تتوسط الكفاءة الذاتية للمعلم الروابط بين التصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، والتفاعلات بين المعلم والطفل

ملخص

تم تحليل بيانات 350 من معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة في الصين لفحص العلاقات بين التصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، وكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً. وأشار نمذجة المعادلة الهيكلية إلى أن كفاءة المعلم توسطت كلا الارتباطين، مع وجود تأثيرات غير مباشرة أقوى للتصورات المهنية، مما يسلط الضوء على أهمية تطوير الكفاءة ضمن سياقات إعداد المعلمين الإقليمية.

الملخص

تعتبر التفاعلات عالية الجودة بين المعلم والطفل ركيزة أساسية في تعليم الطفولة المبكرة، ومع ذلك، لا تزال المعرفة محدودة حول كيفية تطوير المعلمين قبل الخدمة للكفاءة المدركة في مثل هذه التفاعلات قبل دخول الممارسة المهنية الكاملة. هدفت هذه الدراسة إلى بحث كيفية ارتباط التصورات المهنية والدعم الاجتماعي بالكفاءة الذاتية المبلغ عنها في التفاعل بين المعلم والطفل، وما إذا كانت كفاءة المعلم تتوسط هذه الارتباطات إحصائياً. استكملت عينة إقليمية مكونة من 350 معلماً ومعلمة قبل الخدمة في مجال تعليم الطفولة المبكرة من أربع مؤسسات في فوجيان وشانشي بالصين، استبيانات تقرير ذاتي تم التحقق من صحتها. تم استخدام نمذجة المعادلة الهيكلية لاختبار نموذج الوساطة الارتباطي المقترح، مع فحص تحيز الطريقة المشتركة، وصلاحية البنية، والصلاحية التمييزية، وثبات القياس، والتأثيرات غير المباشرة من خلال تحليلات تكميلية. ارتبطت كفاءة المعلم ارتباطاً إيجابياً بالكفاءة في التفاعل بين المعلم والطفل (β = 0.660, p < 0.001)، بينما ارتبطت التصورات المهنية (β = 0.629, p < 0.001) والدعم الاجتماعي (β = 0.292, p < 0.001) ارتباطاً إيجابياً بكفاءة المعلم. وأظهر تحليل Bootstrap ارتباطات غير مباشرة دالة إحصائياً للتصورات المهنية (المعامل غير المباشر المعياري = 0.415، فاصل ثقة 95% مصحح التحيز [0.331, 0.509]، p < 0.001) والدعم الاجتماعي (المعامل غير المباشر المعياري = 0.193، فاصل ثقة 95% مصحح التحيز [0.117, 0.277]، p = 0.004). تشير النتائج إلى أن كفاءة المعلم تمثل آلية تفسيرية رئيسية تربط بين الموارد المهنية والسياقية والكفاءة المدركة في التفاعل لدى معلمي تعليم الطفولة المبكرة قبل الخدمة.

المقدمة

تعد التفاعلات بين المعلم والطفل عمليات معقدة ودقيقة من المشاركة المتبادلة بين المربين والأطفال الصغار، والتي تتغلغل في تجارب الأطفال اليومية في بيئات التعليم في مرحلة الطفولة المبكرة. ولا تساهم هذه التفاعلات في تشكيل مسارات تعلم الأطفال ونموهم بشكل عميق فحسب، بل تعمل أيضاً كمؤشر محوري للجودة العامة للتعليم في مرحلة الطفولة المبكرة. وفي ظل الجهود العالمية الرامية إلى تعزيز معايير التعليم في مرحلة الطفولة المبكرة، اكتسبت أهمية التفاعلات بين المعلم والطفل بروزاً متزايداً.

لقد ثبت أن التفاعلات عالية الجودة بين المعلم والطفل تحفز دافعية التعلم لدى الأطفال الصغار، وتعزز القدرات المعرفية والمهارات اللغوية، وتقوي المهارات الاجتماعية والتنظيم العاطفي^1,2. وعلى العكس من ذلك، يمكن أن تؤدي التفاعلات السلبية بين المعلم والطفل إلى مقاومة المدرسة وصعوبات اجتماعية، وقد تعيق على المدى الطويل تطور السلوكيات الاجتماعية الإيجابية³. علاوة على ذلك، تكتسب كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل قيمة كبيرة للمعلمين الممارسين والمتدربين على حد سواء؛ فهي لا تساعد المعلمين على تراكم الخبرات التربوية والتقدم مهنياً فحسب، بل تشكل أيضاً أساساً لنمو المعلمين المتدربين ونجاحهم المهني في المستقبل⁴. وتشير الأدلة المتزايدة إلى أن التفاعلات الفعالة بين المعلم والطفل تساعد المعلمين على تقييم الاحتياجات النمائية للأطفال بدقة، وتصميم خطط تدريس مخصصة، وبناء علاقات مرضية بين المعلم والطفل، وتحسين كفاءة التدريس في نهاية المطاف، مما يعزز الدافع المهني لدى المعلمين^5,6.

على الرغم من أن التفاعل بين المعلم والطفل يُعرف على نطاق واسع بأنه مهارة عملية أساسية، إلا أن الأبحاث حول كيفية تطوير معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة لهذه الكفاءة لا تزال محدودة، حتى مع زيادة برامج إعداد المعلمين لفترات التدريب الميداني والتدريب العملي. ومع ذلك، هناك القليل نسبياً من الأبحاث حول تعزيز مهارات التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة. وفي الواقع، حققت بعض البرامج التدخلية والدورات التدريبية لمعلمي الطفولة المبكرة أثناء الخدمة نتائج إيجابية في تنمية قدراتهم على التفاعل مع الأطفال⁵. أما فيما يتعلق بمعلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة، فقد ركزت الأبحاث الحالية بشكل أساسي على كيفية مساهمة الإرشاد المنهجي والتدريبات الميدانية في الكفاءة المهنية العامة، مع إيلاء اهتمام محدود لمهارات التفاعل بين المعلم والطفل أو المحددات والآليات الكامنة وراءها⁷. لذلك، نهدف إلى توسيع نطاق البحث حول تطوير كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل لدى المعلمين قبل الخدمة.

بالنظر إلى محددات الدراسات الحالية، نقوم بفحص العوامل المؤثرة على كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل بشكل منهجي. إن تطوير هذه الكفاءة عملية معقدة ومتعددة الأبعاد، تشمل جوانب متنوعة مثل المعرفة والمهارات التربوية للمعلمين، والمعتقدات الشخصية، والتوقعات، والقيم، والتوتر، والشعور بالوحدة، والعلاقات بين المعلم والطفل، وخصائص الطفل⁸. بالإضافة إلى ذلك، تشير الدراسات التي أجراها Lee et al. وكذلك Shim and Lim إلى أن المعلمين الذين يعانون من الإنهاك العاطفي يميلون إلى القيام بتفاعلات أقل جودة، مما يؤكد على أهمية تعزيز الرفاه المهني للمعلمين ويثبت أن العوامل العاطفية يمكن أن تؤثر أيضاً على جودة التفاعلات بين المعلم والطفل^9,10.

وبالمثل، تلعب عوامل اجتماعية متنوعة دوراً في التأثير على كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل، بما في ذلك الدعم الاجتماعي وبيئة العمل^5,9,10. على سبيل المثال، تؤكد الدراسة التي أجراها Davis et al.⁵ على الأهمية القصوى للدعم التعليمي للمعلمين، مفترضة أن التدريب على المهارات المهنية يعد وسيلة فعالة لتعزيز مهارات التفاعل بين المعلم والطفل. وبالتزامن مع ذلك، توضح الدراسات أن تهيئة بيئة عمل ملائمة للمعلمين في مؤسسات مرحلة ما قبل المدرسة يمكن أن تزيد بشكل كبير من التفاعلات الإيجابية بين المعلمين والأطفال.

نظراً لتنوع وتعقيد هذه العوامل المؤثرة، فإن وجود إطار تحليلي واحد لا يكفي لتفسير التفاعل بينها بشكل كامل؛ لذا، تبرز الحاجة إلى منظور نظري أكثر شمولاً. وبناءً على ذلك، نطبق نظرية برونفنبرينر للأنظمة الاجتماعية البيئية لتحليل العوامل التي تؤثر على كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل لدى المعلمين قبل الخدمة من منظورين شخصي واجتماعي. تفترض هذه النظرية أن تطور الفرد ينتج عن طبقات متعددة من التأثيرات الاجتماعية والبيئية. وفي سياق تطوير كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة، يمكن اعتبار التصورات المهنية عاملاً محورياً ضمن النظام الميكروي (microsystem)، حيث ترتبط مباشرة بالقدرات المهنية للمعلمين قبل الخدمة، ومعارفهم التربوية، وهويتهم المهنية¹¹. أما الدعم الاجتماعي، الذي يشمل النظام الميزوي (mesosystem) والنظام الإكسوي (exosystem)، فيتضمن التأثيرات الناجمة عن الأسرة والأقران والموجهين والبيئات الاجتماعية الأخرى¹². وبالنسبة للكفاءة الذاتية للمعلم، والتي تشير إلى تصورات المعلمين قبل الخدمة لقدراتهم التدريسية الفعلية، فإنها تتأثر بعوامل على المستوى الفردي، كما ترتبط ارتباطاً وثيقاً بالتفاعلات ضمن البيئة التعليمية الأوسع^13,14. إن التفاعل بين هذه العوامل ينطوي على دلالات هامة لتنمية كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل، ومع ذلك، لم يتم استكشاف ذلك بشكل كافٍ في الأبحاث الحالية.

بعد إثبات قابلية تطبيق نظرية برونفنبرينر للنظم الاجتماعية البيئية على تطوير كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة، فإننا نهدف إلى استخدام هذا الإطار النظري لتحليل العوامل متعددة الأبعاد التي تؤثر على كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل بشكل أكثر منهجية وتعمقاً. هدفنا مزدوج: توفير أساس نظري أكثر علمية وتوجيه عملي للتطوير المهني للمعلمين وتعزيز الجودة التعليمية، وتطوير نظام شامل لتعزيز مهارات التفاعل بين المعلم والطفل يأخذ في الاعتبار الخصائص الفردية والبيئات الاجتماعية على حد سواء. يهدف هذا المسعى إلى إرساء أساس متين للمسارات المهنية لمعلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة، وخلق بيئة تعليمية أكثر ملاءمة للنمو الشامل للأطفال.

تساهم هذه الدراسة في هذا المجال من خلال ثلاثة جوانب دقيقة: أولاً، تركز على المراحل المبكرة من تطوير كفاءة التفاعل لدى المعلمين المقبلين على مهنة تعليم الطفولة المبكرة، وهي مجموعة لا تزال الآليات المتعلقة بالتفاعل لديها غير مفحوصة بشكل كافٍ. ثانياً، بدلاً من التعامل مع نظرية Bronfenbrenner كإضافة جديدة لأبحاث تعليم الطفولة المبكرة، تستخدم هذه الدراسة هذا الإطار للتمييز بين مورد داخلي للهوية المهنية، وهو التصورات المهنية، ومورد سياقي خارجي، وهو الدعم الاجتماعي، ولاختبار ما إذا كانت الكفاءة الذاتية للمعلم تفسر الارتباط بين هذه الموارد وكفاءة التفاعل المُبلغ عنها. ثالثاً، تقدم الدراسة منظوراً نمائياً متعدد المستويات يمكن أن يفيد برامج إعداد المعلمين ويعزز جودة تعليم الطفولة المبكرة. ومن خلال سد الفجوات النظرية والعملية، يهدف هذا البحث إلى إرساء أساس قوي للنمو المهني للمعلمين المقبلين على المهنة، وتعزيز بيئات نمائية مثالية للأطفال الصغار.

البروتوكول

تمت الموافقة على بروتوكول الدراسة، بما في ذلك المسحان التجريبي والرسمي، من قبل لجنة أخلاقيات البحث بجامعة Daegu (رقم الموافقة: 52212298) قبل البدء في استقطاب المشاركين وجمع البيانات. تلقى جميع المشاركين معلومات حول الدراسة وقدموا موافقة مستنيرة قبل استكمال الاستبيان. كانت المشاركة تطوعية، وجُمعت الاستجابات دون الكشف عن الهوية، وكان بإمكان المشاركين الانسحاب في أي وقت دون أي عقوبة.

أسئلة البحث ونموذج البحث

أسئلة البحث: تدرس هذه الدراسة الارتباطات بين التصورات المهنية لمعلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم، وكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً، مع التركيز بشكل خاص على الدور الوسيط إحصائياً لكفاءة المعلم. وباستخدام إطار نمذجة المعادلة الهيكلية (SEM)، تسعى الدراسة إلى الإجابة على أسئلة البحث التالية: 1) هل ترتبط التصورات المهنية لمعلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم بكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً؟ 2) هل تتوسط كفاءة المعلم العلاقة بين التصورات المهنية لمعلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة والتفاعلات بين المعلم والطفل؟ 3) هل تتوسط كفاءة المعلم العلاقة بين الدعم الاجتماعي لمعلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة والتفاعلات بين المعلم والطفل؟

نموذج البحث

يظهر في الشكل 1 نموذج البحث الذي يفحص العلاقات بين التصورات المهنية لمعلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم، والتفاعلات بين المعلم والطفل.

الطريقة

المشاركون

شملت هذه الدراسة 350 من المعلمين المتدربين في مرحلة التعليم المبكر من جامعة F والجامعة التقنية H في فوتشو وكوانتشو بمقاطعة فوجيان، ومن جامعة S والجامعة التقنية T في شيآن وتونغتشوان بمقاطعة شنشي في الصين. وقد استند اختيار هذه المناطق إلى دراسة شاملة لأنواع الجامعات، والأنظمة الأكاديمية، والخصائص الحضرية، والتفاوتات الاقتصادية والثقافية الإقليمية. وتضمنت العينة طلاب السنة الثالثة في برامج الدبلوم التي تستغرق ثلاث سنوات، وطلاب السنة الرابعة في برامج البكالوريوس التي تستغرق أربع سنوات، وطلاب الدراسات العليا. وقد تم اختيار هذه المجموعات لرصد التباينات في المستويات التعليمية، والأسس المهنية، والخبرات العملية، والعمق النظري، والتطلعات الوظيفية.

وفر اختيار هذه المناطق والمشاركين عينة إقليمية متعددة المنظورات تغطي أنواعاً مختلفة من الجامعات، والأنظمة الأكاديمية، والسياقات الحضرية، وترتيبات التدريب الميداني؛ ومع ذلك، يجب تفسير النتائج على أنها أدلة مستمدة من أربع مؤسسات في Fujian وShaanxi بدلاً من اعتبارها تقديرات سكانية لجميع معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة في الصين. وقد أتاح إطار أخذ العينات الإقليمي هذا للدراسة فحص التباين داخل المؤسسات المشاركة، إلا أن صدقها الخارجي محدود، وهناك حاجة إلى تكرار الدراسة في سياقات صينية أوسع في الشرق والغرب والشمال والجنوب قبل تعميم النتائج على المجتمع الوطني من معلمي تربية الطفولة المبكرة قبل الخدمة. ويمكن العثور على المبررات المحددة لمعايير الاختيار في الملحق A.

تكونت العينة النهائية من 70 ذكرًا (20.0%) و280 أنثى (80.0%). ومن حيث الخلفية التعليمية، كان 173 مشاركًا (49.4%) ملتحقين ببرامج دبلوم مدتها ثلاث سنوات، و150 (42.9%) ببرامج بكالوريوس مدتها أربع سنوات، وكان 27 (7.7%) من طلاب الدراسات العليا. وفيما يتعلق بالفئات المهنية، كان 252 مشاركًا (72.0%) من برامج تدريب المعلمين، بينما كان 98 (28.0%) من برامج غير تدريب المعلمين. أما بالنسبة لمواقع التدريب الميداني، فقد كان 231 مشاركًا (66.0%) في المناطق الحضرية، و119 (34.0%) في مناطق غير حضرية. وتفاوتت المدة الإجمالية للتدريب الميداني: حيث قضى 180 مشاركًا (51.4%) فترات تدريب تراوحت بين 1–3 أشهر، وقضى 170 (48.6%) فترات تدريب استمرت لأكثر من 4 أشهر. وبالنسبة لأنواع التدريب الميداني، انخرط 169 مشاركًا (48.3%) في تدريب مدرسي مكثف، بينما شارك 181 مشاركًا (51.7%) في مزيج من التدريب المدرسي المكثف والتدريب المستقل. وأخيرًا، تدرب 139 مشاركًا (39.7%) في رياض الأطفال الحكومية، وتدرب 211 مشاركًا (60.3%) في رياض الأطفال الخاصة.

المقاييس

التصورات المهنية

تم استخدام مقياس التصورات المهنية لتقييم التصورات المهنية لمعلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة. طور هذا المقياس في الأصل Lindsay et al.¹⁵، وقام Cho et al. بتكييفه لقياس التصورات المهنية لمعلمي الطفولة المبكرة. وقد تم التحقق من صدقه في دراسات متعددة شملت معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة^16,17,18.

تم استبعاد بُعد الاستقلالية لأنه يشير إلى اختيار المعلمين المستقل وتنفيذهم لطرق التدريس بناءً على قناعات تربوية شخصية، وهو شكل من أشكال التقدير المهني الذي يتطور عادةً بعد تحمل مسؤولية الفصول الدراسية لفترات مستمرة وليس خلال تجارب التدريب العملي قصيرة المدى قبل الخدمة¹⁸. لذا، فإن الإبقاء على هذا البُعد قد يقلل من الملاءمة التطويرية للمقياس بالنسبة للعينة الحالية؛ ومن المهم الإشارة إلى أن هيكل المجالات الخمسة المنقح لم يتم افتراضه مسبقًا، بل تم فحصه تجريبيًا من خلال التحليل العاملي التوكيدي (CFA)، كما تم تقييم صدق البناء بشكل أكبر من خلال تحميلات العوامل المعيارية، والموثوقية المركبة، ومتوسط التباين المستخلص، وأدلة الصدق التمييزي.

يتكون المقياس من خمسة مجالات فرعية: المعرفة والمهارات المهنية (PKS، على سبيل المثال: "أنا على دراية بطرق التدريس التي تتوافق مع الأنماط التنموية للأطفال الصغار")، وروح الخدمة الاجتماعية (SSS، على سبيل المثال: "تتطلب مهنة تعليم الطفولة المبكرة روحاً من التفاني بدلاً من السعي وراء المكاسب الاقتصادية")، والأخلاقيات والآداب المهنية (PEM، على سبيل المثال: "بصفتي معلماً قبل الخدمة في مرحلة الطفولة المبكرة، فإنني أستعد بجد لدوري المستقبلي")، والوضع الاجتماعي والاقتصادي المهني (OSES، على سبيل المثال: "أعتقد أن معلمي الطفولة المبكرة، كمحترفين، يتلقون معاملة واحتراماً اجتماعياً مناسبين")، والمهنية (PROF، على سبيل المثال: "لتعزيز المهنية لدى المعلمين، يجب تقوية معايير الاعتماد للمؤهلات التدريسية")، بإجمالي 19 بنداً. تم تسجيل الاستجابات على مقياس ليكرت الخماسي الذي يتراوح من 1 (غير موافق بشدة) إلى 5 (موافق بشدة)، حيث تشير الدرجات الأعلى إلى تصورات مهنية أقوى. أظهر المقياس موثوقية عالية، حيث بلغ معامل ألفا كرونباخ (Cronbach’s α) الإجمالي 0.94. وكانت معاملات الموثوقية للمجالات الفرعية كما يلي: PKS = 0.77، وSSS = 0.75، وPEM = 0.83، وOSES = 0.83، وPROF = 0.77، وجميعها تجاوزت الحد المقبول للاتساق الداخلي (α > 0.70).

الدعم الاجتماعي

استُخدم مقياس الدعم الاجتماعي لقياس مستوى الدعم الاجتماعي الذي يتلقاه معلمو الطفولة المبكرة قبل الخدمة. وقد قام كيم وآخرون²⁰ بمراجعة هذا المقياس وتكميله، والذي طوره في الأصل بارك وآخرون¹⁹، وذلك لتقييم الدعم الاجتماعي لدى معلمي الطفولة المبكرة. وقد استُخدم هذا المقياس على نطاق واسع في الدراسات الحديثة التي شملت معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة^21,22.

يشمل الدعم الاجتماعي أشكالاً متنوعة، بما في ذلك الدعم العاطفي والمعلوماتي والمادي والتقييمي، والذي يقدمه مصادر مثل المعلمين والأصدقاء والعائلة¹². وتشير الأبحاث إلى أن معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة، نظراً لخبرتهم المحدودة، يستفيدون بشكل خاص من الدعم المهني، بما في ذلك الموارد المادية والتوجيه، لتعزيز ممارساتهم المهنية²³. ولتعزيز الصلة التطبيقية للدراسة، تم تصنيف الدعم الاجتماعي إلى أربعة أنواع متميزة.

يتضمن المقياس أربعة مجالات فرعية: الدعم العاطفي (ES، على سبيل المثال: "الأشخاص من حولي يهتمون بي ويحبونني دائماً")، والدعم المعلوماتي (IS، على سبيل المثال: "عندما أواجه مشكلات، يساعدني الأشخاص من حولي في تحديد الأسباب الجذرية من خلال توفير معلومات فعالة")، والدعم المادي (MS، على سبيل المثال: "الأشخاص من حولي مستعدون دائماً لتقديم الدعم المالي عندما أحتاج إليه")، والدعم التقييمي (EVS، على سبيل المثال: "الأشخاص من حولي يقدمون لي ملاحظات بناءة بشأن تصرفاتي")، بإجمالي 25 بنداً. سُجلت الاستجابات وفق مقياس ليكرت الخماسي الذي يتراوح من 1 (غير موافق بشدة) إلى 5 (موافق بشدة)، حيث تشير الدرجات الأعلى إلى زيادة في الدعم الاجتماعي المدرك. وقد أظهر المقياس موثوقية عالية، حيث بلغت قيمة معامل ألفا كرونباخ الإجمالي 0.96. وكانت معاملات الموثوقية للمجالات الفرعية كما يلي: ES = 0.88، وIS = 0.87، وMS = 0.87، وEVS = 0.85، وجميعها تجاوزت الحد المقبول (α > 0.70).

كفاءة المعلم

تم تقييم كفاءة المعلمين باستخدام مقياس الكفاءة الذاتية للمعلم، الذي طوره في الأصل Riggs وآخرون²⁴. وقد طُبق الإصدار الصيني من هذا المقياس على نطاق واسع في الأبحاث التربوية في الصين. وفي هذه الدراسة، تم تكييف المقياس ليعكس التحديات والتجارب المحددة لمعلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة، لا سيما في البيئات التعليمية الصينية.

يتكون المقياس من مجالين فرعيين: الكفاءة الذاتية العامة للمعلم (GTE، على سبيل المثال: "إذا كان الأطفال أكثر نشاطاً من المعتاد أثناء الأنشطة، فإن ذلك غالباً ما يكون بسبب جهود المعلم") والكفاءة الذاتية الشخصية للمعلم (PTE، على سبيل المثال: "أنا أسعى باستمرار للبحث عن طرق أكثر فعالية لتنظيم الأنشطة التعليمية")، بإجمالي 25 بنداً. سُجلت الاستجابات وفق مقياس ليكرت الخماسي الذي يتراوح من 1 (غير موافق بشدة) إلى 5 (موافق بشدة)، حيث تشير الدرجات الأعلى إلى كفاءة أكبر للمعلم. أظهر المقياس موثوقية عالية، حيث بلغت قيمة معامل ألفا كرونباخ α الإجمالية 0.96. وكانت معاملات الموثوقية للمجالات الفرعية كما يلي: GTE = 0.92 و PTE = 0.92، مما يشير إلى اتساق داخلي ممتاز.

التفاعل بين المعلم والطفل

تم استخدام مقياس التفاعل بين المعلم والطفل لتقييم كفاءة التفاعل المبلغ عنها ذاتياً من قبل المعلمين قبل الخدمة، بدلاً من تقييم جودة التفاعلات الصفية الملحوظة مباشرة. وقد قام Lee et al.²⁵ بتطوير هذا المقياس من خلال دمج معايير من ملف التقييم لبرامج الطفولة المبكرة (APECP)، والمجلس الوطني لاعتماد رعاية الأطفال (NCAC)، والجمعية الوطنية لتعليم الأطفال الصغار (NAEYC)، والمعهد الكوري للتطوير التربوي. وقد صُمم المقياس لتقييم التفاعلات بين المعلم والطفل لدى معلمي الطفولة المبكرة والمعلمين قبل الخدمة في مجال تعليم الطفولة المبكرة في كوريا الجنوبية.

نظراً لأن المقياس تم تطويره في الأصل في كوريا الجنوبية، فقد تطلب استخدامه في السياق الصيني الحالي مراجعة ثقافية ولغوية بدلاً من الاعتماد المباشر. وخلال المرحلة التجريبية، قامت لجنة من الخبراء بمراجعة النسخة الصينية لتقييم الوضوح الدلالي، والملاءمة النمائية، والأهمية الثقافية للبنود، وقد دعم التحليل العاملي التوكيدي (CFA) اللاحق بنية المجالات الثلاثة للتفاعل العاطفي واللفظي والسلوكي في هذه العينة. ومع ذلك، لم يتم اختبار ثبات القياس عبر الثقافات بشكل رسمي بين العينات الصينية والكورية، وينبغي أن تبحث الدراسات المستقبلية في الثبات التكويني والمقاييسي والسلّمي قبل إجراء مقارنات مباشرة بين الدول.

يتكون المقياس من ثلاثة مجالات فرعية: التفاعل العاطفي (EI، مثل: "أواجه الأطفال دائماً بابتسامة")، والتفاعل اللفظي (VI، مثل: "أستخدم لغة إيجابية لتشجيع الأطفال على التعبير عن أفكارهم بحرية")، والتفاعل السلوكي (BI، مثل: "غالباً ما أستخدم لغة جسد إيجابية، مثل العناق، للتفاعل مع الأطفال")، بإجمالي 30 بنداً. سُجلت الاستجابات وفق مقياس ليكرت الخماسي الذي يتراوح من 1 (غير موافق بشدة) إلى 5 (موافق بشدة)، حيث تشير الدرجات الأعلى إلى قدرة أكبر على التفاعل بين المعلم والطفل. وقد أظهر المقياس موثوقية عالية، حيث بلغت قيمة معامل ألفا كرونباخ (Cronbach’s α) الإجمالية 0.94. وكانت معاملات الموثوقية للمجالات الفرعية كما يلي: EI = 0.92، وVI = 0.92، وBI = 0.91، مما يؤكد وجود اتساق داخلي ممتاز. تم قياس التفاعل بين المعلم والطفل من خلال التقرير الذاتي لأن المشاركين كانوا معلمين قبل الخدمة موزعين على أربع مؤسسات وبيئات تدريب متنوعة، مما جعل من الصعب تنفيذ الملاحظة الموحدة بشكل متسق عبر جميع المواقع. والأهم من ذلك، ركزت الدراسة الحالية على الكفاءة التفاعلية المدركة أثناء الإعداد قبل الخدمة بدلاً من التركيز على جودة التفاعل الملاحظ مباشرة في الفصل الدراسي؛ ومع ذلك، فإن الكفاءة المقدرة ذاتياً قد لا تعكس تماماً جودة التفاعل الفعلي بين المعلم والطفل، لذا ينبغي للدراسات المستقبلية الدمج بين مقاييس التقرير الذاتي وملاحظات الفصل الدراسي، وتقييمات الموجهين، والترميز القائم على الفيديو.

الإجراء

الدراسة الاستطلاعية: أُجريت دراسة استطلاعية في الفترة من 1 يونيو إلى 5 يونيو 2024، وشملت 50 من المعلمين المعيدين في مرحلة الطفولة المبكرة الذين تم استقطابهم من الجامعات الأربع المشاركة نفسها في مقاطعتي فوجيان وشانشي بالصين. وقد نُفذت هذه الدراسة الاستطلاعية لتقييم مدى وضوح الاستبيانات المستخدمة في قياس التصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم، وكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل، بالإضافة إلى تقييم مدى قابليتها للفهم وملاءمتها الثقافية وموثوقيتها الأولية. وبناءً على نتائج الدراسة الاستطلاعية ومراجعة لجنة من الخبراء، أُجريت تعديلات طفيفة على الصياغة لتحسين وضوح البنود قبل البدء في المسح الرسمي.

تحليل ومراجعة المقاييس: تمت مراجعة مقاييس الاستبانة من قبل لجنة من الخبراء تضم اثنين من الأساتذة المتخصصين في تعليم الطفولة المبكرة، ومدير روضة أطفال واحد، وثلاثة من مشرفي التدريب الميداني، بالإضافة إلى فريق البحث. قامت اللجنة بمراجعة بنود الاستبانة، مع التركيز على معالجة أي مشكلات تتعلق بالغموض أو عدم الملاءمة التي تم تحديدها خلال الدراسة الاستطلاعية. وبعد مناقشات مستفيضة وتوافق في الآراء، أُجريت المراجعات اللازمة لضمان وضوح البنود وملاءمتها.

استطلاع رسمي

أُجري الاستطلاع الرسمي في الفترة من 30 يونيو إلى 20 يوليو 2024، واستهدف معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة من جامعة F، وجامعة H التقنية، وجامعة S، وجامعة T التقنية. تقع هذه المؤسسات في فوتشو وكوانزو بمقاطعة فوجيان، وكذلك في شيان وتونغتشوان بمقاطعة شنشي. تم استقطاب ما مجموعه 363 مشاركاً، باستثناء المشاركين الـ 50 الذين شاركوا في الاستطلاع التجريبي.

قام الفريق البحثي بشرح الغرض من الدراسة ومحتوى الاستطلاع عبر الهاتف أو خلال الزيارات الشخصية، وحصلوا على الموافقة المستنيرة، ثم وزعوا الاستبيانات إما في الموقع أو من خلال تطبيق للمراسلة الاجتماعية. وللحد من تحيز الطريقة الشائعة، أكمل المشاركون الاستبيان دون الكشف عن هويتهم، وأُبلغوا بعدم وجود إجابات صحيحة أو خاطئة، وطُمئنوا بأن استجاباتهم ستُستخدم لأغراض البحث فقط؛ وكان الهدف من هذه الضوابط الإجرائية هو تقليل القلق من التقييم والاستجابة المرغوبة اجتماعياً، رغم أنها لم تتمكن من القضاء على تباين الطريقة المشترك. ومن بين 363 مشاركاً تم استقطابهم، أكمل 336 مشاركاً استبيانات صالحة في الموقع، وأكمل 27 مشاركاً النسخة الإلكترونية؛ وبعد استبعاد 13 استجابة غير صالحة، تم الاحتفاظ بـ 350 استبياناً للتحليل.

تحليل البيانات

استخدمت هذه الدراسة برنامج التحليل الإحصائي وبرنامج SEM لتحليل البيانات، والذي أُجري على ثلاث مراحل.

في المرحلة الأولى، تم حساب الإحصاءات الوصفية ومعاملات ارتباط بيرسون باستخدام برنامج للتحليل الإحصائي. كما تم تقييم الاتساق الداخلي للمقاييس باستخدام معامل ألفا كرونباخ (Cronbach’s α). وفُحص الالتواء والتفرطح أحادي المتغير قبل تحليل نمذجة المعادلة الهيكلية (SEM)، حيث تم اختبار التواء وتفرطح البيانات (المعايير: الالتواء < 2.0، والتفرطح < 4.0) وفقاً لتوصيات كلاين²⁶.

في المرحلة الثانية، تم إجراء التحليل العاملي التوكيدي (CFA) ونمذجة المعادلات الهيكلية (SEM) باستخدام برمجيات SEM. توفر برمجيات SEM مؤشرات مطابقة متنوعة، بما في ذلك مؤشرات المطابقة المطلقة والنسبية²⁶. وعند تقييم مطابقة النموذج، أُخذت في الاعتبار عوامل مثل حجم العينة، ومطابقة البيانات، وتعقيد النموذج. واستُخدمت مؤشرات المطابقة التالية لتقييم النموذج: اختبار كا-تربيع (χ²)، ونسبة كا-تربيع إلى درجات الحرية (χ²/df)، ومؤشر توكر-لويس (TLI)، ومؤشر المطابقة المقارن (CFI)، ومؤشر جودة المطابقة المعدل (AGFI)، ومؤشر المطابقة المتزايد (IFI)، وجذر متوسط مربع البواقي المعياري (SRMR). وبناءً على توصيات Schreiber et al.²⁷، استُخدمت العتبات التالية لتحديد مطابقة النموذج المقبولة: TLI > 0.90، وCFI > 0.90، وAGFI > 0.90، وIFI > 0.90، وRMSEA < 0.08. كما تم فحص ثبات القياس لنموذج القياس رباعي العوامل عبر المجموعات الديموغرافية الرئيسية، بما في ذلك الجنس، ونوع البرنامج، ومدة التدريب، والمؤسسة، وذلك باستخدام التحليل العاملي التوكيدي متعدد المجموعات. وتم تقييم الثبات التكويني والمترِي والسكالر من خلال التغيرات في CFI وRMSEA، حيث يشير ΔCFI < 0.010 وΔRMSEA < 0.015 إلى ثبات مقبول. أُجريت هذه التحليلات لتحديد ما إذا كانت تقديرات SEM المجمعة مناسبة عبر المجموعات الديموغرافية الفرعية الرئيسية.

في المرحلة الثالثة، تم اختبار التأثيرات غير المباشرة باستخدام برنامج SEM من خلال 5,000 عينة bootstrap؛ وحُسبت فواصل الثقة bootstrap المصححة للانحياز بنسبة 95% لكل تأثير غير مباشر، واعتُبر التأثير غير المباشر ذا دلالة إحصائية عندما لا يشمل الفاصل القيمة صفر. وتعمل طريقة bootstrap على تقدير فواصل الثقة للمعلمات عن طريق سحب عينات متكررة مع الإحلال من مجموعة البيانات الأصلية. وتُستخدم هذه الطريقة بشكل شائع لاختبار دلالة واستقرار التأثيرات غير المباشرة في نماذج المعادلات الهيكلية²⁶. وأخيراً، وبما أن الدراسة اعتمدت على أدوات التقرير الذاتي، فقد استُخدم اختبار هارمان أحادي العامل (Harman’s single-factor test) لتقييم تحيز الطريقة المشترك. وللتحقق مما إذا كان نمط الوساطة يعتمد على توصيف النموذج، تمت مقارنة نموذج التأثيرات المباشرة، ونموذج الوساطة الجزئية الذي يتم فيه تقدير المسارات المباشرة من التصورات المهنية والدعم الاجتماعي إلى التفاعلات بين المعلم والطفل بحرية، ونموذج الوساطة الكاملة الذي تُقيد فيه هذه المسارات المباشرة عند القيمة صفر. كما تم تقييم الخطية المتعددة (Collinearity) باستخدام الارتباطات بين البنى، وأدلة الصدق التمايزي، وعوامل تضخم التباين (variance inflation factors).

النتائج

الإحصاءات الوصفية والارتباطات

يعرض الجدول 1 معاملات ألفا كرونباخ، والإحصاءات الوصفية، وتحليلات الارتباط لأربعة متغيرات بين معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة: التصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم، والتفاعلات بين المعلم والطفل. أظهرت جميع المتغيرات معاملات ألفا كرونباخ تتجاوز 0.90، مما يشير إلى موثوقية عالية. استُخدمت هذه الارتباطات الثنائية كأدلة وصفية أولية فقط ولا ينبغي تفسيرها كمسارات هيكلية مباشرة؛ حيث تم تقييم المسارات المباشرة في نموذج المعادلة الهيكلية (SEM) بعد إدراج كفاءة المعلم. وأشارت اختبارات التوزيع الطبيعي إلى قيم التواء تتراوح بين −1.36 و −1.23 وقيم تفرطح تتراوح بين −0.21 و 0.13. كما أظهر اختبار هارمان أحادي العامل أن العامل الأول غير المدوّر قد فسر 26.7% من التباين الكلي، وهو أقل من المعيار التقليدي البالغ 50%، مما يشير إلى أن تحيز الطريقة المشتركة من غير المرجح أن يهيمن على نتائج نموذج SEM؛ ومع ذلك، وبما أن جميع البنى الأساسية قد قيست بواسطة استبيانات التقرير الذاتي في نقطة زمنية واحدة، يجب تفسير هذه النتيجة التشخيصية كدليل ضد وجود تحيز شديد في الطريقة المشتركة وليس كبرهان على الغياب التام لتباين الطريقة المشتركة²⁶.

التحقق من صحة نموذج القياس

استخدمنا التحليل العاملي التوكيدي (CFA) لتقييم نموذج القياس. وأشارت النتائج إلى أن النموذج رباعي العوامل (التصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم، وقدرات التفاعل بين المعلم والطفل) قد حقق ملاءمة مقبولة للبيانات (χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, AGFI = 0.885, IFI = 0.972, SRMR = 0.030, RMSEA = 0.077). وعلى الرغم من أن مؤشر AGFI كان أقل قليلاً من الحد الموصى به وهو 0.90، إلا أن بقية المؤشرات استوفت المعايير المعتمدة، مما يشير إلى أن نموذج القياس كان ملائماً لتحليل نمذجة المعادلة الهيكلية (SEM) اللاحق²⁷.

تم دعم صدق البناء، الذي يعكس مدى توافق المتغيرات الكامنة مع مؤشراتها المقاسة، من خلال تحميلات العوامل المعيارية الموضحة في الجدول 2. بالنسبة لمقياس التصورات المهنية المنقح، فقد حملت جميع الأبعاد الخمسة المستبقاة بشكل دال إحصائياً على البناء الكامن المقصود، حيث تراوحت التحميلات المعيارية بين 0.828 و0.888 (جميعها p < 0.001)، كما دعم التوافق المقبول لتحليل العامل التوكيدي (CFA)، والاتساق الداخلي المرتفع، ونتائج CR/AVE، وأدلة الصدق التمييزي الكفاية التجريبية للبنية المعدلة بعد إزالة بُعد الاستقلالية. وهذا يثبت أن المتغيرات المقاسة قد استوعبت بفعالية البناءات الكامنة الخاصة بها، مما يضمن صدق البناء.

تم تقييم الصدق التقاربي، الذي يقيس مدى اتساق المقاييس المختلفة للبناء نفسه، باستخدام موثوقية البناء (CR) ومتوسط التباين المستخرج (AVE). وكما هو موضح في الجدول 3، تراوحت قيم CR للتصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم، والتفاعلات بين المعلم والطفل من 0.922 إلى 0.948، وتراوحت قيم AVE من 0.729 إلى 0.858. وقد استوفت جميع القيم المعايير المعتمدة وهي CR > 0.70 و AVE > 0.50، مما يؤكد وجود صدق تقاربي قوي.

تم التحقق من الصدق التمايزي، الذي يتطلب أن تكون مقاييس البناءات المختلفة متمايزة، من خلال مقارنة متوسط التباين المستخلص (AVE) لكل بناء بمعاملات الارتباط المربعة بين البناءات. وكما هو موضح في الجدول 3، كانت الجذور التربيعية لقيم AVE على القطر أعلى من ارتباطات البناءات الكامنة المقابلة، مما يحقق معيار فورنيل-لاركر (Fornell-Larcker) ويدعم الصدق التمايزي²⁶. وعلى الرغم من أن الارتباطات بين البناءات الرئيسية كانت عالية، إلا أن كفاءة المعلم وقدرة التفاعل بين المعلم والطفل كانتا متمايزتين مفاهيميًا في نموذج القياس: حيث رصدت كفاءة المعلم معتقدات المستجيبين حول قدرتهم على تنظيم التدريس ومواجهة التحديات التعليمية، بينما رصدت قدرة التفاعل بين المعلم والطفل المشاركة العاطفية واللفظية والسلوكية المبلغ عنها ذاتيًا مع الأطفال. وقد دعمت نتائج التحليل العاملي التوكيدي (CFA) ومعيار فورنيل-لاركر التمايز التجريبي بين البناءات، ولكن الارتباط بين كفاءة المعلم وكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتيًا كان مرتفعًا (r = 0.897)، مما يشير إلى أن الارتباطات الملحوظة قد تعكس جزئيًا تداخلًا مفاهيميًا وإدراكًا ذاتيًا مشتركًا؛ ولذلك، يجب تفسير النتائج على أنها ارتباطات بين بناءات إدراكية وثيقة الصلة بدلاً من كونها دليلاً على أن معتقدات الكفاءة وجودة التفاعل الممارسة كانت منفصلة تمامًا في الواقع العملي. تم إجراء اختبار ثبات القياس (Measurement invariance) عبر الجنس، ونوع البرنامج، ومدة التدريب الميداني، والمؤسسة. وأظهرت النماذج التكوينية (Configural models) ملاءمة مقبولة عبر المجموعات الفرعية المفحوصة، وظلت النماذج المترية (metric) والاسكاليّة (scalar) اللاحقة ضمن معايير التغيير الموصى بها. وكانت أكبر التغييرات الملحوظة هي ΔCFI = 0.001 و ΔRMSEA (جذر متوسط مربع خطأ التقريب) = 0.002، وكلاهما أقل من العتبات الموصى بها وهي 0.010 و 0.015 على التوالي؛ وبناءً على ذلك، أظهر نموذج القياس ثباتًا مقبولاً عبر المجموعات الديموغرافية المفحوصة، مما يدعم استخدام تقديرات نمذجة المعادلة الهيكلية (SEM) المجمعة للتحليلات الرئيسية. تم تفصيل نتائج الثبات في الجدول التكميلي 1.

ارتباطات التصورات المهنية والدعم الاجتماعي بكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً: الدور الوسيط الإحصائي لفعالية المعلم لدى معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة

تم إنشاء نموذج معادلة البنيوية (SEM) الموضح في الشكل 2 لفحص مسارات الارتباط التي تربط التصورات المهنية والدعم الاجتماعي بالكفاءة الذاتية المبلغ عنها في التفاعل بين المعلم والطفل، مع اعتبار كفاءة المعلم وسيطاً إحصائياً. وتشير نتائج تحليل SEM، كما هو موضح في الجدول 4، إلى أن ملاءمة النموذج الوسيط مقبولة.

كما هو موضح في الشكل 2، ارتبطت كفاءة المعلم إيجابياً بكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً (β = 0.660, p < 0.001)، بينما لم تكن المسارات المباشرة من التصورات المهنية (β = 0.167, p = 0.073) والدعم الاجتماعي (β = 0.118, p = 0.074) إلى كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل ذات دلالة إحصائية بعد إدراج كفاءة المعلم؛ وبناءً على ذلك، يجب فهم الارتباطات الثنائية ذات الدلالة على أنها ارتباطات أولية وليست دليلاً على مسارات هيكلية مباشرة ذات دلالة في نموذج الوساطة. وقد ارتبطت التصورات المهنية (β = 0.629, p < 0.001) والدعم الاجتماعي (β = 0.292, p < 0.001) بشكل ملحوظ بكفاءة المعلم، مما يشير إلى أن سؤال البحث الأول قد تم دعمه بشكل أساسي من خلال المسار غير المباشر. وفسر النموذج 76.8% من التباين في كفاءة المعلم (R² = 0.768) و 82.2% من التباين في كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً (R² = 0.822)، مما يشير إلى أن نموذج نمذجة المعادلات الهيكلية (SEM) الارتباطي المقترح كان يتمتع بقوة تفسيرية جوهرية لكلا البناءين الداخليين.

فحص دلالة التأثيرات الوسيطة لكفاءة المعلم

لمعالجة سؤالي البحث الثاني والثالث، استُخدمت طريقة bootstrap لاختبار دلالة تأثيرات الوساطة، كما هو موضح في الجدول 5. أظهرت عملية bootstrapping باستخدام 5,000 عينة معاد سحبها أن الارتباط غير المباشر بين التصورات المهنية والتفاعلات بين المعلم والطفل، والذي تتوسطه كفاءة المعلم، كان دالاً، بمعامل غير مباشر معياري قدره 0.415 وفاصل ثقة bootstrap مصحح الانحياز بنسبة 95% يتراوح بين [0.331, .509] (p < 0.001). كما كان الارتباط غير المباشر بين الدعم الاجتماعي والتفاعلات بين المعلم والطفل، والذي تتوسطه كفاءة المعلم، دالاً أيضاً، بمعامل غير مباشر معياري قدره 0.193 وفاصل ثقة bootstrap مصحح الانحياز بنسبة 95% يتراوح بين [0.117, 0.277] (p = 0.004). وبما أن كلا فاصل الثقة لم يشمل الصفر، فقد تم دعم الارتباطين غير المباشرين إحصائياً. وأُجريت مقارنات لنماذج بديلة لتقييم ما إذا كان نمط الوساطة يعتمد على مواصفات النموذج. وأظهر نموذج التأثيرات المباشرة، الذي تضمن فقط المسارات المباشرة من التصورات المهنية والدعم الاجتماعي إلى التفاعلات بين المعلم والطفل، ملاءمة أضعف للبيانات، حيث كانت القيم: χ²/df = 4.286, TLI = 0.941, CFI = 0.954, IFI = 0.954, AGFI = 0.862, RMSEA = 0.097, SRMR = 0.061. وأظهر نموذج الوساطة الجزئية، الذي تم فيه تقدير المسارات المباشرة من التصورات المهنية والدعم الاجتماعي إلى التفاعلات بين المعلم والطفل بحرية بعد إدراج كفاءة المعلم، ملاءمة مقبولة، حيث كانت القيم: χ²/df = 3.081, TLI = 0.963, CFI = 0.972, IFI = 0.972, AGFI = 0.884, RMSEA = 0.077, SRMR = 0.030. كما أظهر نموذج الوساطة الكاملة، الذي تم فيه تقييد هذين المسارين المباشرين عند الصفر، ملاءمة مقبولة أيضاً، حيث كانت القيم: χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, IFI = 0.972, AGFI = 0.885, RMSEA = 0.077, SRMR = 0.030. وبالمقارنة مع نموذج الوساطة الجزئية، لم يُظهر نموذج الوساطة الكاملة تدهوراً ملموساً في الملاءمة، حيث كانت القيم: Δχ² = 3.214, Δdf = 2, p = 0.201, ΔCFI = 0.000, ΔRMSEA = 0.000. ونظراً لأن كلا المسارين المباشرين لم يكونا دالين في نموذج الوساطة الجزئية، بينما كان الارتباطان غير المباشرين دالين، فإن النتائج تدعم تفسير الوساطة الإحصائية الكاملة ضمن إطار SEM المقطعي الحالي. وقد وفرت هذه التحليلات مجتمعة المعلومات الإحصائية، بما في ذلك فواصل ثقة bootstrap للارتباطات غير المباشرة، وقيم R² لكفاءة المعلم وكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً، ونتائج ثبات القياس عبر المجموعات الديموغرافية، ومقارنات النماذج البديلة، وتشخيصات الخطية المتعددة المصححة.

علاوة على ذلك، اختلفت أحجام الارتباطات بين التصورات المهنية والدعم الاجتماعي فيما يتعلق بالتفاعلات بين المعلم والطفل. وتحديداً، كان التأثير الكلي (β = 0.582, p < 0.001) والتأثير غير المباشر (β = 0.415, p < 0.001) للتصورات المهنية أكبر بمرتين تقريباً من تلك الخاصة بالدعم الاجتماعي (التأثير الكلي: β = 0.311, p < 0.01؛ التأثير غير المباشر: β = 0.193, p < 0.01). تسلط هذه النتيجة الضوء على التأثير المتباين للتصورات المهنية والدعم الاجتماعي على التفاعلات بين المعلم والطفل، مما يوفر رؤى جديدة حول دور كفاءة المعلم في تعليم الطفولة المبكرة.

توافر البيانات:

تم تقديم البيانات الخام المستخدمة في جميع التحليلات كـ الملف التكميلي 1. ويتضمن ذلك مجموعة بيانات الاستبيان مجهولة الهوية، وملف ترميز المتغيرات، وملف بيانات برنامج التحليل الإحصائي، وملفات نموذج برنامج SEM، وملفات المخرجات الإحصائية، والملفات المصدرية المستخدمة لإنشاء جميع الجداول والأشكال الواردة في التقرير. ولم يتم الوصول إلى أي قاعدة بيانات خارجية للتحليل الأولي.

الشكل 1: النموذج البحثي للتصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم، والتفاعلات بين المعلم والطفل.ملاحظة: PP = التصورات المهنية؛ SS = الدعم الاجتماعي؛ TE = كفاءة المعلم؛ TCI = التفاعلات بين المعلم والطفل. تشير الأسهم إلى مسارات الارتباط المفترضة بين البنى الكامنة. يرجى النقر هنا لعرض نسخة أكبر من هذا الشكل.

الشكل 2: نموذج المعادلة الهيكلية الذي يربط بين التصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، وفاعلية المعلم، وكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً (N = 350). ملاحظة. PP = التصورات المهنية؛ PKS = المعارف والمهارات المهنية؛ SSS = روح الخدمة الاجتماعية؛ PEM = الأخلاقيات والآداب المهنية؛ OSES = الوضع الاجتماعي والاقتصادي المهني؛ PROF = المهنية؛ SS = الدعم الاجتماعي؛ ES = الدعم العاطفي؛ IS = الدعم المعلوماتي؛ MS = الدعم المادي؛ EVS = الدعم التقييمي؛ TE = فاعلية المعلم؛ GTE = الفاعلية الذاتية العامة للمعلم؛ PTE = الفاعلية الذاتية الشخصية للمعلم؛ TCI = التفاعلات بين المعلم والطفل؛ EI = التفاعل العاطفي؛ VI = التفاعل اللفظي؛ BI = التفاعل السلوكي. تشير المسارات المتصلة إلى مسارات هيكلية ذات دلالة إحصائية، بينما تشير المسارات المتقطعة إلى مسارات مباشرة غير دالة من التصورات المهنية والدعم الاجتماعي إلى كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً بعد إدراج فاعلية المعلم؛ يشير β إلى معامل المسار المعياري، وتظهر قيم R² للمتغيرات الداخلية. يرجى النقر هنا لعرض نسخة أكبر من هذا الشكل.

متغير	مـوُلاري (M)	الانحراف المعياري	التواء (Skewness)	التفرطح	1	2	3	4
1. التصورات المهنية	3.55	0.83	−1.28	−0.01	−0.94
٢. الدعم الاجتماعي	3.54	0.82	−1.23	−0.21	0.742	−0.96
3. كفاءة المعلم	3.58	0.81	−1.36	0.13	0.805	0.738	−0.96
4. التفاعلات بين المعلم والطفل	3.57	0.84	−1.3	−0.07	0.776	0.721	0.836	−0.97

الجدول 1: الموثوقية، والإحصاءات الوصفية، ومصفوفة الارتباط لمتغيرات الدراسة الرئيسية (N = 350).ملاحظة: M = المتوسط الحسابي؛ SD = الانحراف المعياري؛ α = معامل ألفا كرونباخ؛ PP = التصورات المهنية؛ SS = الدعم الاجتماعي؛ TE = كفاءة المعلم؛ TCI = التفاعلات بين المعلم والطفل. تظهر قيم ألفا كرونباخ α بين قوسين على القطر. أما القيم خارج القطر فهي معاملات ارتباط بيرسون. كانت جميع اختبارات الارتباط ثنائية الذيل. تشير قيمة p < 0.01 إلى وجود دلالة إحصائية عند مستوى 0.01.

متغير كامن	متغير قياس	B	الخطأ المعياري S.E.	النسبة الحرجة C.R.	P	β
التصورات المهنية	المعارف والمهارات المهنية	1				0.888
	روح الخدمة الاجتماعية	1.019	0.045	22.693		0.86
	الأخلاقيات والقيم المهنية	0.991	0.044	22.739		0.861
	الوضع الاجتماعي والاقتصادي المهني	1.063	0.051	21.018		0.828
	الاحترافية المهنية	1.06	0.05	21.118		0.83
الدعم الاجتماعي	الدعم العاطفي	1				0.881
	الدعم المعلوماتي	1.012	0.043	23.335		0.879
	الدعم المادي	0.978	0.042	23.111		0.875
	الدعم التقييمي	1.004	0.04	25.075		0.909
كفاءة المعلم	الكفاءة الذاتية العامة للمعلم	1				0.944
	الكفاءة الذاتية الشخصية للمعلم	0.936	0.032	29.165		0.906
التفاعلات بين المعلم والطفل	التفاعل العاطفي	1				0.937
	التفاعل اللفظي	0.963	0.032	29.622		0.903
	التفاعل السلوكي	0.968	0.029	33.593		0.938

الجدول 2: تحميلات العوامل المعيارية لاختبار صدق البنية (N = 350). ملاحظة. PP = التصورات المهنية؛ PKS = المعارف والمهارات المهنية؛ SSS = روح الخدمة الاجتماعية؛ PEM = الأخلاقيات والأخلاق المهنية؛ OSES = الوضع الاجتماعي والاقتصادي المهني؛ PROF = الاحترافية؛ SS = الدعم الاجتماعي؛ ES = الدعم العاطفي؛ IS = الدعم المعلوماتي؛ MS = الدعم المادي؛ EVS = الدعم التقييمي؛ TE = كفاءة المعلم؛ GTE = الكفاءة الذاتية العامة للمعلم؛ PTE = الكفاءة الذاتية الشخصية للمعلم؛ TCI = التفاعلات بين المعلم والطفل؛ EI = التفاعل العاطفي؛ VI = التفاعل اللفظي؛ BI = التفاعل السلوكي. β = تحميل العامل المعياري؛ SE = الخطأ المعياري؛ CR = النسبة الحرجة. كانت جميع تحميلات العوامل المبلغ عنها ذات دلالة إحصائية عند p < 0.001.

متغير	الاستجابة الكاملة	AVE	1	2	3	4
1. التصورات المهنية	0.931	0.729	0.729
2. الدعم الاجتماعي	0.936	0.785	0.790 (0.624)	0.785
3. كفاءة المعلم	0.922	0.856	0.860 (0.739)	0.789 (0.623)	0.856
4. التفاعلات بين المعلم والطفل	0.948	0.858	0.828 (0.686)	0.771 (0.594)	0.897 (0.805)	0.858

الجدول 3: نموذج القياس: الموثوقية المركبة، ومتوسط التباين المستخرج، ومؤشرات الصدق التمييزي (N = 350). ملاحظة: CoR = الموثوقية المركبة؛ AVE = متوسط التباين المستخرج؛ PP = التصورات المهنية؛ SS = الدعم الاجتماعي؛ TE = كفاءة المعلم؛ TCI = التفاعلات بين المعلم والطفل. تمثل القيم القطرية الجذر التربيعي لـ AVE لكل بنية. وتمثل القيم خارج القطر ارتباطات البنى الكامنة، بينما تمثل القيم الموجودة بين قوسين الارتباطات المربعة. اعتبر الصدق التمييزي مدعوماً عندما يتجاوز الجذر التربيعي لـ AVE لكل بنية ارتباطاتها مع البنى الأخرى.

المتغير	χ²	p	df	χ²/df	SRMR	TLI	CFI	AGFI	IFI
مؤشرات المطابقة	218.319	0	71	3.075	0.03	0.964	0.972	0.885	0.972
معايير التقييم	p > 0.05			<3~5	< 0.08	مطابقة ممتازة >0.9 مطابقة جيدة 0.8~0.9

الجدول 4: مؤشرات المطابقة ومعايير التقييم لنموذج المعادلة الهيكلية (N = 350). ملاحظة. χ² = إحصائية مربع كاي؛ df = درجات الحرية؛ χ²/df = مربع كاي مقسوماً على درجات الحرية؛ TLI = مؤشر تاكر-لويس؛ CFI = مؤشر المطابقة المقارن؛ AGFI = مؤشر جودة المطابقة المعدل؛ IFI = مؤشر المطابقة التدريجي؛ RMSEA = جذر متوسط مربع خطأ التقريب؛ SRMR = جذر متوسط مربع البواقي المعياري. تم تقييم مطابقة النموذج باستخدام المعايير التالية: TLI > 0.90، وCFI > 0.90، وAGFI > 0.90، وIFI > 0.90، وRMSEA < 0.08، وSRMR < 0.08.

	التأثير الكلي	تأثير مباشر	تأثير غير مباشر
التصورات المهنية→كفاءة المعلم	0.629	0.629	0
التصورات المهنية→التفاعلات بين المعلم والطفل	0.582	0.167	0.415
الدعم الاجتماعي→كفاءة المعلم	0.292	0.292	0
الدعم الاجتماعي→التفاعلات بين المعلم والطفل	0.311	0.118	0.193
كفاءة المعلم→التفاعلات بين المعلم والطفل	0.66	0.66	0

الجدول 5: الارتباطات المباشرة وغير المباشرة والكلية بين التصورات المهنية، والدعم الاجتماعي، وكفاءة المعلم، والتفاعلات بين المعلم والطفل (العدد = 350). ملاحظة. PP = التصورات المهنية؛ SS = الدعم الاجتماعي؛ TE = كفاءة المعلم؛ TCI = التفاعلات بين المعلم والطفل؛ β = المعامل المعياري؛ SE = الخطأ المعياري؛ CI = فاصل الثقة. تشير الارتباطات المباشرة إلى المسارات الهيكلية المقدرة بين مفهومين. تشير الارتباطات غير المباشرة إلى المسارات التي تتم بوساطة كفاءة المعلم. تمثل الارتباطات الكلية مجموع الارتباطات المباشرة وغير المباشرة. فواصل الثقة بطريقة الـ Bootstrap هي فواصل مصححة الانحياز بنسبة 95% بناءً على 5,000 عينة Bootstrap؛ واعتُبر الارتباط غير المباشر ذا دلالة إحصائية عندما لا يشمل الفاصل القيمة صفر. جميع قيم p هي اختبارات ثنائية الذيل.

الجدول التكميلي 1​: مقارنات النماذج البديلة لنماذج المعادلة الهيكلية (N = 350). ملاحظة: χ² = إحصائية مربع كاي؛ df = درجات الحرية؛ χ²/df = مربع كاي مقسوماً على درجات الحرية؛ TLI = مؤشر توكر-لويس؛ CFI = مؤشر الملاءمة المقارن؛ IFI = مؤشر الملاءمة المتزايد؛ AGFI = مؤشر جودة الملاءمة المعدل؛ RMSEA = جذر متوسط مربع خطأ التقريب؛ SRMR = جذر متوسط مربع البواقي المعياري؛ Δχ² = التغير في مربع كاي؛ Δdf = التغير في درجات الحرية؛ ΔCFI = التغير في مؤشر الملاءمة المقارن؛ ΔRMSEA = التغير في جذر متوسط مربع خطأ التقريب. تمت مقارنة نموذج الوساطة الكاملة مع نموذج الوساطة الجزئية. يرجى النقر هنا لتحميل هذا الملف.

الملف التكميلي 1: البيانات الخام. تُقدم هذه الملفات التكميلية للتحقق من النتائج المذكورة وإعادة إنتاج التحليلات الإحصائية.يرجى النقر هنا لتحميل هذا الملف.

المناقشة

تكشف هذه الدراسة عن نمط متميز في العلاقة بين التصورات المهنية والتفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة. لم تكن التصورات المهنية مرتبطة بشكل مباشر بالكفاءة المبلغ عنها ذاتياً في التفاعل بين المعلم والطفل بعد أخذ كفاءة المعلم في الاعتبار، ولكنها أظهرت ارتباطاً غير مباشر ذا دلالة إحصائية من خلال كفاءة المعلم، مما يدعم دور كفاءة المعلم كوسيط إحصائي كامل في نموذج SEM المقطعي. وتتعارض هذه النتيجة مع الدراسات السابقة حول معلمي الطفولة المبكرة، والتي أشارت عموماً إلى وجود تأثير مباشر للتصورات المهنية على التفاعل بين المعلم والطفل^28,29، مع لعب كفاءة المعلم دوراً وسيطاً جزئياً فقط³⁰. على سبيل المثال، وجدت دراسات سابقة وجود ارتباط إيجابي كبير بين التصورات المهنية والتفاعل بين المعلم والطفل، حيث مال المعلمون الذين لديهم تصورات مهنية أعلى إلى تبني استراتيجيات تفاعل أكثر إيجابية، مثل تقديم تغذية راجعة مشجعة ولغة داعمة¹⁷. وكان المعلمون الذين يتمتعون بكفاءة عالية قادرين على ترجمة معرفتهم المهنية إلى توجيه فعال أثناء أنشطة اللعب؛ فلم يكتفِ هؤلاء المعلمون بالاستجابة السريعة والدقيقة لاحتياجات الأطفال أثناء اللعب، بل عملوا أيضاً على إثراء أشكال ومحتوى التفاعلات بين المعلم والطفل، مما أدى في النهاية إلى تحسين جودة التفاعل³⁰. ومع ذلك، وجدت هذه الدراسة أن التصورات المهنية وحدها لم تؤثر بشكل مباشر على التفاعل بين المعلم والطفل. ويشير هذا إلى أن إدراك المعلم لقدراته المهنية لا يترجم تلقائياً إلى تفاعلات عالية الجودة بين المعلم والطفل. وأحد التفسيرات المحتملة هو أن التفاعل بين المعلم والطفل يتشكل بفعل عوامل متعددة؛ فحتى لو كان المعلمون قبل الخدمة يتماهون بقوة مع كفاءتهم المهنية، فقد يجدون صعوبة في التعامل مع تعقيدات البيئات التعليمية في العالم الحقيقي. وقد يعيق هذا الانفصال بين التصورات المهنية والتطبيق العملي الترجمة الفعالة للتصورات المهنية إلى مهارات تفاعل عالية الجودة بين المعلم والطفل⁸. كما أن الفجوة بين النظرية والتطبيق، وقصور معتقدات المعلم، وانخفاض كفاءة المعلم قد تساهم جميعها في حدوث تباينات في سلوكيات ومواقف المعلمين أثناء التفاعلات الفعلية مع الأطفال، مما يمنع التصورات المهنية من التجلي في شكل تفاعل فعال^31,32. وبعيداً عن الفجوة بين النظرية والتطبيق، قد يعكس نمط الوساطة الكامل الطبيعة التحفيزية لمرحلة ما قبل الخدمة: فالتصورات المهنية توفر فهماً لما يجب أن يقدره ويعرفه معلم الطفولة المبكرة، ولكن من غير المرجح أن يشكل هذا الفهم سلوك التفاعل ما لم يؤمن المعلمون قبل الخدمة أيضاً بقدرتهم على إدارة استجابات الأطفال، وتنظيم الأنشطة، وتكييف التواصل في المواقف الحقيقية. وبناءً على ذلك، قد تعمل كفاءة المعلم كآلية تحويل نفسية، تحول الوعي المهني إلى ثقة مُطبقة بدلاً من أن تكون مجرد سمة شخصية أخرى. وفي هذا السياق، أكد Reynolds et al.³³ على أهمية التوجيه والدعم المهني أثناء فترات التدريب الميداني، مشيرين إلى أن هذا الدعم يمكن أن يؤثر إيجابياً على جودة التفاعلات بين المعلم والطفل في بيئات الفصول الدراسية الفعلية.

نظراً لأن التفاعل بين المعلم والطفل يتشكل بفعل عوامل معقدة، فإن مجرد تعزيز التصورات المهنية للمعلمين قبل الخدمة في مرحلة الطفولة المبكرة لا يكفي لضمان تفاعلات عالية الجودة. وتكمن أهمية هذه الدراسة في تركيزها على المجموعة المحددة من معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة، حيث كشفت بوضوح عن الدور الوسيط الكامل للكفاءة الذاتية للمعلم في تحويل التصورات المهنية إلى تفاعل فعال بين المعلم والطفل. لذا، يجب فهم الكفاءة الذاتية للمعلم على أنها آلية مهمة، ولكن ليست حصرية، تربط بين التصورات المهنية للمعلمين قبل الخدمة وكفاءتهم التفاعلية المُبلغ عنها؛ فقد تؤثر جودة التوجيه، وكثافة التدريب العملي، والدعم المؤسسي، والتعرض المسبق للفصول الدراسية أيضاً على ما إذا كان الفهم المهني سيُطبق في التفاعل. وقد يكون المعلمون قبل الخدمة الذين يتمتعون بكفاءة ذاتية أعلى في وضع أفضل لسد الفجوة بين سيناريوهات التدريس المثالية والواقعية وتطبيق المعرفة النظرية بمرونة أكبر في الممارسة ³⁰. بالإضافة إلى ذلك، ومن خلال تعديل مواقفهم التدريسية وتعزيز الابتكار التربوي، يعمل هؤلاء المعلمون باستمرار على تعزيز كفاءاتهم المهنية، مما يمكنهم من الاستجابة بشكل أكثر فعالية للتحديات والضغوط التي يواجهونها في التفاعلات الواقعية بين المعلم والطفل ^34,35. ولذلك، بدلاً من التركيز فقط على التصور المهني، يجب وضع تركيز أكبر على تعزيز الكفاءة الذاتية للمعلم، كونها العامل الرئيسي في تعزيز التفاعلات عالية الجودة بين المعلم والطفل. وبالإضافة إلى تعميق الفهم المهني، من الضروري تزويد معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة بمنصات تعليمية وعملية متنوعة تساعدهم على تحويل المعرفة النظرية إلى مهارات تدريس عملية. كما ينبغي إيلاء الاهتمام للاحتياجات العاطفية للمعلمين، مع توفير الدعم النفسي وآليات أخرى تهدف إلى تعزيز مفهوم ذاتي إيجابي، وتحسين التنظيم العاطفي، وتعزيز القدرة على التعامل مع الضغوط. ومن خلال هذه التدابير، يمكن للمعلمين تطوير ثقة ومهنية أكبر في تفاعلاتهم مع الأطفال، مما يوفر في النهاية دعماً قوياً لتطور الأطفال. كما كشفت هذه الدراسة أنه على الرغم من أن التأثير المباشر للدعم الاجتماعي على التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة لم يكن كبيراً، إلا أن للدعم الاجتماعي تأثيراً غير مباشر معنوي من خلال الكفاءة الذاتية للمعلم، والتي عملت كوسيط كامل. وقد تكون هذه النتائج منطقية نظراً لطبيعة معلمي الطفولة المبكرة ^9,36.

ومع ذلك، فإننا نرى أن الاستنتاج القائل بأن الدعم الاجتماعي لا يعزز بشكل مباشر التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة هو استنتاج منطقي. وبناءً على النتائج الحالية، نخمن أن هذه النتيجة تتأثر بكل من طبيعة الدعم الاجتماعي نفسه والمتطلبات المهنية لمهارات التفاعل بين المعلم والطفل. يشير الدعم الاجتماعي بشكل عام إلى المساعدة العاطفية أو المعلوماتية أو المادية التي تقدمها الأسرة أو الأصدقاء أو الزملاء أو المجتمع في أوقات التوتر أو التحدي¹². ومع ذلك، فإن مثل هذا الدعم لا يعزز عادةً بشكل مباشر أداء المعلمين في كفاءات مهنية محددة، مثل التفاعل بين المعلم والطفل. وبدلاً من ذلك، يساعد الدعم الاجتماعي في خلق بيئة عمل داعمة، وتعزيز الشعور بالانتماء، وتسهيل الاندماج في الفريق، وتحفيز الاهتمام بالتطوير المهني، وتقليل التوتر، مما يؤدي بدوره إلى ممارسات وتفاعلات تدريسية أفضل^23,37. وفي المقابل، تعد مهارات التفاعل بين المعلم والطفل كفاءات مهنية معقدة تتطلب تعلماً مستمراً وصقلاً وتطبيقاً عملياً. وتتضمن هذه المهارات معرفة من تخصصات متعددة، بما في ذلك أصول التدريس وعلم النفس وتطور الطفل، بالإضافة إلى الخبرة التدريسية العملية واستراتيجيات التكيف^5,6. وبالتالي، فمن غير المرجح أن يؤدي الدعم الاجتماعي الخارجي وحده إلى تحسين هذه المهارات المتخصصة والمتعددة الأوجه بشكل مباشر. وهذا التفسير ذو صلة خاصة بالمعلمين قبل الخدمة، لأن الدعم من الأسرة أو الأقران أو الموجهين قد يغير أولاً من كفاءتهم المدركة وجاهزيتهم العاطفية، بينما تعتمد الجودة الملحوظة للتفاعل بين المعلم والطفل على ما إذا كان هذا الدعم قد تحول داخلياً إلى ثقة في إدارة مواقف الفصل الدراسي الحقيقية. وعلى الرغم من أن الدعم الاجتماعي لم يؤثر بشكل مباشر على قدرات التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة، إلا أن الكفاءة الذاتية للمعلم كانت بمثابة جسر، مما سمح للدعم الاجتماعي بالتأثير بشكل غير مباشر على هذه القدرات. وهناك إجماع بين الخبراء على أن الدعم من المحيطين بالتربويين قبل الخدمة أمر بالغ الأهمية؛ فهذا الدعم لا يساعدهم فقط في تحديد ومعالجة أوجه القصور في تدريسهم، بل يوفر أيضاً الراحة العاطفية والتشجيع. وبالنسبة للمعلمين المبتدئين، فقد ارتبط التوجيه — خاصة الدعم المعلوماتي والعاطفي الذي يقدمه الموجهون — ارتباطاً وثيقاً بزيادة الكفاءة الذاتية للمعلم وتقليل الإرهاق العاطفي^37,38. ومن خلال التغذية الراجعة البناءة والإرشاد، يساعد الموجهون المعلمين المبتدئين على صقل أساليب تدريسهم، مما يعزز عقلية إيجابية أثناء التفاعلات مع الأطفال. علاوة على ذلك، أظهرت الأبحاث أن المعلمين الذين يشاركون في تدريب التطوير المهني يميلون إلى امتلاك كفاءة ذاتية أعلى، حيث توفر لهم هذه الفرص استراتيجيات وأدوات إضافية لحل المشكلات⁷. وبناءً على ذلك، نفترض ما يلي: أن معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة الذين يتلقون دعماً اجتماعياً كافياً، وخاصة أولئك الذين يستفيدون من التوجيه المدروس للموجهين، يمكنهم تعزيز كفاءاتهم المهنية وكفاءتهم الذاتية من خلال التقييمات المهنية للموجهين، والتشجيع العاطفي، والدعم المعلوماتي والمادي. علاوة على ذلك، فإن التربويين قبل الخدمة الذين يتمتعون بكفاءة ذاتية عالية يكونون أكثر عرضة لاعتماد استراتيجيات اتصال متنوعة في التفاعلات بين المعلم والطفل، وحتى عند مواجهة التحديات، يمكنهم الاعتماد على كفاءتهم العالية لضمان تفاعلات سلسة مع الأطفال.

وفي الختام، ورغم أن الدعم الاجتماعي لم يعزز بشكل مباشر قدرات التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة، فإن هذا لا يعني أن الدعم الاجتماعي غير مهم في تطويرهم المهني. بل على العكس من ذلك، يلعب الدعم الاجتماعي، من خلال الدعم التقييمي والعاطفي والمادي والمعلوماتي، دوراً غير مباشر وحاسماً في تعزيز قدرات التفاعل بين المعلم والطفل لهؤلاء المعلمين قبل الخدمة. لذا، وفي إطار الجهود الرامية لتعزيز قدرات التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة، من الضروري ضمان حصولهم على الدعم الاجتماعي، وبذلك يتم تعزيز كفاءة المعلم، مما يؤدي بشكل غير مباشر إلى تحقيق تحسينات جوهرية في قدرات التفاعل لديهم. وقد كشفت هذه الدراسة أن تأثير التصورات المهنية على التفاعلات بين المعلم والطفل كان أكبر عددياً من تأثير الدعم الاجتماعي، حيث بلغ الفرق في التأثير حوالي ضعفين. وكانت هذه النتيجة غير متوقعة إلى حد ما. وبناءً على مزيد من التحليل، نفترض أن هذا التفاوت الكبير قد يكون مرتبطاً ارتباطاً وثيقاً بنموذج إعداد المعلمين الحالي. وقد لا يكون هذا التفاوت متعلقاً بنماذج إعداد المعلمين الحالية فحسب، بل وأيضاً بالتمييز النفسي بين الفاعلية المهنية الداخلية والموارد السياقية الخارجية. فالتصورات المهنية مرتبطة بالهوية الدوروية، والدافع الداخلي، والمسؤولية المدركة تجاه تطوير الأطفال، وبالتالي قد يتم استيعابها داخلياً في كفاءة المعلم بشكل أسهل⁷؛ وفي المقابل، يظل الدعم الاجتماعي شرطاً خارجياً يعتمد تأثيره على خصوصيته، واستمراريته، ومدى ملاءمته لمشكلات التفاعل الملموسة. بالإضافة إلى ذلك، ومع تزايد تركيز مؤسسات إعداد المعلمين على الأخلاقيات المهنية والوعي بالخدمة الاجتماعية، تعزز الحماس والالتزام لدى معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة تجاه التفاعل بين المعلم والطفل بشكل ملحوظ³⁹. وفي المقابل، بينما يمارس الدعم الاجتماعي بعض التأثير على التفاعلات بين المعلم والطفل، يبدو أن تأثيره متواضع نسبياً. وقد يعود ذلك إلى محدودية الدعم الاجتماعي من حيث شكله، وتوقيته، وجودته. يتضمن الدعم الاجتماعي عادةً المساعدة العاطفية والمعلوماتية والمادية والتقييمية، ولكن ليست كل أشكال الدعم تؤثر مباشرة على التفاعلات بين المعلم والطفل، بل قد يكون لبعضها تأثير غير مباشر فقط^37,40,41. أما من حيث التوقيت، فإن التفاعلات بين المعلم والطفل تتطلب دعماً اجتماعياً طويل الأمد ومستقراً كأساس لها. ومع ذلك، يلجأ معلمو مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة عموماً لطلب المساعدة من الموجهين أو الزملاء أو أفراد الأسرة فقط عند مواجهة صعوبات أو تحديات محددة، مما يفتقر إلى استمرارية الدعم المتواصل⁴². والأهم من ذلك، من منظور الجودة، غالباً ما يكون الدعم الاجتماعي الذي يشعر به معلمو مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة غير كافٍ؛ فقد تقتصر بعض أشكال الدعم على الاهتمام السطحي أو التشجيع، دون تحسين الممارسات التدريسية بشكل فعال³³. ورغم ذلك، لا ينبغي الاستهانة بالدعم الاجتماعي، لأنه يلعب دوراً حاسماً في مساعدة معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة على التعامل مع الضغوط والتحديات المتأصلة في التفاعلات بين المعلم والطفل، كما يعمل كمورد خارجي مهم للتطوير المهني.

تقدم هذه الدراسة، المستندة إلى نظرية النظم الاجتماعية-البيئية، دليلاً من خلال نمذجة المعادلات الهيكلية (SEM) المقطعية لإطار مفاهيمي ترتبط فيه الموارد الداخلية والخارجية بالكفاءة المبلغ عنها ذاتياً في التفاعل بين المعلم والطفل عبر كفاءة المعلم. في نموذج SEM المقطعي هذا، ارتبطت التصورات المهنية والدعم الاجتماعي بالكفاءة المبلغ عنها ذاتياً في التفاعل بين المعلم والطفل بشكل أساسي من خلال كفاءة المعلم؛ وبناءً على ذلك، يجب تفسير النتائج كدليل على الوساطة الإحصائية بدلاً من كونها دليلاً على أن هذه الموارد تسبب تغيرات في سلوك التفاعل. يوفر هذا النمط مبرراً تجريبياً لبرامج إعداد المعلمين للنظر في أنشطة بناء الكفاءة، بينما تظل الدراسات الطولية والدراسات القائمة على التدخل ضرورية قبل إمكانية تقديم ادعاءات عملية أقوى.

بناءً على القوة النسبية للمسارات، يمكن لبرامج إعداد المعلمين إعطاء الأولوية لثلاث نقاط تدخل: دمج التأمل المنهجي في الهوية المهنية وحالات التفاعل المرتكزة على الطفل ضمن المقررات الدراسية؛ وتوفير التدريس المصغر تحت الإشراف، والتغذية الراجعة القائمة على الفيديو، ومهام التطبيق العملي الموجهة من قبل الموجهين لتعزيز كفاءة المعلمين؛ وبناء قنوات دعم مستقرة بين الأقران والموجهين أثناء فترات التدريب الميداني، بحيث يرتبط الدعم الاجتماعي بمشكلات تفاعل محددة بدلاً من أن يقتصر على التشجيع العام. ونظرًا لأن التصورات المهنية أظهرت تأثيرات كلية وغير مباشرة أكبر من الدعم الاجتماعي^42,43، يجب أن تساعد هذه التدخلات المعلمين قبل الخدمة أولاً في تفسير دورهم المهني، ثم تحويل هذا الفهم إلى ممارسة تفاعلية متكررة قائمة على التغذية الراجعة.

علاوة على ذلك، غالباً ما يتبنى معلمو مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة وجهات نظر مثالية وساذجة حول التدريس، وقد تنخفض معتقدات الكفاءة العالية أو غير الواقعية في البداية مع اكتساب المعلمين قبل الخدمة خبرة عملية. لذا، من الضروري مساعدة المعلمين قبل الخدمة على الحفاظ على عقلية متوازنة طوال فترة تطويرهم المهني³⁸. ولتحقيق ذلك، من المهم دمج المساقات التي تعزز وتدعم الكفاءة الذاتية للمعلم ضمن خطط التطوير المهني لمعلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة. يجب مراعاة عدة قيود عند تفسير النتائج؛ أولاً، لا يسمح التصميم المقطعي بالاستدلال السببي، وهناك حاجة إلى دراسات طولية أو دراسات قائمة على التدخل لفحص ما إذا كانت التصورات المهنية والدعم الاجتماعي يؤديان إلى تغييرات لاحقة في كفاءة المعلم وكفاءة التفاعل. ثانياً، على الرغم من أن العينة شملت أربع مؤسسات في فوجيان وشانشي، إلا أنها تظل عينة إقليمية؛ لذا ينبغي أن تشمل الدراسات المستقبلية سياقات صينية أوسع في الشرق والغرب والشمال والجنوب لفحص الاختلافات الإقليمية والثقافية بين معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة. ثالثاً، تم قياس جميع المتغيرات الأساسية من خلال التقرير الذاتي، وهو ما قد يؤدي إلى تحيز إدراكي وتباين في الطريقة المشتركة، على الرغم من استخدام الضوابط الإجرائية واختبار هارمان أحادي العامل. رابعاً، تمت مراجعة مقياس التفاعل بين المعلم والطفل ثقافياً ودعمه بواسطة CFA في هذه العينة، ولكن لم يتم اختبار ثبات القياس الرسمي عبر العينات الصينية والكورية. خامساً، يشير الارتباط العالي بين كفاءة المعلم وكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً، وخاصة r = 0.897، إلى أن الأبحاث المستقبلية يجب أن تميز بشكل أكبر بين معتقدات الكفاءة وجودة التفاعل الفعلية من خلال ملاحظات الفصل الدراسي، وتقييمات الموجهين، والترميز القائم على الفيديو، والتقييمات الأخرى القائمة على الفصل الدراسي. أخيراً، لم يتم إدراج متغيرات مثل جودة التوجيه، وكثافة التدريب العملي، والمناخ المؤسسي، والتعرض المسبق للفصول الدراسية، على الرغم من أنها قد تؤثر أيضاً على كيفية ترجمة المعلمين قبل الخدمة للفهم المهني إلى ممارسة تفاعلية. بحثت هذه الدراسة في كيفية ارتباط التصورات المهنية والدعم الاجتماعي وكفاءة المعلم بكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل لدى معلمي مرحلة الطفولة المبكرة قبل الخدمة. وفي هذه العينة الإقليمية المقطعية، ارتبطت التصورات المهنية والدعم الاجتماعي بكفاءة التفاعل بين المعلم والطفل المبلغ عنها ذاتياً بشكل أساسي من خلال كفاءة المعلم، مما يدعم دور كفاءة المعلم كوسيط إحصائي مركزي في النموذج المقترح. وتشير النتائج إلى أن الموارد المهنية والسياقية مرتبطة بكفاءة التفاعل المدركة من خلال معتقدات الكفاءة لدى المعلمين قبل الخدمة. ويجب تفسير هذه الاستنتاجات في حدود التصميم المقطعي والإقليمي والقائم على التقرير الذاتي.

المواد

قائمة المواد المستخدمة في هذه المقالة

الاسم	الشركة	رقم فهرسي	التعليقات
مقياس الدعم الاجتماعي	مقياس أكاديمي منشور؛ طوره في الأصل Park وراجعه وأكمله Kim	نسخة مكونة من 25 بنداً؛ تنسيق استجابة ليكرت خماسي النقاط؛ لا يوجد رقم كتالوج تجاري	يقيس الدعم الاجتماعي المدرك لدى معلمي الطفولة المبكرة قبل الخدمة عبر الدعم العاطفي، والدعم المعلوماتي، والدعم المادي، والدعم التقييمي. معامل ألفا كرونباخ الإجمالي ’ = 0.96.
مقياس الكفاءة الذاتية للمعلم	مقياس أكاديمي منشور؛ طوره في الأصل Enochs وRiggs؛ نسخة دراسة مكيفة للصينية	نسخة مكونة من 25 بنداً؛ تنسيق استجابة ليكرت خماسي النقاط؛ لا يوجد رقم كتالوج تجاري	يقيم كفاءة المعلم في سياق تعليم الطفولة المبكرة قبل الخدمة في الصين عبر الكفاءة الذاتية العامة للمعلم والكفاءة الذاتية الشخصية للمعلم. معامل ألفا كرونباخ الإجمالي ’ = 0.96.
مقياس التفاعل بين المعلم والطفل	مقياس أكاديمي منشور؛ طوره Lee وراجعه فريق من الخبراء في الدراسة للاستخدام في الصين	نسخة مكونة من 30 بنداً؛ تنسيق استجابة ليكرت خماسي النقاط؛ لا يوجد رقم كتالوج تجاري	يقيم كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل بناءً على التقرير الذاتي بدلاً من جودة التفاعل الملاحظ في الفصل الدراسي. يتضمن التفاعل العاطفي، والتفاعل اللفظي، والتفاعل السلوكي؛ معامل ألفا كرونباخ الإجمالي ’ = 0.94.
نموذج المعلومات الديموغرافية	الفريق البحثي، تعاون بين جامعة سيتشوان للفنون والعلوم وجامعة Daegu	قسم استبيان مخصص للدراسة؛ لا يوجد رقم كتالوج تجاري	جمع خصائص المشاركين بما في ذلك الجنس، والخلفية التعليمية، والفئة المهنية، وموقع التدريب الميداني، ومدة التدريب الميداني، ونوع التدريب الميداني، ونوع الروضة.
نص معلومات المشارك والموافقة المستنيرة	الفريق البحثي؛ معتمد من لجنة أخلاقيات البحث بجامعة Daegu	رقم الموافقة الأخلاقية: XXX؛ يجب التحقق من سجل الموافقة المحلي	استُخدم قبل توزيع الاستبيان لشرح غرض الدراسة ومحتوى المسح والحصول على الموافقة المستنيرة من المشاركين من معلمي تعليم الطفولة المبكرة قبل الخدمة.
حزمة استبيان المسح الاستطلاعي	الفريق البحثي وفريق الخبراء	النسخة الاستطلاعية المستخدمة في الفترة من 1 إلى 5 يونيو 2024 –؛ لا يوجد رقم كتالوج تجاري	اختبر استطلاعياً وضوح وملاءمة مقياس التصورات المهنية، ومقياس الدعم الاجتماعي، ومقياس الكفاءة الذاتية للمعلم، ومقياس التفاعل بين المعلم والطفل، والبنود الديموغرافية لدى 50 معلماً من معلمي تعليم الطفولة المبكرة قبل الخدمة.
إجراء مراجعة فريق الخبراء	الفريق البحثي؛ فريق خبراء مكون من أستاذين في تعليم الطفولة المبكرة، ومدير مدرسة تمهيدية واحد، وثلاثة مشرفين على التدريب الميداني، والفريق البحثي	مراجعة محتوى قائمة على التوافق؛ لا يوجد رقم نموذج تجاري	استُخدم لمراجعة بنود المقياس من حيث الغموض، والملاءمة، والوضوح الدلالي، والمناسبة النمائية، والصلة الثقافية قبل إجراء المسح الرسمي.
نماذج الاستبيان المطبوعة في الموقع	الفريق البحثي؛ مستلزمات مسح مؤسسية محلية	نماذج مسح ورقية؛ لا يوجد رقم كتالوج تجاري	استُخدمت لإدارة الاستبيان في الموقع. في العينة النهائية، تم الحصول على 336 استبياناً صالحاً في الموقع قبل دمجها مع الاستبيانات عبر الإنترنت.
WeChat	Tencent	تطبيق WeChat للهاتف المحمول؛ يجب التحقق من الإصدار من سجل الجهاز/التطبيق المستخدم خلال يونيو-يوليو 2024 –	استُخدم كقناة توزيع عبر الإنترنت لإدارة الاستبيان؛ تم جمع 27 استبياناً مكتملاً عبر الإنترنت من خلال مسار الإنترنت/WeChat.
إجراء التوظيف عبر الهاتف والشخصي	الفريق البحثي	إجراء توظيف موحد؛ لا يوجد رقم كتالوج تجاري	استُخدم للتواصل مع المؤسسات/المشاركين، وشرح غرض الدراسة ومحتوى المسح، ودعم الموافقة المستنيرة قبل إدارة الاستبيان.
SPSS Statistics	IBM	الإصدار 27.0	استُخدم للإحصاء الوصفي، ومعاملات ارتباط Pearson، وتحليل موثوقية ألفا كرونباخ ’، وفحوصات التوزيع الطبيعي باستخدام الالتواء والتفرطح، واختبار العامل الواحد لـ Harman ’ لانحياز الطريقة المشتركة.
SPSS Amos	IBM	الإصدار 26.0	استُخدم للتحليل العاملي التوكيدي، ونمذجة المعادلة الهيكلية، واختبار ثبات القياس متعدد المجموعات، واختبار bootstrap للتأثيرات غير المباشرة، ومقارنات النماذج البديلة.
Microsoft Excel	Microsoft	Microsoft 365 Excel أو إصدار Excel مثبت محلياً؛ يجب التحقق من الإصدار المحلي الدقيق قبل التسليم	موصى به/استُخدم كبيئة عمل لتنظيم بيانات المسح المرمزة، وقاموس البيانات، والجداول التكميلية، وجدول المواد الخاص بـ JoVE. يجب التحقق من الإصدار المحلي الدقيق من قبل المؤلفين.
معايير مؤشر مطابقة نمذجة المعادلة الهيكلية	إرشادات منهجية منشورة؛ مراجع Schreiber et al. وKline المذكورة في المخطوطة	لا يوجد رقم كتالوج تجاري؛ تم تطبيق المعايير في خطة التحليل الإحصائي	تحدد وتقدم تقارير عن مؤشرات مطابقة النموذج بما في ذلك إحصائية مربع كاي، ومربع كاي مقسوماً على درجات الحرية، ومؤشر Tucker-Lewis، ومؤشر المطابقة المقارن، ومؤشر جودة المطابقة المعدل، ومؤشر المطابقة التزايدي، وجذر متوسط مربع خطأ التقريب، وجذر متوسط مربع البواقي المعياري.
إجراء اختبار الوساطة بطريقة Bootstrap	SPSS Amos / خطة التحليل الإحصائي للفريق البحثي	5,000 عينة bootstrap؛ فترات ثقة 95% مصححة للانحياز	استُخدم لاختبار الارتباطات غير المباشرة من خلال كفاءة المعلم. اعتبرت التأثيرات غير المباشرة ذات دلالة إحصائية عندما لم تتضمن فترة الثقة 95% المصححة للانحياز القيمة صفر.
إجراء اختبار ثبات القياس	SPSS Amos / خطة التحليل الإحصائي للفريق البحثي	التحليل العاملي التوكيدي متعدد المجموعات؛ معايير ΔCFI أقل من .010 و ΔRMSEA أقل من .015	استُخدم لتقييم الثبات التكويني والمقاييسي والسلالمي عبر الجنس، ونوع البرنامج، ومدة التدريب الميداني، والمؤسسة قبل تفسير تقديرات SEM المجمعة.