数学教师有效教学风格对小学生课堂参与度的影响：学业自我效能感的纵向中介作用

吴 红，王 凤

数学教师有效教学风格对小学生课堂参与度的影响：学业自我效能感的纵向中介作用

吴 红1，王 凤2

（1．贵州师范大学 教师教育学院，贵州 贵阳 550025；2．贵州师范大学 心理学院，贵州 贵阳 550025）

采用追踪研究对650名小学五、六年级学生的学业自我效能感和课堂参与度以及其数学教师有效教学风格进行了历时5个月的3次调查，通过构建纵向中介模型考察学业自我效能感在有效教学风格和课堂参与度之间的中介作用．结果表明：T2的学业自我效能感在T1的3种有效教学风格（即幽默活跃型、严谨逻辑型、关爱分享型）和T3的课堂参与度之间均起完全中介作用，即数学教师有效教学风格（幽默活跃型、严谨逻辑型和关爱分享型）可以通过影响小学生学业自我效能感进而影响其课堂参与度．

有效教学风格；学业自我效能感；课堂参与度；纵向中介模型

1 问题提出

课堂参与度指的是在教师的帮助和引导下，学生在课堂学习过程中的行为参与、认知参与和情感参与的程度[1]．学生在课堂上的身心投入程度显著地影响其学业成绩[2]，因而如何提升学生的课堂参与度一直是教育领域的重要问题之一．小学是学习的起始阶段，是帮助学生打牢基础知识与能力、培养学习兴趣和习惯的重要时期，但小学生主动参与课堂教学的情况并不理想[3]，数学课堂中该方面的问题尤为突出——“数学历来是学生‘不投入’和学习成绩低下情况较为严重的学科之一．学生无心学数学往往从小学就开始，在中学阶段已经积重难返了”[4]．因为数学的抽象性与复杂性，所以学生对数学的学习兴趣会随着年级的增高逐渐降低[5]，且这一现象在小学阶段就已经非常明显[6]．针对小学生数学课堂参与度低下这一顽疾，探讨问题成因与解决方案的研究有许多，但主要集中于经验与理论层面，严重缺乏更进一步的实证研究．

根据三元交互决定论，个体的行为与其自身的主体因素及外在环境之间存在既相对独立、又相互影响，互为因果的关系．其中个人的主体因素指的是人的生理反应能力、认知能力等身心机能．三者之间的交互方式非常灵活，三因素之间并非总是拥有完全对等的交互影响力，会因情境的变化呈现出不一样的模式[7]．小学数学课堂就是一种特殊情境，在此情境中，小学生的心智远未成熟，教师起着无可替代的主导作用．一方面，小学生有着明确的学习任务，其个人行为受到课堂纪律约束，需要教师监督、管理．另一方面，学生的主体因素极易受到教师的影响，产生积极参与或消极参与两种截然不同的课堂行为．学生的主体因素对教师很难构成显著的直接影响，更多是影响其自身的行为表现，进而对教师产生影响．

教师对学生的影响途径包括教师的个人特质、教学理念与方法等，可以概括为教师有效教学风格．教师有效教学风格指的是教师在教学活动过程的长期实践中，逐步发展出的具有艺术特色，能根据教学需要灵活调整教学方式与方法，促进教学目标达成和学生成长发展的教学理念与行为[8]．学生的主体因素方面，其学业自我效能感是关键．学业自我效能感源于心理学经典概念自我效能感，指的是学生对自己能否完成某一学科任务的自信度和能力感[9]．学生难以建立足够的学业自我效能感，根源在于其在数学学习的过程中不断受挫，所以缺乏数学学习的积极性、主动性．个体行为方面，学生的课堂参与度最具有代表性，是数学教育过程中的难题，也是研究的出发点．

研究表明，教师有效教学风格能够显著地影响学生的学业自我效能感，对其数学学习的信心感和回答问题的能力起到正向作用[10]．教师的表扬、奖励等积极反馈能增强学生的学业自我效能感，批评、惩罚之类的消极反馈则会削弱其学业自我效能感[11]．在一个更具关怀、更具挑战性，以技巧为导向的课堂环境中，学生的数学自我效能感显著较高[12]．此外，教师采取不同的教学方法也会对学生的课堂参与度形成显著影响[13]．概言之，有效教学风格从多个方面对学业自我效能感形成了强烈影响．这种影响进一步体现为教师有效教学风格对学生的课堂参与度有显著影响[14]，在教学中，教师的激励与认可、教学方式都会对学生在行为、认知、情感3个方面的课堂参与构成显著影响[1]，教师对课堂互动的重视与鼓励能够激发学生课堂参与的频度与深度．

同时，学生的学业自我效能感与其课堂参与度息息相关，研究发现学生之所以课堂参与度很低，主要原因之一是其感到“基础薄弱、担心说错、不好意思等”[15]．学生的这些主观感受是其学业自我效能感较低的外显表现．另外，在数学课堂中，学生集体性应答行为出现得较多，而单独的举手应答较少，质疑提问更加少见[16]，究其根源是受到学业自我效能感因素的影响．研究表明，学业自我效能感会显著地影响学生的课堂参与度[17]，比如学业自我效能感高的学生会更加积极地思考、讨论，主动迎接挑战[18]；反之，学业自我效能感低的学生更倾向于对课堂教学持消极参与，甚至逃避的态度．

综上所述，教师的有效教学风格是提高学生课堂参与度关键的外部环境因素，且这一外因很可能是通过影响学生的学业自我效能感这一主体内部因素来起作用，进而影响学生的课堂参与度．但这一作用机制尚且缺乏实证研究结果的支持，如果可以证明该作用机制，则可为解决数学课堂的学生参与度问题提供有益的建议．为检验该假设，采用追踪研究设计，对研究对象进行了历时5个月，累计3次的问卷调查．分析数据时，采用纵向中介模型，较好地避免了横断研究中的估计偏误问题，为揭示变量之间的因果方向和中介机制提供了更有力的证据[19–21]．

2 研究方法

2.1 研究被试与程序

采用方便取样、整群抽样的方式对贵州省毕节市两所小学五、六年级的学生进行测量．在取得校领导及班主任的同意下，以班级为单位集体施测．追踪过程分3次进行，在3次施测过程中，均采用相同的指导语并要求各参与者仔细阅读然后作答．第一次（T1）总共发放问卷650份，收回有效问卷590份，有效率为90.76%．第二次（T2）在间隔第一次测试大约2个月后进行，共发放问卷590份，回收有效问卷510份，有效率为86.44%．第三次（T3）在第二次测试间隔大约两个月后即期末考试前一个周内，共发放问卷510份，回收有效问卷466份，有效率为91.37%．最终将3次测试的有效被试匹配之后，匹配成功的被试为463人，因个别维度的缺失值较多、作答一致性以及认真程度等删除无效问卷28份，最终有效问卷为435人，其中男生213人（49.0%），女生222人（51.0%），五年级233人（53.6%），六年级202（46.4%）．

3次调查结束后学生因转学、生病未上学等情况共有155名被试流失，对435名有效被试和155名流失被试进行卡方检验和检验，结果表明在性别[2=0.496,=0.481> 0.05]、学业自我效能感[=0.464,=0.643>0.05]、课堂参与度[=–1.215,=0.225>0.05]、4种有效教学风格“幽默活跃型[=1.202,=0.230>0.05]、严谨逻辑型[=1.882,=0.061> 0.05]、关爱分享型[=1.133,=0.258>0.05]、创新探索型[=–1.707,=0.088>0.05]”上均不存在显著差异，因此被试不存在结构化流失．

2.2 研究工具

2.2.1 有效教学风格

采用王凤（2020）[8]修订的“小学数学教师有效教学风格问卷”，问卷采用他评模式，使用对象为小学数学教师所教授班级的学生，非教师自评．该量表根据贺雯等[22]编制的“教师有效教学风格的结构与形容词评定问卷”修订成以小学生为被试的量表．共18个题，包括4个维度：幽默活跃型（6个题）、关爱分享型（4个题）、严谨逻辑型（5个题）和创新探索型（3个题）．量表采用Likert 7点记分（1=很不符合，7=很符合），维度平均得分越高，教师越倾向该维度的教学风格．该量表具有良好的信效度，3次测量的内部一致性系数分别为0.752、0.805、0.872．同时，考虑到样本量的充分性，采用第一次数据做验证性因子分析表明，问卷的结构效度良好，2/=3.532，=0.073，= 0.043，0.907，=0.928，=0.914．

2.2.2 学业自我效能感

采用罗静婷（2004）[23]修订的“数学学业自我效能感量表”，该量表根据俞国良主编的学习能力感量表，修订成以小学生为被试的量表，共有15题．量表为两点量表，计分方式为选“是”得0分，选“否”得2分，其中第3题和第6题是反向计分题，总分为30分，分数越高，数学自我效能感越强．该量表具有良好的信效度，研究中，3次测量的内部一致性系数分别为0.783、0.626、0.705；同时，考虑到样本量的充分性，采用第一次数据做验证性因子分析表明，问卷的结构效度良好，2/=2.113，=0.051，=0.049，=0.946，=0.874，=0.848．

2.2.3 课堂参与度

采用宋翠利（2011）[24]自编的“小学生数学课堂参与量表”，共15题，包含了3个维度，即行为参与（6个题）、认知参与（4个题）和情感参与（5个题）．该量表采用Likert 5点记分（1=极不同意，5=非常同意），得分越高表示个体参与课堂程度越高．该量表具有良好的信效度，3次测量的内部一致性系数分别为0.709、0.779、0.759；同时，考虑到样本量的充分性，采用第一次数据做验证性因子分析表明，问卷的结构效度良好，2/=2.001，=0.048，=0.047，=0.944，=0.928，=0.913．

2.2.4 数据处理

使用Epidata3.0进行数据录入，SPSS25.0进行数据整理，对数据进行共同方法偏差检验、描述性统计、相关分析等；参照Yang等（2019）[25]、Nie等（2019）[26]的做法，使用Mplus7.0统计分析软件进行交叉滞后建模，构建纵向中介模型来验证假设．具体来说，模型包括自回归路径，用来评估变量的稳定性；包括变量之间在3个时间点的相关，用来评估变量在每个时间点的关系；为检验学业自我效能感在幽默活跃型有效教学风格和课堂参与度之间的中介作用，设计了从前一个时间点的幽默活跃型有效教学风格到后一个时间点的学业自我效能感、从前一个时间点的学业自我效能感到后一个时间点的课堂参与度以及从前一个时间点的幽默活跃型有效教学风格到后一个时间点的课堂参与度的回归路径；为检验中介作用是部分中介还是完全中介，增加从T1的幽默活跃型有效教学风格到T3的课堂参与度的回归路径．此外，为检验反方向的预测作用，同时增加与上述提到所有路径相反的路径．以此作为研究的基线模型（具体见图1）．

采用随机抽取1 000个样本的bootstrap法来检验中介效应的显著性，并得到偏差校正的百分位置信区间[19]．如果间接效应估计95%的置信区间（CI）不包括零，就可以得出结论，间接效应在0.05水平上具有统计学意义[27]．

注：T1表示时间点1；T2表示时间点2；T3表示时间点3（下同）；虚线表示自回归路径；带有单向箭头的实线表示交叉滞后路径；带有双向箭头的实线表示相关关系．

3 研究结果

3.1 共同方法偏差

经过SPSS25.0检验，各变量在3次测量中均服从正态分布或近似正态分布（偏度<2，峰度<7）．由于研究工具均为问卷，数据来源于小学生的自我报告，可能会对结果产生一定的影响，出现共同方法偏差问题，因此采用常用的Harman单因子检验，考察共同方法偏差是否对结果产生了显著影响．结果表明对于3次测量的追踪数据，特征值大于1的主成分分别为18个、18个、14个，第一主成分的解释率分别为17.52%、18.55%、23.22%，都远远低于40%的临界值[28]，因此排除严重的共同方法偏差问题．

3.2 各变量的描述性统计与相关分析结果

有效教学风格、学业自我效能感和课堂参与度在T1、T2和T3的自相关均显著．在3次施测中，4种有效教学风格分别与学业自我效能感呈显著正相关，包括同时性相关与继时性相关；4种有效教学风格分别与课堂参与度呈显著正相关，包括同时性相关与继时性相关；学业自我效能感分别与课堂参与度呈显著正相关，包括同时性相关与继时性相关（具体相关系数见表1）．

表1 各变量描述性统计和相关分析结果

注：*代表<0.05，**代表<0.01，***代表<0.001，下同．

3.3 有效教学风格与学业自我效能感和课堂参与度的关系：纵向中介模型

检验变量间纵向关系最著名、最常用的统计模型是交叉滞后模型（cross-lagged panel model），简称CLPM[29]．为考察有效教学风格、学业自我效能感和课堂参与度的纵向关系，因此也使用多数研究使用的交叉滞后模型（CLPM）．针对有效教学风格包含的4个维度，分别构建了4个纵向中介模型．

3.3.1 幽默活跃型有效教学风格模型

在基线模型中加入了二阶自回归路径（如T1幽默活跃型—T3幽默活跃型），形成最终的幽默活跃型有效教学风格模型，模型拟合结果良好（2/=1.092，=0.358>0.05，=0.015，=1.000，=0.998）．图2显示了模型的主要结果．结果表明，T1的幽默活跃型有效教学风格对T2的学业自我效能感具有显著的正向预测作用；T2的学业自我效能感对T3的课堂参与度具有显著的正向预测作用；中介分析结果表明T2的学业自我效能感在T1的幽默活跃型有效教学风格与T3的课堂参与度间起完全中介作用，中介效应大小为0.148×0.330≈0.049（BC 95%CI[0.025，0.081]），<0.01．同时，研究结果还表明，T2的课堂参与度可以反向预测T3的幽默活跃型有效教学风格和T3的学业自我效能感．

注：为了模型的直观性、能突出主要关系，没有显示同一时间点的相关系数和不显著的路径（下同）．

3.3.2 严谨逻辑型有效教学风格模型

在基线模型中加入了二阶自回归路径（如T1严谨逻辑型—T3严谨逻辑型），形成最终的严谨逻辑型有效教学风格模型，模型拟合结果良好（2/=1.628，=0.164>0.05，=0.038，=0.998，=0.980）．图3显示了模型的主要结果．结果表明，T1的严谨逻辑型有效教学风格对T2的学业自我效能感具有显著的正向预测作用；T2的学业自我效能感对T3的课堂参与度具有显著的正向预测作用；T2的学业自我效能感在T1的严谨逻辑型有效教学风格与T3的课堂参与度间起完全中介作用，中介效应大小为0.144×0.322≈0.046（BC 95%CI[0.017，0.081]），<0.01．同时，研究结果还表明，T1的课堂参与度可以反向预测T2的严谨逻辑型有效教学风格和T2的学业自我效能感；T2的课堂参与度可以反向预测T3的严谨逻辑型有效教学风格和T3的学业自我效能感．

图3 严谨逻辑型有效教学风格与学业自我效能感和课堂参与度的纵向关系

3.3.3 关爱分享型有效教学风格模型

在基线模型中加入了二阶自回归路径（如T1关爱分享型—T3关爱分享型），形成最终的关爱分享型有效教学风格模型，模型拟合结果良好（2/=1.647，=0.159>0.05，=0.039，=0.998，=0.981）．图4显示了模型的主要结果．结果表明，T1的关爱分享型有效教学风格对T2的学业自我效能感具有显著的正向预测作用；T2的学业自我效能感对T3的课堂参与度具有显著的正向预测作用；T2的学业自我效能感在T1的关爱分享型有效教学风格与T3的课堂参与度间起完全中介作用，中介效应大小为0.138×0.323≈0.045（BC 95%CI[0.016，0.083]），<0.01．同时，研究结果还表明，T1的课堂参与度可以反向预测T2的关爱分享型有效教学风格和T2的学业自我效能感；T2的课堂参与度可以反向预测T3的关爱分享型有效教学风格和T3的学业自我效能感．

图4 关爱分享型有效教学风格与学业自我效能感和课堂参与度的纵向关系

3.3.4 创新探索型有效教学风格模型

在基线模型中加入了二阶自回归路径（如T1创新探索型—T3创新探索型），形成最终的创新探索型有效教学风格模型，模型拟合结果良好（χ/df=1.175，=0.319>0.05，=0.020，=0.999，=0.995）．图5显示了模型的主要结果．结果表明，T1的创新探索型有效教学风格对T2的学业自我效能感的预测作用不显著；T2的学业自我效能感对T3的课堂参与度具有显著的正向预测作用；说明T2的学业自我效能感在T1的创新探索型有效教学风格与T3的课堂参与度间没有起中介作用，即纵向中介作用不成立．但研究结果表明，T1的课堂参与度可以反向预测T2的创新探索型有效教学风格和T2的学业自我效能感；T2的课堂参与度可以反向预测T3的创新探索型有效教学风格和T3的学业自我效能感．

图5 创新探索型有效教学风格与学业自我效能感和课堂参与度的纵向关系

综上结果可知，幽默活跃型、严谨逻辑型和关爱分享型3种有效教学风格的纵向中介模型成立，为了探究学业自我效能感在这3种有效教学风格中的中介效应哪个更大，采用定义新的参数做差的方式，进一步进行了中介效应大小的差异性检验，结果如表2．结果表明3种中介效应的差异不显著（>0.05），95%置信区间值都包含0，这说明学业自我效能感在幽默活跃型、严谨逻辑型和关爱分享型这3种有效教学风格的纵向中介效应没有高低之分．

表2 纵向中介差异比较

注：1代表幽默活跃型；2代表严谨逻辑型；3代表关爱分享型．

4 结果与讨论

研究结果部分验证了研究假设：幽默活跃型、严谨逻辑型、关爱分享型3种有效教学风格通过学业自我效能感影响学生未来的课堂参与度，纵向中介模型成立，但学业自我效能感在创新探索型有效教学风格的纵向中介模型不成立．

有效教学风格主要通过情感和认知两个方面影响学生的学业自我效能感，进而对学生的课堂参与度产生影响．幽默活跃型和关爱分享型有效教学风格主要通过情感来影响学生．教师的幽默活跃有助于营造轻松活泼的课堂氛围，而长期处于愉悦的教学环境中，会增加学生的学业自我效能感[12]．教师对学生的关爱与分享可以增进师生情感，感情越深厚，教师的鼓舞、肯定对学生的学业自我效能感产生的积极影响越大[30]．学生的学业自我效能感增强，其课堂参与度自然随之提高[31]．严谨逻辑型和创新探索型有效教学风格主要影响学生的认知．教师授课思维严谨、逻辑缜密，可以将数学知识讲解得更为透彻、明了，便于学生理解、吸收，提升学生学习数学的信心，从而增强其学业自我效能感[10]．教师在教学方法上的创新与探索，可以拓宽学生的视野，从新的角度感受和理解知识，攻克教学中的难点，由此提升学生的学业自我效能感[32]．但研究结果中，学业自我效能感在创新探索型有效教学风格和课堂参与度之间的纵向中介作用不显著，这可能是教学创新的情况比例偏少，导致数据的取值范围存在地板效应，零星的几个高创新有效教学风格也会因为误差的影响而表现不明显．

传统教学推崇“严师出高徒”，教师试图通过对学生的严格管理来规范其课堂参与情况，对学生的个人情绪与情感不太重视．但要践行以学生为主体的教育理念，充分发挥学生的主观能动性，就必须尊重和重视其个人情感．研究表明，小学生会因为喜欢某位教师，而喜欢上该教师所教授的课程[33]．教师在课堂中所展现的幽默活跃、关爱分享可能并不会对学生掌握具体知识产生直接影响，但会影响到学生的课堂体验，对其主观能动性的发挥产生重要影响．教师要在课堂上“导”出学生的主观能动性，就必须活用、善用幽默活跃和关爱分享两种有效教学风格．另一方面，有效教学风格在教师个体身上又总会显现出鲜明的个性特点，表现为特别偏向于某种风格类型，如严谨逻辑或幽默活跃．但教师需要挣脱对固有模式的依赖，从教学目标的达成和学生的成长发展出发，根据教学需要灵活调整教学方式与方法，活用各种类型的有效教学风格．比如，小学数学课堂中，教师授课需要结构严谨、逻辑缜密，也需要适当运用幽默技巧来活跃气氛，缓解严肃的课堂氛围，做到张弛有度．因而，4种有效教学风格彼此之间不是互相矛盾对立的关系，而是需要教师加以灵活运用与组合，充分发挥教师的主导作用．

事实上，研究中还发现学生的课堂参与度会反过来影响到其学业自我效能感和教师的有效教学风格．换言之，学生的课堂参与度越高，其数学方面的能力越可得到锻炼和增长，其学业自我效能感也随之增强；同时，学生的课堂参与度越高，也会给教师带来更多的积极反馈，增强其教学的主动性和积极性，根据学生的参与度情况调整其教学风格．因此，合理利用教师的主导性和学生的主体性，抓住有效教学风格、学业自我效能感和课堂参与度3个关键变量，可以建立起教学相长的良性互动关系．

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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

贵州省教育厅基础教育改革重点项目——新课程背景下学生课堂参与现状及对策的研究（2008A003）

吴红（1976—），女，苗族，重庆人，教授，博士，硕士生导师，主要从事学习心理、民族心理、家庭教育研究．

G623.5

A

1004–9894（2022）02–0040–06

吴红，王凤．数学教师有效教学风格对小学生课堂参与度的影响：学业自我效能感的纵向中介作用[J]．数学教育学报，2022，31（2）：40-45．

[责任编校：周学智、张楠]