对350名中国学前教育教师的调查数据进行了分析，以考察专业认知、社会支持与教师自评的师幼互动能力之间的关系。结构方程模型显示，教师效能感在上述关联中起中介作用，且专业认知的间接效应更强，凸显了在区域教师培养背景下发展教师效能感的重要性。
本文内容
摘要
摘要
高质量的师幼互动是学前教育的核心，但关于职前教师在进入正式专业实践之前如何发展出对这类互动的感知能力，目前了解较少。本研究旨在探讨专业认知和社会支持如何与教师自评的师幼互动能力相关联，并检验教师效能感是否在其中起统计上的中介作用。来自中国福建和陕西四所高校的350名职前学前教育教师参与了研究，完成了经过验证的自评问卷。采用结构方程模型检验所提出的关联性中介模型，并通过补充分析评估了共同方法偏差、构念效度、区分效度、测量不变性及间接效应。结果显示，教师效能感与师幼互动能力呈正相关（β = 0.660，p < 0.001）；专业认知（β = 0.629，p < 0.001）和社会支持（β = 0.292，p < 0.001）均与教师效能感呈正相关。Bootstrap分析显示，专业认知（标准化间接系数 = 0.415，95%偏差校正置信区间 [0.331, 0.509]，p < 0.001）和社会支持（标准化间接系数 = 0.193，95%偏差校正置信区间 [0.117, 0.277]，p = 0.004）均通过教师效能感产生显著的间接效应。研究结果表明，教师效能感是连接职前学前教育教师专业资源与情境资源与其感知互动能力之间关系的关键解释机制。
引言
教师与儿童之间的互动是教育者与年幼儿童之间相互参与的复杂而微妙的过程，贯穿于儿童在学前教育环境中的日常经历。这些互动不仅深刻影响着儿童的学习与发展轨迹，而且是衡量学前教育整体质量的关键指标。在全球致力于提升学前教育标准的背景下，教师与儿童之间的互动日益凸显其重要性。
高质量的师幼互动已被证明能够激发幼儿的学习动机，促进认知能力和语言技能的发展，并增强社会技能和情绪调节能力1,2。相反，负面的师幼互动可能导致幼儿产生入学抗拒和社会适应困难，并长期阻碍亲社会行为的发展3。此外，师幼互动能力对在职教师和职前教师均具有重要意义。它不仅有助于教师积累教育经验并实现专业发展，也为职前教师的成长和未来职业成功奠定基础4。越来越多的证据表明，有效的师幼互动有助于教师准确评估儿童的发展需求，设计个性化的教学方案，建立满意的师幼关系，并最终提高教学效率，从而增强教师的专业动机5,6。
尽管师幼互动被广泛认为是一项基本的实践技能，但关于职前幼儿教师如何发展这一能力的研究仍然有限，即使教师教育项目已增加了实习时间和实践培训。然而，针对职前幼儿教师师幼互动技能提升的研究相对较少。事实上，一些面向在职幼儿教师的干预项目和培训课程在培养其师幼互动能力方面已取得积极成效5。对于职前幼儿教师而言，现有研究主要关注课程指导和实习如何促进整体专业能力的发展，而对师幼互动技能本身或其潜在影响因素与作用机制的关注较为有限7。因此，本研究旨在拓展关于职前教师师幼互动能力发展的研究。
鉴于现有研究的局限性，我们系统地考察了影响师幼互动能力的各种因素。这种能力的发展是一个复杂且多维度的过程，涉及教师的教学知识与技能、个人信念、期望、价值观、压力、孤独感、师幼关系以及儿童特征等多个方面8。此外，Lee 等人以及 Shim 和 Lim 的研究表明，情绪耗竭的教师往往表现出较低质量的互动，这凸显了提升教师职业幸福感的重要性，并证实情绪因素也会影响师幼互动的质量9,10。
同样，多种社会因素也会影响教师的师幼互动能力，包括社会支持和工作环境5,9,10。例如，Davis 等人的研究5强调了教学支持对教师而言至关重要，认为专业技能培训是提升其师幼互动能力的有效途径。同时，多项研究阐明，在学前教育环境中为教师营造有利的工作环境，可显著增强教师与儿童之间的积极互动。
鉴于这些影响因素的多样性和复杂性，单一的分析框架不足以充分解释它们之间的相互作用。因此，需要一个更为全面的理论视角。基于此，我们引入布朗芬布伦纳的生态系统理论，从个人和社会两个层面分析影响职前教师师幼互动能力的因素。该理论认为，个体发展源于多层次社会和环境影响的共同作用。在探讨职前幼儿教育教师师幼互动能力发展的背景下，专业认知可被视为微观系统中的核心因素，直接关联职前教师的专业能力、教育知识和角色认同11。社会支持涉及中观系统和外部系统，包括来自家庭、同伴、导师及其他社会环境的影响12。教学效能感指职前教师对其实际教学能力的认知，既受个体层面因素的影响，也与更广泛教育环境中的互动密切相关13,14。这些因素之间的相互作用对师幼互动能力的培养具有重要意义，但在现有研究中尚未得到充分探讨。
在确立布朗芬布伦纳的生态系统理论适用于职前幼儿教育教师师幼互动能力发展的基础上，我们旨在利用这一理论框架，更系统、更深入地分析影响其师幼互动能力的多维因素。我们的目标有两个：一是为教师专业发展和教育质量提升提供更具科学性的理论依据和实践指导；二是构建一个综合性的师幼互动技能培养体系，兼顾个体特征与社会环境因素。该研究旨在为职前幼儿教育工作者的专业发展奠定坚实基础，同时为儿童的全面发展创造更有利的教育环境。
本研究以三种谨慎的方式为该领域做出贡献：首先，本研究聚焦于职前幼儿教育教师在互动能力早期发展阶段的研究，这一群体在互动相关机制方面的研究仍显不足。其次，本研究并未将布朗芬布伦纳的理论视为幼儿教育研究中的新理论，而是利用该理论框架区分出内部的职业认同资源——专业认知，以及外部的情境资源——社会支持，并检验教师效能感是否在这些资源与报告的互动能力之间起中介作用。第三，本研究提供了一个多层次的发展视角，可能为教师培养项目提供参考，从而提升幼儿教育的质量。通过弥合理论与实践之间的鸿沟，本研究旨在为职前教师的专业成长建立坚实的基础，并为幼儿营造最佳的发展环境。
方案
研究方案（包括预调查和正式调查）在参与者招募和数据收集前，已获得大邱大学研究伦理委员会批准（批准编号：52212298）。所有参与者均收到关于研究的信息，并在填写问卷前签署知情同意书。参与为自愿行为，问卷回答以匿名方式收集，参与者可在任何时间退出，且不会受到任何处罚。
研究问题与研究模型
研究问题：本研究探讨职前幼儿教育教师的专业认知、社会支持、教学效能感与自评师幼互动能力之间的关联，特别关注教学效能感在其中的统计学中介作用。通过结构方程模型（SEM）框架，本研究旨在回答以下研究问题：1）职前幼儿教育教师的专业认知、社会支持和教学效能感是否与自评师幼互动能力相关？2）教学效能感是否在职前幼儿教育教师的专业认知与师幼互动之间起中介作用？3）教学效能感是否在职前幼儿教育教师的社会支持与师幼互动之间起中介作用？
研究模型
图 1 展示了考察职前幼儿教育教师的专业认知、社会支持、教学效能与师幼互动之间关系的研究模型。
方法
参与者
本研究选取了中国福建省福州市和泉州市的F大学、H技术大学，以及中国陕西省西安市和铜川市的S大学、T技术大学共350名学前教育专业准教师。选择这些地区是综合考虑了高校类型、学制体系、城市特征以及区域经济与文化差异。研究对象包括三年制专科三年级学生、四年制本科四年级学生以及研究生。选择这些群体旨在考察其在教育层次、专业基础、实践经验、理论深度及职业志向等方面的差异。
所选地区和参与者的组合提供了一个多视角的区域样本，涵盖了不同类型的大学、学术体系、城市环境以及实习安排；然而，研究结果应被解读为来自福建和陕西四所机构的证据，而非针对全体中国职前幼儿教师的总体估计。这一区域抽样框架使本研究能够考察参与机构内部的差异性，但其外部效度有限，在将研究结果推广至全国职前幼儿教育教师群体之前，还需在更广泛的中国东部、西部、北部和南部地区进行重复验证。有关选择标准的具体依据详见附录A。
最终样本包括70名男性（20.0%）和280名女性（80.0%）。在教育背景方面，173名参与者（49.4%）就读于三年制文凭课程，150名（42.9%）就读于四年制本科课程，27名（7.7%）为研究生。在专业类别方面，252名参与者（72.0%）来自师范类专业，98名（28.0%）来自非师范类专业。在实习地点方面，231名参与者（66.0%）在城市地区实习，119名（34.0%）在非城市地区实习。实习总时长各不相同：180名参与者（51.4%）的实习持续时间为1–3个月，170名（48.6%）的实习持续时间超过4个月。在实习类型方面，169名参与者（48.3%）参加了集中式学校实习，而181名参与者（51.7%）同时参加了集中式学校实习与自主实习。最后，139名参与者（39.7%）在公立幼儿园实习，211名参与者（60.3%）在私立幼儿园实习。
测量方法
专业认知
采用专业认知量表评估职前幼儿教育教师的专业认知。该量表最初由Lindsay等人15开发，后经Cho等人改编，用于测量幼儿教师的专业认知。该量表已在多项涉及职前幼儿教师的研究中得到验证16,17,18。
自主性维度被删除，因为它涉及教师基于个人教育理念独立选择和实施教学方法，这种专业自主性通常是在长期承担课堂教学责任后才得以发展，而非在短期的职前实习经历中形成18。因此，保留该维度可能会降低本量表对当前样本的发展适切性；重要的是，修订后的五维度结构并非先验假设，而是通过验证性因子分析（CFA）进行实证检验，并进一步通过标准化因子载荷、组合信度、平均方差提取量及区分效度证据来评估其构念效度。
该量表包含五个子维度：专业知识与技能（PKS，例如“我熟悉符合幼儿发展规律的教学方法”）、服务社会精神（SSS，例如“幼儿教育职业需要奉献精神，而非追求经济利益”）、职业道德与品行（PEM，例如“作为一名职前幼儿教师，我正在认真准备未来的职业角色”）、职业社会经济地位（OSES，例如“我认为幼儿教师作为专业人员，应获得相应的待遇和社会尊重”）以及专业性（PROF，例如“为了提升教师的专业性，应加强教师资格认证标准”），共包含19个条目。采用五点李克特量表评分，范围从1（非常不同意）到5（非常同意），得分越高表示专业认同感越强。该量表具有较高的信度，总体Cronbach’s α系数为0.94。各子维度的信度系数分别为：PKS = 0.77，SSS = 0.75，PEM = 0.83，OSES = 0.83，PROF = 0.77，均超过内部一致性可接受阈值（α > 0.70）。
社会支持
采用社会支持量表来测量职前幼儿教师所获得的社会支持水平。该量表最初由 Park 等人19开发，后经 Kim 等人20修订和补充，以适用于评估幼儿教师群体的社会支持状况。近年来，该量表已被广泛应用于涉及职前幼儿教师的相关研究中21,22。
社会支持包含多种形式，包括由教师、朋友和家人提供的情感支持、信息支持、物质支持和评价性支持12。研究表明，由于经验有限，职前幼儿教师尤其需要专业支持，包括物质资源和指导，以提升其专业实践能力23。为了增强研究的实际意义，社会支持被划分为四种不同类型。
该量表包含四个子维度：情感支持（ES，例如“我周围的人总是关心和爱护我”）、信息支持（IS，例如“当我遇到问题时，我周围的人会提供有效信息，帮助我找出根本原因”）、物质支持（MS，例如“当我需要时，我周围的人总是愿意提供经济支持”）和评价性支持（EVS，例如“我周围的人会对我的行为给予建设性的反馈”），共包含25个条目。采用五点李克特量表评分，范围从1（非常不同意）到5（非常同意），得分越高表示感知到的社会支持程度越高。该量表具有较高的信度，总体Cronbach’s α系数为0.96。各子维度的信度系数分别为：ES = 0.88，IS = 0.87，MS = 0.87，EVS = 0.85，均超过可接受阈值（α > 0.70）。
教师效能
采用Riggs等人最初开发的教师自我效能感量表（Teacher Self-Efficacy Scale）评估教师效能感24。该量表的中文版本已在中国的教育研究中得到广泛应用。在本研究中，对该量表进行了调整，以反映职前幼儿教育教师在中文教育环境中的特定挑战与经历。
该量表包含两个子维度：一般教学效能感（GTE，例如“如果儿童在活动中比平时更活跃，通常是由于教师的努力所致。”）和个体教学效能感（PTE，例如“我不断寻求更有效的方法来组织教学活动。”），共包含25个条目。采用五点李克特量表进行作答，评分范围为1（非常不同意）到5（非常同意），得分越高表示教师效能感越强。该量表具有较高的信度，整体Cronbach’s α系数为0.96。各子维度的信度系数分别为：GTE = 0.92，PTE = 0.92，表明量表具有良好的内部一致性。
教师与儿童互动
采用教师-儿童互动量表来评估职前教师自我报告的互动能力，而非直接观察课堂互动的质量。该量表由Lee等人25通过整合《幼儿教育项目评估概况》（Assessment Profile for Early-Childhood Programs, APECP）、全国儿童保育认证委员会（National Childcare Accreditation Council, NCAC）、全美幼儿教育协会（National Association for the Education of Young Children, NAEYC）以及韩国教育开发研究院的标准而开发。该量表旨在评估韩国幼儿教育领域在职幼儿教师及职前教师与儿童之间的互动情况。
由于该量表最初是在韩国开发的，因此在当前的中文语境中使用时，需要进行文化和语言层面的审阅，而非直接采用。在试点阶段，专家组对中文版量表进行了评审，以评估条目在语义清晰性、发展适宜性及文化相关性方面的表现，随后的验证性因子分析（CFA）支持了本样本中情感、言语和行为互动三个维度的结构。然而，尚未在中文和韩国样本之间进行正式的跨文化测量不变性检验，未来的研究应在进行直接的跨国比较之前，检验结构、测量和标量不变性。
该量表包含三个子维度：情感互动（EI，例如“我总是面带微笑地面对儿童”）、言语互动（VI，例如“我使用积极的语言鼓励儿童自由表达自己的想法”）和行为互动（BI，例如“我经常使用积极的肢体语言（如拥抱）与儿童互动”），共30个项目。采用五点李克特量表评分，范围从1（非常不同意）到5（非常同意），得分越高表示师幼互动能力越强。该量表具有较高的信度，总体Cronbach’s α系数为0.94。各子维度的信度系数分别为：EI = 0.92，VI = 0.92，BI = 0.91，表明内部一致性极佳。师幼互动通过自我报告方式进行测量，原因是参与者为分布在四所机构及不同实习环境中的职前教师，难以在各地点统一实施标准化观察。更重要的是，本研究关注的是职前培养阶段教师所感知的互动能力，而非直接观察的课堂互动质量；然而，自我评估的能力可能无法完全反映实际师幼互动的质量，未来的研究应将自我报告测量与课堂观察、导师评价及基于视频的编码方法相结合。
步骤
预调查：于2024年6月1日至6月5日开展了一项预调查，共有50名来自中国福建和陕西两省四所参与高校的学前教育专业师范生参与。此次预调查旨在评估测量职业认知、社会支持、教师效能感及师幼互动能力的问卷在表述清晰性、可理解性、文化适切性及初步信度方面的表现。根据预调查结果及专家小组评审意见，对问卷条目进行了少量文字修改，以提升条目表述的清晰度，随后开展正式调查。
量表分析与修订：本研究的调查量表由一个专家小组进行修订，该小组包括两名学前教育领域的教授、一名幼儿园园长、三名实习指导教师以及研究团队成员。专家组对调查项目进行了审阅，重点解决在试测阶段发现的任何模糊或不恰当的问题。经过充分讨论并达成共识后，对量表项目进行了必要的修改，以确保其表述清晰且内容相关。
正式调查
正式调查于2024年6月30日至7月20日进行，调查对象为来自福建福州和泉州的F大学、H技术大学、S大学、T技术大学，以及陕西西安和铜川的高校的职前幼儿教育教师。共招募了363名参与者，不包括预调查中的50名参与者。
研究团队通过电话或现场访问的方式向参与者说明了研究目的和调查内容，获得知情同意后，现场或通过社交信息应用程序发放问卷。为减少常见方法偏差，参与者匿名填写问卷，被告知问卷无正确或错误答案，并保证其回答仅用于科研目的；这些程序性控制措施旨在降低评价焦虑和社会期许性应答，但无法完全消除方法共享变异。在招募的363名参与者中，336人完成了有效的现场问卷，27人完成了在线版本；排除13份无效问卷后，共保留350份问卷用于分析。
数据分析
本研究采用统计分析软件和SEM软件进行数据分析，分析过程分为三个阶段。
在第一阶段，使用统计分析软件计算了描述性统计量和皮尔逊相关系数。采用 Cronbach’s α 评估量表的内部一致性。在进行结构方程模型分析（SEM）之前，对单变量的偏度和峰度进行了检验，数据的偏度和峰度检验标准为：偏度 < 2.0，峰度 < 4.0，参照 Kline26 的建议。
在第二阶段，使用结构方程模型（SEM）软件进行验证性因子分析（CFA）和结构方程建模。SEM软件提供多种拟合指数，包括绝对拟合指数和相对拟合指数26。在评估模型拟合度时，考虑了样本量、数据拟合情况以及模型复杂性等因素。用于评估模型的拟合指数包括：卡方检验（χ2）、卡方值与自由度之比（χ2/df）、Tucker-Lewis指数（TLI）、比较拟合指数（CFI）、调整后的拟合优度指数（AGFI）、增值拟合指数（IFI）以及标准化均方根残差（SRMR）。根据Schreiber等人27的建议，采用以下阈值来判断可接受的模型拟合：TLI > 0.90，CFI > 0.90，AGFI > 0.90，IFI > 0.90，以及RMSEA < 0.08。进一步通过多组CFA检验四因子测量模型在关键人口统计学群体（包括性别、项目类型、实习时长和机构）间的测量不变性。采用CFI和RMSEA的变化值来评估构型不变性、度量不变性和标量不变性，其中ΔCFI < 0.010且ΔRMSEA < 0.015表示可接受的不变性。这些分析旨在确定在主要人口统计学子群体中合并的SEM估计值是否合适。
在第三阶段，使用 SEM 软件通过 5,000 个自举样本检验间接效应；针对每个间接效应计算 95% 偏差校正的自举置信区间，当区间不包含零时，该间接效应被认为具有统计学显著性。自举法通过从原始数据集中重复有放回抽样来估计参数的置信区间。该方法常用于检验结构方程模型中间接效应的显著性与稳定性26。最后，由于本研究依赖于自陈式量表，采用 Harman 单因子检验评估共同方法偏差。为了检验中介模式是否依赖于模型设定，比较了三种模型：直接效应模型、部分中介模型（其中从专业认知和社会支持到师幼互动的直接路径被自由估计）以及完全中介模型（其中这些直接路径被约束为零）。同时通过构念间的相关性、区分效度证据以及方差膨胀因子评估共线性。
结果
描述性统计与相关性分析
表1展示了职前幼儿教师在四个变量上的Cronbach's α系数、描述性统计以及相关性分析结果，这四个变量分别为：专业认知、社会支持、教师效能感和师幼互动。所有变量的Cronbach's α系数均超过0.90，表明量表具有较高的信度。这些双变量相关性仅作为初步的描述性证据，不应被解释为直接的结构路径；直接路径是在结构方程模型（SEM）中纳入教师效能感后进行评估的。正态性检验显示，偏度值介于−1.36至−1.23之间，峰度值介于−0.21至0.13之间。Harman单因子检验结果显示，首个未旋转因子解释了总方差的26.7%，低于常规50%的标准，表明共同方法偏差不太可能主导SEM结果；然而，由于所有核心构念均在同一时间点通过自陈式问卷测量，该诊断结果应被解读为不支持存在严重共同方法偏差的证据，而非证明共享方法变异完全不存在26。
测量模型验证
我们采用验证性因子分析（CFA）来评估测量模型。结果表明，四因子模型（专业认知、社会支持、教师效能感和师幼互动能力）对数据的拟合程度可接受（χ2/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, AGFI = 0.885, IFI = 0.972, SRMR = 0.030, RMSEA = 0.077）。尽管AGFI略低于推荐的0.90阈值，但其余拟合指标均达到可接受标准，表明该测量模型适用于后续的结构方程模型（SEM）分析27。
构念效度反映了潜在变量与其测量指标之间的吻合程度，表2中呈现的标准化因子载荷为此提供了支持。对于修订后的职业认知量表，保留的五个维度均在预期的潜在构念上表现出显著的载荷，标准化载荷范围为0.828至0.888（所有p＜0.001），且验证性因子分析（CFA）拟合良好、内部一致性高、组合信度（CR）/平均方差提取量（AVE）结果理想，并具备区分效度证据，这些均支持在删除自主性维度后，修正模型结构的经验充分性。这表明测量变量有效捕捉了其对应的潜在构念，从而确保了构念效度。
聚合效度用于评估同一构念不同测量方法之间的一致性，本研究通过构念信度（CR）和平均方差提取值（AVE）进行评估。如表3所示，教师感知、社会支持、教学效能以及师生互动的CR值介于0.922至0.948之间，AVE值介于0.729至0.858之间。所有指标均达到公认的判别标准（CR > 0.70，AVE > 0.50），表明具有良好的聚合效度。
区分效度要求不同构念的测量彼此独立，通过比较各构念的平均方差提取量（AVE）与构念间平方相关系数来验证。如表3所示，对角线上的AVE平方根值均高于相应潜在构念之间的相关系数，满足Fornell-Larcker准则，支持区分效度26。尽管主要构念之间的相关性较高，但在测量模型中，教师效能感与师幼互动能力在概念上是不同的：教师效能感反映了受访者对自己组织教学和应对教育挑战能力的信念，而师幼互动能力则反映了其在情绪、语言和行为方面与儿童互动的自我报告水平。验证性因子分析（CFA）和Fornell-Larcker检验结果支持了这两个构念的经验性区分，但教师效能感与自我报告的师幼互动能力之间的相关性较高（r = 0.897），表明观察到的关联可能部分反映了概念上的重叠以及共同的自我认知；因此，研究结果应被理解为密切相关感知构念之间的关联，而非表明效能信念与实际互动质量在实践中完全可分离。测量不变性检验在性别、项目类型、实习时长和机构之间进行。构型模型在所考察的各亚组中均表现出可接受的拟合度，后续的度量不变性和标量不变性模型也均符合推荐的变化标准。观察到的最大变化为ΔCFI = 0.001和ΔRMSEA（近似误差均方根）= 0.002，均低于推荐阈值0.010和0.015；因此，测量模型在所考察的人口学群体间表现出可接受的不变性，支持在主要分析中使用合并的结构方程模型（SEM）估计值。详细的不变性检验结果见补充表1。
职业认知与社会支持对职前学前教育教师自我报告的师幼互动能力的影响：教师效能感的统计中介作用
为检验职业认知和社会支持与教师自评的师幼互动能力之间的关联路径，建立了如图2所示的结构方程模型，其中教师效能感作为统计学中介变量。结构方程模型分析结果如表4所示，表明该中介模型的拟合度可以接受。
如 图2所示，教师效能感与教师自报的师幼互动能力呈正相关（β = 0.660，p < 0.001）；而在纳入教师效能感后，职业认知（β = 0.167，p = 0.073）和社会支持（β = 0.118，p = 0.074）对师幼互动能力的直接路径均不再显著；因此，显著的双变量相关应被理解为初步关联，而非中介模型中显著直接结构路径的证据。职业认知（β = 0.629，p < 0.001）和社会支持（β = 0.292，p < 0.001）均与教师效能感显著相关，表明第一个研究问题主要通过间接路径得到支持。该模型解释了教师效能感76.8%的变异（R2 = 0.768）和教师自报师幼互动能力82.2%的变异（R2 = 0.822），说明所提出的关联性结构方程模型对两个内生构念均具有较强的解释力。
检验教师效能中介效应的重要性
为回答第二和第三个研究问题，采用自举法（bootstrap method）检验中介效应的显著性，结果如表5所示。通过5,000次重采样自举法分析发现，教师效能感在职业认知与师幼互动之间的中介作用显著，标准化间接效应系数为0.415，95%偏差校正自举置信区间为[0.331, 0.509]（p < 0.001）。教师效能感在社会支持与师幼互动之间的中介作用同样显著，标准化间接效应系数为0.193，95%偏差校正自举置信区间为[0.117, 0.277]（p = 0.004）。由于两个置信区间均不包含零，表明这两个间接关联在统计学上成立。为进一步评估中介模式是否依赖于模型设定，进行了替代模型比较。直接效应模型仅包含职业认知和社会支持对师幼互动的直接路径，其模型拟合度较差，χ2/df = 4.286，TLI = 0.941，CFI = 0.954，IFI = 0.954，AGFI = 0.862，RMSEA = 0.097，SRMR = 0.061。部分中介模型在纳入教师效能感后，允许职业认知和社会支持对师幼互动的直接路径自由估计，结果显示可接受的拟合度，χ2/df = 3.081，TLI = 0.963，CFI = 0.972，IFI = 0.972，AGFI = 0.884，RMSEA = 0.077，SRMR = 0.030。完全中介模型将这两条直接路径约束为零，同样表现出可接受的拟合度，χ2/df = 3.075，TLI = 0.964，CFI = 0.972，IFI = 0.972，AGFI = 0.885，RMSEA = 0.077，SRMR = 0.030。与部分中介模型相比，完全中介模型的拟合度未出现显著下降，Δχ2 = 3.214，Δdf = 2，p = 0.201，ΔCFI = 0.000，ΔRMSEA = 0.000。由于在部分中介模型中两条直接路径均不显著，而两个间接效应均显著，结果支持在当前横断面结构方程模型（SEM）框架下存在完全统计中介效应的解释。综上，这些分析提供了完整的统计信息，包括间接效应的自举置信区间、教师效能感和自评师幼互动能力的R2值、不同人口学群体间的测量不变性结果、替代模型比较以及校正后的共线性诊断。
此外，专业认知与社会支持对师幼互动的影响程度存在差异。具体而言，专业认知的总效应（β = 0.582，p < 0.001）和间接效应（β = 0.415，p < 0.001）约为社会支持的两倍（总效应：β = 0.311，p < 0.01；间接效应：β = 0.193，p < 0.01）。该发现凸显了专业认知与社会支持对师幼互动的不同影响，为教师效能感在学前教育中的作用提供了新的见解。
数据可用性：
所有分析所用的原始数据均已作为补充文件1提交。其中包含匿名问卷数据集、变量编码文件、统计分析软件数据文件、结构方程模型（SEM）软件模型文件、统计输出文件，以及用于生成所有已报告表格和图表的源文件。主要分析未访问任何外部数据库。
图1：教师专业认知、社会支持、教学效能与师幼互动的研究模型。注：PP = 专业认知（Professional Perceptions）；SS = 社会支持（Social Support）；TE = 教学效能（Teacher Efficacy）；TCI = 师幼互动（Teacher-Child Interactions）。箭头表示潜在构念之间的假设关联路径。请点击此处查看此图的放大版本。
图2：专业认知、社会支持、教师效能与教师自报的师幼互动能力之间关系的结构方程模型（N = 350）。 注：PP = 专业认知；PKS = 专业知识与技能；SSS = 社会服务精神；PEM = 职业道德；OSES = 职业社会经济地位；PROF = 专业性；SS = 社会支持；ES = 情感支持；IS = 信息支持；MS = 物质支持；EVS = 评价性支持；TE = 教师效能；GTE = 一般教师自我效能；PTE = 个人教师自我效能；TCI = 师幼互动；EI = 情感互动；VI = 言语互动；BI = 行为互动。实线路径表示具有统计学意义的结构路径，而虚线路径表示在纳入教师效能后，从专业认知和社会支持到教师自报的师幼互动能力之间无显著直接路径；β 表示标准化路径系数，R2 值表示内生变量的解释方差。 请点击此处查看该图的放大版本。
| 变量 | M | SD | 偏度 | 峰度 | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 1. 职业认知 | 3.55 | 0.83 | −1.28 | −0.01 | −0.94 | |||
| 2. 社会支持 | 3.54 | 0.82 | −1.23 | −0.21 | 0.742 | −0.96 | ||
| 3. 教师效能感 | 3.58 | 0.81 | −1.36 | 0.13 | 0.805 | 0.738 | −0.96 | |
| 4. 师幼互动 | 3.57 | 0.84 | −1.3 | −0.07 | 0.776 | 0.721 | 0.836 | −0.97 |
表1：主要研究变量的信度、描述性统计量及相关矩阵（N = 350）。 注：M = 均值；SD = 标准差；α = Cronbach’s α 系数；PP = 职业认知；SS = 社会支持；TE = 教师效能感；TCI = 师幼互动。对角线上的 Cronbach’s α 值以括号标示。非对角线数值为 Pearson 相关系数。所有相关性检验均为双尾检验。p < 0.01 表示在 0.01 水平上具有统计学显著性。
| 潜在变量 | 测量变量 | B | S.E. | C.R. | P | β |
| 专业认知 | 专业知识与技能 | 1 | 0.888 | |||
| 社会服务精神 | 1.019 | 0.045 | 22.693 | 0.86 | ||
| 职业道德与品行 | 0.991 | 0.044 | 22.739 | 0.861 | ||
| 职业社会经济地位 | 1.063 | 0.051 | 21.018 | 0.828 | ||
| 专业性 | 1.06 | 0.05 | 21.118 | 0.83 | ||
| 社会支持 | 情感支持 | 1 | 0.881 | |||
| 信息支持 | 1.012 | 0.043 | 23.335 | 0.879 | ||
| 物质支持 | 0.978 | 0.042 | 23.111 | 0.875 | ||
| 评价性支持 | 1.004 | 0.04 | 25.075 | 0.909 | ||
| 教师效能感 | 一般教师自我效能 | 1 | 0.944 | |||
| 个人教师自我效能 | 0.936 | 0.032 | 29.165 | 0.906 | ||
| 师幼互动 | 情感互动 | 1 | 0.937 | |||
| 言语互动 | 0.963 | 0.032 | 29.622 | 0.903 | ||
| 行为互动 | 0.968 | 0.029 | 33.593 | 0.938 |
表2：构念效度检验的标准化因子载荷（N = 350）。 注：PP = 专业认知；PKS = 专业知识与技能；SSS = 社会服务精神；PEM = 职业伦理与道德；OSES = 职业社会经济地位；PROF = 专业性；SS = 社会支持；ES = 情感支持；IS = 信息支持；MS = 物质支持；EVS = 评价性支持；TE = 教师效能感；GTE = 一般教师自我效能感；PTE = 个人教师自我效能感；TCI = 师幼互动；EI = 情感互动；VI = 言语互动；BI = 行为互动。β = 标准化因子载荷；SE = 标准误；CR = 临界比值。所有报告的因子载荷在统计上均显著，p < 0.001。
| 变量 | CR | AVE | 1 | 2 | 3 | 4 |
| 1. 职业认知 | 0.931 | 0.729 | 0.729 | |||
| 2. 社会支持 | 0.936 | 0.785 | 0.790 (0.624) | 0.785 | ||
| 3. 教师效能感 | 0.922 | 0.856 | 0.860 (0.739) | 0.789 (0.623) | 0.856 | |
| 4. 师幼互动 | 0.948 | 0.858 | 0.828 (0.686) | 0.771 (0.594) | 0.897 (0.805) | 0.858 |
表3：测量模型：组合信度、平均方差提取量及区分效度指标（N = 350）。 注：CoR = 组合信度；AVE = 平均方差提取量；PP = 专业认知；SS = 社会支持；TE = 教师效能感；TCI = 师幼互动。对角线数值表示各构念AVE的平方根，非对角线数值表示潜变量构念间的相关性，括号内的数值为相关系数的平方。当每个构念AVE的平方根大于其与其他构念的相关系数时，认为具备区分效度。
| 变量 | χ² | p | df | χ²/df | SRMR | TLI | CFI | AGFI | IFI |
| 拟合指数 | 218.319 | 0 | 71 | 3.075 | 0.03 | 0.964 | 0.972 | 0.885 | 0.972 |
| 评价标准 | p > 0.05 | <3~5 | < 0.08 | 拟合优良 >0.9 拟合良好 0.8~0.9 | |||||
表4：结构方程模型的拟合指数及评价标准（N = 350）。 注：χ2 = 卡方统计量；df = 自由度；χ2/df = 卡方值除以自由度；TLI = 塔克-刘易斯指数；CFI = 比较拟合指数；AGFI = 调整后的拟合优度指数；IFI = 增量拟合指数；RMSEA = 近似误差均方根；SRMR = 标准化残差均方根。模型拟合的评价标准如下：TLI > 0.90，CFI > 0.90，AGFI > 0.90，IFI > 0.90，RMSEA < 0.08，以及 SRMR < 0.08。
| 总效应 | 直接效应 | 间接效应 | |
| 专业认知→教师效能 | 0.629 | 0.629 | 0 |
| 专业认知→师幼互动 | 0.582 | 0.167 | 0.415 |
| 社会支持→教师效能 | 0.292 | 0.292 | 0 |
| 社会支持→师幼互动 | 0.311 | 0.118 | 0.193 |
| 教师效能→师幼互动 | 0.66 | 0.66 | 0 |
表5：职业认知、社会支持、教师效能与师幼互动之间的直接、间接及总关联（N = 350）。 注：PP = 职业认知；SS = 社会支持；TE = 教师效能；TCI = 师幼互动；β = 标准化系数；SE = 标准误；CI = 置信区间。直接关联指两个构念之间估计的结构路径。间接关联指通过教师效能中介的路径。总关联为直接与间接关联之和。自举置信区间为基于5,000次自举样本的95%偏差校正区间；当区间不包含零时，认为间接关联具有统计学意义。所有p值均为双尾检验。
补充表 1：结构方程模型的替代模型比较（N = 350）。 注：χ2 = 卡方统计量；df = 自由度；χ2/df = 卡方值除以自由度；TLI = 塔克-刘易斯指数；CFI = 比较拟合指数；IFI = 增量拟合指数；AGFI = 调整后的拟合优度指数；RMSEA = 近似误差均方根；SRMR = 标准化残差均方根；Δχ2 = 卡方值变化量；Δdf = 自由度变化量；ΔCFI = 比较拟合指数变化量；ΔRMSEA = 近似误差均方根变化量。全中介模型与部分中介模型进行了比较。请点击此处下载该文件。
补充文件1：原始数据。 提供这些补充文件以验证所报告的结果并重复统计分析。请点击此处下载该文件。
讨论
本研究揭示了职前幼儿教育工作者的专业认知与师幼互动之间关系的独特模式。在控制教师效能感后，专业认知与自评的师幼互动能力并无直接关联，但通过教师效能感表现出显著的间接关联，支持教师效能感在横断面结构方程模型（SEM）中作为完全统计中介的作用。这一发现与以往关于幼儿教育工作者的研究结果形成对比，先前研究普遍认为专业认知对师幼互动具有直接影响28,29，而教师效能感仅起部分中介作用30。例如，以往研究发现专业认知与师幼互动之间存在显著正相关，专业认知较高的教育者更倾向于采用积极的互动策略，如提供鼓励性反馈和支持性语言17。高效能感的教师能够在游戏活动中将其专业知识转化为有效的指导行为。这些教师不仅能在游戏过程中及时、准确地回应儿童的需求，还能丰富师幼互动的形式与内容，最终提升互动质量30。然而，本研究发现，仅凭专业认知并不能直接促进师幼互动。这表明教师对其专业能力的认知并不能自动转化为高质量的师幼互动。一种可能的解释是，师幼互动受到多种因素的影响。即使职前教育者高度认同自身的专业能力，他们仍可能难以应对真实教育情境中的复杂性。这种专业认知与实践应用之间的脱节，可能阻碍专业认知向高质量师幼互动技能的有效转化8。理论与实践之间的差距、教师信念不足以及教师效能感偏低，都可能导致教育者在与儿童实际互动过程中的行为与态度出现偏差，从而阻止专业认知体现为有效的互动行为31,32。除了理论与实践的脱节外，完全中介的模式也可能反映了职前阶段的动机特性：专业认知使教师理解一名幼儿教师应重视和掌握的内容，但除非职前教师同时相信自己能够在真实情境中管理儿童反应、组织活动并调整沟通方式，否则这种理解难以转化为实际的互动行为。因此，教师效能感可能作为一种心理转化机制，将专业意识转化为实际行动中的信心，而不仅仅表现为另一种个人特质。在此背景下，Reynolds 等人33强调了实习期间导师指导与专业支持的重要性，指出此类支持能够积极影响真实课堂环境中师幼互动的质量。
鉴于师幼互动受到多种复杂因素的影响，仅仅提升职前幼儿教育者的职业认知不足以确保高质量的互动。本研究的意义在于聚焦于职前幼儿教育者这一特定群体，明确揭示了教师效能感在将职业认知转化为有效师幼互动过程中的完全中介作用。因此，教师效能感应被视为连接职前教育者职业认知与其报告的互动能力的重要机制，但并非唯一机制；指导质量、实习强度、机构支持以及先前的课堂经验等因素也可能影响职业认知是否能在实际互动中得以体现。具有较高教师效能感的职前教育者可能更有能力缩小理想教学情境与真实教学情境之间的差距，并在实践中更灵活地运用理论知识30。此外，通过调整教学态度并推动教育创新，这些教育者能够持续提升其专业能力，从而更有效地应对现实师幼互动中遇到的挑战与压力34,35。因此，不应仅关注职业认知的培养，而应更加重视增强教师效能感，因为它是促进高质量师幼互动的关键因素。除了深化职业理解外，还必须为职前幼儿教育者提供多样化的教育与实践平台，帮助他们将理论知识转化为实际教学技能。同时应关注教育者的情感需求，通过心理支持等机制促进积极的自我概念形成，提升情绪调节能力与应对压力的能力。通过这些措施，教育者能够在与儿童的互动中建立更强的信心与专业性，最终为儿童的发展提供有力支持。本研究还发现，尽管社会支持对职前幼儿教育者师幼互动的直接效应不显著，但社会支持通过教师效能感这一完全中介变量产生了显著的间接效应。这些发现可能是合理的，原因在于幼儿教育者的特点9,36。
然而，我们认为，社会支持不能直接提升职前幼儿教育工作者师幼互动水平这一结论是合理的。基于当前的研究结果，我们推测这一结果既受到社会支持本身性质的影响，也与师幼互动技能的专业要求有关。社会支持通常指在压力或面临挑战时，由家庭成员、朋友、同事或社区所提供的感情、信息或物质方面的援助12。然而，此类支持通常不会直接提升教师在特定专业能力（如师幼互动）方面的表现。相反，社会支持有助于营造支持性的工作环境，增强归属感，促进团队融入，激发专业发展的兴趣，并减轻压力，从而间接改善教学实践和互动质量23,37。相比之下，师幼互动技能是一种复杂的、需要持续学习、不断精进和实践应用的专业能力。这些技能涉及教育学、心理学和儿童发展等多个学科的知识，以及实际教学经验和应对策略5,6。因此，仅靠外部社会支持不太可能直接提升如此专业化且多维度的技能。这一解释对职前教师尤为适用，因为来自家庭、同龄人或导师的支持可能首先改变其感知到的能力水平和情感准备状态，而师幼互动质量的可观察表现则取决于这些支持是否被内化为应对真实课堂情境的信心。尽管社会支持并未直接影响职前幼儿教育工作者的师幼互动能力，但教学效能感起到了桥梁作用，使社会支持得以间接影响这些能力。专家普遍认为，来自职前教师周围人员的支持至关重要。这种支持不仅有助于他们识别并弥补教学中的不足，还提供情感安慰和鼓励。对于新手教师而言，导师指导——尤其是导师所提供的情感支持和信息支持，已被证实与教学效能感的提升及情感疲劳的降低密切相关37,38。通过建设性的反馈和指导，导师帮助新手教师优化教学方法，在与儿童互动过程中培养积极的心态。此外，研究表明，参与专业发展培训的教师往往具有更高的自我效能感，因为此类机会为他们提供了更多解决问题的策略和工具7。因此，我们提出如下假设：获得充分社会支持的职前幼儿教育工作者，特别是那些能够从导师深思熟虑的指导中受益者，可通过导师的专业评价、情感鼓励以及信息和物质支持，提升其专业能力和教学效能感。此外，具有较高教学效能感的职前教育工作者更有可能在师幼互动中采用多样化的沟通策略，即使面对挑战，也能凭借其较高的效能感确保与儿童之间的互动顺利进行。
总之，尽管社会支持并未直接提升职前幼儿教育者与儿童互动的能力，但这并不意味着社会支持在其专业发展中无关紧要。相反，通过评价性、情感性、物质性和信息性支持，社会支持在提升职前教育者师幼互动能力方面发挥着关键的间接作用。因此，在致力于提升职前幼儿教育者师幼互动能力的过程中，必须确保他们获得社会支持，并通过增强教师效能感，间接促进其互动能力的实质性提升。本研究发现，专业认知对师幼互动的影响在数值上大于社会支持，其影响差异约为两倍，这一结果在一定程度上出乎意料。经进一步分析，我们推测这种显著差异可能与当前的教师教育模式密切相关。这种差异不仅可能与现有的教师教育模式有关，还可能涉及内在专业能动性与外部情境资源之间的心理区分。专业认知与角色认同、内在动机以及对儿童发展所感知的责任感密切相关，因此更容易内化为教师效能感7；相比之下，社会支持仍属于外部条件，其影响取决于支持的具体性、持续性以及与具体互动问题的相关性。此外，随着教师教育机构日益重视职业道德与社会服务意识，职前幼儿教育者在师幼互动方面的热情与投入也得到了显著增强39。相反，尽管社会支持对师幼互动具有一定影响，但其作用相对有限。这可能与社会支持在形式、及时性和质量方面的局限性有关。社会支持通常包括情感、信息、物质和评价性援助，但并非所有类型的支持都能直接影响师幼互动，部分支持可能仅产生间接效应37,40,41。在及时性方面，师幼互动需要长期且稳定的社会支持作为基础，但职前幼儿教育者通常仅在面临具体困难或挑战时才向导师、同伴或家庭成员寻求帮助，因而缺乏持续性的支持42。更重要的是，从质量角度来看，职前幼儿教育者所感知到的社会支持往往不足。某些形式的支持可能仅限于表面的关心或鼓励，并不能有效改善教学实践33。然而，社会支持不应被低估，它在帮助职前幼儿教育者应对师幼互动中固有的压力与挑战方面发挥着关键作用，并作为专业发展的重要外部资源。
基于社会-生态系统理论，本研究通过横断面结构方程模型（SEM）为一个概念框架提供了证据，该框架表明内部和外部资源通过教师效能感与教师自评的师幼互动能力相关联。在此横断面SEM分析中，专业认知和社会支持主要通过教师效能感与教师自评的师幼互动能力相关；因此，研究结果应被解读为统计中介效应的证据，而非表明这些资源会导致互动行为发生变化的因果证据。该模式为教师培养项目考虑开展提升效能感的活动提供了实证依据，但在得出更强的实践性结论之前，仍需开展纵向研究和基于干预的研究。
根据各路径的相对强度，教师培养项目可优先考虑三个干预点：将关于职业身份和以儿童为中心的互动案例的结构化反思融入课程；提供有监督的微格教学、基于视频的反馈以及由导师指导的实践任务，以增强教师效能感；并在实习期间建立稳定的同伴导师支持渠道，使社会支持能够针对具体的互动问题，而不仅限于泛泛的鼓励。由于职业认知表现出比社会支持更大的总效应和间接效应42,43，此类干预应首先帮助职前教师理解其职业角色，并将这种理解转化为反复的、基于反馈的互动实践。
此外，职前幼儿教育教师往往对教学持有理想化和天真的看法，随着职前教师获得实践经验，最初较高或不切实际的自我效能信念可能会下降。因此，在职前教师的专业发展过程中帮助他们保持平衡的心态至关重要38。为实现这一目标，有必要将能够提升并维持教师自我效能的课程纳入职前幼儿教育教师的专业发展计划中。在解释研究结果时，应考虑若干局限性。首先，横断面设计无法支持因果推论，未来需要开展纵向研究或基于干预的研究，以检验职业认知和社会支持是否会导致教师自我效能和师幼互动能力的后续变化。第二，尽管样本涵盖了福建和陕西的四所机构，但仍属于区域性样本；未来的研究应纳入中国东部、西部、北部和南部更广泛的背景，以考察职前幼儿教师之间的地区和文化差异。第三，所有核心变量均通过自陈量表测量，尽管已采用程序性控制和Harman单因子检验，仍可能引入知觉偏差和共同方法变异。第四，师幼互动量表在本样本中经过了文化审查，并得到验证性因子分析（CFA）的支持，但尚未检验中国与韩国样本之间的正式测量不变性。第五，教师自我效能与自陈的师幼互动能力之间存在高度相关，尤其是 r = 0.897，提示未来研究应通过课堂观察、导师评价、基于视频的编码及其他课堂评估方法，进一步区分效能信念与实际互动质量。最后，本研究未纳入指导质量、实习强度、院校氛围以及先前课堂经验等变量，而这些因素也可能影响职前教师如何将职业认知转化为互动实践。本研究探讨了职业认知、社会支持和教师自我效能如何与职前幼儿教育教师的师幼互动能力相关联。在这一区域性横断面样本中，职业认知和社会支持主要通过教师自我效能在统计上中介了自陈的师幼互动能力，支持教师自我效能在所提出模型中的核心中介作用。研究结果表明，职业和情境资源通过职前教师的效能信念与其感知的互动能力相关联。这些结论应在横断面、区域性及自陈设计的局限性范围内加以解读。
披露
作者声明无利益冲突。
材料
| 姓名 | 公司 | 目录编号 | 评论 |
|---|---|---|---|
| 社会支持量表 | 已发表的学术量表；最初由 Park 开发，后经 Kim 修订/补充 | 25 个条目版本；5 点式李克特评分格式；无商业目录编号 | 用于测量职前幼儿教师在情感支持、信息支持、物质支持和评价支持方面的感知社会支持水平。总体 Cronbach’s α = 0.96。 |
| 教师自我效能感量表 | 已发表的学术量表；最初由 Enochs 和 Riggs 开发；中文适应性研究版本 | 25 个条目版本；5 点式李克特评分格式；无商业目录编号 | 用于评估中国职前幼儿教育背景下教师的自我效能感，涵盖一般教师自我效能与个人教师自我效能两个维度。总体 Cronbach’s α = 0.96。 |
| 师幼互动量表 | 已发表的学术量表；由 Lee 开发，并由本研究专家小组审阅以适用于中文语境 | 30 个条目版本；5 点式李克特评分格式；无商业目录编号 | 用于评估教师自我报告的师幼互动能力，而非实际课堂互动质量。包含情感互动、言语互动和行为互动三个维度；总体 Cronbach’s α = 0.94。 |
| 人口统计学信息表 | 四川文理学院/大邱大学研究团队合作开发 | 定制化研究问卷部分；无商业目录编号 | 用于收集参与者的基本特征信息，包括性别、教育背景、专业类别、实习地点、实习时长、实习类型及幼儿园类型。 |
| 参与者信息与知情同意书脚本 | 研究团队；经大邱大学研究伦理委员会批准 | 伦理审批编号：XXX；需核对本地审批记录 | 在发放问卷前使用，用于向职前幼儿教育教师参与者说明研究目的与调查内容，并获取其知情同意。 |
| 预调查问卷包 | 研究团队与专家小组 | 2024 年 6 月 1–5 日使用的试点版本；无商业目录编号 | 在 50 名职前幼儿教育教师中对职业认知量表、社会支持量表、教师自我效能感量表、师幼互动量表及人口统计学问项的清晰性与适宜性进行了预测试。 |
| 专家小组评审程序 | 研究团队；专家小组由两名幼儿教育教授、一名幼儿园园长、三名实习指导教师及研究团队组成 | 基于共识的内容评审；无商业型号编号 | 在正式调查前，用于修订量表条目在模糊性、适宜性、语义清晰度、发展适切性及文化相关性方面的问题。 |
| 纸质现场问卷表 | 研究团队；本地机构提供的调查材料 | 纸质调查表；无商业目录编号 | 用于现场问卷施测。在最终样本中，合并线上问卷前共获得 336 份有效纸质问卷。 |
| 微信 | 腾讯 | 微信移动应用程序；应根据 2024 年 6–7 月期间使用的设备/应用记录核实版本 | 作为问卷在线发放渠道使用；通过线上/微信途径共收集到 27 份完成的在线问卷。 |
| 电话与面对面招募程序 | 研究团队 | 标准化招募程序；无商业目录编号 | 用于联系机构/参与者，说明研究目的与调查内容，并在问卷施测前协助完成知情同意过程。 |
| SPSS Statistics | IBM | 版本 27.0 | 用于进行描述性统计分析、皮尔逊相关系数计算、Cronbach’s α 信度分析、基于偏度与峰度的正态性检验，以及 Harman’s 单因子检验以评估共同方法偏差。 |
| SPSS Amos | IBM | 版本 26.0 | 用于验证性因子分析、结构方程建模、多组测量不变性检验、间接效应的自助法检验以及替代模型比较。 |
| Microsoft Excel | Microsoft | Microsoft 365 Excel 或本地安装的 Excel 版本；提交前应核实确切的本地版本 | 推荐/用作整理编码后的调查数据、数据字典、补充表格及 JoVE 材料表的工作簿环境。作者应核实具体的本地版本。 |
| 结构方程模型拟合指数标准 | 已发表的方法学指南；文稿中引用 Schreiber 等人及 Kline 的文献 | 无商业目录编号；在统计分析计划中应用该标准 | 定义并报告模型拟合指数，包括卡方统计量、卡方自由度比、Tucker-Lewis 指数、比较拟合指数、调整后的拟合优度指数、增值拟合指数、近似误差均方根及标准化残差均方根。 |
| 自助法中介效应检验程序 | SPSS Amos / 研究团队统计分析计划 | 5,000 次自助抽样；95% 偏差校正置信区间 | 用于检验通过教师自我效能感产生的间接关联。当 95% 偏差校正置信区间不包含零时，认为间接效应显著。 |
| 测量不变性检验程序 | SPSS Amos / 研究团队统计分析计划 | 多组验证性因子分析；ΔCFI 小于 0.010 且 ΔRMSEA 小于 0.015 的判断标准 | 用于在合并 SEM 估计结果前，检验性别、项目类型、实习时长和机构之间的结构、测量权重和截距不变性。 |
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