國(guó)外雙主體教學(xué)模式研究的元分析

陳珊珊+董洋

摘要：雙主體教學(xué)模式是在以學(xué)生為中心的教學(xué)模式的基礎(chǔ)上提出的，強(qiáng)調(diào)在維系良好師生關(guān)系的前提下師生之間的相互配合，通過(guò)雙主體符號(hào)互動(dòng)將教學(xué)效果最大化。通過(guò)對(duì)近二十年來(lái)（1996-2015年）國(guó)外公開發(fā)表的192篇學(xué)術(shù)成果進(jìn)行元分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在雙主體教學(xué)模式的效應(yīng)值方面上，教師主體變量、良好的師生默契度和學(xué)生成就變量效應(yīng)值較大、不同學(xué)生中心教學(xué)模式與學(xué)生成就的效應(yīng)值不同、調(diào)節(jié)因素與學(xué)生成就的效應(yīng)值分布不等、教師因素對(duì)學(xué)生認(rèn)知和情感行為結(jié)果的效應(yīng)值分布不均勻。在調(diào)節(jié)變量對(duì)雙主體教學(xué)模式的影響方面上，研究質(zhì)量的效應(yīng)值不呈線性關(guān)系；影響師生默契與學(xué)生成就效應(yīng)值由高到低的因素依次為實(shí)驗(yàn)者、學(xué)生群體、混合角度和教師自主；影響師生默契與學(xué)生情感行為效應(yīng)值的順序則為混合角度、觀察者、教師自主和學(xué)生群體；教師性別和教師種族（民族）對(duì)效應(yīng)值有顯著性影響。

關(guān)鍵詞：雙主體教學(xué)模式；元分析；師生關(guān)系；學(xué)生成就；效應(yīng)值

師生關(guān)系是教育教學(xué)過(guò)程的核心問(wèn)題，以學(xué)生為中心的教學(xué)模式一直為國(guó)外所推崇。關(guān)于學(xué)生中心式教學(xué)模式可歸納為兩大類型：第一類為傳統(tǒng)學(xué)生中心模式，此模式強(qiáng)調(diào)教師的理解同情、溫暖接納、自我意識(shí)、非強(qiáng)制性和辯證思維訓(xùn)練[1]；第二類是新學(xué)生中心模式，關(guān)注學(xué)生主體的學(xué)習(xí)過(guò)程，包括四個(gè)分析角度，即認(rèn)知與元認(rèn)知、情感與動(dòng)機(jī)、發(fā)展與社會(huì)和個(gè)體差異[2]。但在上世紀(jì)90年代，這種單純以學(xué)生為中心的教學(xué)模式被認(rèn)為缺乏能動(dòng)性和社會(huì)支持、學(xué)生技能發(fā)展受阻、學(xué)生成長(zhǎng)適應(yīng)不良等諸多弊病[3]，進(jìn)而逐漸地被雙主體教學(xué)模式（teacher-learner modeling）所取代。雙主體教學(xué)模式也可稱為雙主體默契模式，強(qiáng)調(diào)在維系良好師生關(guān)系的前提下師生之間的相互配合，通過(guò)雙主體符號(hào)互動(dòng)將教學(xué)效果最大化[4]。此模式通過(guò)提倡教師適度干預(yù)學(xué)生正常的符號(hào)表征過(guò)程、維護(hù)良好師生認(rèn)知平衡關(guān)系來(lái)提升教師的教學(xué)地位[5]。因此，雙主體教學(xué)模式在本質(zhì)上還是強(qiáng)調(diào)以學(xué)生為主體，只是賦予教師適度干預(yù)的責(zé)任。

大量研究指出，研究雙主體教學(xué)模式可以有效改善師生關(guān)系、提升教師教學(xué)效率、促進(jìn)學(xué)生形成良好的行為習(xí)慣[6]。近十幾年來(lái)，國(guó)外有關(guān)師生雙主體、師生關(guān)系的研究逐漸增多，不同學(xué)者從不同的研究角度進(jìn)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(guī)律和類型特征？雙主體教學(xué)模式下的學(xué)生學(xué)習(xí)效果和教師教學(xué)是怎樣的關(guān)系？積極的師生關(guān)系在多大程度上可以促進(jìn)促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)自主？為了探究雙主體模式下的師生關(guān)系的有效性，本研究采取元分析的方法對(duì)近二十年來(lái)（1996-2015年）國(guó)外公開發(fā)表的相關(guān)學(xué)術(shù)成果進(jìn)行分析，以期為有效形成雙主體教學(xué)模式、改善師生關(guān)系、提高教學(xué)質(zhì)量提供參考。

一、研究方法

元分析（meta-analysis）又稱后設(shè)分析、整合分析、綜合分析、薈萃分析，屬于文獻(xiàn)綜述與回顧的一種，由Glass于1976年首次提出，是對(duì)以往研究結(jié)果進(jìn)行系統(tǒng)性的定性與定量的統(tǒng)計(jì)方法[7]。元分析為文本分析提供了一套全面且系統(tǒng)的分析方法，可以有效分析潛變量。[8]此主要用于檢測(cè)各研究發(fā)現(xiàn)的調(diào)節(jié)變量、中介變量的效應(yīng)值，對(duì)第三者變量進(jìn)行類別概括化，檢驗(yàn)概括化后的變量是否對(duì)目標(biāo)變量產(chǎn)生足夠的影響，并利用效應(yīng)值來(lái)標(biāo)定影響的程度。利用元分析進(jìn)行文獻(xiàn)分析，具體經(jīng)過(guò)以下兩個(gè)步驟。

（一）研究樣本與納入標(biāo)準(zhǔn)

首先，元分析需要明確研究樣本。元分析需要對(duì)研究樣本進(jìn)行數(shù)字化處理，因而入圍的樣本必須為實(shí)證研究的文章[9]，才能通過(guò)測(cè)算樣本研究中的變量關(guān)系值來(lái)檢測(cè)潛在變量。為合理測(cè)算效果量，本研究選取的研究論文均為實(shí)證文章，每篇文章內(nèi)的數(shù)據(jù)資料完整，包括相關(guān)系數(shù)r或能轉(zhuǎn)換成相關(guān)系數(shù)的t值、F值以及樣本容量等信息。分析單元是指在國(guó)外公開發(fā)表的、完整的、實(shí)證分析的論文，凡結(jié)構(gòu)完整，不分論文篇幅大小，均為1個(gè)分析單元。為保證研究的全面性、時(shí)代性和權(quán)威性，本研究利用Google scholar、PsycINFO和Education Resources Information Center（ERIC）作為數(shù)據(jù)檢索源，分別以師生關(guān)系（teacher-student relationship）、師生合作（teacher-student corporation）、教學(xué)模式（teaching modeling）和教學(xué)風(fēng)格（teaching-learning style）為關(guān)鍵詞，將研究成果的發(fā)表時(shí)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(xiàn)按照時(shí)間發(fā)表順序進(jìn)行編碼，如果同一月份發(fā)表，則根據(jù)作者首字母、次字母的排序方式進(jìn)行排序。

（二）效果量計(jì)算

確定并納入樣本后，采取MetaStat 14.0分析軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。效應(yīng)值不大于0.1為低等相關(guān)，0.20上下為中等相關(guān)，不小于0.3為高相關(guān)。[10]國(guó)外大量研究通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型（structural equation model， SEM）測(cè)算師生雙主體教學(xué)模式的調(diào)節(jié)變量，為測(cè)算潛變量對(duì)師生關(guān)系的影響程度，僅需關(guān)注調(diào)節(jié)變量間的轉(zhuǎn)錄、計(jì)算值和預(yù)測(cè)值，無(wú)須報(bào)告同質(zhì)性。[11]

二、結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)變量采樣描述

將所有入圍文獻(xiàn)中的變量進(jìn)行篩選歸類后，共分為9項(xiàng)自變量，包括同情、熱情、真誠(chéng)、非目的性、高階思維（higher order thinking）、熱衷教學(xué)與難點(diǎn)攻關(guān)、學(xué)生差異的把握與主持、復(fù)合能力。此外，還篩選出18項(xiàng)因變量和39項(xiàng)調(diào)節(jié)變量。其中因變量主要分為三大類，即認(rèn)知變量、情感變量和行為變量；調(diào)節(jié)變量分別為樣本質(zhì)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(xué)模式的效應(yīng)值

為了探究各變量與亞變量及子變量之間的相關(guān)關(guān)系，對(duì)9個(gè)自變量、9個(gè)認(rèn)知因變量和9個(gè)情感行為因變量，以及39個(gè)調(diào)節(jié)變量進(jìn)行編碼整理，并運(yùn)用研究水平分析進(jìn)行解讀，各分析單元的分析結(jié)果如表2所示。

通過(guò)MetaStat 14.0對(duì)192篇文獻(xiàn)的基本信息進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

第一，整體上教師主體變量和學(xué)生成就變量效應(yīng)值較大。由層次研究分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相關(guān)系數(shù)為0.34，標(biāo)準(zhǔn)差為0.20，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)為0.39，標(biāo)準(zhǔn)差為0.22，取95%置信區(qū)間，相關(guān)系數(shù)分布在0.35到0.43之間。根據(jù)Hattie提出的效應(yīng)值評(píng)價(jià)體系，效應(yīng)值高于0.25的元分析結(jié)果為極其理想[12]。因此，整體上教師以學(xué)生為本的態(tài)度變量與學(xué)生成就呈高等效應(yīng)。

第二，良好的師生默契度與學(xué)生成就的效應(yīng)值較大。將積極的師生關(guān)系與以學(xué)生為本的各變量進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，兩者的相關(guān)系數(shù)為0.31，標(biāo)準(zhǔn)差為0.28，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)為0.36，標(biāo)準(zhǔn)差為0.32，取95%的置信區(qū)間，相關(guān)系數(shù)分布在0.33到0.39，即兩者之間呈高效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，整體上以學(xué)生為中心的教師下轄變量與學(xué)生的認(rèn)知成就效應(yīng)值為0.31，與學(xué)生情感行為的效應(yīng)值為0.35，積極的師生默契可以很好預(yù)測(cè)正向?qū)W生成就（效應(yīng)值0.36）。

第三，不同學(xué)生中心教學(xué)模式與學(xué)生成就的效應(yīng)值不同。傳統(tǒng)學(xué)生中心教學(xué)模式與學(xué)生成就的相關(guān)系數(shù)為0.36，標(biāo)準(zhǔn)差為0.29，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)為0.41，標(biāo)準(zhǔn)差為0.34。新學(xué)生中心模式的系數(shù)為0.26，標(biāo)準(zhǔn)差為0.25，調(diào)整后系數(shù)為0.32，標(biāo)準(zhǔn)差為0.27。其他模型的系數(shù)為0.18，標(biāo)準(zhǔn)差為0.20，修正后的系數(shù)為0.23，標(biāo)準(zhǔn)差為0.25。

第四，調(diào)節(jié)因素與學(xué)生成就的效應(yīng)值分布不等。結(jié)果顯示，自變量中所包含的一切子變量與學(xué)生成就的效應(yīng)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(lì)（0.30）、學(xué)習(xí)支持（0.25）、差異性掌握（0.22）、真誠(chéng)（0.14）、學(xué)生中心信念（0.05）。

第五，教師因素對(duì)學(xué)生認(rèn)知和情感行為結(jié)果的效應(yīng)值分布不均勻。整體上，各教師變量與學(xué)生認(rèn)知成就的效應(yīng)值為0.31，標(biāo)準(zhǔn)差為0.25。以學(xué)生為中心教學(xué)風(fēng)格的教師與9項(xiàng)因變量的效應(yīng)值由高到低排列如下：批判-創(chuàng)新思維（0.45）、數(shù)學(xué)成就（0.36）、語(yǔ)言能力（0.33）、IQ（0.28）、成績(jī)（0.26）、感知成就（0.23）、科學(xué)能力（0.17）、攻關(guān)成就（0.16）、社會(huì)研究力（0.13）。各教師變量與學(xué)生情感行為效標(biāo)的效應(yīng)值為0.35，標(biāo)準(zhǔn)差為0.20，各因素與9項(xiàng)因變量的效應(yīng)值由高到低排列如下：活動(dòng)參與（0.57）、積極情感（0.41）、輟學(xué)預(yù)防（0.39）、自我效能/精神健康（0.35）、正向動(dòng)機(jī)（0.32）、社會(huì)交際（0.31）、破壞行為（0.25）、活動(dòng)參與（0.25）、消極動(dòng)機(jī)（0.06）。

（三）調(diào)節(jié)變量對(duì)雙主體教學(xué)模式的影響

因表2的研究結(jié)果表明，大多數(shù)調(diào)節(jié)變量不能很好地解釋雙主體教學(xué)模式與學(xué)生成就之間的關(guān)系，本研究繼續(xù)通過(guò)利用研究質(zhì)量去間接估計(jì)反映效應(yīng)值的特點(diǎn)對(duì)研究成果的效應(yīng)值[13]。首先，高度控制變量的實(shí)驗(yàn)研究的效應(yīng)值為0.33，僅有實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的次級(jí)實(shí)驗(yàn)研究的效應(yīng)值為0.30。第二，將已有的研究成果按照研究?jī)?nèi)容進(jìn)行分類整理，結(jié)果表明高質(zhì)量研究的效應(yīng)值為0.39（見表3），因此研究質(zhì)量的效應(yīng)值不呈線性關(guān)系。

綜合表2與表3的研究結(jié)果，因一些額外變量（如個(gè)體智商、先前學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)等）會(huì)影響師生默契與學(xué)生成就的效應(yīng)值的檢驗(yàn)，因此抽取在前測(cè)嚴(yán)格控制變量的研究進(jìn)行效應(yīng)值分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)效應(yīng)值為0.46，效應(yīng)值高于一般水平，其中有21%的變異可以由雙主體教學(xué)模式來(lái)進(jìn)行解釋。

對(duì)以上結(jié)果進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，影響師生默契與學(xué)生成就效應(yīng)值由高到低的因素依次為：實(shí)驗(yàn)者（0.41），學(xué)生群體（0.33），混合角度（0.27）、教師自主（0.17）。而對(duì)學(xué)生的情感行為進(jìn)行效應(yīng)值檢測(cè)，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(xué)生群體（0.31）。

從樣本特征角度進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)教師性別（F=4.52）和教師種族（民族）（F=3.22）對(duì)效應(yīng)值有顯著性影響（p<0.05），而樣本大小、學(xué)生性別、家庭階級(jí)等均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p>0.05）。

三、研究討論

（一）單因素對(duì)雙主體教學(xué)模式的獨(dú)立貢獻(xiàn)度大

一些學(xué)者如Schmid曾質(zhì)疑完整假設(shè)（inseparable hypothesis），認(rèn)為個(gè)體因素僅是整體的一部分，不能單獨(dú)割裂來(lái)看待。[14]但本研究的元分析結(jié)果證實(shí)，在實(shí)際中這些影響因素可以獨(dú)立作用于雙主體教學(xué)模式，且比整體的作用效果更加明顯，即單因素與教學(xué)效果呈顯著正相關(guān)。人含有社會(huì)包容心，在生活中，個(gè)體的最終表現(xiàn)行為是經(jīng)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(jīng)過(guò)弱化后的表現(xiàn)不易被研究者發(fā)掘，故在各項(xiàng)報(bào)告中展現(xiàn)的效應(yīng)值偏低。特別是在教學(xué)過(guò)程中，教師和學(xué)生為了達(dá)成共同的教學(xué)目標(biāo)，一些個(gè)性特征就在無(wú)形中被埋沒(méi)。如在以學(xué)生為中心的教學(xué)模式中，任課教師往往扮演陪伴者的角色，進(jìn)而造成教師權(quán)威領(lǐng)導(dǎo)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(yǎng)學(xué)生的學(xué)習(xí)策略與學(xué)習(xí)使命感、成就感，促進(jìn)學(xué)生形成良好的內(nèi)部學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)。因此，雙主體教學(xué)模式可以適當(dāng)提高這些因理性認(rèn)知加工處理后的因素表現(xiàn)能力，可以更為有效地提升教學(xué)效果。

（二）師生默契程度可以顯著預(yù)測(cè)學(xué)生成就

研究結(jié)果表明，雙主體教學(xué)模式可以很好預(yù)測(cè)學(xué)生的認(rèn)知成就值。首先，學(xué)生的批判與辯證思維的高效應(yīng)值符合模型研究結(jié)果，即通過(guò)觀察者對(duì)靶目標(biāo)頻率的統(tǒng)計(jì)，高批判思維的教師會(huì)贊同、甚至訓(xùn)練學(xué)生的高階思維（higher order thinking），會(huì)持有理解和接納不同意見的態(tài)度和挑戰(zhàn)不合理理論的不足。在教學(xué)過(guò)程中，教師會(huì)在課堂上鼓勵(lì)學(xué)生進(jìn)行發(fā)散思維，鼓勵(lì)學(xué)生一題多解，對(duì)問(wèn)題從不同的知識(shí)角度進(jìn)行剖析。而且雙主體教學(xué)模式有助于形成良好的信任關(guān)系，極大提升學(xué)習(xí)效率，幫助學(xué)生形成批判性思維與準(zhǔn)確表達(dá)獨(dú)到見解的能力。第二，個(gè)體素質(zhì)（如IQ、語(yǔ)言表達(dá)力、邏輯思維等）與教師變量的效應(yīng)值高于特定效標(biāo)評(píng)價(jià)體系（如學(xué)科考試）的效應(yīng)值，這可能是因部分研究對(duì)象年齡的同質(zhì)性不齊引起的[15]。

在學(xué)生的情感行為成就中，以學(xué)生為中心的教學(xué)模式在學(xué)生主觀參與、學(xué)習(xí)滿意和學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)中都顯示出極高的效應(yīng)值。雙主體教學(xué)模式是建立在教師提供宏觀的學(xué)習(xí)目標(biāo)、并且間接將學(xué)生分為同一學(xué)業(yè)能力水平的團(tuán)體上，學(xué)生根據(jù)自己的實(shí)際情況選擇適合自己學(xué)習(xí)能力的課程，極大表現(xiàn)出學(xué)習(xí)自主性。學(xué)生在此教學(xué)模式下會(huì)有更加明確具體的發(fā)展目標(biāo)，可以直接體驗(yàn)學(xué)習(xí)成就感，提升自己的交往動(dòng)機(jī)，會(huì)有更多共同語(yǔ)言進(jìn)行合作。同時(shí)，因?yàn)閷W(xué)生間的學(xué)習(xí)力相當(dāng)，教師可以更好地顧及每一位學(xué)生，從而間接讓學(xué)生體會(huì)到教師與他們的伙伴關(guān)系，提升雙主體間的信任感，促進(jìn)教學(xué)合作的正常進(jìn)行。

根據(jù)學(xué)生自尊、社會(huì)聯(lián)系和交際能力的效應(yīng)值可以看出，學(xué)生可以很好地與默契模型當(dāng)中的其他主體進(jìn)行良好符號(hào)互動(dòng)，促進(jìn)其他主體與學(xué)生主體間緊密關(guān)系的形成與培養(yǎng)學(xué)生的親社會(huì)行為。本研究發(fā)現(xiàn)，該默契模型可以很好的減少學(xué)生的輟學(xué)率、破壞行為和缺勤行為。結(jié)果表明非目的式引導(dǎo)可以有效緩解學(xué)生阻抗（student resistant），另外教師同情和鼓勵(lì)學(xué)生自主學(xué)習(xí)這兩個(gè)因素也可以有效降低阻抗的興奮性。在雙主體教學(xué)模式下，師生彼此信任感極強(qiáng)，學(xué)生根據(jù)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(huì)傾向，在此過(guò)程中收獲他人贊許、伙伴認(rèn)可等眾多正向評(píng)價(jià)。同時(shí)，也可以促進(jìn)親社會(huì)行為的產(chǎn)生與發(fā)展。隨著時(shí)間的推移，正向循環(huán)的作用越來(lái)越大，幫助個(gè)體逐漸消除不良行為傾向，培養(yǎng)正常的內(nèi)部動(dòng)機(jī)與形成社會(huì)認(rèn)同感。從消極動(dòng)機(jī)的效應(yīng)值分析可知，如果學(xué)生擁有一定程度的反社會(huì)傾向，雙主體師生教學(xué)模式可以有效幫助減少反社會(huì)行為。但如果行為主體放棄努力，該模式對(duì)個(gè)體行為的修正作用就會(huì)變得微乎其微，因?yàn)榱己玫膸熒献?、伙伴默契等的建立需要以學(xué)生主體信任教師與伙伴為前提。

從測(cè)量角度分析，學(xué)生和觀察者兩個(gè)變量可以比教師變量更好地預(yù)測(cè)學(xué)生成就，可間接為學(xué)生評(píng)價(jià)教師教學(xué)效果提供依據(jù)。當(dāng)預(yù)測(cè)學(xué)生的情感行為成就時(shí)，所有因素的檢驗(yàn)結(jié)果均證明了師生默契模型的有效性（0.36）。雙主體教學(xué)模式可以有效作用于課堂教學(xué)，為學(xué)生提供極大的心理安全感，促進(jìn)他們形成正確的親社會(huì)行為。一些有前測(cè)控制的實(shí)驗(yàn)研究表明，雙主體教學(xué)模式與學(xué)生自我支持、主觀幸福感和親子關(guān)系等多項(xiàng)變量呈顯著正相關(guān)[16]。

（三）積極的角色意識(shí)可以促進(jìn)師生默契關(guān)系的形成

從選取研究的類別數(shù)量來(lái)看，整體效應(yīng)值為0.11，處于極低的水平，表明大多數(shù)學(xué)者很少關(guān)注雙主體教學(xué)模式對(duì)學(xué)生情感行為的影響。但本研究發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)學(xué)生中心教學(xué)模式的單獨(dú)效應(yīng)值為0.35，說(shuō)明可以有效干預(yù)學(xué)生的情感行為。在本研究中選取的樣本中，Johnson在2001進(jìn)行的寧?kù)o訓(xùn)練是利用教師的榜樣作用來(lái)引導(dǎo)學(xué)生形成寧?kù)o心靈（peaceful mind），結(jié)果顯示效應(yīng)值為0.60，表明學(xué)生的叛逆行為被有效降低。在Johnson的研究中，注重教師角色對(duì)學(xué)生反思行為的影響，教師主體對(duì)自己的行為意識(shí)明顯，重視引導(dǎo)與建議的作用；學(xué)生則根據(jù)教師的行為進(jìn)行行為采摘，發(fā)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(xué)生可以接受不同教師的指導(dǎo)。學(xué)生忽略無(wú)關(guān)于教學(xué)的因素（如教師籍貫），而是重點(diǎn)關(guān)注教師的教學(xué)質(zhì)量，學(xué)習(xí)并配合教師的教學(xué)計(jì)劃，完成學(xué)習(xí)任務(wù)。在明確自我角色任務(wù)的前提下積極開展與教師的良好互動(dòng)，形成積極的師生關(guān)系。

在性別變量上，女性教師產(chǎn)生的效應(yīng)值要高于男性教師，表明在學(xué)生心中，女性教師更受歡迎，因?yàn)榕越處熭敵龅那楦嘘P(guān)懷通常要高于男性教師。此研究結(jié)果也說(shuō)明了目前大量研究反應(yīng)的現(xiàn)象是學(xué)生缺乏足夠的情感關(guān)懷，其他影響教學(xué)過(guò)程的因素（如家庭親子關(guān)系，父母角色意識(shí)）會(huì)積極促進(jìn)學(xué)生全面發(fā)展。一個(gè)好的成長(zhǎng)環(huán)境，會(huì)幫助學(xué)生形成更多的情感互動(dòng)能力，間接促進(jìn)學(xué)?；锇?、師生之間的親社會(huì)行為形成，進(jìn)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(xiàn)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(cuò)誤與偏見，但是在計(jì)算眾多均數(shù)的過(guò)程中由于各種類別變量間的異質(zhì)性，使它喪失了應(yīng)有的推理潛力。若衡量教師個(gè)體變量對(duì)學(xué)生個(gè)體變量的特定影響，元分析可能在宏觀歸納文獻(xiàn)時(shí)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(xué)生的反社會(huì)行為樣例研究樣本較小。雖然進(jìn)行調(diào)節(jié)分析不一定需要大樣本，但許多研究本身的研究設(shè)計(jì)存在樣本代表性不足的弊端。在這種條件下，元分析反應(yīng)出來(lái)的結(jié)果——良好的師生默契預(yù)測(cè)學(xué)生成就的效應(yīng)值會(huì)略高，即會(huì)存在師生默契雙向作用（bidirectional phenomenon）的情況。

元分析可以聚焦學(xué)習(xí)者中心行為的特定子集來(lái)減少合成數(shù)據(jù)中的異質(zhì)性，增加未來(lái)合成的推理潛能。對(duì)于個(gè)別研究而言，從聚合效度和操作化定義的角度綜合傳統(tǒng)和新學(xué)生中心教學(xué)模式，能夠幫助研究者和實(shí)踐者理解并綜合利用特定二級(jí)模型的優(yōu)勢(shì)。此外，因雙主體教學(xué)模式和學(xué)生成就有可能是雙向的，所以教師行為和學(xué)生行為的互惠效應(yīng)還需進(jìn)一步探索，各種作用變量在阻止學(xué)生輟學(xué)率的效果也需進(jìn)一步探究。鑒于大部分實(shí)驗(yàn)研究會(huì)強(qiáng)調(diào)控制實(shí)驗(yàn)條件，容易呈現(xiàn)變量之間的高相關(guān)，因此也有必要對(duì)現(xiàn)有的雙主體教學(xué)模式進(jìn)行額外的實(shí)驗(yàn)控制來(lái)檢驗(yàn)相關(guān)變量的效應(yīng)值。未來(lái)研究還應(yīng)該著眼于更為具體的以學(xué)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(duì)單體研究來(lái)說(shuō)，將傳統(tǒng)學(xué)生中心模式和新學(xué)生中心模式整合起來(lái)將有助于研究者更好的測(cè)量單模式的效應(yīng)值。此外，因當(dāng)前尚未明晰學(xué)生的積極成就效果是否會(huì)對(duì)教師行為有正向引導(dǎo)或促進(jìn)作用，因此教師和學(xué)生的反向效果預(yù)測(cè)效應(yīng)還有待開發(fā)。雙主體教學(xué)模式雖然被證明可以有效促進(jìn)學(xué)生學(xué)習(xí)效果的提高、學(xué)習(xí)氛圍的構(gòu)建和親社會(huì)行為的培養(yǎng)，但仍需進(jìn)一步探索其他作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]Cornelius-White J H， Cornelius-White C F.Diagnosing Person-Centered and Experiential Psychotherapy： An Analysis of the PCE 2003 Programming[J].Person-Centered & Experiential Psychotherapies， 2004， 3（3）： 166-175.

[2]McCombs B L， Lauer P A.Development and Validation of the Learner-centered Battery： Self-assessment Tools for Teacher Reflection and Professional Development[J].The Professional Educator， 1997， 20（1）： 1-21.

[3]Kirschner P A， Sweller J， Clark R E.Why Minimal Guidance During Instruction Does Not Work： An Analysis of the Failure of Constructivist， Discovery， Problem-based， Experiential， and Inquiry-based Teaching[J].Educational Psychologist， 2006， 41（2）： 75-86.

[4]Riding R， Rayner S.Cognitive Styles and Learning Strategies： Understanding Style Differences in Learning and Behavior[M].Routledge， 2013：122.

[5]Kharb P， Samanta P P， Jindal M， et al.The Learning Styles and the Preferred Teaching-learning Strategies of First Year Medical Students[J].J Clin Diagn Res， 2013， 7（6）： 1089-1092.

[6]Hsieh S W， Jang Y R， Hwang G J， et al.Effects of Teaching and Learning Styles on Students Reflection Levels for Ubiquitous Learning[J].Computers & Education， 2011， 57（1）： 1194-1201.

[7]Glass G V.Primary， Secondary， and Meta-analysis of Research[J].Educational Researcher， 1976， 5（10）： 3-8.

[8]Hunter J E， Schmidt F L.Dichotomization of Continuous Variables： The Implications for Meta-analysis[J].Journal of Applied Psychology， 1990， 75（3）： 334-349.

[9]Higgins J， Thompson S G.Quantifying Heterogeneity in a Meta-analysis[J].Statistics in Medicine， 2002， 21（11）： 1539-1558.

[10]Lipsey M W， Wilson D B.Practical Meta-analysis[M].Sage Publications， Inc， 2001：125-149.

[11]Schmidt F L， Hunter J.General Mental Ability in the World of Work： Occupational Attainment and Job Performance[J].Journal of Personality and Social Psychology， 2004， 86（1）： 162-173.

[12]Hattie J A.Influences on Student Learning[Inaugural Lecture].University of Auckland， New Zealand[J].1999：199-231.

[13]Hedges L V， Olkin I.Statistical Methods for Meta-analysis[M].Academic Press， 2014：152-189.

[14]Schmid P F.The Characteristics of a Person-Centered Approach to Therapy and Counseling： Criteria for Identity and Coherence[J].Person-Centered & Experiential Psychotherapies， 2003， 2（2）： 104-120.

[15]Fernandez R S， Tran D T， Ramjan L， et al.Comparison of Four Teaching Methods on Evidence-based Practice Skills of Postgraduate Nursing Students[J].Nurse Education Today， 2014， 34（1）： 61-66.

[16]Hains B J， Smith B.Student-centered Course Design： Empowering Students to Become Self-directed Learners[J].Journal of Experiential Education， 2012， 35（2）： 357-374.

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