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?？茖W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條件方面給予的支持[1]。合作學習是指學生與同學、同事領導以及指導教師，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下，綜合運用專業知識技能，積極輔助幼兒園指導教師完成各類保教活動。另外，學生也要面臨入職適應、自主學習和人際管理等多方面的任務。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教育普遍采用的一種實踐教學模式，是其專業學習的“蓋頂石”，也是專業化發展的“墊腳石”，是他們從學生轉變為教師的橋梁。

實習收獲是指學生在教育實習過程中，對自己專業知識和專業技能等專業能力發展的一種主觀感知[1]。因此在本質上，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發展。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的認同，也影響著他們未來職業生涯發展的水平[3]。因此，提高學前教育專業學生在教育實習中的收獲對學生的專業學習尤為重要。根據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發展[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知識和技能，增進幼兒教師的實習收獲。然而已有研究關于園所支持與合作學習的關系以及合作學習與實習收獲關系的研究，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。

假設1：學前教育專業學生教育實習期間，園所支持能顯著正向預測合作學習。

假設2：合作學習能顯著正向預測學生收獲。

概念模型，見圖1。此研究結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，幫助實習生更好地適應實習生活。

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南寧市35所幼兒園園內的學前教育專業高職教育實習階段的實習生，通過問卷星APP在線發放問卷，讓各高職學校教育實習指導教師協助發放問卷鏈接，在兩周內發放回收問卷，最終得到有效問卷369份。

(二)研究工具

本次調查主要了解學前教育專業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部機制。編制問卷《高職學前教育專業學生實習收獲調查問卷》，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?！陡呗殞W前教育專業學生實習收獲調查問卷》的整體克朗巴哈(Cronbach's Alpha)系數為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性強。

(三)統計工具

目前可運行的結構方程模型軟件可區分為兩大類型：一類是共變異數矩陣進行估計的結構方程模型軟件，如LISREL與AMOS等；另一類是以成份分析為基礎的偏最小二乘法(PLS)。為了測量所提出的潛變量的信效度及驗證本研究的結構方程模型，本研究采用Smart PLS 3.0對數據進行處理分析，SmartPLS軟件是目前心理學、管理學、組織行為學、信息系統等領域應用廣泛的軟件，其原理是采用偏最小二剩法進行統計分析。之所以選用此軟件，一是因為在相關理論較為缺乏的情況下，Smart PLS較為適合；二是Smart PLS的目標追求內生變數被解釋能力最大化，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更適合用于回歸預測；三是國內對滿意度模型的相關研究都較多采用了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共同方法偏差。為此，采用Harman單因素檢驗的方法對數據進行單因子檢驗，即對所有項目進行未旋轉主成分分析。結果發現，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。結果發現，大部分的方法因子負荷量皆不顯著，且各指標實質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。根據相關研究的建議，此情形共同方法變異的問題應不嚴重。

2.信度及收斂效度檢驗。Smart PLS 3.0提供了兩種用來評估構面一致性的指標，一種是傳統的指標克朗巴哈(Cronbach's Alpha)系數，但是該系數可能存在低估Smart PLS 3.0結構方程內部一致性的風險，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)系數的缺點，能較為準確地評估內部一致性。然而不論哪種指標都將0.6設為門檻值，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。結果如表1所示，所有構面的組合信度(CR)值都超過0.8，表示構面具有可靠性。平均變異抽取量(AVE)是被用來評估各構面收斂效度的一個常用指標，該指標建議的門檻值為0.5。模型所有構面的平均變異抽取量(AVE)都大于0.5，表示各構面均具有良好的收斂效度。

表1 各構面的信度及收斂效度

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

表2 各構面的區別效度(HTMT)

三、統計結果

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

由于Smart PLS 3.0不產生總體擬合優度指數，因此通過檢查Q2、R2、f2和結構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計意義。所有統計測試均采用1%的顯著性水平。

(一)Q2值被Smart PLS 3.0用來檢驗模型預測的關聯性

如果大于0表示有預測關聯性，且值越大表示預測關聯性越好；相反如果小于0表示沒有。數據分析中，采用Blindfolding算法，設置省略距離為7。結果如表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測關聯性，園所支持、合作學習對實習收獲有良好的預測關聯性。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和規范擬合指數NFI=0.816>0.800，顯示模型具有良好的配適度。

(二)判定系數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%學生實習收獲的結果，屬于較好的解釋結果。

表3 預測關聯性和判定系數

(三)效果量f2值被用來表示結構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。結果如表4所示，合作學習對實習收獲的效果量為中效應量，園所支持對合作學習的效果量為大效應量，園所支持對實習收獲的效應量為小效應量。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，在路徑系數的顯著性上，表5結果顯示所有路徑的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，在此基礎上采用Bootstraping方法，迭代5000次，對模型路徑進行檢驗，表5結果顯示置信區間都不含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1和假設2都全部成立。

表5 路徑分析顯著性結果

圖2 中介路徑

四、討論

(一)園所支持、合作學習能顯著正向預測實習收獲

在本研究中，學前教育專業學生在教育實習期間，園所支持和合作學習能顯著正向預測實習收獲。這與以往研究結論一致。該結果可能與兩個原因有關：其一是從學生方面講，領導支持可以促進教師對園所的認同，構建和諧的氛圍；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果得到園所支持與合作學習的解釋，數據顯示,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，屬于良好的解釋結果。

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

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、提高教育效能等構成專業發展所需的能力。

(四)合作學習在園所支持與實習收獲之間起中介機制作用

中介機制路徑結果表明，合作學習在實習生的學習收獲和院所支持的關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生直接影響，假設1和假設2成立，園所支持能顯著正向預測合作學習，而合作學習能顯著正向預測實習收獲。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？基于研究結果以及后續的觀察走訪，可能的過程是，園所支持從物質和精神兩方面為實習生的合作學習創造了條件，營造了互相學習交流的氛圍，設立了以幼兒發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知識和專業能力也隨之發展。

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系中的中介作用，發現中介效果顯著。因此在教育實習中，指導學生合作學習對于提高實習生實習收獲有非常大的幫助。基于本研究結果，對于學前教育實習生的指導建議如下。

(一)提高園所支持

園所支持可以促進教師對園所的認同，構建和諧的氛圍，可以促進學生的專業發展，提高學生的實習收獲。使教師在情緒調節中產生深層的加工，讓內在情緒與外在表達一致，適應團體組織的規范，因而可以提升教師的職場活力，促進其專業發展。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的作用。

(二)重視實習生間的合作能力的培養

培養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、互相監督，提高小組的學習質量、學習效率，有效提高實習生的實習收獲。

(三)重視實習指導教師與實習生的師生合作

指導學生進行合作學習時，教師角色發生改變，教師是合作性學習活動的準備者、參與者和促進者，因此，師生間的關系是影響個性化教學效果的關鍵因素之一。作為實習指導教師，也應該放下身段，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系?？梢愿玫卮碳W生學習熱情，強化實習技能，提高實習收獲。

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

六、研究的創新、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。既發展了教育實習領域的研究，也為提高教育實習收獲提供了一定的理論參考和數據支持。

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查，未來研究應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。