)教育普遍采用的一種實踐教學模式，是其專業(yè)學習的“蓋頂石”，也是專業(yè)化發(fā)展的“墊腳石”，是他們從學生轉(zhuǎn)變?yōu)榻處煹臉蛄骸?/p>

實習收獲是指學生在教育實習過程中，對自己專業(yè)知識和專業(yè)技能等專業(yè)能力發(fā)展的一種主觀感知[1]。因此在本質(zhì)上，學生的實習收獲主要指向的是學生在教育實習中獲得的專業(yè)發(fā)展。在教育實習中，學生實習收獲水平的高低，既決定著其對學前教師職業(yè)的認同，也影響著他們未來職業(yè)生涯發(fā)展的水平[3]。因此，提高學前教育專業(yè)學生在教育實習中的收獲對學生的專業(yè)學習尤為重要。根據(jù)教育實習滿意度模型，學生實習收獲受到的外因有來自園所支持和學校支持的影響，而與學校支持相比，來自園所的支持對學生的專業(yè)學習提升的作用更為顯著[1]。

已有研究表明，園所支持可以顯著提高學生的專業(yè)發(fā)展[1，4-5]，即園所支持可以顯著提高學生的實習收獲。然而，園所支持是如何具體影響學生實習收獲的，二者間的中介機制有待進一步探討。有研究者認為，園所的支持對學習共同體的構(gòu)建有著重要的推動作用，并且通過共同體的合作學習可以有效地提升實習教師的專業(yè)知識和技能，增進幼兒教師的實習收獲。然而已有研究關(guān)于園所支持與合作學習的關(guān)系以及合作學習與實習收獲關(guān)系的研究，大多停留在理論假定上，缺少量化的研究支持。

本研究擬探討合作學習在園所支持和學生收獲間的中介機制效果，并提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：學前教育專業(yè)學生教育實習期間，園所支持能顯著正向預(yù)測合作學習。

假設(shè)2：合作學習能顯著正向預(yù)測學生收獲。

概念模型，見圖1。此研究結(jié)果可以為提高學前教育實習生合作學習和實習收獲提供理論依據(jù)，幫助實習生更好地適應(yīng)實習生活。

圖1 中介機制概念模型

二、研究方法

(一)研究對象

選取廣西壯族自治區(qū)南寧市35所幼兒園園內(nèi)的學前教育專業(yè)高職教育實習階段的實習生，通過問卷星APP在線發(fā)放問卷，讓各高職學校教育實習指導(dǎo)教師協(xié)助發(fā)放問卷鏈接，在兩周內(nèi)發(fā)放回收問卷，最終得到有效問卷369份。

(二)研究工具

本次調(diào)查主要了解學前教育專業(yè)學生教育實習滿意度模型中園所支持與實習收獲的中介內(nèi)部機制。編制問卷《高職學前教育專業(yè)學生實習收獲調(diào)查問卷》，該問卷包含園所支持、合作學習、實習收獲三個維度。采用李克特5點評定法。《高職學前教育專業(yè)學生實習收獲調(diào)查問卷》的整體克朗巴哈(Cronbach's Alpha)系數(shù)為0.876，表明信度較好。KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值為0.906，說明園所支持、合作學習、實習收獲三個因子的相關(guān)性強。

(三)統(tǒng)計工具

目前可運行的結(jié)構(gòu)方程模型軟件可區(qū)分為兩大類型：一類是共變異數(shù)矩陣進行估計的結(jié)構(gòu)方程模型軟件，如LISREL與AMOS等；另一類是以成份分析為基礎(chǔ)的偏最小二乘法(PLS)。為了測量所提出的潛變量的信效度及驗證本研究的結(jié)構(gòu)方程模型，本研究采用Smart PLS 3.0對數(shù)據(jù)進行處理分析，SmartPLS軟件是目前心理學、管理學、組織行為學、信息系統(tǒng)等領(lǐng)域應(yīng)用廣泛的軟件，其原理是采用偏最小二剩法進行統(tǒng)計分析。之所以選用此軟件，一是因為在相關(guān)理論較為缺乏的情況下，Smart PLS較為適合；二是Smart PLS的目標追求內(nèi)生變數(shù)被解釋能力最大化，即R2值最大，R2為回歸平方和與總離差平方和的比值，表示總離差平方和中可以由回歸平方和解釋的比，因此Smart PLS更適合用于回歸預(yù)測；三是國內(nèi)對滿意度模型的相關(guān)研究都較多采用了Smart PLS進行分析。鑒于上述三點原因，本研究也采用Smart PLS 3.0軟件進行分析。

(四)研究過程

1.共同方法變異檢驗。由于采用的是自編問卷，因此在測量的過程中可能會出現(xiàn)共同方法偏差。為此，采用Harman單因素檢驗的方法對數(shù)據(jù)進行單因子檢驗，即對所有項目進行未旋轉(zhuǎn)主成分分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第一個因子解釋的變異量為38.96%，小于40%的臨界標準，表明共同方法變異的問題并不嚴重。另外，使用Smart PLS 3.0進行共同方法變異的檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大部分的方法因子負荷量皆不顯著，且各指標實質(zhì)解釋變異量的平均值為0.542，而共同方法的變異量的平均值為0.014，兩者的比值達到38:1。根據(jù)相關(guān)研究的建議，此情形共同方法變異的問題應(yīng)不嚴重。

2.信度及收斂效度檢驗。Smart PLS 3.0提供了兩種用來評估構(gòu)面一致性的指標，一種是傳統(tǒng)的指標克朗巴哈(Cronbach's Alpha)系數(shù)，但是該系數(shù)可能存在低估Smart PLS 3.0結(jié)構(gòu)方程內(nèi)部一致性的風險，所以Smart PLS 3.0提供了另一種指標，即組合信度(CR)，該指標克服了克朗巴哈(Cronbach's Alpha)系數(shù)的缺點，能較為準確地評估內(nèi)部一致性。然而不論哪種指標都將0.6設(shè)為門檻值，低于0.6為不可靠，0.7以上可以進行研究，0.8以上被認為具有極佳的可靠性，可以進行更高階段的研究。結(jié)果如表1所示，所有構(gòu)面的組合信度(CR)值都超過0.8，表示構(gòu)面具有可靠性。平均變異抽取量(AVE)是被用來評估各構(gòu)面收斂效度的一個常用指標，該指標建議的門檻值為0.5。模型所有構(gòu)面的平均變異抽取量(AVE)都大于0.5，表示各構(gòu)面均具有良好的收斂效度。

表1 各構(gòu)面的信度及收斂效度

3.區(qū)分效度檢驗。區(qū)別效度評估已普遍被認為是分析潛在變量之間關(guān)系的一個前提。目前Smart PLS 3.0有三種檢驗區(qū)分效度的方法，其中HTMT(Heterotrait-monotrait)是一種較新的方法，相對于傳統(tǒng)的Fornell-Larcker準則和交叉載荷檢驗，HTMT克服了傳統(tǒng)方法的不足，能更可靠地檢測常見研究情況下的區(qū)別效度，其建議的標準為HTMT<0.85。結(jié)果如表2所示，所有的HTMT值都小于0.85，表示模型具有良好的區(qū)別效度。

表2 各構(gòu)面的區(qū)別效度(HTMT)

三、統(tǒng)計結(jié)果

在確認了測量模型的心理測量特性之后，接下來對結(jié)構(gòu)模型進行研究，以評估它們的解釋能力和路徑的意義，并通過Smart PLS 3.0測試來實現(xiàn)結(jié)構(gòu)方程建模。

由于Smart PLS 3.0不產(chǎn)生總體擬合優(yōu)度指數(shù)，因此通過檢查Q2、R2、f2和結(jié)構(gòu)路徑對有效性進行初步評估，采用Bootstraping回歸檢驗自助法評估統(tǒng)計意義。所有統(tǒng)計測試均采用1%的顯著性水平。

(一)Q2值被Smart PLS 3.0用來檢驗?zāi)Ｐ皖A(yù)測的關(guān)聯(lián)性

如果大于0表示有預(yù)測關(guān)聯(lián)性，且值越大表示預(yù)測關(guān)聯(lián)性越好；相反如果小于0表示沒有。數(shù)據(jù)分析中，采用Blindfolding算法，設(shè)置省略距離為7。結(jié)果如表3所示，Q2值都大于0，表示模型中各個自變量對因變量具有良好的預(yù)測關(guān)聯(lián)性，園所支持、合作學習對實習收獲有良好的預(yù)測關(guān)聯(lián)性。此外，Smart PLS 3.0提供了其他的模型配適度指標中，標準化殘差均方根SRMR=0.074<0.080和規(guī)范擬合指數(shù)NFI=0.816>0.800，顯示模型具有良好的配適度。

(二)判定系數(shù)R2值被用來表示自變量對因變量的解釋能力

如果R2值約為0.19為弱解釋、約為0.33為較好解釋、約為0.67為理想解釋。結(jié)果如表3所示，實習收獲的R2值為0.372，表示本模型所提出的由園所支持、合作學習二項潛在變量，可解釋37.2%學生實習收獲的結(jié)果，屬于較好的解釋結(jié)果。

表3 預(yù)測關(guān)聯(lián)性和判定系數(shù)

(三)效果量f2值被用來表示結(jié)構(gòu)模型中自變量對因變量的影響力

如果f2值約為0.02為低效果量，約為0.15為中效果量，約為0.35為大效果量。結(jié)果如表4所示，合作學習對實習收獲的效果量為中效應(yīng)量，園所支持對合作學習的效果量為大效應(yīng)量，園所支持對實習收獲的效應(yīng)量為小效應(yīng)量。模型具有較好的有效性。

表4 模型效果量f2

(四)路徑檢驗

首先，在路徑系數(shù)的顯著性上，表5結(jié)果顯示所有路徑的p值都達到p<0.001的顯著水平，表示在此模型中，園所支持顯著影響合作學習及實習收獲、合作學習顯著影響實習收獲，所以，合作學習在園所支持與實習收獲間起部分中介作用；之后，在此基礎(chǔ)上采用Bootstraping方法，迭代5000次，對模型路徑進行檢驗，表5結(jié)果顯示置信區(qū)間都不含0，進一步驗證了合作學習起到部分中介效果(見圖2)。因此，假設(shè)1和假設(shè)2都全部成立。

表5 路徑分析顯著性結(jié)果

圖2 中介路徑

四、討論

(一)園所支持、合作學習能顯著正向預(yù)測實習收獲

在本研究中，學前教育專業(yè)學生在教育實習期間，園所支持和合作學習能顯著正向預(yù)測實習收獲。這與以往研究結(jié)論一致。該結(jié)果可能與兩個原因有關(guān)：其一是從學生方面講，領(lǐng)導(dǎo)支持可以促進教師對園所的認同，構(gòu)建和諧的氛圍；其二是從園所方面講，園所提供的支持包括生活方面的支持、研究方面的支持和賦權(quán)方面的支持。

(二)園所支持、合作學習能合理解釋實習收獲

研究表示本模型所提出的園所支持、合作學習二項潛在變量，可解釋為不少學生實習收獲的結(jié)果得到園所支持與合作學習的解釋，數(shù)據(jù)顯示,實習收獲的R2值為0.372，說明37.2%學生實習收獲是由園所支持和合作學習解釋的，屬于良好的解釋結(jié)果。

(三)合作學習對實習收獲的效果量為中效應(yīng)量，園所支持對合作學習的效果量為大效應(yīng)量

在實習收獲中離不開園所支持，園所支持可以極大地促進實習生進行反思、克服倦怠、提高教育效能等構(gòu)成專業(yè)發(fā)展所需的能力。

(四)合作學習在園所支持與實習收獲之間起中介機制作用

中介機制路徑結(jié)果表明，合作學習在實習生的學習收獲和院所支持的關(guān)系中起部分中介機制作用。即一方面園所支持會通過合作學習的橋梁作用，間接影響實習生的實習收獲；另一方面，園所支持會對實習生的實習收獲產(chǎn)生直接影響，假設(shè)1和假設(shè)2成立，園所支持能顯著正向預(yù)測合作學習，而合作學習能顯著正向預(yù)測實習收獲。合作學習是如何在園所支持和實習收獲中起到橋梁的作用，或者說這其中的過程是如何的呢？基于研究結(jié)果以及后續(xù)的觀察走訪，可能的過程是，園所支持從物質(zhì)和精神兩方面為實習生的合作學習創(chuàng)造了條件，營造了互相學習交流的氛圍，設(shè)立了以幼兒發(fā)展為目標的共同愿景，并以此愿景為目標，交流合作，在實踐中實習生的專業(yè)知識和專業(yè)能力也隨之發(fā)展。

五、教育建議

本研究通過Smart PLS 3.0軟件分析合作學習在園所支持與實習收獲關(guān)系中的中介作用，發(fā)現(xiàn)中介效果顯著。因此在教育實習中，指導(dǎo)學生合作學習對于提高實習生實習收獲有非常大的幫助?；诒狙芯拷Y(jié)果，對于學前教育實習生的指導(dǎo)建議如下。

(一)提高園所支持

園所支持可以促進教師對園所的認同，構(gòu)建和諧的氛圍，可以促進學生的專業(yè)發(fā)展，提高學生的實習收獲。使教師在情緒調(diào)節(jié)中產(chǎn)生深層的加工，讓內(nèi)在情緒與外在表達一致，適應(yīng)團體組織的規(guī)范，因而可以提升教師的職場活力，促進其專業(yè)發(fā)展。園所提供的支持包括生活方面的支持、研究方面的支持和賦權(quán)方面的支持。因此，要提高實習生在頂崗實習中的收獲，不僅要加強與園所的聯(lián)系，重視園所支持的作用，也要重視對實習生進行合作學習引領(lǐng)的作用。

(二)重視實習生間的合作能力的培養(yǎng)

培養(yǎng)實習生的團隊精神和溝通能力，使實習生在教育實習中互相鼓勵、互相促進、互相監(jiān)督，提高小組的學習質(zhì)量、學習效率，有效提高實習生的實習收獲。

(三)重視實習指導(dǎo)教師與實習生的師生合作

指導(dǎo)學生進行合作學習時，教師角色發(fā)生改變，教師是合作性學習活動的準備者、參與者和促進者，因此，師生間的關(guān)系是影響個性化教學效果的關(guān)鍵因素之一。作為實習指導(dǎo)教師，也應(yīng)該放下身段，加入到實習生群體中，注重以身示范，與學生建立良好的互動關(guān)系。可以更好地刺激學生學習熱情，強化實習技能，提高實習收獲。

(四)實習生、實習指導(dǎo)教師、幼兒園實習指導(dǎo)教師共同參與合作可以有效提高實習效果

三者通過緊密的合作，可以形成不同主體間共同發(fā)展的局面，提高學生的實習收獲。任何專業(yè)的成長都依賴于它的參與者分享經(jīng)驗和進行真誠的對話，為此，在校實習指導(dǎo)教師、幼兒園實習指導(dǎo)教師可以通過信息交流、經(jīng)驗分享、共同指導(dǎo)，為學生建立更為高效的園所支持，激發(fā)學生主動學習、合作學習的積極性，適時指導(dǎo)其合作學習的進程。在實習多主體共同努力下，頂崗實習主體間才能形成合力，共同發(fā)展。

六、研究的創(chuàng)新、不足與展望

本研究從量化的角度探討了實習生園所支持與實習收獲的關(guān)系，同時探討了合作學習在園所支持和實習收獲間的中介機制效應(yīng)。既發(fā)展了教育實習領(lǐng)域的研究，也為提高教育實習收獲提供了一定的理論參考和數(shù)據(jù)支持。

但本研究也存在兩點不足：一是抽樣范圍僅抽取了南寧市的部分幼兒園，對于其他省份及地級市幼兒園的實習生并未調(diào)查，未來研究應(yīng)考慮省份間及省會與地級市間園所支持對實習收獲的影響；二是除了合作學習外，或許存在其他的中介因素，未來研究可以考慮進一步擴充模型，探討實習生的園所支持對實習收獲的影響機制。

綜上所述，實習生的園所支持正向預(yù)測實習收獲，實習生的合作學習在園所支持和實習收獲間起中介機制作用。