數(shù)學(xué)教師有效教學(xué)風(fēng)格對小學(xué)生課堂參與度的影響：學(xué)業(yè)自我效能感的縱向中介作用

吳 紅，王 鳳

數(shù)學(xué)教師有效教學(xué)風(fēng)格對小學(xué)生課堂參與度的影響：學(xué)業(yè)自我效能感的縱向中介作用

吳 紅1，王 鳳2

（1．貴州師范大學(xué) 教師教育學(xué)院，貴州 貴陽 550025；2．貴州師范大學(xué) 心理學(xué)院，貴州 貴陽 550025）

采用追蹤研究對650名小學(xué)五、六年級學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感和課堂參與度以及其數(shù)學(xué)教師有效教學(xué)風(fēng)格進(jìn)行了歷時5個月的3次調(diào)查，通過構(gòu)建縱向中介模型考察學(xué)業(yè)自我效能感在有效教學(xué)風(fēng)格和課堂參與度之間的中介作用．結(jié)果表明：T2的學(xué)業(yè)自我效能感在T1的3種有效教學(xué)風(fēng)格（即幽默活躍型、嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型、關(guān)愛分享型）和T3的課堂參與度之間均起完全中介作用，即數(shù)學(xué)教師有效教學(xué)風(fēng)格（幽默活躍型、嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型和關(guān)愛分享型）可以通過影響小學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感進(jìn)而影響其課堂參與度．

有效教學(xué)風(fēng)格；學(xué)業(yè)自我效能感；課堂參與度；縱向中介模型

1 問題提出

課堂參與度指的是在教師的幫助和引導(dǎo)下，學(xué)生在課堂學(xué)習(xí)過程中的行為參與、認(rèn)知參與和情感參與的程度[1]．學(xué)生在課堂上的身心投入程度顯著地影響其學(xué)業(yè)成績[2]，因而如何提升學(xué)生的課堂參與度一直是教育領(lǐng)域的重要問題之一．小學(xué)是學(xué)習(xí)的起始階段，是幫助學(xué)生打牢基礎(chǔ)知識與能力、培養(yǎng)學(xué)習(xí)興趣和習(xí)慣的重要時期，但小學(xué)生主動參與課堂教學(xué)的情況并不理想[3]，數(shù)學(xué)課堂中該方面的問題尤為突出——“數(shù)學(xué)歷來是學(xué)生‘不投入’和學(xué)習(xí)成績低下情況較為嚴(yán)重的學(xué)科之一．學(xué)生無心學(xué)數(shù)學(xué)往往從小學(xué)就開始，在中學(xué)階段已經(jīng)積重難返了”[4]．因為數(shù)學(xué)的抽象性與復(fù)雜性，所以學(xué)生對數(shù)學(xué)的學(xué)習(xí)興趣會隨著年級的增高逐漸降低[5]，且這一現(xiàn)象在小學(xué)階段就已經(jīng)非常明顯[6]．針對小學(xué)生數(shù)學(xué)課堂參與度低下這一頑疾，探討問題成因與解決方案的研究有許多，但主要集中于經(jīng)驗與理論層面，嚴(yán)重缺乏更進(jìn)一步的實證研究．

根據(jù)三元交互決定論，個體的行為與其自身的主體因素及外在環(huán)境之間存在既相對獨立、又相互影響，互為因果的關(guān)系．其中個人的主體因素指的是人的生理反應(yīng)能力、認(rèn)知能力等身心機能．三者之間的交互方式非常靈活，三因素之間并非總是擁有完全對等的交互影響力，會因情境的變化呈現(xiàn)出不一樣的模式[7]．小學(xué)數(shù)學(xué)課堂就是一種特殊情境，在此情境中，小學(xué)生的心智遠(yuǎn)未成熟，教師起著無可替代的主導(dǎo)作用．一方面，小學(xué)生有著明確的學(xué)習(xí)任務(wù)，其個人行為受到課堂紀(jì)律約束，需要教師監(jiān)督、管理．另一方面，學(xué)生的主體因素極易受到教師的影響，產(chǎn)生積極參與或消極參與兩種截然不同的課堂行為．學(xué)生的主體因素對教師很難構(gòu)成顯著的直接影響，更多是影響其自身的行為表現(xiàn)，進(jìn)而對教師產(chǎn)生影響．

教師對學(xué)生的影響途徑包括教師的個人特質(zhì)、教學(xué)理念與方法等，可以概括為教師有效教學(xué)風(fēng)格．教師有效教學(xué)風(fēng)格指的是教師在教學(xué)活動過程的長期實踐中，逐步發(fā)展出的具有藝術(shù)特色，能根據(jù)教學(xué)需要靈活調(diào)整教學(xué)方式與方法，促進(jìn)教學(xué)目標(biāo)達(dá)成和學(xué)生成長發(fā)展的教學(xué)理念與行為[8]．學(xué)生的主體因素方面，其學(xué)業(yè)自我效能感是關(guān)鍵．學(xué)業(yè)自我效能感源于心理學(xué)經(jīng)典概念自我效能感，指的是學(xué)生對自己能否完成某一學(xué)科任務(wù)的自信度和能力感[9]．學(xué)生難以建立足夠的學(xué)業(yè)自我效能感，根源在于其在數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)的過程中不斷受挫，所以缺乏數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)的積極性、主動性．個體行為方面，學(xué)生的課堂參與度最具有代表性，是數(shù)學(xué)教育過程中的難題，也是研究的出發(fā)點．

研究表明，教師有效教學(xué)風(fēng)格能夠顯著地影響學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感，對其數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)的信心感和回答問題的能力起到正向作用[10]．教師的表揚、獎勵等積極反饋能增強學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感，批評、懲罰之類的消極反饋則會削弱其學(xué)業(yè)自我效能感[11]．在一個更具關(guān)懷、更具挑戰(zhàn)性，以技巧為導(dǎo)向的課堂環(huán)境中，學(xué)生的數(shù)學(xué)自我效能感顯著較高[12]．此外，教師采取不同的教學(xué)方法也會對學(xué)生的課堂參與度形成顯著影響[13]．概言之，有效教學(xué)風(fēng)格從多個方面對學(xué)業(yè)自我效能感形成了強烈影響．這種影響進(jìn)一步體現(xiàn)為教師有效教學(xué)風(fēng)格對學(xué)生的課堂參與度有顯著影響[14]，在教學(xué)中，教師的激勵與認(rèn)可、教學(xué)方式都會對學(xué)生在行為、認(rèn)知、情感3個方面的課堂參與構(gòu)成顯著影響[1]，教師對課堂互動的重視與鼓勵能夠激發(fā)學(xué)生課堂參與的頻度與深度．

同時，學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感與其課堂參與度息息相關(guān)，研究發(fā)現(xiàn)學(xué)生之所以課堂參與度很低，主要原因之一是其感到“基礎(chǔ)薄弱、擔(dān)心說錯、不好意思等”[15]．學(xué)生的這些主觀感受是其學(xué)業(yè)自我效能感較低的外顯表現(xiàn)．另外，在數(shù)學(xué)課堂中，學(xué)生集體性應(yīng)答行為出現(xiàn)得較多，而單獨的舉手應(yīng)答較少，質(zhì)疑提問更加少見[16]，究其根源是受到學(xué)業(yè)自我效能感因素的影響．研究表明，學(xué)業(yè)自我效能感會顯著地影響學(xué)生的課堂參與度[17]，比如學(xué)業(yè)自我效能感高的學(xué)生會更加積極地思考、討論，主動迎接挑戰(zhàn)[18]；反之，學(xué)業(yè)自我效能感低的學(xué)生更傾向于對課堂教學(xué)持消極參與，甚至逃避的態(tài)度．

綜上所述，教師的有效教學(xué)風(fēng)格是提高學(xué)生課堂參與度關(guān)鍵的外部環(huán)境因素，且這一外因很可能是通過影響學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感這一主體內(nèi)部因素來起作用，進(jìn)而影響學(xué)生的課堂參與度．但這一作用機制尚且缺乏實證研究結(jié)果的支持，如果可以證明該作用機制，則可為解決數(shù)學(xué)課堂的學(xué)生參與度問題提供有益的建議．為檢驗該假設(shè)，采用追蹤研究設(shè)計，對研究對象進(jìn)行了歷時5個月，累計3次的問卷調(diào)查．分析數(shù)據(jù)時，采用縱向中介模型，較好地避免了橫斷研究中的估計偏誤問題，為揭示變量之間的因果方向和中介機制提供了更有力的證據(jù)[19–21]．

2 研究方法

2.1 研究被試與程序

采用方便取樣、整群抽樣的方式對貴州省畢節(jié)市兩所小學(xué)五、六年級的學(xué)生進(jìn)行測量．在取得校領(lǐng)導(dǎo)及班主任的同意下，以班級為單位集體施測．追蹤過程分3次進(jìn)行，在3次施測過程中，均采用相同的指導(dǎo)語并要求各參與者仔細(xì)閱讀然后作答．第一次（T1）總共發(fā)放問卷650份，收回有效問卷590份，有效率為90.76%．第二次（T2）在間隔第一次測試大約2個月后進(jìn)行，共發(fā)放問卷590份，回收有效問卷510份，有效率為86.44%．第三次（T3）在第二次測試間隔大約兩個月后即期末考試前一個周內(nèi)，共發(fā)放問卷510份，回收有效問卷466份，有效率為91.37%．最終將3次測試的有效被試匹配之后，匹配成功的被試為463人，因個別維度的缺失值較多、作答一致性以及認(rèn)真程度等刪除無效問卷28份，最終有效問卷為435人，其中男生213人（49.0%），女生222人（51.0%），五年級233人（53.6%），六年級202（46.4%）．

3次調(diào)查結(jié)束后學(xué)生因轉(zhuǎn)學(xué)、生病未上學(xué)等情況共有155名被試流失，對435名有效被試和155名流失被試進(jìn)行卡方檢驗和檢驗，結(jié)果表明在性別[2=0.496,=0.481> 0.05]、學(xué)業(yè)自我效能感[=0.464,=0.643>0.05]、課堂參與度[=–1.215,=0.225>0.05]、4種有效教學(xué)風(fēng)格“幽默活躍型[=1.202,=0.230>0.05]、嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型[=1.882,=0.061> 0.05]、關(guān)愛分享型[=1.133,=0.258>0.05]、創(chuàng)新探索型[=–1.707,=0.088>0.05]”上均不存在顯著差異，因此被試不存在結(jié)構(gòu)化流失．

2.2 研究工具

2.2.1 有效教學(xué)風(fēng)格

采用王鳳（2020）[8]修訂的“小學(xué)數(shù)學(xué)教師有效教學(xué)風(fēng)格問卷”，問卷采用他評模式，使用對象為小學(xué)數(shù)學(xué)教師所教授班級的學(xué)生，非教師自評．該量表根據(jù)賀雯等[22]編制的“教師有效教學(xué)風(fēng)格的結(jié)構(gòu)與形容詞評定問卷”修訂成以小學(xué)生為被試的量表．共18個題，包括4個維度：幽默活躍型（6個題）、關(guān)愛分享型（4個題）、嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型（5個題）和創(chuàng)新探索型（3個題）．量表采用Likert 7點記分（1=很不符合，7=很符合），維度平均得分越高，教師越傾向該維度的教學(xué)風(fēng)格．該量表具有良好的信效度，3次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.752、0.805、0.872．同時，考慮到樣本量的充分性，采用第一次數(shù)據(jù)做驗證性因子分析表明，問卷的結(jié)構(gòu)效度良好，2/=3.532，=0.073，= 0.043，0.907，=0.928，=0.914．

2.2.2 學(xué)業(yè)自我效能感

采用羅靜婷（2004）[23]修訂的“數(shù)學(xué)學(xué)業(yè)自我效能感量表”，該量表根據(jù)俞國良主編的學(xué)習(xí)能力感量表，修訂成以小學(xué)生為被試的量表，共有15題．量表為兩點量表，計分方式為選“是”得0分，選“否”得2分，其中第3題和第6題是反向計分題，總分為30分，分?jǐn)?shù)越高，數(shù)學(xué)自我效能感越強．該量表具有良好的信效度，研究中，3次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.783、0.626、0.705；同時，考慮到樣本量的充分性，采用第一次數(shù)據(jù)做驗證性因子分析表明，問卷的結(jié)構(gòu)效度良好，2/=2.113，=0.051，=0.049，=0.946，=0.874，=0.848．

2.2.3 課堂參與度

采用宋翠利（2011）[24]自編的“小學(xué)生數(shù)學(xué)課堂參與量表”，共15題，包含了3個維度，即行為參與（6個題）、認(rèn)知參與（4個題）和情感參與（5個題）．該量表采用Likert 5點記分（1=極不同意，5=非常同意），得分越高表示個體參與課堂程度越高．該量表具有良好的信效度，3次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.709、0.779、0.759；同時，考慮到樣本量的充分性，采用第一次數(shù)據(jù)做驗證性因子分析表明，問卷的結(jié)構(gòu)效度良好，2/=2.001，=0.048，=0.047，=0.944，=0.928，=0.913．

2.2.4 數(shù)據(jù)處理

使用Epidata3.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入，SPSS25.0進(jìn)行數(shù)據(jù)整理，對數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗、描述性統(tǒng)計、相關(guān)分析等；參照Yang等（2019）[25]、Nie等（2019）[26]的做法，使用Mplus7.0統(tǒng)計分析軟件進(jìn)行交叉滯后建模，構(gòu)建縱向中介模型來驗證假設(shè)．具體來說，模型包括自回歸路徑，用來評估變量的穩(wěn)定性；包括變量之間在3個時間點的相關(guān)，用來評估變量在每個時間點的關(guān)系；為檢驗學(xué)業(yè)自我效能感在幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格和課堂參與度之間的中介作用，設(shè)計了從前一個時間點的幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格到后一個時間點的學(xué)業(yè)自我效能感、從前一個時間點的學(xué)業(yè)自我效能感到后一個時間點的課堂參與度以及從前一個時間點的幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格到后一個時間點的課堂參與度的回歸路徑；為檢驗中介作用是部分中介還是完全中介，增加從T1的幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格到T3的課堂參與度的回歸路徑．此外，為檢驗反方向的預(yù)測作用，同時增加與上述提到所有路徑相反的路徑．以此作為研究的基線模型（具體見圖1）．

采用隨機抽取1?000個樣本的bootstrap法來檢驗中介效應(yīng)的顯著性，并得到偏差校正的百分位置信區(qū)間[19]．如果間接效應(yīng)估計95%的置信區(qū)間（CI）不包括零，就可以得出結(jié)論，間接效應(yīng)在0.05水平上具有統(tǒng)計學(xué)意義[27]．

注：T1表示時間點1；T2表示時間點2；T3表示時間點3（下同）；虛線表示自回歸路徑；帶有單向箭頭的實線表示交叉滯后路徑；帶有雙向箭頭的實線表示相關(guān)關(guān)系．

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差

經(jīng)過SPSS25.0檢驗，各變量在3次測量中均服從正態(tài)分布或近似正態(tài)分布（偏度<2，峰度<7）．由于研究工具均為問卷，數(shù)據(jù)來源于小學(xué)生的自我報告，可能會對結(jié)果產(chǎn)生一定的影響，出現(xiàn)共同方法偏差問題，因此采用常用的Harman單因子檢驗，考察共同方法偏差是否對結(jié)果產(chǎn)生了顯著影響．結(jié)果表明對于3次測量的追蹤數(shù)據(jù)，特征值大于1的主成分分別為18個、18個、14個，第一主成分的解釋率分別為17.52%、18.55%、23.22%，都遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于40%的臨界值[28]，因此排除嚴(yán)重的共同方法偏差問題．

3.2 各變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析結(jié)果

有效教學(xué)風(fēng)格、學(xué)業(yè)自我效能感和課堂參與度在T1、T2和T3的自相關(guān)均顯著．在3次施測中，4種有效教學(xué)風(fēng)格分別與學(xué)業(yè)自我效能感呈顯著正相關(guān)，包括同時性相關(guān)與繼時性相關(guān)；4種有效教學(xué)風(fēng)格分別與課堂參與度呈顯著正相關(guān)，包括同時性相關(guān)與繼時性相關(guān)；學(xué)業(yè)自我效能感分別與課堂參與度呈顯著正相關(guān)，包括同時性相關(guān)與繼時性相關(guān)（具體相關(guān)系數(shù)見表1）．

表1 各變量描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果

注：*代表<0.05，**代表<0.01，***代表<0.001，下同．

3.3 有效教學(xué)風(fēng)格與學(xué)業(yè)自我效能感和課堂參與度的關(guān)系：縱向中介模型

檢驗變量間縱向關(guān)系最著名、最常用的統(tǒng)計模型是交叉滯后模型（cross-lagged panel model），簡稱CLPM[29]．為考察有效教學(xué)風(fēng)格、學(xué)業(yè)自我效能感和課堂參與度的縱向關(guān)系，因此也使用多數(shù)研究使用的交叉滯后模型（CLPM）．針對有效教學(xué)風(fēng)格包含的4個維度，分別構(gòu)建了4個縱向中介模型．

3.3.1 幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格模型

在基線模型中加入了二階自回歸路徑（如T1幽默活躍型—T3幽默活躍型），形成最終的幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格模型，模型擬合結(jié)果良好（2/=1.092，=0.358>0.05，=0.015，=1.000，=0.998）．圖2顯示了模型的主要結(jié)果．結(jié)果表明，T1的幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格對T2的學(xué)業(yè)自我效能感具有顯著的正向預(yù)測作用；T2的學(xué)業(yè)自我效能感對T3的課堂參與度具有顯著的正向預(yù)測作用；中介分析結(jié)果表明T2的學(xué)業(yè)自我效能感在T1的幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格與T3的課堂參與度間起完全中介作用，中介效應(yīng)大小為0.148×0.330≈0.049（BC 95%CI[0.025，0.081]），<0.01．同時，研究結(jié)果還表明，T2的課堂參與度可以反向預(yù)測T3的幽默活躍型有效教學(xué)風(fēng)格和T3的學(xué)業(yè)自我效能感．

注：為了模型的直觀性、能突出主要關(guān)系，沒有顯示同一時間點的相關(guān)系數(shù)和不顯著的路徑（下同）．

3.3.2 嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型有效教學(xué)風(fēng)格模型

在基線模型中加入了二階自回歸路徑（如T1嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型—T3嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型），形成最終的嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型有效教學(xué)風(fēng)格模型，模型擬合結(jié)果良好（2/=1.628，=0.164>0.05，=0.038，=0.998，=0.980）．圖3顯示了模型的主要結(jié)果．結(jié)果表明，T1的嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型有效教學(xué)風(fēng)格對T2的學(xué)業(yè)自我效能感具有顯著的正向預(yù)測作用；T2的學(xué)業(yè)自我效能感對T3的課堂參與度具有顯著的正向預(yù)測作用；T2的學(xué)業(yè)自我效能感在T1的嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型有效教學(xué)風(fēng)格與T3的課堂參與度間起完全中介作用，中介效應(yīng)大小為0.144×0.322≈0.046（BC 95%CI[0.017，0.081]），<0.01．同時，研究結(jié)果還表明，T1的課堂參與度可以反向預(yù)測T2的嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型有效教學(xué)風(fēng)格和T2的學(xué)業(yè)自我效能感；T2的課堂參與度可以反向預(yù)測T3的嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型有效教學(xué)風(fēng)格和T3的學(xué)業(yè)自我效能感．

圖3 嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型有效教學(xué)風(fēng)格與學(xué)業(yè)自我效能感和課堂參與度的縱向關(guān)系

3.3.3 關(guān)愛分享型有效教學(xué)風(fēng)格模型

在基線模型中加入了二階自回歸路徑（如T1關(guān)愛分享型—T3關(guān)愛分享型），形成最終的關(guān)愛分享型有效教學(xué)風(fēng)格模型，模型擬合結(jié)果良好（2/=1.647，=0.159>0.05，=0.039，=0.998，=0.981）．圖4顯示了模型的主要結(jié)果．結(jié)果表明，T1的關(guān)愛分享型有效教學(xué)風(fēng)格對T2的學(xué)業(yè)自我效能感具有顯著的正向預(yù)測作用；T2的學(xué)業(yè)自我效能感對T3的課堂參與度具有顯著的正向預(yù)測作用；T2的學(xué)業(yè)自我效能感在T1的關(guān)愛分享型有效教學(xué)風(fēng)格與T3的課堂參與度間起完全中介作用，中介效應(yīng)大小為0.138×0.323≈0.045（BC 95%CI[0.016，0.083]），<0.01．同時，研究結(jié)果還表明，T1的課堂參與度可以反向預(yù)測T2的關(guān)愛分享型有效教學(xué)風(fēng)格和T2的學(xué)業(yè)自我效能感；T2的課堂參與度可以反向預(yù)測T3的關(guān)愛分享型有效教學(xué)風(fēng)格和T3的學(xué)業(yè)自我效能感．

圖4 關(guān)愛分享型有效教學(xué)風(fēng)格與學(xué)業(yè)自我效能感和課堂參與度的縱向關(guān)系

3.3.4 創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格模型

在基線模型中加入了二階自回歸路徑（如T1創(chuàng)新探索型—T3創(chuàng)新探索型），形成最終的創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格模型，模型擬合結(jié)果良好（χ/df=1.175，=0.319>0.05，=0.020，=0.999，=0.995）．圖5顯示了模型的主要結(jié)果．結(jié)果表明，T1的創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格對T2的學(xué)業(yè)自我效能感的預(yù)測作用不顯著；T2的學(xué)業(yè)自我效能感對T3的課堂參與度具有顯著的正向預(yù)測作用；說明T2的學(xué)業(yè)自我效能感在T1的創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格與T3的課堂參與度間沒有起中介作用，即縱向中介作用不成立．但研究結(jié)果表明，T1的課堂參與度可以反向預(yù)測T2的創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格和T2的學(xué)業(yè)自我效能感；T2的課堂參與度可以反向預(yù)測T3的創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格和T3的學(xué)業(yè)自我效能感．

圖5 創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格與學(xué)業(yè)自我效能感和課堂參與度的縱向關(guān)系

綜上結(jié)果可知，幽默活躍型、嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型和關(guān)愛分享型3種有效教學(xué)風(fēng)格的縱向中介模型成立，為了探究學(xué)業(yè)自我效能感在這3種有效教學(xué)風(fēng)格中的中介效應(yīng)哪個更大，采用定義新的參數(shù)做差的方式，進(jìn)一步進(jìn)行了中介效應(yīng)大小的差異性檢驗，結(jié)果如表2．結(jié)果表明3種中介效應(yīng)的差異不顯著（>0.05），95%置信區(qū)間值都包含0，這說明學(xué)業(yè)自我效能感在幽默活躍型、嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型和關(guān)愛分享型這3種有效教學(xué)風(fēng)格的縱向中介效應(yīng)沒有高低之分．

表2 縱向中介差異比較

注：1代表幽默活躍型；2代表嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型；3代表關(guān)愛分享型．

4 結(jié)果與討論

研究結(jié)果部分驗證了研究假設(shè)：幽默活躍型、嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型、關(guān)愛分享型3種有效教學(xué)風(fēng)格通過學(xué)業(yè)自我效能感影響學(xué)生未來的課堂參與度，縱向中介模型成立，但學(xué)業(yè)自我效能感在創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格的縱向中介模型不成立．

有效教學(xué)風(fēng)格主要通過情感和認(rèn)知兩個方面影響學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感，進(jìn)而對學(xué)生的課堂參與度產(chǎn)生影響．幽默活躍型和關(guān)愛分享型有效教學(xué)風(fēng)格主要通過情感來影響學(xué)生．教師的幽默活躍有助于營造輕松活潑的課堂氛圍，而長期處于愉悅的教學(xué)環(huán)境中，會增加學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感[12]．教師對學(xué)生的關(guān)愛與分享可以增進(jìn)師生情感，感情越深厚，教師的鼓舞、肯定對學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感產(chǎn)生的積極影響越大[30]．學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感增強，其課堂參與度自然隨之提高[31]．嚴(yán)謹(jǐn)邏輯型和創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格主要影響學(xué)生的認(rèn)知．教師授課思維嚴(yán)謹(jǐn)、邏輯縝密，可以將數(shù)學(xué)知識講解得更為透徹、明了，便于學(xué)生理解、吸收，提升學(xué)生學(xué)習(xí)數(shù)學(xué)的信心，從而增強其學(xué)業(yè)自我效能感[10]．教師在教學(xué)方法上的創(chuàng)新與探索，可以拓寬學(xué)生的視野，從新的角度感受和理解知識，攻克教學(xué)中的難點，由此提升學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感[32]．但研究結(jié)果中，學(xué)業(yè)自我效能感在創(chuàng)新探索型有效教學(xué)風(fēng)格和課堂參與度之間的縱向中介作用不顯著，這可能是教學(xué)創(chuàng)新的情況比例偏少，導(dǎo)致數(shù)據(jù)的取值范圍存在地板效應(yīng)，零星的幾個高創(chuàng)新有效教學(xué)風(fēng)格也會因為誤差的影響而表現(xiàn)不明顯．

傳統(tǒng)教學(xué)推崇“嚴(yán)師出高徒”，教師試圖通過對學(xué)生的嚴(yán)格管理來規(guī)范其課堂參與情況，對學(xué)生的個人情緒與情感不太重視．但要踐行以學(xué)生為主體的教育理念，充分發(fā)揮學(xué)生的主觀能動性，就必須尊重和重視其個人情感．研究表明，小學(xué)生會因為喜歡某位教師，而喜歡上該教師所教授的課程[33]．教師在課堂中所展現(xiàn)的幽默活躍、關(guān)愛分享可能并不會對學(xué)生掌握具體知識產(chǎn)生直接影響，但會影響到學(xué)生的課堂體驗，對其主觀能動性的發(fā)揮產(chǎn)生重要影響．教師要在課堂上“導(dǎo)”出學(xué)生的主觀能動性，就必須活用、善用幽默活躍和關(guān)愛分享兩種有效教學(xué)風(fēng)格．另一方面，有效教學(xué)風(fēng)格在教師個體身上又總會顯現(xiàn)出鮮明的個性特點，表現(xiàn)為特別偏向于某種風(fēng)格類型，如嚴(yán)謹(jǐn)邏輯或幽默活躍．但教師需要掙脫對固有模式的依賴，從教學(xué)目標(biāo)的達(dá)成和學(xué)生的成長發(fā)展出發(fā)，根據(jù)教學(xué)需要靈活調(diào)整教學(xué)方式與方法，活用各種類型的有效教學(xué)風(fēng)格．比如，小學(xué)數(shù)學(xué)課堂中，教師授課需要結(jié)構(gòu)嚴(yán)謹(jǐn)、邏輯縝密，也需要適當(dāng)運用幽默技巧來活躍氣氛，緩解嚴(yán)肅的課堂氛圍，做到張弛有度．因而，4種有效教學(xué)風(fēng)格彼此之間不是互相矛盾對立的關(guān)系，而是需要教師加以靈活運用與組合，充分發(fā)揮教師的主導(dǎo)作用．

事實上，研究中還發(fā)現(xiàn)學(xué)生的課堂參與度會反過來影響到其學(xué)業(yè)自我效能感和教師的有效教學(xué)風(fēng)格．換言之，學(xué)生的課堂參與度越高，其數(shù)學(xué)方面的能力越可得到鍛煉和增長，其學(xué)業(yè)自我效能感也隨之增強；同時，學(xué)生的課堂參與度越高，也會給教師帶來更多的積極反饋，增強其教學(xué)的主動性和積極性，根據(jù)學(xué)生的參與度情況調(diào)整其教學(xué)風(fēng)格．因此，合理利用教師的主導(dǎo)性和學(xué)生的主體性，抓住有效教學(xué)風(fēng)格、學(xué)業(yè)自我效能感和課堂參與度3個關(guān)鍵變量，可以建立起教學(xué)相長的良性互動關(guān)系．

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The Effect of Mathematics Teachers’ Effective Teaching Style on Pupils’ Classroom Engagement: The Longitudinal Mediating Effect of Academic Self-Efficacy

WU Hong1, WANG Feng2

(1. Guizhou Normal University, School of Teacher Education, Guizhou Guiyang 550025, China;2. Guizhou Normal University, School of Psychology, Guizhou Guiyang 550025, China)

This paper investigates 650 primary school students’ academic self-efficacy, classroom engagement and their mathematics teachers’ effective teaching styles for three times over five months by tracking research. The mediating effect of academic self-efficacy between effective teaching styles and classroom engagement is investigated by constructing a longitudinal mediating model. The results show that: T2’s academic self-efficacy has a completely mediating effect between T1’s three effective teaching styles (i.e., humorous and active type, rigorous and logic type, caring and sharing type) and T3’s classroom engagement. In other words, mathematics teachers’ effective teaching styles (humorous and active type, rigorous and logic type, caring and sharing type) can affect primary school students’ academic self-efficacy and thus their classroom engagement.

effective teaching styles; academic self-efficacy; classroom engagement; longitudinal mediating model

2021–10–20

貴州省教育廳基礎(chǔ)教育改革重點項目——新課程背景下學(xué)生課堂參與現(xiàn)狀及對策的研究（2008A003）

吳紅（1976—），女，苗族，重慶人，教授，博士，碩士生導(dǎo)師，主要從事學(xué)習(xí)心理、民族心理、家庭教育研究．

G623.5

A

1004–9894（2022）02–0040–06

吳紅，王鳳．?dāng)?shù)學(xué)教師有效教學(xué)風(fēng)格對小學(xué)生課堂參與度的影響：學(xué)業(yè)自我效能感的縱向中介作用[J]．?dāng)?shù)學(xué)教育學(xué)報，2022，31（2）：40-45．

[責(zé)任編校：周學(xué)智、張楠]