生师比与学前教育过程性质量的关系研究——基于31篇文献的元分析

王 典，吴 玲，李克建

(1.南京特殊教育师范学院教育科学学院，江苏南京，210038；2.浙江师范大学杭州幼儿师范学院，浙江杭州，311231)

一、问题提出

质量是教育的生命线，学前教育质量关系到每位在园幼儿的健康与发展。当前学界一般将学前教育质量分为结构性质量和过程性质量两个方面。[1]结构性质量主要反映学前教育机构或班级层面的静态要素情况，如生师比、班级规模、教师专业水平等；过程性质量主要指在学前教育机构中同幼儿学习与发展直接相关的动态要素情况，如课程、师幼互动、同伴互动等。[2-3]

学前教育结构性质量与过程性质量关系密切。[4]学界普遍认为，结构性质量是过程性质量的重要影响因素。基于此，国内外有大量研究以生师比、班级规模、教师学历和专业化水平等结构性质量作为预测变量，以课程、师幼互动等过程性质量作为结果变量，运用相关分析和回归分析等方法来探索二者之间的关系。[5]但由于研究样本、研究工具、文化背景、文献类型等差异，以往有关结构性质量的研究，尤其是生师比与过程性质量之间关系的研究存在分歧。例如Pianta[6]、Deynoot-Schaub[7]、Barros[8]等人的研究发现生师比与过程性质量之间并无显著关联；Phillipsen[2]则发现生师比与过程性质量之间存在显著正相关；而Howes[9]等学者的研究表明二者之间存在显著负相关。

当前，我国学前教育事业正处于从高速增长向高质量发展转型的关键时期。[10]普遍较高的生师比是制约我国学前教育改革与发展的突出问题。因此，研究生师比对学前教育质量特别是过程性质量的影响，不仅符合我国当前学前教育事业发展与改革的方向，而且对提升学前教育整体质量具有重要而现实的意义。[11]鉴于此，本研究依托元分析技术，对国内外有关生师比与学前教育过程性质量关系的研究进行综合定量分析，旨在探索以生师比为代表的结构性质量与过程性质量之间的关系，为国家通过政策工具调整结构性质量来提升过程性质量，促进学前教育高质量发展提供实证依据。

二、研究方法

(一)文献检索

本研究通过多种途径对国内外有关生师比与学前教育过程性质量关系的研究进行检索。首先在“Web of Science”“EBSCO”“ScienceDirect”等外文数据库中以“teacher to child ratio”“child to teacher ratio”“child： staff ratio”“staff： child ratio”并含“preschool education”“early childhood education”并含“quality”作为检索词，从主题、关键词和摘要三个方面进行文献检索；其次，在“中国知网”“万方数据知识服务平台”等中文数据库中以“师幼比”“幼师比”“师生比”“生师比”并含“学前教育”“幼儿园教育”“幼儿教育”“早期教育”并含“质量”“过程性质量”“结构性质量”作为主题、关键词和摘要进行检索；最后，利用文献回溯法进行补充检索。

(二)文献纳入标准

文献的入选有以下几个标准。第一，研究主题是学前教育质量。第二，研究对象为0—6岁正常发展的儿童。第三，研究类型为关于学前教育质量的实证研究，且研究中包含生师比这一变量。第四，研究中使用的均为原始数据，并且报告了研究的样本量、研究工具、生师比与学前教育过程性质量之间的相关系数等统计量。其中，生师比的计算方法为“幼儿数量/教师数量”，即单个教师所面对的幼儿数量，所得值应大于1。第五，剔除对同一样本源的重复研究。基于以上工作，最终发现有31篇文献满足本研究的纳入标准。

(三)文献编码

本研究对所有纳入元分析的文献进行特征编码，具体包括作者信息、发表时间、文献类型、样本量、研究文化背景、教育质量评价工具、相关系数等，如表1所示。本研究编码遵循以下原则：首先，以独立样本为基本单位进行编码；其次，若文献中报告多个独立样本的效应值，则进行多次编码；最后，为避免同一样本产生多个效应值，对采用多种工具进行学前教育过程性质量进行评价的同一样本只编码一次，效应值计算时以平均相关系数为准。[12-13]

表1 生师比与学前教育过程性质量关系的元分析研究基本资料

本研究文献编码是由同一编码者在不同时段(间隔两周)对纳入元分析的全部文献进行重复编码。通过比较两次编码的结果发现，除在个别研究样本量上存在微小偏差外，其余特征编码均无差异。这证明了本研究编码的准确性。

(四)数据处理与分析

1.统计软件

本研究使用Comprehensive Meta-Analysis 3.0(CMA 3.0)软件进行元分析。

2.效应值计算

本研究采用以文献中单个或处理后的平均相关系数(r)为效应值计算元分析效果量的方法。为排除样本量对效应值计算的影响，保证元分析结果的科学性，在计算过程中，首先将相关系数(r)转化为Fisher’s Z分数，随后依据Fisher’s Z分数计算出效应值。[14]具体计算过程如下：

三、研究结果

(一)出版偏倚检验

生师比与学前教育过程性质量关系的元分析中共纳入38个有效效应值，分别来自31篇文献。图1显示了元分析效应值的总体分布情况，横轴为Fisher’s Z分数效应值，纵轴为Fisher’s Z分数效应值对应的标准误差。如表2所示，绝大多数效应值分布在漏斗图的顶端，且沿中线近似左右对称。根据Rosenthal提出的失安全系数(Fail-safe Number)再次对出版偏倚进行检验，结果显示本研究的失安全系数为1110，这表明想要使生师比与学前教育过程性质量的关系变为不显著则需要1110个效应值，该数值远超当前元分析中38个有效效应值。同时，Egger’s回归检验结果表明，截距为0.099，且p值大于0.05，这表明本研究不存在显著的出版偏倚。[15]综上可知，本研究受出版偏倚影响较小，研究结果是稳定、可靠的。

图1 生师比与学前教育过程性质量关系的效应值分布

表2 出版偏倚检验结果

(二)同质性检验

如表3所示，生师比与学前教育过程性质量的Q值为467.178，p值小于0.001，拒绝同质性原假设，这表明各效应值之间存在显著的异质性；生师比与学前教育过程性质量的I2值为92.080，这表明变异中有92.08%是由效应值的实际差异导致的，仅有7.92%是由随机误差造成的。依据Higgins[14]等人的观点，本研究的效应值之间存在高度异质性。

表3 效应值同质性检验结果(Q统计)

当效应值为异质时，主流研究多采用随机效应模型(Random Effects Models，REM)进行分析，这不仅可以防止误判不同样本量研究的权重，同时还能产生更广泛的置信区间，进而得出更稳健的结论。[16]综上，本研究采用随机效应模型对生师比与学前教育过程性质量的关系进行元分析。

(三)生师比与学前教育过程性质量关系的整体效应检验

如表4所示，通过随机效应模型对生师比与学前教育过程性质量的总体相关系数进行元分析，结果表明二者之间存在中等强度的负相关(r=-0.124)，双尾检验p值为0.002，达到显著水平；同时95%置信区间为[-0.202，-0.045]，不包含0，这进一步表明生师比与学前教育过程性质量之间存在稳定的负相关。

表4 生师比与学前教育过程性质量关系的整体效应检验

(四)不同因素对生师比与学前教育过程性质量关系的调节效应

由于生师比与学前教育过程性质量的效应值存在异质性，这表明生师比在影响学前教育过程性质量的过程中可能存在调节变量。[13]为此，本研究将探讨文化背景、教育质量评估工具、文献类型等因素是否会调节生师比与学前教育过程性质量的关系。

如表5所示，对文化背景进行调节效应分析发现，文化背景对生师比与学前教育过程性质量的调节作用显著(Q=16.047，p<0.001)。具体而言，在中国文化背景下生师比与学前教育过程性质量之间存在显著的负相关(r=-0.403，p<0.001)，而非中国文化背景下二者之间则不存在显著的关联(r=-0.079，p>0.05)。对文献类型进行调节效应检验发现，文献类型对生师比与学前教育过程性质量的调节作用不显著(Q=3.576，p>0.05)。对教育质量工具进行调节效应检验发现，教育质量工具对生师比与学前教育过程性质量的调节作用不显著(Q=5.566，p>0.05)。

表5 不同因素对生师比与学前教育过程性质量关系的调节效应分析

四、讨论

(一)生师比与学前教育过程性质量总体上存在显著的负相关

如何整合以往有关生师比与学前教育过程性质量关系的实证研究，确定二者之间的真实关系，一直是学前教育研究者关注的议题。本研究通过对38个独立样本进行元分析发现，生师比与学前教育过程性质量之间存在显著的负相关。具体而言，生师比越高则学前教育过程性质量越低；反之，生师比越低则学前教育过程性质量越高。这与Howes[9]、Burchinal[17]、李克建[18]等学者的研究发现基本一致。究其原因，单位时间内教师能够有意义互动和指导的幼儿数量是有限的。[19]在较高生师比的环境中，教师需要面对众多幼儿，可能会出现“顾此失彼”的现象，无法有效支持幼儿的学习与发展，导致其过程性质量普遍不高；而在较低生师比的环境中，教师可以更好地观察与评价每个幼儿的兴趣和需要，从而更有针对性地、更高频次地与幼儿进行有意义的互动，进而更好地满足幼儿学习与发展的需要。[11]

(二)文化背景对生师比与学前教育过程性质量关系的调节效应

通过元分析发现，不同文化背景下生师比与学前教育过程性质量的关系存在显著差异。在中国文化背景下，生师比与学前教育过程性质量之间存在显著的、高强度的负相关；而在非中国文化背景下，二者之间不存在显著的关联。究其原因，本研究中非中国文化背景的研究多来自美、英等西方国家。这些国家深受Bowlby的依恋理论(Attachment Theory)影响，强调看护者为幼儿提供积极、及时的回应，帮助幼儿形成安全依恋，因此十分推崇低生师比。[20]一项针对我国学前教育质量的调查研究显示，东部地区生师比均值为19.78：1，中部地区生师比均值为20.93：1，西部地区生师比均值为29.65：1，而进入到元分析中的中国文化背景下的研究，其生师比变化区间为[12.98，18.23]。[21]有研究表明，生师比与学前教育过程性质量的关系可能是非线性的：较低的生师比有利于过程性质量的提升，促进幼儿的发展；当生师比高于阈值8：1后，过程性质量水平随之急剧下降，不利于幼儿的学习。[5，22-23]因此，在生师比相对较高的我国，生师比对学前教育过程性质量的负面影响更加显著。

(三)质量工具对生师比与学前教育过程性质量关系的调节效应不显著

元分析结果表明，学前教育过程性质量评估工具的差异总体上不会影响生师比与学前教育过程性质量关系，但从具体结果来看，生师比与ERS(Environment Rating Scales)系列量表测得的过程性质量之间不存在显著的关联，而与CLASS(Classroom Assessment Scoring System)系列量表测得的过程性质量之间存在显著的、中等强度的负相关。究其原因，ERS系列量表，ECERS-R、ECERS-3以及中国化的CECERS等，主要是对学前教育质量中广域的过程性质量进行评估，主要包含课程、健康和安全、家园合作等多个方面。[24-25]CLASS系列量表则聚焦于课堂中教师与幼儿互动的过程，评价内容包含情感支持、班级管理与教学支持三个维度，强调过程性质量中更为核心的师幼互动。[26]师幼互动的主体是教师与幼儿，而教师与幼儿的人数对师幼互动频率与质量影响巨大。因此，相较于ERS系列量表测得的过程性质量，生师比与CLASS系列量表测得的过程性质量的关系更加密切。

五、建议

(一)设定生师比最低标准，完善学前教育质量评价体系

生师比作为重要的结构性质量要素，对过程性质量的提升至关重要。为了追求高质量的学前教育，海外多个国家和地区设定了生师比的最低标准，同时将生师比作为学前教育质量等级评定的重要指标，如美国的学前教育评价与促进系统(QRIS)、德国的幼儿园质量标准等。[27-28]而我国仅在2013年颁布的《幼儿园教职工配备标准(暂行)》中对幼儿园教职工与幼儿的比例进行了初步规定；各地幼儿园等级评定标准中也仅有北京、上海等少数地区将班级生师比纳入评价指标体系。有研究发现，国家设定学前教育最低标准与准入门槛既有利于幼儿身心的发展，也有利于规范和引领学前教育事业的发展，为不同类型的学前教育机构提供公平运营环境；学前教育机构等级评价标准更是学前教育发展的指挥棒，会直接影响教育机构的办学行为。[29-30]因此，为了规范学前教育机构的办园行为，确保幼儿接受基本的、有质量的学前教育。一方面，教育行政部门应在实证研究的基础之上，明确各类学前教育机构班级生师比最低标准，同时构建配套性的支持与激励政策，帮助各类学前教育机构贯彻和落实生师比最低标准的要求。[27]另一方面，各地教育行政部门在制定幼儿园质量等级评定标准时，可将生师比纳入评价的指标体系，并适当增加其在评价体系中的权重。

(二)合理配置师资，改革工作制度，优化教学形式

师幼互动作为幼儿园过程性质量的核心要素，对儿童的学习与发展具有直接的影响。[5]从师幼互动的角度看，相较于按照班级师资配备计算的生师比，幼儿在活动中体验到的在场生师比更为重要。虽然《幼儿园教职工配备标准(暂行)》中规定全日制幼儿园每个班级需要配置“两教一保”，但受限于多数幼儿园施行的“教师轮岗工作制”，不少幼儿园一日生活的主要环节中仅有一名教师在场组织活动。[11，31]此外，我国学前教育领域虽然在观念上达成了以儿童为中心、以自由游戏为途径的共识，但是在实际教育实践中以教师为主导的集体教学活动仍是课程实施的主要途径。[32]最终，在“轮岗制”的教师工作制度与“集体化”教学形式的双重作用下，幼儿园在场生师比居高不下，师幼之间难以进行深层次的交流。师幼互动主要是教师对幼儿的单向作用，始于教师的封闭提问，终于幼儿的机械回应，导致过程性质量提升举步维艰。为此，幼儿园需破除传统的“轮岗制”教师工作制度，加强教师之间的合作，确保一日生活的主要时段有两名教师同时到场，降低在场生师比。同时，在需要个别化指导的活动时段，可采取分组教学和分区指导的教学组织形式，保障幼儿能够获得更多有效且适宜的支持与指导，以更好地满足幼儿的个性化发展需要。[11]