生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的關(guān)系研究
——基于31篇文獻的元分析

王 典，吳 玲，李克建

(1.南京特殊教育師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院，江蘇南京，210038；2.浙江師范大學(xué)杭州幼兒師范學(xué)院，浙江杭州，311231)

一、問題提出

質(zhì)量是教育的生命線，學(xué)前教育質(zhì)量關(guān)系到每位在園幼兒的健康與發(fā)展。當前學(xué)界一般將學(xué)前教育質(zhì)量分為結(jié)構(gòu)性質(zhì)量和過程性質(zhì)量兩個方面。[1]結(jié)構(gòu)性質(zhì)量主要反映學(xué)前教育機構(gòu)或班級層面的靜態(tài)要素情況，如生師比、班級規(guī)模、教師專業(yè)水平等；過程性質(zhì)量主要指在學(xué)前教育機構(gòu)中同幼兒學(xué)習(xí)與發(fā)展直接相關(guān)的動態(tài)要素情況，如課程、師幼互動、同伴互動等。[2-3]

學(xué)前教育結(jié)構(gòu)性質(zhì)量與過程性質(zhì)量關(guān)系密切。[4]學(xué)界普遍認為，結(jié)構(gòu)性質(zhì)量是過程性質(zhì)量的重要影響因素。基于此，國內(nèi)外有大量研究以生師比、班級規(guī)模、教師學(xué)歷和專業(yè)化水平等結(jié)構(gòu)性質(zhì)量作為預(yù)測變量，以課程、師幼互動等過程性質(zhì)量作為結(jié)果變量，運用相關(guān)分析和回歸分析等方法來探索二者之間的關(guān)系。[5]但由于研究樣本、研究工具、文化背景、文獻類型等差異，以往有關(guān)結(jié)構(gòu)性質(zhì)量的研究，尤其是生師比與過程性質(zhì)量之間關(guān)系的研究存在分歧。例如Pianta[6]、Deynoot-Schaub[7]、Barros[8]等人的研究發(fā)現(xiàn)生師比與過程性質(zhì)量之間并無顯著關(guān)聯(lián)；Phillipsen[2]則發(fā)現(xiàn)生師比與過程性質(zhì)量之間存在顯著正相關(guān)；而Howes[9]等學(xué)者的研究表明二者之間存在顯著負相關(guān)。

當前，我國學(xué)前教育事業(yè)正處于從高速增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期。[10]普遍較高的生師比是制約我國學(xué)前教育改革與發(fā)展的突出問題。因此，研究生師比對學(xué)前教育質(zhì)量特別是過程性質(zhì)量的影響，不僅符合我國當前學(xué)前教育事業(yè)發(fā)展與改革的方向，而且對提升學(xué)前教育整體質(zhì)量具有重要而現(xiàn)實的意義。[11]鑒于此，本研究依托元分析技術(shù)，對國內(nèi)外有關(guān)生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的研究進行綜合定量分析，旨在探索以生師比為代表的結(jié)構(gòu)性質(zhì)量與過程性質(zhì)量之間的關(guān)系，為國家通過政策工具調(diào)整結(jié)構(gòu)性質(zhì)量來提升過程性質(zhì)量，促進學(xué)前教育高質(zhì)量發(fā)展提供實證依據(jù)。

二、研究方法

(一)文獻檢索

本研究通過多種途徑對國內(nèi)外有關(guān)生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的研究進行檢索。首先在“Web of Science”“EBSCO”“ScienceDirect”等外文數(shù)據(jù)庫中以“teacher to child ratio”“child to teacher ratio”“child： staff ratio”“staff： child ratio”并含“preschool education”“early childhood education”并含“quality”作為檢索詞，從主題、關(guān)鍵詞和摘要三個方面進行文獻檢索；其次，在“中國知網(wǎng)”“萬方數(shù)據(jù)知識服務(wù)平臺”等中文數(shù)據(jù)庫中以“師幼比”“幼師比”“師生比”“生師比”并含“學(xué)前教育”“幼兒園教育”“幼兒教育”“早期教育”并含“質(zhì)量”“過程性質(zhì)量”“結(jié)構(gòu)性質(zhì)量”作為主題、關(guān)鍵詞和摘要進行檢索；最后，利用文獻回溯法進行補充檢索。

(二)文獻納入標準

文獻的入選有以下幾個標準。第一，研究主題是學(xué)前教育質(zhì)量。第二，研究對象為0—6歲正常發(fā)展的兒童。第三，研究類型為關(guān)于學(xué)前教育質(zhì)量的實證研究，且研究中包含生師比這一變量。第四，研究中使用的均為原始數(shù)據(jù)，并且報告了研究的樣本量、研究工具、生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量之間的相關(guān)系數(shù)等統(tǒng)計量。其中，生師比的計算方法為“幼兒數(shù)量/教師數(shù)量”，即單個教師所面對的幼兒數(shù)量，所得值應(yīng)大于1。第五，剔除對同一樣本源的重復(fù)研究?；谝陨瞎ぷ?，最終發(fā)現(xiàn)有31篇文獻滿足本研究的納入標準。

(三)文獻編碼

本研究對所有納入元分析的文獻進行特征編碼，具體包括作者信息、發(fā)表時間、文獻類型、樣本量、研究文化背景、教育質(zhì)量評價工具、相關(guān)系數(shù)等，如表1所示。本研究編碼遵循以下原則：首先，以獨立樣本為基本單位進行編碼；其次，若文獻中報告多個獨立樣本的效應(yīng)值，則進行多次編碼；最后，為避免同一樣本產(chǎn)生多個效應(yīng)值，對采用多種工具進行學(xué)前教育過程性質(zhì)量進行評價的同一樣本只編碼一次，效應(yīng)值計算時以平均相關(guān)系數(shù)為準。[12-13]

表1 生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的元分析研究基本資料

本研究文獻編碼是由同一編碼者在不同時段(間隔兩周)對納入元分析的全部文獻進行重復(fù)編碼。通過比較兩次編碼的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除在個別研究樣本量上存在微小偏差外，其余特征編碼均無差異。這證明了本研究編碼的準確性。

(四)數(shù)據(jù)處理與分析

1.統(tǒng)計軟件

本研究使用Comprehensive Meta-Analysis 3.0(CMA 3.0)軟件進行元分析。

2.效應(yīng)值計算

本研究采用以文獻中單個或處理后的平均相關(guān)系數(shù)(r)為效應(yīng)值計算元分析效果量的方法。為排除樣本量對效應(yīng)值計算的影響，保證元分析結(jié)果的科學(xué)性，在計算過程中，首先將相關(guān)系數(shù)(r)轉(zhuǎn)化為Fisher’s Z分數(shù)，隨后依據(jù)Fisher’s Z分數(shù)計算出效應(yīng)值。[14]具體計算過程如下：

三、研究結(jié)果

(一)出版偏倚檢驗

生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的元分析中共納入38個有效效應(yīng)值，分別來自31篇文獻。圖1顯示了元分析效應(yīng)值的總體分布情況，橫軸為Fisher’s Z分數(shù)效應(yīng)值，縱軸為Fisher’s Z分數(shù)效應(yīng)值對應(yīng)的標準誤差。如表2所示，絕大多數(shù)效應(yīng)值分布在漏斗圖的頂端，且沿中線近似左右對稱。根據(jù)Rosenthal提出的失安全系數(shù)(Fail-safe Number)再次對出版偏倚進行檢驗，結(jié)果顯示本研究的失安全系數(shù)為1110，這表明想要使生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的關(guān)系變?yōu)椴伙@著則需要1110個效應(yīng)值，該數(shù)值遠超當前元分析中38個有效效應(yīng)值。同時，Egger’s回歸檢驗結(jié)果表明，截距為0.099，且p值大于0.05，這表明本研究不存在顯著的出版偏倚。[15]綜上可知，本研究受出版偏倚影響較小，研究結(jié)果是穩(wěn)定、可靠的。

圖1 生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的效應(yīng)值分布

表2 出版偏倚檢驗結(jié)果

(二)同質(zhì)性檢驗

如表3所示，生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的Q值為467.178，p值小于0.001，拒絕同質(zhì)性原假設(shè)，這表明各效應(yīng)值之間存在顯著的異質(zhì)性；生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的I2值為92.080，這表明變異中有92.08%是由效應(yīng)值的實際差異導(dǎo)致的，僅有7.92%是由隨機誤差造成的。依據(jù)Higgins[14]等人的觀點，本研究的效應(yīng)值之間存在高度異質(zhì)性。

表3 效應(yīng)值同質(zhì)性檢驗結(jié)果(Q統(tǒng)計)

當效應(yīng)值為異質(zhì)時，主流研究多采用隨機效應(yīng)模型(Random Effects Models，REM)進行分析，這不僅可以防止誤判不同樣本量研究的權(quán)重，同時還能產(chǎn)生更廣泛的置信區(qū)間，進而得出更穩(wěn)健的結(jié)論。[16]綜上，本研究采用隨機效應(yīng)模型對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的關(guān)系進行元分析。

(三)生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的整體效應(yīng)檢驗

如表4所示，通過隨機效應(yīng)模型對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的總體相關(guān)系數(shù)進行元分析，結(jié)果表明二者之間存在中等強度的負相關(guān)(r=-0.124)，雙尾檢驗p值為0.002，達到顯著水平；同時95%置信區(qū)間為[-0.202，-0.045]，不包含0，這進一步表明生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量之間存在穩(wěn)定的負相關(guān)。

表4 生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的整體效應(yīng)檢驗

(四)不同因素對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

由于生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的效應(yīng)值存在異質(zhì)性，這表明生師比在影響學(xué)前教育過程性質(zhì)量的過程中可能存在調(diào)節(jié)變量。[13]為此，本研究將探討文化背景、教育質(zhì)量評估工具、文獻類型等因素是否會調(diào)節(jié)生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的關(guān)系。

如表5所示，對文化背景進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，文化背景對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用顯著(Q=16.047，p<0.001)。具體而言，在中國文化背景下生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量之間存在顯著的負相關(guān)(r=-0.403，p<0.001)，而非中國文化背景下二者之間則不存在顯著的關(guān)聯(lián)(r=-0.079，p>0.05)。對文獻類型進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，文獻類型對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用不顯著(Q=3.576，p>0.05)。對教育質(zhì)量工具進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，教育質(zhì)量工具對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用不顯著(Q=5.566，p>0.05)。

表5 不同因素對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

四、討論

(一)生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量總體上存在顯著的負相關(guān)

如何整合以往有關(guān)生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的實證研究，確定二者之間的真實關(guān)系，一直是學(xué)前教育研究者關(guān)注的議題。本研究通過對38個獨立樣本進行元分析發(fā)現(xiàn)，生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量之間存在顯著的負相關(guān)。具體而言，生師比越高則學(xué)前教育過程性質(zhì)量越低；反之，生師比越低則學(xué)前教育過程性質(zhì)量越高。這與Howes[9]、Burchinal[17]、李克建[18]等學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)基本一致。究其原因，單位時間內(nèi)教師能夠有意義互動和指導(dǎo)的幼兒數(shù)量是有限的。[19]在較高生師比的環(huán)境中，教師需要面對眾多幼兒，可能會出現(xiàn)“顧此失彼”的現(xiàn)象，無法有效支持幼兒的學(xué)習(xí)與發(fā)展，導(dǎo)致其過程性質(zhì)量普遍不高；而在較低生師比的環(huán)境中，教師可以更好地觀察與評價每個幼兒的興趣和需要，從而更有針對性地、更高頻次地與幼兒進行有意義的互動，進而更好地滿足幼兒學(xué)習(xí)與發(fā)展的需要。[11]

(二)文化背景對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

通過元分析發(fā)現(xiàn)，不同文化背景下生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的關(guān)系存在顯著差異。在中國文化背景下，生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量之間存在顯著的、高強度的負相關(guān)；而在非中國文化背景下，二者之間不存在顯著的關(guān)聯(lián)。究其原因，本研究中非中國文化背景的研究多來自美、英等西方國家。這些國家深受Bowlby的依戀理論(Attachment Theory)影響，強調(diào)看護者為幼兒提供積極、及時的回應(yīng)，幫助幼兒形成安全依戀，因此十分推崇低生師比。[20]一項針對我國學(xué)前教育質(zhì)量的調(diào)查研究顯示，東部地區(qū)生師比均值為19.78：1，中部地區(qū)生師比均值為20.93：1，西部地區(qū)生師比均值為29.65：1，而進入到元分析中的中國文化背景下的研究，其生師比變化區(qū)間為[12.98，18.23]。[21]有研究表明，生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量的關(guān)系可能是非線性的：較低的生師比有利于過程性質(zhì)量的提升，促進幼兒的發(fā)展；當生師比高于閾值8：1后，過程性質(zhì)量水平隨之急劇下降，不利于幼兒的學(xué)習(xí)。[5，22-23]因此，在生師比相對較高的我國，生師比對學(xué)前教育過程性質(zhì)量的負面影響更加顯著。

(三)質(zhì)量工具對生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著

元分析結(jié)果表明，學(xué)前教育過程性質(zhì)量評估工具的差異總體上不會影響生師比與學(xué)前教育過程性質(zhì)量關(guān)系，但從具體結(jié)果來看，生師比與ERS(Environment Rating Scales)系列量表測得的過程性質(zhì)量之間不存在顯著的關(guān)聯(lián)，而與CLASS(Classroom Assessment Scoring System)系列量表測得的過程性質(zhì)量之間存在顯著的、中等強度的負相關(guān)。究其原因，ERS系列量表，ECERS-R、ECERS-3以及中國化的CECERS等，主要是對學(xué)前教育質(zhì)量中廣域的過程性質(zhì)量進行評估，主要包含課程、健康和安全、家園合作等多個方面。[24-25]CLASS系列量表則聚焦于課堂中教師與幼兒互動的過程，評價內(nèi)容包含情感支持、班級管理與教學(xué)支持三個維度，強調(diào)過程性質(zhì)量中更為核心的師幼互動。[26]師幼互動的主體是教師與幼兒，而教師與幼兒的人數(shù)對師幼互動頻率與質(zhì)量影響巨大。因此，相較于ERS系列量表測得的過程性質(zhì)量，生師比與CLASS系列量表測得的過程性質(zhì)量的關(guān)系更加密切。

五、建議

(一)設(shè)定生師比最低標準，完善學(xué)前教育質(zhì)量評價體系

生師比作為重要的結(jié)構(gòu)性質(zhì)量要素，對過程性質(zhì)量的提升至關(guān)重要。為了追求高質(zhì)量的學(xué)前教育，海外多個國家和地區(qū)設(shè)定了生師比的最低標準，同時將生師比作為學(xué)前教育質(zhì)量等級評定的重要指標，如美國的學(xué)前教育評價與促進系統(tǒng)(QRIS)、德國的幼兒園質(zhì)量標準等。[27-28]而我國僅在2013年頒布的《幼兒園教職工配備標準(暫行)》中對幼兒園教職工與幼兒的比例進行了初步規(guī)定；各地幼兒園等級評定標準中也僅有北京、上海等少數(shù)地區(qū)將班級生師比納入評價指標體系。有研究發(fā)現(xiàn)，國家設(shè)定學(xué)前教育最低標準與準入門檻既有利于幼兒身心的發(fā)展，也有利于規(guī)范和引領(lǐng)學(xué)前教育事業(yè)的發(fā)展，為不同類型的學(xué)前教育機構(gòu)提供公平運營環(huán)境；學(xué)前教育機構(gòu)等級評價標準更是學(xué)前教育發(fā)展的指揮棒，會直接影響教育機構(gòu)的辦學(xué)行為。[29-30]因此，為了規(guī)范學(xué)前教育機構(gòu)的辦園行為，確保幼兒接受基本的、有質(zhì)量的學(xué)前教育。一方面，教育行政部門應(yīng)在實證研究的基礎(chǔ)之上，明確各類學(xué)前教育機構(gòu)班級生師比最低標準，同時構(gòu)建配套性的支持與激勵政策，幫助各類學(xué)前教育機構(gòu)貫徹和落實生師比最低標準的要求。[27]另一方面，各地教育行政部門在制定幼兒園質(zhì)量等級評定標準時，可將生師比納入評價的指標體系，并適當增加其在評價體系中的權(quán)重。

(二)合理配置師資，改革工作制度，優(yōu)化教學(xué)形式

師幼互動作為幼兒園過程性質(zhì)量的核心要素，對兒童的學(xué)習(xí)與發(fā)展具有直接的影響。[5]從師幼互動的角度看，相較于按照班級師資配備計算的生師比，幼兒在活動中體驗到的在場生師比更為重要。雖然《幼兒園教職工配備標準(暫行)》中規(guī)定全日制幼兒園每個班級需要配置“兩教一?！?，但受限于多數(shù)幼兒園施行的“教師輪崗工作制”，不少幼兒園一日生活的主要環(huán)節(jié)中僅有一名教師在場組織活動。[11，31]此外，我國學(xué)前教育領(lǐng)域雖然在觀念上達成了以兒童為中心、以自由游戲為途徑的共識，但是在實際教育實踐中以教師為主導(dǎo)的集體教學(xué)活動仍是課程實施的主要途徑。[32]最終，在“輪崗制”的教師工作制度與“集體化”教學(xué)形式的雙重作用下，幼兒園在場生師比居高不下，師幼之間難以進行深層次的交流。師幼互動主要是教師對幼兒的單向作用，始于教師的封閉提問，終于幼兒的機械回應(yīng)，導(dǎo)致過程性質(zhì)量提升舉步維艱。為此，幼兒園需破除傳統(tǒng)的“輪崗制”教師工作制度，加強教師之間的合作，確保一日生活的主要時段有兩名教師同時到場，降低在場生師比。同時，在需要個別化指導(dǎo)的活動時段，可采取分組教學(xué)和分區(qū)指導(dǎo)的教學(xué)組織形式，保障幼兒能夠獲得更多有效且適宜的支持與指導(dǎo)，以更好地滿足幼兒的個性化發(fā)展需要。[11]