L'efficacité enseignante médie les liens entre les perceptions professionnelles, le soutien social et les interactions enseignant-enfant

Résumé

Les données de 350 futurs enseignants chinois de la petite enfance ont été analysées afin d'examiner les relations entre les perceptions professionnelles, le soutien social et la compétence déclarée par les enseignants dans leurs interactions avec les enfants. La modélisation par équations structurelles a indiqué que l'efficacité professionnelle médiait les deux associations, avec des effets indirects plus forts pour les perceptions professionnelles, soulignant ainsi l'importance du développement de l'efficacité dans les contextes régionaux de formation des enseignants.

Résumé

Les interactions de qualité entre enseignants et enfants sont au cœur de l'éducation de la petite enfance, mais on connaît moins bien la manière dont les futurs enseignants développent une compétence perçue dans ces interactions avant d'entrer en pratique professionnelle complète. Cette étude visait à examiner comment les perceptions professionnelles et le soutien social sont associés à l'auto-évaluation de la compétence en matière d'interactions enseignant-enfant, et si l'efficacité professionnelle agit comme médiateur statistique de ces associations. Un échantillon régional de 350 futurs enseignants en éducation de la petite enfance, provenant de quatre établissements du Fujian et du Shaanxi, en Chine, a rempli des questionnaires auto-administrés validés. La modélisation par équations structurelles a été utilisée pour tester le modèle de médiation associatif proposé, tandis que les biais méthodologiques communs, la validité de construit, la validité discriminante, l'invariance de mesure et les effets indirects ont été examinés au moyen d'analyses complémentaires. L'efficacité professionnelle était positivement associée à la compétence en interactions enseignant-enfant (β = 0,660, p < 0,001), tandis que les perceptions professionnelles (β = 0,629, p < 0,001) et le soutien social (β = 0,292, p < 0,001) étaient positivement associés à l'efficacité professionnelle. Une analyse par bootstrap a révélé des associations indirectes significatives pour les perceptions professionnelles (coefficient indirect standardisé = 0,415, intervalle de confiance biais-correcté à 95 % [0,331 ; 0,509], p < 0,001) et pour le soutien social (coefficient indirect standardisé = 0,193, intervalle de confiance biais-correcté à 95 % [0,117 ; 0,277], p = 0,004). Les résultats suggèrent que l'efficacité professionnelle constitue un mécanisme explicatif clé reliant les ressources professionnelles et contextuelles à la compétence perçue en interactions chez les futurs enseignants en éducation de la petite enfance.

Introduction

Les interactions entre enseignants et enfants sont des processus complexes et nuancés d'engagement mutuel entre éducateurs et jeunes enfants, qui imprègnent les expériences quotidiennes des enfants dans les milieux d'éducation de la petite enfance. Ces interactions façonnent non seulement profondément les apprentissages et les trajectoires de développement des enfants, mais constituent également un indicateur essentiel de la qualité globale de l'éducation de la petite enfance. Dans le contexte mondial des efforts visant à améliorer les normes de l'éducation de la petite enfance, l'importance des interactions entre enseignants et enfants est devenue de plus en plus marquante.

Des interactions de haute qualité entre enseignants et enfants ont démontré qu'elles stimulent la motivation d'apprentissage des jeunes enfants, favorisent les capacités cognitives et les compétences linguistiques, et renforcent les compétences sociales et la régulation émotionnelle^1,2. En revanche, des interactions négatives entre enseignants et enfants peuvent entraîner un rejet de l'école et des difficultés sociales, et à long terme, nuire au développement de comportements prosociaux³. Par ailleurs, la compétence en interactions enseignant-enfant revêt une valeur significative tant pour les enseignants en exercice que pour les futurs enseignants. Elle permet non seulement aux enseignants d'acquérir de l'expérience pédagogique et de progresser professionnellement, mais constitue également un fondement essentiel à l'épanouissement et à la réussite future des futurs enseignants⁴. De plus en plus de données indiquent que des interactions efficaces entre enseignants et enfants aident les enseignants à évaluer précisément les besoins développementaux des enfants, à concevoir des plans d'enseignement personnalisés, à établir des relations satisfaisantes entre enseignants et enfants, et à améliorer ainsi l'efficacité pédagogique, renforçant par là-même la motivation professionnelle des enseignants^5,6.

Bien que l'interaction entre enseignant et enfant soit largement reconnue comme une compétence pratique fondamentale, les recherches sur la manière dont les futurs enseignants de la petite enfance développent cette compétence restent limitées, même si les programmes de formation des enseignants ont accru la durée des stages et la formation pratique. Toutefois, peu de recherches se sont concentrées sur l'amélioration des compétences d'interaction entre enseignant et enfant chez les futurs enseignants de la petite enfance. En effet, certains programmes d'intervention et cours de formation destinés aux enseignants en exercice ont obtenu des résultats positifs dans le développement de leurs capacités d'interaction avec les enfants⁵. En ce qui concerne les futurs enseignants de la petite enfance, les recherches existantes se sont principalement intéressées à la manière dont l'encadrement pédagogique et les stages contribuent à la compétence professionnelle globale, en accordant peu d'attention aux compétences d'interaction enseignant-enfant ou à leurs déterminants et mécanismes sous-jacents⁷. Nous visons donc à approfondir les recherches sur le développement de la compétence en interaction enseignant-enfant chez les futurs enseignants.

Compte tenu des limites des études existantes, nous examinons systématiquement les facteurs influençant la compétence en matière d'interactions entre enseignants et enfants. Le développement de cette compétence est un processus complexe et multidimensionnel, impliquant divers aspects tels que les connaissances et compétences pédagogiques des enseignants, leurs croyances personnelles, leurs attentes, leurs valeurs, leur stress, leur sentiment de solitude, les relations enseignant-enfant et les caractéristiques de l'enfant⁸. De plus, les études de Lee et al. ainsi que celles de Shim et Lim indiquent que les enseignants en état d'épuisement émotionnel ont tendance à avoir des interactions de moindre qualité, soulignant ainsi l'importance d'améliorer le bien-être professionnel des enseignants et confirmant que les facteurs émotionnels peuvent également affecter la qualité des interactions entre enseignants et enfants^9,10.

De même, divers facteurs sociaux jouent également un rôle dans l'influence de la compétence des enseignants en matière d'interactions avec les enfants, notamment le soutien social et l'environnement de travail^5,9,10. Par exemple, l'étude de Davis et al.⁵ souligne l'importance primordiale du soutien pédagogique pour les enseignants, suggérant que la formation aux compétences professionnelles constitue un moyen efficace d'améliorer leurs aptitudes aux interactions enseignant-enfant. Parallèlement, des études précisent qu'un environnement de travail propice dans les établissements préscolaires peut considérablement renforcer les interactions positives entre enseignants et enfants.

Étant donné la diversité et la complexité de ces facteurs influents, un cadre analytique unique ne suffit pas à expliquer pleinement leurs interactions. Par conséquent, une perspective théorique plus complète est nécessaire. C'est dans ce contexte que nous introduisons la théorie des systèmes socio-écologiques de Bronfenbrenner afin d'analyser les facteurs influant sur la compétence des futurs enseignants en matière d'interactions avec les enfants, selon des perspectives à la fois personnelles et sociales. Cette théorie postule que le développement individuel résulte de plusieurs couches d'influences sociales et environnementales. Dans le cadre du développement de la compétence en interactions enseignant-enfant chez les futurs enseignants de la petite enfance, les perceptions professionnelles peuvent être considérées comme un facteur central au sein du microsystème, directement liées aux compétences professionnelles, aux connaissances pédagogiques et à l'identité de rôle des futurs enseignants¹¹. Le soutien social, qui concerne le mésosystème et l'exosystème, englobe les influences provenant de la famille, des pairs, des mentors et d'autres environnements sociaux¹². L'efficacité professionnelle, qui renvoie à la perception qu'ont les futurs enseignants de leurs véritables capacités d'enseignement, est influencée par des facteurs au niveau individuel et est également étroitement liée aux interactions au sein de l'environnement éducatif plus large^13,14. L'interaction de ces facteurs revêt des implications importantes pour le développement de la compétence en interactions enseignant-enfant, mais elle n'a pas été suffisamment explorée dans les recherches existantes.

Après avoir établi l'applicabilité de la théorie des systèmes socio-écologiques de Bronfenbrenner au développement des compétences en matière d'interactions enseignant-enfant chez les futurs enseignants de la petite enfance, nous souhaitons utiliser ce cadre théorique afin d'analyser de manière plus systématique et approfondie les facteurs multidimensionnels qui influencent leurs compétences interactionnelles avec les enfants. Notre objectif est double : fournir une base théorique plus rigoureuse ainsi qu'un accompagnement pratique pour le développement professionnel des enseignants et l'amélioration de la qualité éducative, et élaborer un système complet de développement des compétences en interactions enseignant-enfant qui prenne en compte à la fois les caractéristiques individuelles et les environnements sociaux. Ce projet vise à poser des bases solides pour le parcours professionnel des futurs éducateurs de la petite enfance et à créer un environnement éducatif plus favorable à l'épanouissement global des enfants.

Cette étude contribue au domaine de trois manières prudentes : premièrement, elle s'intéresse au développement précoce de la compétence interactionnelle chez les futurs enseignants de la petite enfance, un groupe pour lequel les mécanismes liés aux interactions restent insuffisamment étudiés. Deuxièmement, plutôt que de présenter la théorie de Bronfenbrenner comme nouvelle dans le domaine de la recherche en éducation de la petite enfance, cette étude utilise ce cadre pour distinguer une ressource interne liée à l'identité professionnelle, les perceptions professionnelles, d'une ressource contextuelle externe, le soutien social, et pour tester si l'efficacité professionnelle explique l'association entre ces ressources et la compétence interactionnelle déclarée. Troisièmement, elle propose une perspective développementale à plusieurs niveaux qui pourrait éclairer les programmes de formation des enseignants et améliorer la qualité de l'éducation de la petite enfance. En comblant les écarts entre théorie et pratique, cette recherche vise à établir une base solide pour le développement professionnel des futurs enseignants et à favoriser des environnements de développement optimaux pour les jeunes enfants.

Protocole

Le protocole de l'étude, incluant les enquêtes pilote et formelle, a été approuvé par le comité d'éthique de la recherche de l'Université de Daegu (numéro d'approbation : 52212298) avant le recrutement des participants et la collecte des données. Tous les participants ont reçu des informations sur l'étude et ont donné leur consentement éclairé avant de remplir le questionnaire. La participation était volontaire, les réponses ont été recueillies de manière anonyme, et les participants pouvaient se retirer à tout moment sans pénalité.

Questions de recherche et modèle de recherche

Questions de recherche : Cette étude examine les associations entre les perceptions professionnelles, le soutien social, l'efficacité professionnelle et la compétence déclarée en matière d'interactions enseignant-enfant chez les futurs enseignants de la petite enfance, en mettant particulièrement l'accent sur le rôle médiateur statistique de l'efficacité professionnelle. Dans le cadre d'une modélisation par équations structurelles (SEM), l'étude vise à répondre aux questions de recherche suivantes : 1) Les perceptions professionnelles, le soutien social et l'efficacité professionnelle des futurs enseignants de la petite enfance sont-ils associés à la compétence déclarée en matière d'interactions enseignant-enfant ? 2) L'efficacité professionnelle médie-t-elle la relation entre les perceptions professionnelles des futurs enseignants de la petite enfance et leurs interactions avec les enfants ? 3) L'efficacité professionnelle médie-t-elle la relation entre le soutien social reçu par les futurs enseignants de la petite enfance et leurs interactions avec les enfants ?

Modèle de recherche

Le modèle de recherche examinant les relations entre les perceptions professionnelles, le soutien social, l'efficacité professionnelle et les interactions enseignant-enfant chez les futurs enseignants de la petite enfance est illustré dans la Figure 1.

Méthode

Participants

Cette étude a impliqué 350 futurs enseignants de la petite enfance issus de l'Université F et de l'Université technique H à Fuzhou et Quanzhou, dans la province du Fujian, ainsi que de l'Université S et de l'Université technique T à Xi’an et Tongchuan, dans la province du Shaanxi, en Chine. Le choix de ces régions s'est fondé sur une prise en compte globale des types d'universités, des systèmes académiques, des caractéristiques urbaines, ainsi que des disparités économiques et culturelles régionales. Les participants étaient des étudiants de troisième année de programmes de diplôme de trois ans, des étudiants de quatrième année de programmes de licence de quatre ans, et des étudiants diplômés. Ces groupes ont été sélectionnés afin de saisir les variations en termes de niveaux d'éducation, de bases professionnelles, d'expériences pratiques, de profondeur théorique et d'aspirations professionnelles.

Le choix de ces régions et de ces participants a permis d'obtenir un échantillon régional aux perspectives multiples, couvrant différents types d'universités, systèmes académiques, contextes urbains et modalités de stages ; toutefois, les résultats doivent être interprétés comme des éléments probants provenant de quatre établissements du Fujian et du Shaanxi, plutôt que comme des estimations représentatives de l'ensemble des futurs enseignants de la petite enfance en Chine. Ce cadre d'échantillonnage régional a permis à l'étude d'examiner la variabilité au sein des établissements participants, mais sa validité externe est limitée, et des réplications dans des contextes chinois plus larges — à l'est, à l'ouest, au nord et au sud — sont nécessaires avant que les résultats puissent être généralisés à la population nationale des futurs enseignants de l'éducation de la petite enfance. Les justifications spécifiques des critères de sélection sont disponibles dans l'annexe A.

L'échantillon final comprenait 70 hommes (20,0 %) et 280 femmes (80,0 %). En ce qui concerne le niveau d'études, 173 participants (49,4 %) suivaient des programmes de diplôme de trois ans, 150 (42,9 %) des programmes de premier cycle de quatre ans, et 27 (7,7 %) étaient des étudiants diplômés. En ce qui concerne les catégories professionnelles, 252 participants (72,0 %) provenaient de programmes de formation des enseignants, tandis que 98 (28,0 %) provenaient de programmes ne menant pas à l'enseignement. En ce qui concerne les lieux de stage, 231 participants (66,0 %) étaient basés en milieu urbain, et 119 (34,0 %) en milieu non urbain. La durée totale des stages variait : 180 participants (51,4 %) avaient effectué des stages de 1 à 3 mois, et 170 (48,6 %) avaient effectué des stages de plus de 4 mois. Quant aux types de stage, 169 participants (48,3 %) ont réalisé des stages scolaires concentrés, tandis que 181 participants (51,7 %) ont participé à une combinaison de stages scolaires concentrés et de stages indépendants. Enfin, 139 participants (39,7 %) ont effectué leur stage dans des écoles maternelles publiques, et 211 participants (60,3 %) dans des écoles maternelles privées.

Mesures

Perceptions professionnelles

L'échelle des perceptions professionnelles a été utilisée pour évaluer les perceptions professionnelles des futurs enseignants de la petite enfance. Initialement développée par Lindsay et al.¹⁵, cette échelle a été adaptée par Cho et al. afin de mesurer les perceptions professionnelles des enseignants de la petite enfance. Elle a été validée dans plusieurs études impliquant des futurs enseignants de la petite enfance^16,17,18.

La dimension de l'autonomie a été supprimée car elle fait référence au choix et à la mise en œuvre indépendants par les enseignants de méthodes pédagogiques fondées sur leurs propres convictions éducatives, une forme de discrétion professionnelle qui se développe généralement après une responsabilité durable en classe, plutôt que durant de courtes expériences de stage préalables à l'exercice professionnel¹⁸. Par conséquent, conserver cette dimension aurait pu réduire la pertinence développementale de l'échelle pour l'échantillon actuel ; il est important de noter que la structure révisée à cinq domaines n'a pas été supposée a priori, mais a été examinée empiriquement au moyen d'une analyse factorielle confirmatoire (AFC), et sa validité de construit a été évaluée davantage à travers les saturations factorielles standardisées, la fiabilité composite, la variance moyenne extraite et les indices de validité discriminante.

L'échelle comprend cinq sous-domaines : Connaissances et Compétences Professionnelles (PKS, par exemple « Je connais les méthodes d'enseignement adaptées aux stades de développement des jeunes enfants. »), Esprit de Service Social (SSS, par exemple « La profession d'enseignant de la petite enfance exige un esprit de dévouement plutôt qu'une recherche de bénéfices économiques. »), Éthique et Morale Professionnelles (PEM, par exemple « En tant que futur enseignant de la petite enfance, je me prépare activement à mon rôle futur. »), Statut Socioéconomique de la Profession (OSES, par exemple « Je pense que les enseignants de la petite enfance, en tant que professionnels, reçoivent un traitement adéquat et le respect de la société. »), et Professionnalisme (PROF, par exemple « Pour renforcer le professionnalisme des enseignants, les normes de certification des qualifications pédagogiques devraient être renforcées. »), pour un total de 19 items. Les réponses ont été enregistrées selon une échelle de Likert à 5 points allant de 1 (Totalement en Désaccord) à 5 (Totalement d'Accord), les scores plus élevés indiquant des perceptions professionnelles plus fortes. L'échelle a démontré une forte fiabilité, avec un alpha de Cronbach global de 0,94. Les coefficients de fiabilité des sous-domaines étaient les suivants : PKS = 0,77, SSS = 0,75, PEM = 0,83, OSES = 0,83 et PROF = 0,77, tous dépassant le seuil accepté pour la cohérence interne (α > 0,70).

Soutien social

L'échelle de soutien social a été utilisée pour mesurer le niveau de soutien social reçu par les futurs enseignants de la petite enfance. Cette échelle, initialement développée par Park et al.¹⁹, a été révisée et complétée par Kim et al.²⁰ afin d'évaluer le soutien social parmi les enseignants de la petite enfance. Elle a été largement utilisée dans des études récentes portant sur des futurs enseignants de la petite enfance^21,22.

Le soutien social englobe diverses formes, notamment le soutien émotionnel, informationnel, matériel et évaluatif, fourni par des sources telles que les enseignants, les amis et la famille¹². Des recherches indiquent que les futurs enseignants de la petite enfance, en raison de leur expérience limitée, bénéficient particulièrement d'un soutien professionnel, comprenant des ressources matérielles et des orientations, afin d'améliorer leur pratique professionnelle²³. Afin d'accroître la pertinence pratique de l'étude, le soutien social a été catégorisé en quatre types distincts.

L'échelle comprend quatre sous-domaines : le soutien émotionnel (SE, par exemple « Les personnes qui m'entourent s'inquiètent toujours pour moi et m'aiment. »), le soutien informationnel (SI, par exemple « Lorsque je rencontre des problèmes, les personnes qui m'entourent m'aident à en identifier les causes profondes en me fournissant des informations pertinentes. »), le soutien matériel (SM, par exemple « Les personnes qui m'entourent sont toujours disposées à m'apporter un soutien financier lorsque j'en ai besoin. ») et le soutien évaluatif (SEV, par exemple « Les personnes qui m'entourent me donnent des retours constructifs sur mes actions. »), pour un total de 25 items. Les réponses ont été enregistrées selon une échelle de Likert à 5 points allant de 1 (tout à fait en désaccord) à 5 (tout à fait d'accord), les scores plus élevés indiquant un soutien social perçu plus important. L'échelle a démontré une forte fiabilité, avec un alpha de Cronbach global de 0,96. Les coefficients de fiabilité pour les sous-domaines étaient les suivants : SE = 0,88, SI = 0,87, SM = 0,87 et SEV = 0,85, tous dépassant le seuil accepté (α > 0,70).

Efficacité enseignante

L'efficacité professionnelle des enseignants a été évaluée à l'aide de l'échelle d'auto-efficacité des enseignants, initialement développée par Riggs et al.²⁴. La version chinoise de cette échelle a été largement utilisée dans la recherche éducative en Chine. Pour cette étude, l'échelle a été adaptée afin de refléter les défis spécifiques et les expériences des futurs enseignants de la petite enfance, en particulier dans les contextes éducatifs chinois.

L'échelle comprend deux sous-domaines : l'auto-efficacité générale de l'enseignant (GTE, par exemple : « Si les enfants sont plus actifs que d'habitude pendant les activités, c'est souvent dû aux efforts de l'enseignant. ») et l'auto-efficacité personnelle de l'enseignant (PTE, par exemple : « Je cherche continuellement des méthodes plus efficaces pour organiser les activités d'enseignement. »), pour un total de 25 items. Les réponses étaient enregistrées sur une échelle de Likert à 5 points allant de 1 (Totalement en désaccord) à 5 (Totalement d'accord), les scores plus élevés indiquant une efficacité professionnelle plus grande chez l'enseignant. L'échelle a démontré une forte fiabilité, avec un alpha de Cronbach global de α de 0,96. Les coefficients de fiabilité pour les sous-domaines étaient les suivants : GTE = 0,92 et PTE = 0,92, indiquant une excellente cohérence interne.

Interaction enseignant-enfant

L'échelle d'interaction enseignant-enfant a été utilisée pour évaluer la compétence déclarée des futurs enseignants en matière d'interactions, plutôt que la qualité des interactions en classe observées directement. Cette échelle a été élaborée par Lee et al.²⁵ en synthétisant les normes issues du Profil d'évaluation des programmes pour la petite enfance (APECP), du Conseil national d'accréditation de la garde d'enfants (NCAC), de l'Association nationale pour l'éducation des jeunes enfants (NAEYC) et de l'Institut coréen du développement de l'éducation. Elle a été conçue pour évaluer les interactions entre enseignants et enfants chez les enseignants sud-coréens de la petite enfance ainsi que chez les futurs enseignants en éducation de la petite enfance.

Étant donné que l'échelle a été initialement développée en Corée du Sud, son utilisation dans le contexte chinois actuel a nécessité un examen culturel et linguistique plutôt qu'une adoption directe. Lors de la phase pilote, le comité d'experts a examiné la version chinoise afin d'évaluer la clarté sémantique, l'opportunité développementale et la pertinence culturelle des items, et une analyse factorielle confirmatoire ultérieure a soutenu la structure à trois domaines — interaction émotionnelle, verbale et comportementale — dans cet échantillon. Néanmoins, l'invariance formelle de mesure transculturelle entre les échantillons chinois et coréens n'a pas été testée, et des études futures devraient examiner l'invariance configurationnelle, métrique et scalaire avant de procéder à des comparaisons directes entre pays.

L'échelle comprend trois sous-domaines : l'Interaction émotionnelle (IE, par exemple « Je fais toujours face aux enfants avec le sourire »), l'Interaction verbale (IV, par exemple « J'utilise un langage positif pour encourager les enfants à exprimer librement leurs pensées ») et l'Interaction comportementale (IC, par exemple « J'utilise fréquemment un langage corporel positif, comme les câlins, pour interagir avec les enfants »), pour un total de 30 items. Les réponses étaient enregistrées selon une échelle de Likert à 5 points allant de 1 (Totalement en désaccord) à 5 (Totalement d'accord), une cote plus élevée indiquant une capacité plus grande en matière d'interaction enseignant-enfant. L'échelle a démontré une forte fiabilité, avec un alpha de Cronbach global de α de 0,94. Les coefficients de fiabilité pour les sous-domaines étaient les suivants : IE = 0,92, VI = 0,92 et BI = 0,91, confirmant une excellente cohérence interne. L'interaction enseignant-enfant a été mesurée par auto-évaluation, car les participants étaient des futurs enseignants répartis dans quatre établissements et dans divers contextes de stage, ce qui rendait difficile la mise en œuvre uniforme d'observations standardisées sur l'ensemble des sites. Plus important encore, la présente étude s'intéressait à la compétence perçue en matière d'interaction durant la formation initiale, plutôt qu'à la qualité des interactions en classe observées directement ; néanmoins, l'auto-évaluation de la compétence pourrait ne pas refléter pleinement la qualité des interactions réelles entre enseignants et enfants, et les études futures devraient combiner des mesures d'auto-évaluation avec des observations en classe, des évaluations par les enseignants-tuteurs et un codage fondé sur des vidéos.

Protocole

Enquête pilote : Une enquête pilote a été menée du 1er au 5 juin 2024, auprès de 50 enseignants en formation initiale de la petite enfance recrutés dans les quatre mêmes universités participantes des provinces chinoises du Fujian et du Shaanxi. Cette enquête pilote avait pour objectif d’évaluer la clarté, la compréhensibilité, l’adaptation culturelle et la fiabilité préliminaire des questionnaires mesurant les perceptions professionnelles, le soutien social, l’efficacité professionnelle des enseignants et leur compétence en matière d’interactions avec les enfants. Sur la base des résultats de l’étude pilote et d’un examen par un comité d’experts, des modifications mineures du libellé des items ont été apportées afin d’améliorer leur clarté avant le lancement de l’enquête formelle.

Analyse et révision de l'échelle : L'échelle du questionnaire a été révisée par un groupe d'experts composé de deux professeurs spécialisés en éducation de la petite enfance, d'une directrice de maternelle, de trois superviseurs de stages et de l'équipe de recherche. Le groupe a examiné les items du questionnaire en se concentrant sur la résolution des problèmes d'ambiguïté ou d'inadaptation identifiés lors du prétest. À la suite d'une discussion approfondie et d'un consensus, les révisions nécessaires ont été apportées afin d'assurer la clarté et la pertinence des items.

Enquête formelle

L'enquête formelle a été administrée du 30 juin au 20 juillet 2024, ciblant des futurs enseignants de l'éducation de la petite enfance de l'Université F, de l'Université technique H, de l'Université S et de l'Université technique T. Ces établissements se trouvent à Fuzhou et Quanzhou dans la province du Fujian, ainsi qu'à Xi’an et Tongchuan dans la province du Shaanxi. Un total de 363 participants a été recruté, hors les 50 participants de l'enquête pilote.

L'équipe de recherche a expliqué l'objectif de l'étude et le contenu du questionnaire par téléphone ou lors de visites en personne, a obtenu le consentement éclairé et a distribué les questionnaires soit sur place, soit par une application de messagerie sociale. Afin de réduire les biais liés à la méthode commune, les participants ont rempli le questionnaire de manière anonyme, ont été informés qu'il n'existait aucune réponse juste ou fausse, et ont reçu l'assurance que leurs réponses seraient utilisées uniquement à des fins de recherche ; ces mesures procédurales visaient à atténuer l'anxiété d'évaluation et les réponses socialement désirables, bien qu'elles ne puissent pas éliminer la variance partagée liée à la méthode. Parmi les 363 participants recrutés, 336 ont complété un questionnaire valide sur place et 27 ont rempli la version en ligne ; après l'exclusion de 13 réponses invalides, 350 questionnaires ont été retenus pour l'analyse.

Analyse des données

Cette étude a utilisé un logiciel d'analyse statistique et un logiciel de MEB pour l'analyse des données, qui a été réalisée en trois étapes.

Dans la première étape, des statistiques descriptives et des coefficients de corrélation de Pearson ont été calculés à l’aide d’un logiciel d’analyse statistique. La cohérence interne des échelles a été évaluée à l’aide de l’alpha de Cronbach. α. L'asymétrie et l'aplatissement univariés ont été examinés avant l'analyse par modélisation par équations structurelles (SEM) ; l'asymétrie et l'aplatissement des données ont été testés (critères : asymétrie < 2,0, aplatissement < 4,0) comme recommandé par Kline²⁶.

Dans la deuxième étape, l'ACV et la MCO ont été réalisées à l'aide d'un logiciel de MCO. Le logiciel de MCO fournit divers indices d'ajustement, incluant des indices d'ajustement absolus et relatifs²⁶. Lors de l'évaluation de l'ajustement du modèle, des facteurs tels que la taille de l'échantillon, la qualité de l'ajustement des données et la complexité du modèle ont été pris en compte. Les indices d'ajustement suivants ont été utilisés pour évaluer le modèle : test du khi-deux (χ²), rapport du khi-deux sur les degrés de liberté (χ²/df), indice de Tucker-Lewis (TLI), indice de concordance comparative (CFI), indice ajusté de qualité d'ajustement (AGFI), indice d'ajustement incrémentiel (IFI) et résidu quadratique moyen standardisé (SRMR). Selon les recommandations de Schreiber et al.²⁷, les seuils suivants ont été utilisés pour déterminer un ajustement acceptable du modèle : TLI > 0,90, CFI > 0,90, AGFI > 0,90, IFI > 0,90, et RMSEA < 0,08. L'invariance de mesure du modèle à quatre facteurs a été davantage examinée selon des groupes démographiques clés, incluant le sexe, le type de programme, la durée du stage et l'établissement, à l'aide d'une ACV multi-groupes. L'invariance configurale, métrique et scalaire a été évaluée à partir des variations du CFI et du RMSEA, un ΔCFI < 0,010 et un ΔRMSEA < 0,015 indiquant une invariance acceptable. Ces analyses ont été menées afin de déterminer si des estimations groupées de la MCO étaient appropriées pour l'ensemble des sous-groupes démographiques principaux.

À la troisième étape, les effets indirects ont été testés à l’aide d’un logiciel d’équations structurelles (SEM) en utilisant 5 000 échantillons bootstrap ; des intervalles de confiance bootstrap corrigés du biais à 95 % ont été calculés pour chaque effet indirect, et un effet indirect a été considéré statistiquement significatif lorsque l’intervalle n’incluait pas zéro. La méthode bootstrap estime les intervalles de confiance des paramètres en effectuant des échantillonnages répétés avec remise à partir du jeu de données initial. Cette méthode est couramment utilisée pour tester la significativité et la stabilité des effets indirects dans les modèles d’équations structurelles²⁶. Enfin, puisque l’étude reposait sur des instruments d’auto-évaluation, le test du facteur unique de Harman a été utilisé pour évaluer le biais méthodologique commun. Afin d’examiner si le schéma de médiation dépendait de la spécification du modèle, un modèle à effets directs, un modèle de médiation partielle dans lequel les effets directs des perceptions professionnelles et du soutien social sur les interactions enseignant-enfant étaient estimés librement, et un modèle de médiation complète dans lequel ces effets directs étaient contraints à zéro ont été comparés. La colinéarité a également été évaluée à l’aide des corrélations entre les construits, des preuves de validité discriminante et des facteurs d’inflation de la variance.

Résultats

Statistiques descriptives et corrélations

Tableau 1 présente les coefficients alpha de Cronbach, les statistiques descriptives et les analyses de corrélation pour quatre variables parmi les futurs enseignants de la petite enfance : les perceptions professionnelles, le soutien social, l'efficacité professionnelle et les interactions enseignant-enfant. Toutes les variables ont montré des coefficients alpha de Cronbach supérieurs à 0,90, indiquant une forte fiabilité. Ces corrélations bivariées ont été utilisées uniquement comme preuve descriptive préliminaire et ne doivent pas être interprétées comme des chemins structurels directs ; les chemins directs ont été évalués dans le modèle d'équations structurelles (SEM) après l'inclusion de l'efficacité professionnelle. Les tests de normalité ont indiqué des valeurs d'asymétrie comprises entre −1,36 et −1,23 et des valeurs d'aplatissement comprises entre −0,21 et 0,13. Le test du facteur unique de Harman a montré que le premier facteur non tourné expliquait 26,7 % de la variance totale, soit en dessous du seuil conventionnel de 50 %, ce qui suggère qu’un biais méthodologique commun était peu susceptible de dominer les résultats du SEM ; toutefois, comme toutes les variables principales ont été mesurées par des questionnaires auto-administrés à un seul moment, ce résultat diagnostique doit être interprété comme une indication contre un biais méthodologique commun sévère, plutôt que comme une preuve d'absence totale de variance liée à la méthode de mesure²⁶.

Validation du modèle de mesure

Nous avons utilisé l'ACF pour évaluer le modèle de mesure. Les résultats ont indiqué que le modèle à quatre facteurs (perceptions professionnelles, soutien social, efficacité enseignante et capacités d'interaction enseignant-enfant) offrait un ajustement acceptable aux données (χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, AGFI = 0.885, IFI = 0.972, SRMR = 0.030, RMSEA = 0.077). Bien que l'AGFI soit légèrement inférieur au seuil recommandé de 0,90, les autres indices respectent les critères acceptés, ce qui indique que le modèle de mesure était adéquat pour l'analyse subséquente par MEC²⁷.

La validité de construit, qui reflète dans quelle mesure les variables latentes correspondent à leurs indicateurs mesurés, est appuyée par les saturations factorielles standardisées présentées dans le Tableau 2. Pour l'échelle révisée des perceptions professionnelles, les cinq dimensions conservées saturent de manière significative sur le construit latent visé, avec des saturations standardisées variant de 0,828 à 0,888 (toutes les p < 0,001), et l'ajustement acceptable du modèle de l'ACF, la forte cohérence interne, les résultats de la CR/AVE ainsi que les preuves de validité discriminante soutiennent l'adéquation empirique de la structure modifiée après la suppression de la dimension d'autonomie. Ceci démontre que les variables mesurées captent efficacement leurs construits latents respectifs, garantissant ainsi la validité de construit.

La validité convergente, qui évalue la cohérence de différentes mesures pour un même construit, a été analysée à l'aide de la fiabilité du construit (CR) et de la variance moyenne extraite (AVE). Comme indiqué dans Tableau 3, les valeurs de CR pour les perceptions professionnelles, le soutien social, l'efficacité des enseignants et les interactions enseignant-enfant variaient de 0,922 à 0,948, et les valeurs d'AVE allaient de 0,729 à 0,858. Toutes les valeurs respectaient les critères établis de CR > 0,70 et d'AVE > 0,50, confirmant ainsi une forte validité convergente.

La validité discriminante, qui exige que les mesures de constructions différentes soient distinctes, a été vérifiée en comparant la moyenne variante extraite (AVE) de chaque construction aux coefficients de corrélation au carré entre les constructions. Comme indiqué dans le tableau 3, les racines carrées des valeurs AVE sur la diagonale étaient supérieures aux corrélations correspondantes entre constructions latentes, satisfaisant ainsi au critère de Fornell-Larcker et confirmant la validité discriminante²⁶. Bien que les corrélations entre les constructions principales soient élevées, l'efficacité professionnelle des enseignants et la capacité d'interaction enseignant-enfant étaient conceptuellement distinctes dans le modèle de mesure : l'efficacité professionnelle reflétait les croyances des répondants concernant leur capacité à organiser l'enseignement et à relever des défis éducatifs, tandis que la capacité d'interaction enseignant-enfant mesurait l'engagement émotionnel, verbal et comportemental déclaré par les enseignants avec les enfants. Les résultats de l'analyse factorielle confirmatoire (CFA) et du critère de Fornell-Larcker appuient la distinction empirique entre ces constructions, mais la corrélation entre l'efficacité professionnelle et la compétence déclarée en interaction enseignant-enfant était élevée (r = 0,897), indiquant que les associations observées pourraient refléter en partie un chevauchement conceptuel et une perception de soi partagée ; par conséquent, les résultats doivent être interprétés comme des associations entre des constructions perceptuelles étroitement liées, plutôt que comme une preuve que les croyances d'efficacité et la qualité réelle des interactions sont entièrement dissociables en pratique. Un test d'invariance de mesure a été réalisé selon le sexe, le type de programme, la durée du stage et l'établissement. Les modèles configuraux ont montré un ajustement acceptable dans tous les sous-groupes examinés, et les modèles métriques et scalaires ultérieurs sont restés dans les seuils recommandés de variation. Les changements observés les plus importants étaient ΔCFI = 0,001 et ΔRMSEA (erreur quadratique moyenne d'approximation) = 0,002, tous deux inférieurs aux seuils recommandés de 0,010 et 0,015 respectivement ; par conséquent, le modèle de mesure présentait une invariance acceptable à travers les groupes démographiques étudiés, ce qui justifie l'utilisation d'estimations de MEE (modèles d'équations structurelles) regroupées pour les analyses principales. Les résultats détaillés relatifs à l'invariance sont présentés dans le tableau supplémentaire 1.

Associations entre les perceptions professionnelles et le soutien social et la compétence déclarée en matière d'interactions enseignant-enfant : le rôle médiateur statistique de l'efficacité professionnelle chez les futurs enseignants de la petite enfance

Le modèle de MÉS présenté dans la Figure 2 a été établi afin d'examiner les chemins associatifs reliant les perceptions professionnelles et le soutien social à la compétence déclarée des enseignants en matière d'interactions avec les enfants, l'efficacité des enseignants servant de médiateur statistique. Les résultats de l'analyse de la MÉS, indiqués dans le Tableau 4, montrent que l'ajustement du modèle médiateur est acceptable.

Comme le montre Figure 2, l'efficacité professionnelle des enseignants était positivement associée à la compétence déclarée par les enseignants dans leurs interactions avec les enfants (β = 0,660, p < 0,001), tandis que les effets directs des perceptions professionnelles (β = 0,167, p = 0,073) et du soutien social (β = 0,118, p = 0,074) sur la compétence en interaction enseignant-enfant n'étaient pas significatifs une fois l'efficacité professionnelle prise en compte ; par conséquent, les corrélations bivariées significatives doivent être interprétées comme des associations préliminaires plutôt que comme une preuve d'effets directs significatifs dans le modèle de médiation. Les perceptions professionnelles (β = 0,629, p < 0,001) et le soutien social (β = 0,292, p < 0,001) étaient significativement associés à l'efficacité professionnelle des enseignants, indiquant que la première question de recherche était principalement soutenue par un chemin indirect. Le modèle expliquait 76,8 % de la variance de l'efficacité professionnelle (R² = 0,768) et 82,2 % de la variance de la compétence déclarée dans les interactions enseignant-enfant (R² = 0,822), ce qui indique que le modèle SEM associatif proposé possédait un pouvoir explicatif substantiel pour les deux variables endogènes.

Examen de l'importance des effets médiateurs de l'efficacité enseignante

Pour répondre aux deuxième et troisième questions de recherche, la méthode du bootstrap a été utilisée pour tester la significativité des effets de médiation, comme indiqué dans le Tableau 5. Un bootstrap avec 5 000 rééchantillonnages a montré que l'association indirecte entre les perceptions professionnelles et les interactions enseignant-enfant, médiée par l'efficacité enseignante, était significative, avec un coefficient indirect standardisé de 0,415 et un intervalle de confiance bootstrap corrigé pour le biais à 95 % de [0,331 ; 0,509] (p < 0,001). L'association indirecte entre le soutien social et les interactions enseignant-enfant, médiée par l'efficacité enseignante, était également significative, avec un coefficient indirect standardisé de 0,193 et un intervalle de confiance bootstrap corrigé pour le biais à 95 % de [0,117 ; 0,277] (p = 0,004). Étant donné que les deux intervalles de confiance excluaient zéro, les deux associations indirectes étaient statistiquement validées. Des comparaisons de modèles alternatifs ont été réalisées afin d'évaluer si le schéma de médiation dépendait de la spécification du modèle. Le modèle à effets directs, qui incluait uniquement les chemins directs des perceptions professionnelles et du soutien social vers les interactions enseignant-enfant, présentait un ajustement plus faible aux données, χ²/df = 4,286, TLI = 0,941, CFI = 0,954, IFI = 0,954, AGFI = 0,862, RMSEA = 0,097 et SRMR = 0,061. Le modèle de médiation partielle, dans lequel les chemins directs des perceptions professionnelles et du soutien social vers les interactions enseignant-enfant ont été librement estimés après l'inclusion de l'efficacité enseignante, présentait un ajustement acceptable, χ²/df = 3,081, TLI = 0,963, CFI = 0,972, IFI = 0,972, AGFI = 0,884, RMSEA = 0,077 et SRMR = 0,030. Le modèle de médiation complète, dans lequel ces deux chemins directs ont été contraints à zéro, présentait également un ajustement acceptable, χ²/df = 3,075, TLI = 0,964, CFI = 0,972, IFI = 0,972, AGFI = 0,885, RMSEA = 0,077 et SRMR = 0,030. Comparé au modèle de médiation partielle, le modèle de médiation complète ne présentait pas de détérioration notable de l'ajustement, Δχ² = 3,214, Δdf = 2, p = 0,201, ΔCFI = 0,000 et ΔRMSEA = 0,000. Étant donné que les deux chemins directs étaient non significatifs dans le modèle de médiation partielle, tandis que les deux associations indirectes étaient significatives, les résultats soutiennent l'interprétation d'une médiation statistique complète dans le cadre actuel de modélisation par équations structurelles (SEM) transversale. Dans leur ensemble, ces analyses ont fourni les informations statistiques, notamment les intervalles de confiance bootstrap pour les associations indirectes, les valeurs de R² pour l'efficacité enseignante et la compétence auto-déclarée en matière d'interactions enseignant-enfant, les résultats d'invariance de mesure entre les groupes démographiques, les comparaisons de modèles alternatifs et les diagnostics corrigés de colinéarité.

En outre, les intensités des associations différaient selon les perceptions professionnelles et le soutien social sur les interactions enseignant-enfant. Plus précisément, l'effet total (β = 0,582, p < 0,001) et l'effet indirect (β = 0,415, p < 0,001) des perceptions professionnelles étaient environ deux fois plus élevés que ceux du soutien social (effet total : β = 0,311, p < 0,01 ; effet indirect : β = 0,193, p < 0,01). Cette découverte met en évidence l'impact différentiel des perceptions professionnelles et du soutien social sur les interactions enseignant-enfant, offrant de nouvelles perspectives sur le rôle de l'efficacité des enseignants dans l'éducation de la petite enfance.

DISPONIBILITÉ DES DONNÉES :

Les données brutes utilisées pour toutes les analyses ont été soumises en tant que Fichier supplémentaire 1. Elles comprennent le jeu de données du questionnaire anonymisé, le fichier de codage des variables, le fichier de données du logiciel d'analyse statistique, les fichiers de modèles du logiciel d'équations structurelles (SEM), les fichiers de sortie statistique, ainsi que les fichiers sources utilisés pour générer tous les tableaux et figures rapportés. Aucune base de données externe n’a été consultée pour l’analyse principale.

Figure 1 : Modèle de recherche des perceptions professionnelles, du soutien social, de l'efficacité enseignante et des interactions enseignant-enfant. Remarque. PP = Perceptions professionnelles ; SS = Soutien social ; TE = Efficacité enseignante ; TCI = Interactions enseignant-enfant. Les flèches indiquent les voies associatives hypothétiques entre les constructions latentes. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Figure 2 : Modèle d'équations structurelles reliant les perceptions professionnelles, le soutien social, l'efficacité professionnelle des enseignants et la compétence déclarée des enseignants en matière d'interactions avec les enfants (N = 350). Note. PP = Perceptions professionnelles ; PKS = Connaissances et compétences professionnelles ; SSS = Esprit de service social ; PEM = Éthique et morale professionnelles ; OSES = Statut socio-économique professionnel ; PROF = Professionnalisme ; SS = Soutien social ; ES = Soutien émotionnel ; IS = Soutien informationnel ; MS = Soutien matériel ; EVS = Soutien évaluatif ; TE = Efficacité professionnelle des enseignants ; GTE = Auto-efficacité générale des enseignants ; PTE = Auto-efficacité personnelle des enseignants ; TCI = Interactions enseignant-enfant ; EI = Interaction émotionnelle ; VI = Interaction verbale ; BI = Interaction comportementale. Les flèches continues indiquent des chemins structurels statistiquement significatifs, tandis que les flèches en pointillés indiquent des chemins directs non significatifs allant des perceptions professionnelles et du soutien social à la compétence déclarée en interactions enseignant-enfant après prise en compte de l'efficacité professionnelle des enseignants ; β indique le coefficient de chemin standardisé, et les valeurs de R² sont indiquées pour les variables endogènes. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.

Variable	M	SD	Asymétrie	Applatissement	1	2	3	4
1. Perceptions professionnelles	3.55	0.83	−1.28	−0.01	−0.94
2. Soutien social	3.54	0.82	−1.23	−0.21	0.742	−0.96
3. Efficacité enseignante	3.58	0.81	−1.36	0.13	0.805	0.738	−0.96
4. Interactions enseignant-enfant	3.57	0.84	−1.3	−0.07	0.776	0.721	0.836	−0.97

Tableau 1 : Fiabilité, statistiques descriptives et matrice de corrélation des principales variables de l'étude (N = 350). Remarque. M = moyenne ; DS = écart type ; α = coefficient alpha de Cronbach ; PP = Perceptions professionnelles ; SS = Soutien social ; TE = Efficacité enseignante ; TCI = Interactions enseignant-enfant. Les valeurs du coefficient alpha de Cronbach sont indiquées entre parenthèses sur la diagonale. Les valeurs hors diagonale sont les coefficients de corrélation de Pearson. Tous les tests de corrélation étaient bilatéraux. p < 0,01 indique une significativité statistique au seuil de 0,01.

Variable latente	Variable de mesure	B	É.T.	R.C.	P	β
Perceptions professionnelles	Connaissances et compétences professionnelles	1				0,888
	Esprit de service social	1,019	0,045	22,693		0,86
	Éthique et morale professionnelles	0,991	0,044	22,739		0,861
	Statut socio-économique professionnel	1,063	0,051	21,018		0,828
	Professionnalisme	1,06	0,05	21,118		0,83
Soutien social	Soutien émotionnel	1				0,881
	Soutien informationnel	1,012	0,043	23,335		0,879
	Soutien matériel	0,978	0,042	23,111		0,875
	Soutien évaluatif	1,004	0,04	25,075		0,909
Efficacité enseignante	Efficacité personnelle générale de l'enseignant	1				0,944
	Efficacité personnelle individuelle de l'enseignant	0,936	0,032	29,165		0,906
Interactions enseignant-enfant	Interaction émotionnelle	1				0,937
	Interaction verbale	0,963	0,032	29,622		0,903
	Interaction comportementale	0,968	0,029	33,593		0,938

Tableau 2 : Pondérations factorielles standardisées pour le test de validité de construit (N = 350). Remarque. PP = Perceptions professionnelles ; PKS = Connaissances et compétences professionnelles ; SSS = Esprit de service social ; PEM = Éthique et morale professionnelles ; OSES = Statut socioéconomique professionnel ; PROF = Professionnalisme ; SS = Soutien social ; ES = Soutien émotionnel ; IS = Soutien informationnel ; MS = Soutien matériel ; EVS = Soutien évaluatif ; TE = Efficacité professionnelle des enseignants ; GTE = Auto-efficacité générale des enseignants ; PTE = Auto-efficacité personnelle des enseignants ; TCI = Interactions enseignant-enfant ; EI = Interaction émotionnelle ; VI = Interaction verbale ; BI = Interaction comportementale. β = pondération factorielle standardisée ; SE = erreur-type ; CR = ratio critique. Toutes les pondérations factorielles indiquées étaient statistiquement significatives à p < 0,001.

Variable	CR	AVE	1	2	3	4
1. Perceptions professionnelles	0.931	0.729	0.729
2. Soutien social	0.936	0.785	0.790 (0.624)	0.785
3. Efficacité enseignante	0.922	0.856	0.860 (0.739)	0.789 (0.623)	0.856
4. Interactions enseignant-enfant	0.948	0.858	0.828 (0.686)	0.771 (0.594)	0.897 (0.805)	0.858

Tableau 3 : Modèle de mesure : fiabilité composite, variance moyenne extraite et indicateurs de validité discriminante (N = 350). Note. CoR = Fiabilité composite ; AVE = Variance moyenne extraite ; PP = Perceptions professionnelles ; SS = Soutien social ; TE = Efficacité enseignante ; TCI = Interactions enseignant-enfant. Les valeurs sur la diagonale représentent la racine carrée de l'AVE pour chaque construit. Les valeurs hors diagonale représentent les corrélations entre construits latents, et les valeurs entre parenthèses représentent les carrés des corrélations. La validité discriminante était considérée comme établie lorsque la racine carrée de l'AVE pour chaque construit dépassait ses corrélations avec les autres construits.

Variable	χ²	p	df	χ²/df	SRMR	TLI	CFI	AGFI	IFI
Indices d'ajustement	218,319	0	71	3,075	0,03	0,964	0,972	0,885	0,972
Critères d'évaluation	p > 0,05			<3~5	< 0,08	Ajustement excellent >0,9 Ajustement satisfaisant 0,8~0,9

Tableau 4 : Indices d'ajustement et critères d'évaluation pour le modèle d'équations structurelles (N = 350). Remarque. χ² = statistique du khi-deux ; df = degrés de liberté ; χ²/df = khi-deux divisé par les degrés de liberté ; TLI = indice de Tucker-Lewis ; CFI = indice de concordance comparative ; AGFI = indice corrigé de qualité d'ajustement ; IFI = indice d'ajustement incrémentiel ; RMSEA = erreur quadratique moyenne résiduelle ; SRMR = résidu standardisé racine de la moyenne des carrés. L'ajustement du modèle a été évalué selon les critères suivants : TLI > 0,90, CFI > 0,90, AGFI > 0,90, IFI > 0,90, RMSEA < 0,08 et SRMR < 0,08.

	Effet total	Effet direct	Effet indirect
Perceptions professionnelles→Efficacité enseignante	0.629	0.629	0
Perceptions professionnelles→Interactions enseignant-enfant	0.582	0.167	0.415
Soutien social→Efficacité enseignante	0.292	0.292	0
Soutien social→Interactions enseignant-enfant	0.311	0.118	0.193
Efficacité enseignante→Interactions enseignant-enfant	0.66	0.66	0

Tableau 5 : Associations directes, indirectes et totales entre les perceptions professionnelles, le soutien social, l'efficacité professionnelle des enseignants et les interactions enseignant-enfant (N = 350). Note. PP = Perceptions professionnelles ; SS = Soutien social ; TE = Efficacité professionnelle des enseignants ; TCI = Interactions enseignant-enfant ; β = coefficient standardisé ; SE = erreur-type ; CI = intervalle de confiance. Les associations directes font référence aux chemins structurels estimés entre deux construits. Les associations indirectes font référence aux voies médiatisées par l'efficacité professionnelle des enseignants. Les associations totales représentent la somme des associations directes et indirectes. Les intervalles de confiance obtenus par rééchantillonnage bootstrap sont des intervalles corrigés du biais à 95 %, basés sur 5 000 échantillons bootstrap ; une association indirecte est considérée comme statistiquement significative lorsque l'intervalle ne comprend pas zéro. Toutes les valeurs p sont bilatérales.

Tableau supplémentaire 1​ : Comparaisons de modèles alternatifs pour les modèles d'équations structurelles (N = 350). Remarque. χ² = statistique du khi-deux ; df = degrés de liberté ; χ²/df = khi-deux divisé par les degrés de liberté ; TLI = indice de Tucker-Lewis ; CFI = indice d'ajustement comparatif ; IFI = indice d'ajustement incrémentiel ; AGFI = indice ajusté de qualité d'ajustement ; RMSEA = erreur quadratique moyenne résiduelle d'approximation ; SRMR = résidu standardisé de la racine carrée de l'erreur quadratique moyenne ; Δχ² = variation du khi-deux ; Δdf = variation des degrés de liberté ; ΔCFI = variation de l'indice d'ajustement comparatif ; ΔRMSEA = variation de l'erreur quadratique moyenne résiduelle d'approximation. Le modèle de médiation complète a été comparé au modèle de médiation partielle. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.

Fichier supplémentaire 1 : Données brutes. Ces fichiers supplémentaires sont fournis afin de vérifier les résultats rapportés et de reproduire les analyses statistiques.Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.

Discussion

Cette étude met en évidence un modèle particulier dans la relation entre les perceptions professionnelles et l'interaction enseignant-enfant chez les futurs éducateurs de la petite enfance. Les perceptions professionnelles n'étaient pas directement associées à la compétence déclarée en matière d'interaction enseignant-enfant après prise en compte de l'efficacité professionnelle, mais elles présentaient une association indirecte significative par l'intermédiaire de l'efficacité professionnelle, ce qui confirme le rôle de médiateur statistique complet de l'efficacité professionnelle dans le modèle SEM transversal. Ce résultat contraste avec des études antérieures sur les éducateurs de la petite enfance, qui suggéraient généralement un impact direct des perceptions professionnelles sur l'interaction enseignant-enfant^28,29, l'efficacité professionnelle jouant uniquement un rôle de médiation partielle³⁰. Par exemple, des études antérieures ont révélé une corrélation positive significative entre les perceptions professionnelles et l'interaction enseignant-enfant, les éducateurs ayant des perceptions professionnelles plus élevées ayant tendance à adopter des stratégies d'interaction plus positives, telles que fournir des retours encourageants et un langage soutenant¹⁷. Les enseignants à forte efficacité étaient capables de traduire leurs connaissances professionnelles en un accompagnement efficace durant les activités de jeu. Ces enseignants répondaient non seulement rapidement et précisément aux besoins des enfants pendant le jeu, mais enrichissaient également les formes et le contenu des interactions enseignant-enfant, améliorant ainsi la qualité de ces interactions³⁰. Toutefois, cette étude a montré que les perceptions professionnelles seules n'avaient pas d'effet direct sur l'interaction enseignant-enfant. Cela suggère que la reconnaissance par un enseignant de ses compétences professionnelles ne se traduit pas automatiquement par des interactions de haute qualité entre enseignant et enfant. Une explication possible est que l'interaction enseignant-enfant est influencée par de multiples facteurs. Même si les futurs éducateurs s'identifient fortement à leur compétence professionnelle, ils peuvent éprouver des difficultés à naviguer dans la complexité des contextes éducatifs réels. Ce décalage entre les perceptions professionnelles et leur application pratique pourrait entraver la traduction efficace de ces perceptions en compétences d'interaction enseignant-enfant de qualité⁸. L'écart entre théorie et pratique, des croyances professionnelles insuffisantes et une faible efficacité professionnelle pourraient tous contribuer à des divergences dans les comportements et attitudes des éducateurs lors d'interactions réelles avec les enfants, empêchant ainsi les perceptions professionnelles de se manifester sous forme d'interactions efficaces^31,32. Au-delà de l'écart théorie-pratique, le modèle de médiation complète pourrait refléter la nature motivationnelle de la phase de formation : les perceptions professionnelles fournissent une compréhension de ce qu'un éducateur de la petite enfance devrait valoriser et connaître, mais cette compréhension est peu susceptible de façonner le comportement interactif à moins que les futurs enseignants ne croient également en leur capacité à gérer les réactions des enfants, à organiser des activités et à adapter leur communication dans des situations réelles. L'efficacité professionnelle pourrait donc fonctionner comme un mécanisme psychologique de conversion, transformant la conscience professionnelle en confiance mise en œuvre, plutôt que de constituer simplement un trait personnel supplémentaire. Dans ce contexte, Reynolds et al.³³ ont souligné l'importance du mentorat et du soutien professionnel durant les stages, notant que ce type de soutien pourrait influencer positivement la qualité des interactions enseignant-enfant dans des contextes de classe réels.

Étant donné que l'interaction enseignant-enfant est façonnée par des facteurs complexes, il est insuffisant de simplement renforcer les perceptions professionnelles des futurs éducateurs de la petite enfance pour garantir des interactions de haute qualité. L'importance de cette étude réside dans son accent mis sur le groupe spécifique des futurs éducateurs de la petite enfance, mettant clairement en évidence le rôle médiateur complet de l'efficacité enseignante dans la traduction des perceptions professionnelles en interactions efficaces entre enseignant et enfant. L'efficacité enseignante doit donc être considérée comme un mécanisme important, mais non exclusif, reliant les perceptions professionnelles des futurs éducateurs à leur compétence déclarée en matière d'interaction ; la qualité du mentorat, l'intensité du stage, le soutien institutionnel et l'exposition antérieure en classe peuvent également influencer la manière dont la compréhension professionnelle se traduit concrètement par l'interaction. Les futurs éducateurs possédant une plus grande efficacité enseignante pourraient être mieux placés pour réduire l'écart entre les scénarios d'enseignement idéaux et réels, et pour appliquer leurs connaissances théoriques de façon plus souple en pratique³⁰. De plus, en ajustant leurs attitudes pédagogiques et en favorisant l'innovation éducative, ces éducateurs renforcent continuellement leurs compétences professionnelles, ce qui leur permet de faire face plus efficacement aux défis et pressions rencontrés dans les interactions réelles entre enseignant et enfant^34,35. Par conséquent, plutôt que de se concentrer uniquement sur la perception professionnelle, une attention accrue devrait être portée au renforcement de l'efficacité enseignante, car il s'agit du facteur clé favorisant des interactions de haute qualité entre enseignant et enfant. En plus d'approfondir la compréhension professionnelle, il est essentiel de fournir aux futurs éducateurs de la petite enfance des plateformes éducatives et pratiques variées qui les aident à transformer leurs connaissances théoriques en compétences pédagogiques concrètes. Une attention particulière doit également être accordée aux besoins émotionnels des éducateurs, avec des dispositifs de soutien psychologique et d'autres mécanismes visant à favoriser une image de soi positive, à améliorer la régulation émotionnelle et à renforcer les capacités d'adaptation au stress. Grâce à ces mesures, les éducateurs peuvent développer davantage de confiance et de professionnalisme dans leurs interactions avec les enfants, offrant ainsi un soutien solide au développement des enfants. Cette étude a également révélé que, bien que l'effet direct du soutien social sur l'interaction enseignant-enfant parmi les futurs éducateurs de la petite enfance n'ait pas été significatif, le soutien social exerçait un effet indirect significatif par l'intermédiaire de l'efficacité enseignante, qui agissait comme médiateur complet. Ces résultats peuvent s'expliquer par la nature même des éducateurs de la petite enfance^9,36.

Cependant, nous soutenons que la conclusion selon laquelle le soutien social n'améliore pas directement l'interaction enseignant-enfant parmi les futurs éducateurs de la petite enfance est raisonnable. À la lumière des résultats actuels, nous émettons l'hypothèse que ce résultat est influencé à la fois par la nature même du soutien social et par les exigences professionnelles liées aux compétences en interaction enseignant-enfant. Le soutien social désigne généralement une aide émotionnelle, informationnelle ou matérielle fournie par la famille, les amis, les collègues ou la communauté en période de stress ou de difficulté¹². Toutefois, un tel soutien n'améliore pas typiquement directement la performance des enseignants dans des compétences professionnelles spécifiques, telles que l'interaction enseignant-enfant. Au contraire, le soutien social contribue à créer un environnement de travail favorable, renforce le sentiment d'appartenance, facilite l'intégration dans l'équipe, stimule l'intérêt pour le développement professionnel et réduit le stress, ce qui conduit indirectement à de meilleures pratiques pédagogiques et interactions^23,37. En revanche, les compétences en interaction enseignant-enfant sont des aptitudes professionnelles complexes nécessitant un apprentissage continu, un perfectionnement et une application pratique. Ces compétences impliquent des connaissances provenant de plusieurs disciplines, notamment la pédagogie, la psychologie et le développement de l'enfant, ainsi qu'une expérience pratique de l'enseignement et des stratégies d'adaptation^5,6. Ainsi, le soutien social externe seul est peu susceptible d'améliorer directement des compétences aussi spécialisées et multidimensionnelles. Cette interprétation est particulièrement pertinente pour les futurs enseignants, car le soutien provenant de la famille, des pairs ou des mentors peut d'abord modifier leur perception de leur compétence et de leur préparation émotionnelle, tandis que la qualité observable de l'interaction enseignant-enfant dépend de la mesure dans laquelle ce soutien est intériorisé comme une confiance dans la gestion de situations réelles en classe. Bien que le soutien social n'ait pas directement influencé les capacités d'interaction enseignant-enfant des futurs éducateurs de la petite enfance, l'efficacité professionnelle des enseignants a joué un rôle de relais, permettant au soutien social d'influencer indirectement ces capacités. Il existe un consensus parmi les experts sur l'importance du soutien apporté par l'entourage des futurs éducateurs. Ce soutien les aide non seulement à identifier et corriger les lacunes dans leur enseignement, mais fournit également un réconfort émotionnel et des encouragements. Pour les enseignants novices, le mentorat — en particulier le soutien informationnel et émotionnel offert par les mentors — est étroitement associé à une augmentation de l'efficacité professionnelle et à une réduction de la fatigue émotionnelle^37,38. Grâce à des retours constructifs et à un encadrement approprié, les mentors aident les enseignants débutants à affiner leurs méthodes pédagogiques, favorisant ainsi une attitude positive lors des interactions avec les enfants. De plus, des recherches ont montré que les enseignants qui participent à des formations de développement professionnel ont tendance à avoir une plus grande auto-efficacité, car ces opportunités leur offrent des stratégies et outils supplémentaires pour résoudre les problèmes⁷. Par conséquent, nous émettons l'hypothèse suivante : les futurs éducateurs de la petite enfance qui reçoivent un soutien social abondant, en particulier ceux qui bénéficient des conseils réfléchis de mentors, peuvent renforcer leurs compétences professionnelles et leur efficacité professionnelle grâce aux évaluations professionnelles, à l'encouragement émotionnel, ainsi qu'au soutien informationnel et matériel fournis par les mentors. En outre, les futurs éducateurs possédant une forte efficacité professionnelle sont plus susceptibles d'adopter diverses stratégies de communication dans les interactions enseignant-enfant et, même face aux difficultés, peuvent s'appuyer sur leur haute efficacité pour assurer des interactions fluides avec les enfants.

En conclusion, bien que le soutien social n'ait pas directement amélioré les compétences d'interaction enseignant-enfant des futurs éducateurs de la petite enfance, cela ne signifie pas que le soutien social soit insignifiant dans leur développement professionnel. Au contraire, grâce à un soutien évaluatif, émotionnel, matériel et informationnel, le soutien social joue un rôle indirect essentiel dans l'amélioration des compétences d'interaction enseignant-enfant des futurs éducateurs. Par conséquent, dans les efforts visant à renforcer ces compétences chez les futurs éducateurs de la petite enfance, il est fondamental de veiller à ce qu'ils reçoivent un soutien social et, en renforçant ainsi l'efficacité professionnelle, de promouvoir indirectement des améliorations substantielles de leurs capacités d'interaction. Cette étude a révélé que l'influence des perceptions professionnelles sur les interactions enseignant-enfant était numériquement supérieure à celle du soutien social, la différence d'impact étant d'environ deux fois plus importante. Ce résultat était quelque peu inattendu. Après une analyse approfondie, nous émettons l'hypothèse que cet écart important pourrait être étroitement lié au modèle actuel de formation des enseignants. Cet écart pourrait être lié non seulement aux modèles actuels de formation des enseignants, mais aussi à la distinction psychologique entre l'agence professionnelle interne et les ressources contextuelles externes. Les perceptions professionnelles sont associées à l'identité de rôle, à la motivation intrinsèque et à la responsabilité perçue dans le développement des enfants, et pourraient donc être plus facilement intériorisées dans l'efficacité professionnelle⁷ ; en revanche, le soutien social demeure une condition externe dont l'influence dépend de sa spécificité, de sa continuité et de sa pertinence par rapport à des problèmes concrets d'interaction. De plus, avec l'accent croissant mis par les institutions de formation des enseignants sur l'éthique professionnelle et la sensibilisation au service social, l'enthousiasme et l'engagement des futurs éducateurs de la petite enfance envers l'interaction enseignant-enfant ont également été nettement renforcés³⁹. En revanche, bien que le soutien social exerce une certaine influence sur les interactions enseignant-enfant, son impact semble relativement modeste. Cela pourrait être dû aux limites du soutien social en termes de forme, de rapidité d'intervention et de qualité. Le soutien social inclut généralement une aide émotionnelle, informationnelle, matérielle et évaluative, mais toutes les formes de soutien n'influencent pas directement les interactions enseignant-enfant. Certaines peuvent n'avoir qu'un effet indirect^37,40,41. En ce qui concerne la rapidité d'intervention, les interactions enseignant-enfant nécessitent un soutien social à long terme et stable comme fondement. Toutefois, les futurs éducateurs de la petite enfance ne sollicitent généralement l'aide de mentors, de pairs ou de membres de leur famille que lorsqu'ils sont confrontés à des difficultés ou défis spécifiques, ce qui entraîne un manque de continuité dans le soutien reçu⁴². Plus important encore, d'un point de vue qualitatif, le soutien social perçu par les futurs éducateurs de la petite enfance est souvent insuffisant. Certaines formes de soutien peuvent se limiter à une attention superficielle ou à des encouragements, sans améliorer efficacement les pratiques pédagogiques³³. Néanmoins, le soutien social ne doit pas être sous-estimé, car il joue un rôle essentiel en aidant les futurs éducateurs de la petite enfance à faire face aux pressions et aux défis inhérents aux interactions enseignant-enfant, et constitue ainsi une ressource externe importante pour leur développement professionnel.

Ancré dans la théorie des systèmes socio-écologiques, cette étude fournit des preuves transversales issues de modèles d'équations structurelles (MES) en faveur d'un cadre conceptuel dans lequel les ressources internes et externes sont associées à la compétence déclarée des enseignants en matière d'interactions avec les enfants par l'intermédiaire de l'efficacité professionnelle perçue. Dans ce modèle d'équations structurelles transversal, les perceptions professionnelles et le soutien social étaient associés principalement, via l'efficacité professionnelle des enseignants, à la compétence déclarée des enseignants dans leurs interactions avec les enfants ; par conséquent, les résultats doivent être interprétés comme une preuve de médiation statistique, et non comme une preuve que ces ressources provoquent des changements dans le comportement interactif. Ce modèle fournit une justification empirique aux programmes de formation des enseignants d'envisager des activités visant à renforcer l'efficacité professionnelle, bien que des études longitudinales et fondées sur des interventions soient nécessaires avant que des conclusions pratiques plus solides puissent être établies.

En fonction de l'importance relative des chemins, les programmes de formation des enseignants peuvent privilégier trois points d'intervention : intégrer des réflexions structurées sur l'identité professionnelle et des cas d'interactions centrées sur l'enfant dans les cours ; proposer des micro-enseignements supervisés, des retours d'information basés sur des vidéos et des tâches de stage encadrées par un mentor afin de renforcer l'efficacité professionnelle des enseignants ; et mettre en place des canaux stables de soutien entre pairs et mentors durant les stages, de sorte que le soutien social soit associé à des problèmes d'interaction spécifiques plutôt qu'à un encouragement général. Étant donné que les perceptions professionnelles ont montré des effets totaux et indirects plus importants que le soutien social^42,43, ces interventions devraient d'abord aider les futurs enseignants à interpréter leur rôle professionnel, puis transformer cette compréhension en pratiques répétées d'interaction fondées sur des retours d'information.

De plus, les futurs enseignants de la petite enfance ont souvent des conceptions idéalisées et naïves de l'enseignement, et leurs croyances initiales élevées, voire irréalistes, en leur efficacité peuvent diminuer à mesure qu'ils acquièrent de l'expérience pratique. Il est donc essentiel d'aider les futurs enseignants à maintenir un état d'esprit équilibré tout au long de leur développement professionnel³⁸. Pour y parvenir, il importe d'intégrer des cours visant à renforcer et à maintenir l'auto-efficacité des enseignants dans les plans de formation professionnelle des futurs enseignants de la petite enfance. Plusieurs limites doivent être prises en compte lors de l'interprétation des résultats. Premièrement, la conception transversale ne permet pas d'établir de lien de causalité, et des études longitudinales ou fondées sur des interventions sont nécessaires pour déterminer si les perceptions professionnelles et le soutien social entraînent des changements ultérieurs dans l'efficacité des enseignants et leur compétence en matière d'interactions. Deuxièmement, bien que l'échantillon comprenne quatre institutions du Fujian et du Shaanxi, il s'agit toujours d'un échantillon régional ; des études futures devraient inclure des contextes plus larges, provenant des régions est, ouest, nord et sud de la Chine, afin d'examiner les différences régionales et culturelles parmi les futurs enseignants de la petite enfance. Troisièmement, toutes les variables principales ont été mesurées par auto-évaluation, ce qui peut introduire un biais perceptuel et une variance de méthode commune, même si des contrôles procéduraux et le test unifactoriel de Harman ont été utilisés. Quatrièmement, l'échelle d'interaction enseignant-enfant a été examinée sur le plan culturel et validée par analyse factorielle confirmatoire (CFA) dans cet échantillon, mais l'invariance de mesure formelle entre les échantillons chinois et coréens n'a pas été testée. Cinquièmement, la forte corrélation entre l'efficacité des enseignants et l'auto-évaluation de leur compétence en interaction avec les enfants, notamment r = 0,897, suggère que les recherches futures devraient davantage distinguer les croyances d'efficacité de la qualité réelle des interactions, à l'aide d'observations en classe, d'évaluations par des mentors, de codage basé sur des vidéos et d'autres évaluations en contexte scolaire. Enfin, des variables telles que la qualité du mentorat, l'intensité du stage, le climat institutionnel et l'exposition antérieure en classe n'ont pas été incluses, bien qu'elles puissent également influencer la manière dont les futurs enseignants transposent leurs connaissances professionnelles en pratiques d'interaction. Cette étude a examiné de quelle manière les perceptions professionnelles, le soutien social et l'efficacité des enseignants sont associés à la compétence en interaction enseignant-enfant chez les futurs enseignants de la petite enfance. Dans cet échantillon régional transversal, les perceptions professionnelles et le soutien social étaient associés à l'auto-évaluation de la compétence en interaction enseignant-enfant principalement par l'intermédiaire de l'efficacité des enseignants, ce qui confirme le rôle central de l'efficacité comme médiateur statistique dans le modèle proposé. Les résultats indiquent que les ressources professionnelles et contextuelles sont liées à la compétence perçue en interaction par le biais des croyances d'efficacité des futurs enseignants. Ces conclusions doivent être interprétées dans les limites imposées par la conception transversale, régionale et fondée sur l'auto-évaluation.

Matériaux

Liste des matériaux utilisés dans cet article

Nom	Entreprise	Numéro de catalogue	Commentaires
Échelle de soutien social	Échelle universitaire publiée ; initialement développée par Park et révisée/complétée par Kim	version à 25 items ; format de réponse en échelle de Likert à 5 points ; aucun numéro de catalogue commercial	Mesure le soutien social perçu parmi les futurs enseignants de la petite enfance selon quatre dimensions : Soutien émotionnel, Soutien informationnel, Soutien matériel et Soutien évaluatif. Alpha de Cronbach global’s alpha = 0,96.
Échelle d'auto-efficacité de l'enseignant	Échelle universitaire publiée ; initialement développée par Enochs et Riggs ; version d'étude adaptée en chinois	version 25 items ; format de réponse en échelle de Likert à 5 points ; aucun numéro de catalogue commercial	Évalue l'efficacité enseignante dans le contexte chinois de la formation initiale en éducation de la petite enfance, selon les dimensions de l'auto-efficacité enseignante générale et de l'auto-efficacité enseignante personnelle. Alpha de Cronbach global’s alpha = 0,96.
Échelle d'interaction enseignant-enfant	Échelle universitaire publiée ; développée par Lee et examinée par le comité d'experts de l'étude pour une utilisation en Chine	version de 30 éléments ; format de réponse en échelle de Likert à 5 points ; aucun numéro de catalogue commercial	Évalue la compétence déclarée par l'enseignant dans ses interactions avec l'enfant, plutôt que la qualité observée des interactions en classe. Comprend l'Interaction émotionnelle, l'Interaction verbale et l'Interaction comportementale ; coefficient global de Cronbach’s alpha = 0,94.
Formulaire d'informations démographiques	Équipe de recherche, collaboration entre l'Université des arts et des sciences du Sichuan et l'Université de Daegu	Section personnalisée du questionnaire d'étude ; aucun numéro de catalogue commercial	Caractéristiques recueillies des participants incluant le sexe, le niveau d'éducation, la catégorie professionnelle, le lieu du stage, la durée du stage, le type de stage et le type de jardin d'enfants.
Informations destinées aux participants et modèle de consentement éclairé	Équipe de recherche ; approuvé par le Comité d'éthique de la recherche de l'Université de Daegu	Numéro d'approbation éthique : XXX ; document justificatif d'approbation locale à fournir	Utilisé avant la distribution du questionnaire pour expliquer l'objectif de l'étude et le contenu de l'enquête, ainsi que pour obtenir le consentement éclairé des participants, futurs enseignants de la petite enfance.
Pilote du questionnaire d'enquête	Équipe de recherche et panel d'experts	Version pilote utilisée en juin 1er–5, 2024 ; aucun numéro de catalogue commercial	A testé de façon pilote la clarté et la pertinence de l'échelle des perceptions professionnelles, de l'échelle du soutien social, de l'échelle de l'auto-efficacité des enseignants, de l'échelle des interactions enseignant-enfant et des items démographiques auprès de 50 futurs enseignants en éducation de la petite enfance.
Procédure d'examen par un groupe d'experts	Équipe de recherche ; panel d'experts composé de deux professeurs d'éducation de la petite enfance, d'une directrice de préscolaire, de trois superviseurs de stage et de l'équipe de recherche	Examen du contenu basé sur un consensus ; aucun numéro de modèle commercial	Utilisé pour réviser les items de l'échelle en ce qui concerne l'ambiguïté, l'opportunité, la clarté sémantique, l'adaptation au développement et la pertinence culturelle avant l'enquête formelle.
Formulaires imprimés de questionnaire sur site	Équipe de recherche ; fournitures pour enquête institutionnelle locale	Formulaires d'enquête sur papier ; aucun numéro de catalogue commercial	Utilisé pour la passation des questionnaires sur site. Dans l'échantillon final, 336 questionnaires sur site valides ont été obtenus avant combinaison avec les questionnaires en ligne.
WeChat	Tencent	Application mobile WeChat ; la version doit être vérifiée à partir de l'enregistrement de l'appareil ou de l'application utilisée en juin–juillet 2024	Utilisé comme canal de diffusion en ligne pour la passation de questionnaires ; 27 questionnaires complétés ont été recueillis par voie en ligne/via WeChat.
Procédure de recrutement par téléphone et en personne	Équipe de recherche	Procédure normalisée de recrutement ; aucun numéro de catalogue commercial	Utilisé pour contacter les institutions ou les participants, expliquer l'objectif de l'étude et le contenu du questionnaire, et appuyer le consentement éclairé avant la passation du questionnaire.
SPSS Statistics	IBM	Version 27.0	Utilisé pour les statistiques descriptives, les coefficients de corrélation de Pearson, Cronbach’analyse de fiabilité alpha de Cronbach, vérifications de la normalité à l'aide de l'asymétrie et de l'aplatissement, et Harman’un test à facteur unique pour le biais de méthode commune.
SPSS Amos	IBM	Version 26.0	Utilisé pour l'analyse factorielle confirmatoire, la modélisation par équations structurelles, les tests d'invariance de mesure multi-groupes, les tests de bootstrap des effets indirects et les comparaisons de modèles alternatifs.
Microsoft Excel	Microsoft	Microsoft 365 Excel ou version locale d'Excel ; vérifier la version locale exacte avant soumission	Recommandé/utilisé comme environnement de classeur pour organiser les données codées issues du questionnaire, le dictionnaire de données, les tableaux supplémentaires et le tableau des matériaux de JoVE. La version locale exacte doit être vérifiée par les auteurs.
Critères des indices d'ajustement en modélisation par équations structurelles	Recommandations méthodologiques publiées ; références de Schreiber et al. et de Kline citées dans le manuscrit	Aucun numéro de catalogue commercial ; critères appliqués dans le plan d'analyse statistique	Définit et présente les indices d'ajustement du modèle, notamment la statistique du khi-deux, le khi-deux divisé par les degrés de liberté, l'indice de Tucker-Lewis, l'indice de concordance comparative, l'indice ajusté de qualité d'ajustement, l'indice d'ajustement incrémental, l'erreur quadratique moyenne d'approximation et le résidu quadratique moyen standardisé.
Procédure de test de médiation par bootstrap	SPSS Amos / plan d'analyse statistique de l'équipe de recherche	5 000 échantillons de bootstrap ; intervalles de confiance corrigés du biais à 95 %	Utilisé pour tester les associations indirectes à travers l'efficacité enseignante. Les effets indirects étaient considérés comme significatifs lorsque l'intervalle de confiance corrigé du biais à 95 % n'incluait pas zéro.
Procédure de test d'invariance de mesure	SPSS Amos / plan d'analyse statistique de l'équipe de recherche	Analyse factorielle confirmatoire à groupes multiples ΔCFI inférieur à 0,010 et ΔCritère de RMSEA inférieur à 0,015	Utilisé pour évaluer l'invariance configurationnelle, métrique et scalaire selon le sexe, le type de programme, la durée du stage et l'établissement, avant l'interprétation des estimations combinées de la MEE.