يتطلب اشتراك JoVE لعرض هذا المحتوى. تسجيل الدخول أو ابدأ نسخة تجريبية مجانية

مقالة بحثية

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

84 مشاهدة

⸱

DOI:

10.3791/71727

⸱

أغسطس 14, 2026

 ,  , 
1Department of Early Childhood Education, College of Education, Sichuan University of Arts and Science, 2Early Childhood Education, College of Education, Daegu University, 3Department of Early Childhood Education, College of Education, Dazhou Yuanhang Vocational and Technical School

في هذه المقالة

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 العاطفي1,2. 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 المعلمين5,6.

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 والطفل9,10.

وبالمثل، تلعب عوامل اجتماعية متنوعة دوراً في التأثير على كفاءة التفاعل بين المعلم والطفل، بما في ذلك الدعم الاجتماعي وبيئة العمل5,9,10. 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 الأوسع13,14. 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.

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

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 الخدمة16,17,18.

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 الخدمة21,22.

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).

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

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. وأظهرت جميع المتغيرات معاملات ألفا كرونباخ تتجاوز 0.90، مما يشير إلى موثوقية عالية. وقد استُخدمت هذه الارتباطات ثنائية المتغير فقط كأدلة وصفية أولية ولا ينبغي تفسيرها كمسارات هيكلية مباشرة؛ حيث تم تقييم المسارات المباشرة في نم...

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

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 ا...

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

الإفصاحات

يفيد المؤلفون بعدم وجود تضارب في المصالح.

المواد

قائمة المواد المستخدمة في هذه المقالة
الاسمالشركةرقم فهرسيالتعليقات
مقياس الدعم الاجتماعيمقياس أكاديمي منشور؛ طوره في الأصل Park وراجعه وأكمله Kimنسخة مكونة من 25 بنداً؛ تنسيق استجابة ليكرت خماسي النقاط؛ لا يوجد رقم كتالوج تجارييقيس 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 للمعلممقياس أكاديمي منشور؛ طوره في الأصل Enochs وRiggs؛ نسخة دراسة مكيفة للصينيةنسخة مكونة من 25 بنداً؛ تنسيق استجابة ليكرت خماسي النقاط؛ لا يوجد رقم كتالوج تجارييقيم 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 والطفلمقياس أكاديمي منشور؛ طوره Lee وراجعه فريق من الخبراء في الدراسة للاستخدام في الصيننسخة مكونة من 30 بنداً؛ تنسيق استجابة ليكرت خماسي النقاط؛ لا يوجد رقم كتالوج تجارييقيم 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 الديموغرافيةالفريق البحثي، تعاون بين جامعة سيتشوان للفنون والعلوم وجامعة Daeguقسم استبيان مخصص للدراسة؛ لا يوجد رقم كتالوج تجاريجمع 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 المستنيرةالفريق البحثي؛ معتمد من لجنة أخلاقيات البحث بجامعة Daeguرقم الموافقة الأخلاقية: XXX؛ يجب التحقق من سجل الموافقة المحلياستُخدم قبل توزيع الاستبيان لشرح غرض الدراسة ومحتوى المسح والحصول على الموافقة المستنيرة من المشاركين من معلمي تعليم الطفولة المبكرة قبل الخدمة.
حزمة استبيان المسح الاستطلاعيالفريق البحثي وفريق الخبراءالنسخة الاستطلاعية المستخدمة في الفترة من 1 إلى 5 يونيو 2024 –؛ لا يوجد رقم كتالوج تجارياختبر 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 الخبراءالفريق البحثي؛ فريق خبراء مكون من أستاذين في تعليم الطفولة المبكرة، ومدير مدرسة تمهيدية واحد، وثلاثة مشرفين على التدريب الميداني، والفريق البحثيمراجعة محتوى قائمة على التوافق؛ لا يوجد رقم نموذج تجارياستُخدم لمراجعة بنود المقياس من حيث الغموض، والملاءمة، والوضوح الدلالي، والمناسبة النمائية، والصلة الثقافية قبل إجراء المسح الرسمي.
نماذج الاستبيان المطبوعة في الموقعالفريق البحثي؛ مستلزمات مسح مؤسسية محليةنماذج مسح ورقية؛ لا يوجد رقم كتالوج تجارياستُخدمت لإدارة الاستبيان في الموقع. في العينة النهائية، تم الحصول على 336 استبياناً صالحاً في الموقع قبل دمجها مع الاستبيانات عبر الإنترنت.
WeChatTencentتطبيق 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 والشخصيالفريق البحثيإجراء توظيف موحد؛ لا يوجد رقم كتالوج تجارياستُخدم للتواصل مع المؤسسات/المشاركين، وشرح غرض الدراسة ومحتوى المسح، ودعم الموافقة المستنيرة قبل إدارة الاستبيان.
SPSS StatisticsIBMالإصدار 27.0استُخدم للإحصاء الوصفي، ومعاملات ارتباط Pearson، وتحليل موثوقية ألفا كرونباخ ’، وفحوصات التوزيع الطبيعي باستخدام الالتواء والتفرطح، واختبار العامل الواحد لـ Harman ’ لانحياز الطريقة المشتركة.
SPSS AmosIBMالإصدار 26.0استُخدم للتحليل العاملي التوكيدي، ونمذجة المعادلة الهيكلية، واختبار ثبات القياس متعدد المجموعات، واختبار bootstrap للتأثيرات غير المباشرة، ومقارنات النماذج البديلة.
Microsoft ExcelMicrosoftMicrosoft 365 Excel أو إصدار Excel مثبت محلياً؛ يجب التحقق من الإصدار المحلي الدقيق قبل التسليمموصى 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 الهيكليةإرشادات منهجية منشورة؛ مراجع Schreiber et al. وKline المذكورة في المخطوطةلا يوجد رقم كتالوج تجاري؛ تم تطبيق المعايير في خطة التحليل الإحصائيتحدد 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 BootstrapSPSS Amos / خطة التحليل الإحصائي للفريق البحثي5,000 عينة bootstrap؛ فترات ثقة 95% مصححة للانحيازاستُخدم 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 القياسSPSS Amos / خطة التحليل الإحصائي للفريق البحثيالتحليل العاملي التوكيدي متعدد المجموعات؛ معايير ΔCFI أقل من .010 و ΔRMSEA أقل من .015استُخدم لتقييم الثبات التكويني والمقاييسي والسلالمي عبر الجنس، ونوع البرنامج، ومدة التدريب الميداني، والمؤسسة قبل تفسير تقديرات SEM المجمعة.

المراجع

  1. Choi JY, Horm D, Jeon S, Ryu D. Do stability of care and teacher–child interaction quality predict child outcomes in Early Head Start? Early Educ Dev. 2019;30(3):337–356.
  2. Hu BY, et al. Teacher–child interactions and children’s cognitive and social skills in Chinese preschool classrooms. Child Youth Serv Rev. 2017;79:78–86.
  3. Soininen V, Pakarinen E, Lerkkanen MK. Reciprocal associations among teacher–child interactions, teachers’ work engagement, and children’s social competence. J Appl Dev Psychol. 2023;85:101508. doi:10.1016/j.appdev.2022.101508.
  4. Downer JT, Kraft-Sayre ME, Pianta RC. Ongoing, web-mediated professional development focused on teacher–child interactions: early childhood educators’ usage rates and self-reported satisfaction. Early Educ Dev. 2009;20(2):321–345.
  5. Davis EM, et al. Universal Teacher-Child Interaction Training in early childhood special education: a cluster randomized controlled trial. J Sch Psychol. 2023;97:171–191.
  6. McMahon-Morin P, et al. Kindergarten teachers’ changes in practice in interactive book reading following professional development primarily using in-class modeling: a mixed-methods study. Teach Teach Educ. 2025;153:104806. doi:10.1016/j.tate.2024.104806.
  7. Hu BY, et al. Effects of the MMCI course and coaching on pre-service early childhood education teachers’ beliefs, knowledge, and skills. Early Child Res Q. 2022;61:58–69.
  8. Lee JY, Sung J. Multiple determinants of interaction quality among childcare providers. Child Youth Care Forum. 2023;52(4):955–982.
  9. Lee E. Meta-analysis of teacher variables affecting teacher–child interactions. J Learner-Centered Curric Instr. 2022;22(20):997–1012.
  10. Shim SY, Lim SA. The influence of Korean preschool teachers’ work environments and self-efficacy on children’s peer-play interactions: the mediating effect of teacher–child interactions. Early Child Dev Care. 2019;189(11):1749–1762.
  11. Lee J, Janke KK. A call to explore teacher professional identity. Am J Pharm Educ. 2025;89(8):101454. doi:10.1016/j.ajpe.2025.101454.
  12. Desombre C, Delaval M, Jury M. Influence of social support on teachers’ attitudes toward inclusive education. Front Psychol. 2021;12:736535. doi:10.3389/fpsyg.2021.736535.
  13. Han J. The moderating effect of teaching efficacy on the relationship between job stress and teacher–child interaction in early childhood teachers: for preschool teachers of 5-year-olds. Korea J Child Care Educ. 2020;121:21–39.
  14. Her EH, Kim SL. Early childhood teachers’ professionalism, teaching efficacy, and teacher–child interaction. Int J Adv Cult Technol. 2018;6(4):1–6.
  15. Lindsay P, Lindsay CH. Teachers in preschools and child-care centers: overlooked and undervalued. Child Youth Care Q. 1987;16(2):91–105.
  16. Kim KS, Kim EJ. The impact of pre-service early childhood teachers’ play-teaching efficacy, play beliefs, and professional recognition on teaching competency. J Learner-Centered Curric Instr. 2020;20(14):653–688.
  17. Kim S. A study on professional recognition and teaching skills of pre-service early childhood teachers according to the level of teaching efficacy. Korea Assoc Yeolin Educ. 2021;29(3):155–169.
  18. Cho EJ. The child-care teacher’s professional recognition, job satisfaction, and life satisfaction [master’s thesis]. Seoul: Chung-Ang University; 2012. Available from: [direct repository URL required].
  19. Park JW. A study for the development of a social support scale [doctoral dissertation]. 1985. Available from: [university, location, and direct repository URL required].
  20. Kim YS. Relationship between life satisfaction and perceived social support among adults with mental disorders [master’s thesis]. Seoul: Ewha Womans University; 1995. Available from: [direct repository URL required].
  21. Ha Y, Kang S, Kim C, Kim M. Relationships of school satisfaction and academic effort with self-efficacy and social support among pre-service early childhood teachers. J Humanit Soc Sci 21. 2022;13(3):1843–1858.
  22. Hong A. Analysis of the structural relationships among teacher efficacy, self-directed learning ability, social support, and psychological separation among pre-service kindergarten teachers. Korean Soc Child Educ. 2017;26(1):359–376.
  23. Marjamaa K, Järvenoja H, Pyhältö K. Characteristics of social support experienced by differently engaged student teachers. Teach Teach. 2023;29(4):345–368.
  24. Enochs LG, Riggs IM. Further development of an elementary science teaching efficacy belief instrument: a preservice elementary scale. Sch Sci Math. 1990;90(8):694–706.
  25. Lee I. Interaction between a teacher and children according to teaching experience and children’s age [master’s thesis]. Daegu: Keimyung University; 2003. Available from: [direct repository URL required].
  26. Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. 3rd ed. New York: Guilford Press; 2011.
  27. Schreiber JB, et al. Reporting structural equation modeling and confirmatory factor analysis results: a review. J Educ Res. 2006;99(6):323–338.
  28. Jang Yun J, Hwang Yoon S. Differences in teacher–child interaction according to early childhood teachers’ levels of professionalism awareness and sensitivity: a focus on teachers of children aged 3–5 years. Korean J Child Educ Care. 2017;17(2):181–203.
  29. Ku J. Effects of professionalism awareness and occupational stress on teacher–child interactions among early childhood teachers. J Korea Acad Ind Coop Soc. 2017;18(6):470–477.
  30. Kim M, Jo J. Early childhood teachers’ expertise and teacher–child interaction: the mediating effect of play-support efficacy. J Learner-Centered Curric Instr. 2023;23(23):267–280.
  31. Hong JY. Pre-service and beginning teachers’ professional identity and its relation to dropping out of the profession. Teach Teach Educ. 2010;26(8):1530–1543.
  32. Lawrence RC, et al. Validation of the Early Childhood Teacher Experiences Scale in Head Start. Psychol Sch. 2020;57(7):1132–1154.
  33. Reynolds R, Howley P, Southgate E, Brown J. Just add hours? An assessment of pre-service teachers’ perceptions of the value of professional experience in attaining teacher competencies. Asia Pac J Teach Educ. 2016;44(5):455–469.
  34. Goh PSC, Luen Loy C. Factors influencing Malaysian preschool teachers’ use of English as a medium of instruction. SAGE Open. 2021;11(4):21582440211067248. doi:10.1177/21582440211067248.
  35. Steigleder J, et al. Changes in subjective stress experiences and self-efficacy beliefs of preschool teachers in Germany: a longitudinal study during 12 months of the COVID-19 pandemic. Teach Teach Educ. 2023;124:104015. doi:10.1016/j.tate.2023.104015.
  36. Lee JG, Min JJ. Effects of social support for infant-class teachers and their play-teaching efficacy on interactions between infants and teachers. Korean J Local Gov Adm Stud. 2020;34(3):167–185.
  37. Richter D, et al. Soziale Unterstützung beim Berufseinstieg ins Lehramt. Z Erziehungswiss. 2011;14(1):35–59.
  38. Akiri E, Dori YJ. Professional growth of novice and experienced STEM teachers. J Sci Educ Technol. 2022;31(1):129–142.
  39. Maxwell B, Schwimmer M. Professional ethics education for future teachers: a narrative review of the scholarly writings. J Moral Educ. 2016;45(3):354–371.
  40. Elfarargy H, et al. Teachers’ perceptions of instructional coaches’ practices in professional learning communities. SAGE Open. 2022;12(3):21582440221116103. doi:10.1177/21582440221116103.
  41. Louws ML, Meirink JA, van Veen K, van Driel JH. Exploring the relationship between teachers’ perceptions of workplace conditions and their professional learning goals. Prof Dev Educ. 2017;43(5):770–788.
  42. Hooper A, Potts C, Walton M. Novice early childhood teachers’ perceptions of their professional development experiences: an interpretive phenomenological approach. J Early Child Teach Educ. 2023;44(3):310–329.
  43. Abdoun SA, Alharbi NS, Abougalambou S, Abougalambou AS. Public awareness of the adverse effects of nonsteroidal anti-inflammatory drugs in Saudi Arabia. Int J Clin Med Res. 2026;96:244–253.

الوصول مقيد. يرجى تسجيل الدخول أو بدء فترة تجريبية لعرض هذا المحتوى.

إعادة الطباعة والأذونات

الوسوم

تواصل معنا
أوصِ به للمكتبة

الخصوصية

شروط الاستخدام

السياسات

حقوق الطبع والنشر © 2026 MyJoVE Corporation. جميع الحقوق محفوظة.