הרשמה ל-JoVE נדרשת לצפייה בתוכן זה. התחברו או התחילו בגרסת ניסיון בחינם.

מאמר מחקר

מסוגלות הוראה מתווכת את הקשרים בין תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית ואינטראקציות מורה-ילד

84 צפיות

⸱

DOI:

10.3791/71727

⸱

14 באוגוסט 2026

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

במאמר זה

סיכום

נתונים מ-350 סטודנטים להוראה לגיל הרך בסין נותחו כדי לבחון קשרים בין תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית ומסוגלות בדיווח עצמי של אינטראקציה בין מורה לילד. מודלים של משוואות מבניות העידו כי מסוגלות הוראה תיווכה את שני הקשרים, כאשר השפעות עקיפות חזקות יותר נצפו עבור תפיסות מקצועיות, דבר המדגיש את חשיבות פיתוח המסוגלות במסגרת הקשרי הכשרת מורים אזוריים.

תקציר

אינטראקציות איכותיות בין מורה לילד הן מרכזיות בחינוך לגיל הרך, אך פחות ידוע על האופן שבו סטודנטים להוראה מפתחים תחושת מסוגלות נתפסת באינטראקציות אלו לפני כניסתם למסגרת מקצועית מלאה. מחקר זה נועד לבחון כיצד תפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית קשורות למסוגלות נתפסת של אינטראקציה בין מורה לילד כפי שדווחה על ידי המשתתפים, והאם מסוגלות הוראה מתווכת סטטיסטית קשרים אלו. מדגם אזורי של 350 סטודנטים להוראה לגיל הרך מארבעה מוסדות בפוג'יאן ושאנשי, סין, מילאו שאלוני דיווח עצמי מתוקפים. נעשה שימוש במודלים של משוואות מבניות (Structural equation modeling) כדי לבחון את מודל התיווך המוצע, כאשר הטיה של שיטת מדידה משותפת (common method bias), תוקף מבנה, תוקף מבחין, אי-שינויות במדידה (measurement invariance) והשפעות עקיפות נבחנו באמצעות ניתוחים משלימים. מסוגלות הוראה נמצאה כקשורה באופן חיובי למסוגלות של אינטראקציה בין מורה לילד (β = 0.660, p < 0.001), בעוד שתפיסות מקצועיות (β = 0.629, p < 0.001) ותמיכה חברתית (β = 0.292, p < 0.001) היו קשורות באופן חיובי למסוגלות הוראה. ניתוח Bootstrap הראה קשרים עקיפים מובהקים עבור תפיסות מקצועיות (מקדם עקיף סטנדרטי = 0.415, רווח סמך 95% מתוקן להטיות [0.331, 0.509], p < 0.001) ותמיכה חברתית (מקדם עקיף סטנדרטי = 0.193, רווח סמך 95% מתוקן להטיות [0.117, 0.277], p = 0.004). הממצאים מצביעים על כך שמסוגלות הוראה היא מנגנון הסבר מרכזי הקושר בין משאבים מקצועיים והקשריים לבין מסוגלות אינטראקציה נתפסת בקרב סטודנטים להוראה לגיל הרך.

מבוא

אינטראקציות בין מורה לילד הן תהליכים מורכבים ומדוקדקים של מעורבות הדדית בין מחנכים לילדים צעירים, המהווים חלק בלתי נפרד מהחוויות היומיומיות של הילדים במסגרות של חינוך לגיל הרך. אינטראקציות אלו לא רק מעצבות באופן עמוק את מסלולי הלמידה וההתפתחות של הילדים, אלא משמשות גם כסמן מרכזי לאיכות הכללית של החינוך לגיל הרך. על רקע המאמצים הגלובליים לשיפור סטנדרטים של חינוך לגיל הרך, חשיבותן של האינטראקציות בין המורה לילד הפכה לבולטת יותר ויותר.

הוכח כי אינטראקציות איכותיות בין מורה לילד מעוררות את מוטיבציית הלמידה של ילדים צעירים, מקדמות יכולת קוגניטיבית ומיומנויות שפה, ומחזקות מיומנויות חברתיות וויסות רגשי1,2. לעומת זאת, אינטראקציות שליליות בין מורה לילד עלולות להוביל להתנגדות לבית הספר ולקשיים חברתיים, ובטווח הארוך, עלולות להפריע לפיתוח התנהגויות פרו-סוציאליות3. יתרה מכך, כשירות באינטראקציה בין מורה לילד היא בעלת ערך משמעותי הן עבור מורים בפועל והן עבור מורים בהכשרה. היא לא רק מסייעת למורים לצבור ניסיון פדגוגי ולהתקדם מקצועית, אלא גם מהווה בסיס לצמיחתם של מורים בהכשרה ולהצלחתו העתידית של קריירתם4. ראיות גוברות מצביעות על כך שאינטראקציות יעילות בין מורה לילד מסייעות למורים להעריך במדויק את צורכי הפיתוח של הילדים, לתכנן תוכניות הוראה מותאמות אישית, לבנות מערכות יחסים משביעות רצון בין המורה לילד, ובסופו של דבר לשפר את יעילות ההוראה, ובכך להגביר את המוטיבציה המקצועית של המורים5,6.

למרות שאינטראקציה בין מורה לילד מוכרת באופן נרחב כמיומנות מעשית בסיסית, המחקר על האופן שבו סטודנטים להוראה בגיל הרך מפתחים כשירות זו נותר מוגבל, וזאת על אף שתוכניות להכשרת מורים הגדילו את משך ההתמחות וההכשרה המעשית. עם זאת, קיים מחקר מועט יחסית על שיפור מיומנויות האינטראקציה בין מורה לילד בקרב סטודנטים להוראה בגיל הר造成. למעשה, חלק מתוכניות ההתערבות וקורסי ההכשרה למורים פעילים בגיל הרך השיגו תוצאות חיוביות בטיפוח יכולות האינטראקציה שלהם עם הילדים5. כשמדובר בסטודנטים להוראה בגיל הרך, מחקרים קיימים התמקדו בעיקר באופן שבו הנחיה תוכניתית והתמחויות תורמות לכשירות מקצועית כללית, תוך הקדשת תשומת לב מוגבלת למיומנויות האינטראקציה בין המורה לילד או לגורמים ולמנגנונים העומדים בבסיסן7. לפיכך, אנו שואפים להרחיב את המחקר על פיתוח כשירות האינטראקציה בין מורה לילד בקרב סטודנטים להוראה.

בהתחשב במגבלותיהם של מחקרים קיימים, אנו בוחנים באופן שיטתי את הגורמים המשפיעים על מיומנות האינטראקציה בין מורה לילד. פיתוח מיומנות זו הוא תהליך מורכב ומולטי-דימנציונלי, הכולל היבטים שונים כגון ידע ומיומנויות פדגוגיות של מורים, אמונות אישיות, ציפיות, ערכים, סטרס, בדידות, מערכות יחסים בין מורה לילד ומאפייני הילד8. בנוסף, מחקרים של Lee et al. ושל Shim and Lim מצביעים על כך שמורים שחווים שחיקה רגשית נוטים לקיים אינטראקציות באיכות נמוכה יותר, דבר המדגיש את החשיבות של שיפור הרווחה המקצועית (professional well-being) של המורים ומאשר כי גורמים רגשיים יכולים להשפיע אף הם על איכות האינטראקציות בין מורה לילד9,10.

בדומה לכך, גורמים חברתיים שונים משפיעים אף הם על מיומנויות האינטראקציה בין המורה לילד, ובכללם תמיכה חברתית וסביבת העבודה5,9,10. לדוגמה, מחקרם של Davis et al.5 מדגיש את החשיבות העליונה של תמיכה פדגוגית למורים, וטוען כי הכשרה מקצועית היא אמצעי יעיל לשיפור מיומנויות האינטראקציה שלהם עם הילדים. במקביל, מחקרים מראים כי יצירת סביבת עבודה תומכת עבור מורים במסגרות של גני ילדים יכולה להגביר באופן משמעותי אינטראקציות חיוביות בין המורים לילדים.

בהינתן המגוון והמורכבות של גורמים משפיעים אלו, מסגרת ניתוח אחת אינה מספיקה כדי להסביר באופן מלא את יחסי הגומלין ביניהם. לפיכך, נדרשת נקודת מבט תיאורטית מקיפה יותר. על בסיס זה, אנו מציגים את תיאוריית המערכות הסוציו-אקולוגיות של ברונפנברנר (Bronfenbrenner) כדי לנתח את הגורמים המשפיעים על כשירותם של סטודנטים להוראה באינטראקציה בין מורה לילד, הן מנקודת מבט אישית והן מנקודת מבט חברתית. תיאוריה זו גורסת כי התפתחות הפרט נובעת משכבות מרובות של השפעות חברתיות וסביבתיות. בהקשר של פיתוח כשירות האינטראקציה בין מורה לילד בקרב סטודנטים להוראה בחינוך לגיל הרך, ניתן לראות בתפיסות מקצועיות גורם ליבה בתוך המיקרו-מערכת (microsystem), הקשור ישירות ליכולות המקצועיות של הסטודנטים, לידע הפדגוגי שלהם ולזהותם התפקידית11. תמיכה חברתית, המערבת את המזו-מערכת (mesosystem) ואת האקסו-מערכת (exosystem), כוללת השפעות מהמשפחה, מעמיתים, ממנחים ומסביבות חברתיות אחרות12. מסוגלות הוראה, המתייחסת לתפיסות של הסטודנטים לגבי יכולות ההוראה המעשיות שלהם, מושפעת מגורמים ברמה האינדיבידואלית וקשורה באופן הדוק גם לאינטראקציות בתוך הסביבה החינוכית הרחבה יותר13,14. ליחסי הגומלין בין גורמים אלו יש השלכות משמעותיות על טיפוח כשירות האינטראקציה בין מורה לילד, אך הם טרם נבחנו מספיק במחקרים קיימים.

לאחר שביססנו את ישימותה של תיאוריית המערכות הסוציו-אקולוגיות של ברונפנברנר (Bronfenbrenner) להתפתחותי המיומנות של מורים להשפעה על אינטראקציה בין מורה לילד בקרב סטודנטים להוראה בגיל הרך, אנו שואפים להשתמש במסגרת תיאורטית זו כדי לנתח, באופן שיטתי ומעמיק יותר, את הגורמים הרב-ממדיים המשפיעים על מיומנות האינטראקציה שלהם עם הילדים. מטרתנו היא כפולה: לספק תשתית תיאורטית מדעית יותר והנחיה מעשית לפיתוח מקצועי של מורים ולשיפור האיכות החינוכית, ולפתח מערכת מקיפה לטיפוח מיומנויות אינטראקציה בין מורה לילד, אשר לוקחת בחשבון הן מאפיינים אישיים והן סביבות חברתיות. מאמץ זה שואף להניח בסיס איתן למסלולים המקצועיים של מחנכים לעתיד בגיל הרך וליצור סביבה חינוכית תומכת יותר לצמיחה הוליסטית של ילדים.

מחקר זה תורם לתחום בשלוש דרכים זהירות: ראשית, הוא מתמקד בשלבי הפיתוח המוקדמים של מיומנויות אינטראקציה בקרב סטודנטים להוראה לגיל הרך, קבוצה שבה מנגנונים הקשורים לאינטראקציה טרם נבחנו מספיק. שנית, במקום להתייחס לתאוריה של Bronfenbrenner כחדשה למחקר בחינוך לגיל הרך, מחקר זה משתמש במסגרת זו כדי להבחין בין משאב פנימי של זהות מקצועית, תפיסות מקצועיות, לבין משאב הקשרי חיצוני, תמיכה חברתית, וכדי לבחון האם מסוגלות הוראה מסבירה את הקשר בין משאבים אלו לבין מיומנויות האינטראקציה המדווחות. שלישית, הוא מציע פרספקטיבה התפתחותית רב-שכבתית שעשויה להנחות תוכניות הכשרת מורים ולשפר את איכות החינוך לגיל הרך. באמצעות גישור על פערים תיאורטיים ומעשיים, מחקר זה שואף להניח תשתית איתנה לצמיחה המקצועית של סטודנטים להוראה ולקידום סביבות התפתחותיות אופטימליות עבור ילדים צעירים.

הגישה מוגבלת. התחברו או התחילו תקופת ניסיון כדי לצפות בתוכן זה.

פרוטוקול

פרוטוקול המחקר, הכולל הן את הסקרים המקדימים והן את הסקרים הרשמיים, אושר על ידי ועדת אתיקה במחקר של אוניברסיטת דגו (מספר אישור: 52212298) לפני גיוס המשתתפים ואיסוף הנתונים. כל המשתתפים קיבלו מידע על המחקר ונתנו הסכמה מושכלת לפני מילוי השאלון. ההשתתפות הייתה רשות, התשובות נאספו באופן אנונימי, והמשתתפים יכלו לפרוש בכל עת ללא קנס או סנקציה.

שאלות המחקר ומודל המחקר

שאלות מחקר: מחקר זה בוחן את הקשרים בין תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ומסוגלות באינטראקציה מורה-ילד בדיווח עצמי של סטודנטים להוראה בגיל הרך, תוך דגש מיוחד על תפקידה המתווך הסטטיסטי של מסוגלות ההוראה. באמצעות מסגרת של מודלים של משוואות מבניות (SEM), המחקר מבקש להשיב על שאלות המחקר הבאות: 1) האם תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית ומסוגלות הוראה של סטודנטים להוראה בגיל הרך קשורות למסוגלות באינטראקציה מורה-ילד בדיווח עצמי? 2) האם מסוגלות הוראה מתווכת את הקשר בין תפיסות מקצועיות של סטודנטים להוראה בגיל הרך לבין אינטראקציות מורה-ילד? 3) האם מסוגלות הוראה מתווכת את הקשר בין תמיכה חברתית של סטודנטים להוראה בגיל הרך לבין אינטראקציות מורה-ילד?

מודל מחקר

מודל המחקר הבוחן את הקשרים בין תפיסות מקצועיות של מורים להשכלה גיל רך בעמדת הכשרה, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ואינטראקציות מורה-ילד מוצג באיור 1.

שיטה

משתתפים

מחקר זה כלל 350 סטודנטים להוראת הגיל הרך מאוניברסיטה F ומאוניברסיטה טכנית H בפוז'ו ובקוואנז'ו, מחוז פוג'יאן, ומאוניברסיטה S ומאוניברסיטה טכנית T בשיאן ובטונגצ'ואן, מחוז שאנשי, סין. בחירת אזורים אלה התבססה על שיקול מקיף של סוגי אוניברסיטאות, מערכות אקדמיות, מאפיינים עירוניים ופערים כלכליים ותרבותיים אזוריים. המשתתפים כללו סטודנטים לשנה שלישית בתוכניות דיפלומה בנשך של שלוש שנים, סטודנטים לשנה רביעית בתוכניות תואר ראשון בנשך של ארבע שנים וסטודנטים לתארים מתקדמים. קבוצות אלו נבחרות כדי לשקף שונות ברמות השכלה, בבסיס המקצועי, בניסיונות המעשיים, בעומק התאורטי ובשאיפות הקריירה.

בחירה זו של אזורים ומשתתפים סיפקה מדגם אזורי רב-פרספקטיבי המכסה סוגים שונים של אוניברסיטאות, מערכות אקדמיות, הקשרים עירוניים והסדרי התמחות; עם זאת, יש לפרש את הממצאים כראיות מארבעה מוסדות ב-Fujian וב-Shaanxi, ולא כהערכות אוכלוסייה עבור כל המורים להשכלה הגנומה בסין. מסגרת דגימה אזורית זו אפשרה למחקר לבחון שונות בתוך המוסדות המשתתפים, אך התוקף החיצוני שלה מוגבל, ויש צורך בשחזור במגוון רחב יותר של הקשרים במזרח, מערב, צפון ודרום סין בטרם ניתן יהיה להכליל את הממצאים על האוכלוסייה הלאומית של המורים להשכלה הגנומה. הצדקות ספציפיות לקריטריוני הבחירה ניתן למצוא בנספח A.

המדגם הסופי כלל 70 גברים (20.0%) ו-280 נשים (80.0%). מבחינת רקע השכלתי, 173 משתתפים (49.4%) היו רשומים לתוכניות דיפלומה של שלוש שנים, 150 (42.9%) לתוכניות תואר ראשון של ארבע שנים, ו-27 (7.7%) היו סטודנטים לתארים מתקדמים. בנוגע לקטגוריות מקצועיות, 252 משתתפים (72.0%) הגיעו מתוכניות להכשרת מורים, בעוד ש-98 (28.0%) הגיעו מתוכניות שאינן להכשרת מורים. לגבי מיקומי ההתמחות, 231 משתתפים (66.0%) פעלו באזורים עירוניים, ו-119 (34.0%) פעלו באזורים שאינם עירוניים. משך ההתמחות הכולל היה משתנה: 180 משתתפים (51.4%) ביצעו התמחות שנמשכה 1–3 חודשים, ו-170 (48.6%) ביצעו התמחות שנמשכה יותר מ-4 חודשים. באשר לסוגי ההתמחות, 169 משתתפים (48.3%) ביצעו התמחות מרוכזת בבית ספר, בעוד ש-181 משתתפים (51.7%) השתתפו בשילוב של התמחות מרוכזת בבית ספר והתמחות עצמאית. לבסוף, 139 משתתפים (39.7%) ביצעו את התמחותם בגני ילדים ציבוריים, ו-211 משתתפים (60.3%) ביצעו את התמחותם בגני ילדים פרטיים.

מדדים

תפיסות מקצועיות

סולם התפיסות המקצועיות (Professional Perceptions Scale) שימש להערכת התפיסות המקצועיות של סטודנטים להוראה בגיל הרך. סולם זה, שפותח במקור על ידי Lindsay et al.15, הותאם על ידי Cho et al. למדידת תפיסות מקצועיות של גננות ומדריכי גיל הרך. תוקפו של הסולם הוכח במספר מחקרים שכללו סטודנטים להוראה בגיל הרך16,17,18.

מימד האוטונומיה הוסר מכיוון שהוא מתייחס לבחירה וליישום עצמאיים של שיטות הוראה על ידי מורים בהתבסס על אמונות חינוכיות אישיות, צורה של שיקול דעת מקצועי המתפתחת בדרך כלל לאחר אחריות מתמשכת בכיתה ולא במהלך חוויות התנסות קצרות טרם השירות18. לכן, השארת מימד זה הייתה עלולה להפחית את הרלוונטיות ההתפתחותית של הסולם עבור המדגם הנוכחי; חשוב לציין כי המבנה המעודכן בעל חמישה תחומים לא הונח a priori, אלא נבחן אמפירית באמצעות ניתוח גורמים מאשר (CFA), ותוקף המבנה שלו הוערך בהמשך באמצעות טעינות גורמים סטנדרטיות, מהימנות מורכבת, שונות ממוצעת מופקת (AVE) וראיות לתוקף מבחין.

הסולם מורכב מחמישה תתי-תחומים: ידע ומיומנויות מקצועיות (PKS, למשל, "אני מכיר שיטות הוראה התואמות את דפוסי ההתפתחות של ילדים צעירים"), רוח שירות חברתי (SSS, למשל, "מקצוע החינוך לגיל הרך דורש רוח של מסירות ולא רדיפה אחר תועלת כלכלית"), אתיקה ומוראליות מקצועית (PEM, למשל, "כמורה לעיגול רך לפני כניסה למשאיות, אני נערך בשקידה לתפקידי העתידי"), סטטוס סוציו-כלכלי תעסוקתי (OSES, למשל, "אני מאמין שמורים לגיל הרך, כאנשי מקצוע, זוכים ליחס ולכבוד חברתי הולמים"), ומקצועיות (PROF, למשל, "כדי להגביר את המקצועיות של המורים, יש לחזק את תקני ההסמכה להסמכת הוראה"), עם סך של 19 פריטים. התשובות נרשמו על סולם ליקרט בן 5 דרגות, הנע בין 1 (במידה רבה מאוד לא מסכים) ל-5 (במידה רבה מאוד מסכים), כאשר ציונים גבוהים יותר מעידים על תפיסות מקצועיות חזקות יותר. הסולם הראה מהימנות גבוהה, עם Cronbach’s α כללי של 0.94. מקדמי המהימנות עבור תתי-התחומים היו כדלקמן: PKS = 0.77, SSS = 0.75, PEM = 0.83, OSES = 0.83, ו-PROF = 0.77, כאשר כולם עלו על הסף המקובל לעקביות פנימית (α > 0.70).

תמיכה חברתית

סולם התמיכה החברתית שימש למדידת רמת התמיכה החברתית שקיבלו סטודנטים להוראה לגיל הרך. סולם זה, שפותח במקור על ידי Park et al.19, עודכן והורחב על ידי Kim et al.20 כדי להעריך תמיכה חברתית בקרב גננות ומורים לגיל הרך. הוא נעשה בו שימוש נרחב במחקרים עדכניים השמכללים סטודנטים להוראה לגיל הרך21,22.

תמיכה חברתית כוללת צורות שונות, ביניהן תמיכה רגשית, מידעית, חומרית והערכתית, הניתנת ממקורות כגון מורים, חברים ובני משפחה12. מחקרים מצביעים על כך שסטודנטים להוראה לגיל הרך, בשל ניסיונם המוגבל, מפיקים תועלת מיוחדת מתמיכה מקצועית, הכוללת משאבים חומריים והדרכה, במטרה לשפר את הפרקטיקה המקצועית שלהם23. כדי להגביר את הרלוונטיות המעשית של המחקר, התמיכה החברתית סווגה לארבעה סוגים נפרדים.

הסולם כולל ארבעה תחומי משנה: תמיכה רגשית (ES, לדוגמה: "האנשים שסביבי תמיד דואגים לי ואוהבים אותי"), תמיכה מידעית (IS, לדוגמה: "כאשר אני נתקל בבעיות, האנשים שסביבי עוזרים לי לזהות את הגורמים השורשיים על ידי אספקת מידע יעיל"), תמיכה חומרית (MS, לדוגמה: "האנשים שסביבי תמיד מוכנים לספק תמיכה כספית כאשר אני זקוק לה"), ותמיכה הערכתית (EVS, לדוגמה: "האנשים שסביבי נותנים לי משוב בונה על פעולותיי"), עם סך הכל 25 פריטים. התשובות נרשמו על סולם ליקרט בן 5 דרגות, הנע בין 1 (כל כך לא מסכים) ל-5 (מסכים מאוד), כאשר ציונים גבוהים יותר מעידים על תמיכה חברתית נתפסת גבוהה יותר. הסולם הדגים מהימנות גבוהה, עם Cronbach’s α כולל של 0.96. מקדמי המהימנות עבור תחומי המשנה היו כדלקמן: ES = 0.88, IS = 0.87, MS = 0.87, ו-EVS = 0.85, כאשר כולם עלו על הסף המקובל (α > 0.70).

מסוגלות הוראה

המסוגלות העצמית של המורים הוערכה באמצעות סולם המסוגלות העצמית של המורה (Teacher Self-Efficacy Scale), שפותח במקור על ידי Riggs et al.24. הגרסה הסינית של סולם זה יושמה באופן נרחב במחקרים חינוכיים בסין. לצורך מחקר זה, הסולם הותאם כדי לשקף את האתגרים והחוויות הספציפיים של סטודנטים להוראה לגיל הרך, במיוחד במסגרות חינוכיות סיניות.

הסולם מורכב משני תתי-סממנים: מסוגיות עצמית כללית של המורה (GTE, לדוגמה: "אם ילדים פעילים יותר מהרגיל במהלך פעילויות, הדבר נובע לעיתים קרובות ממאמציו של המורה.") ומסוגיות עצמית אישית של המורה (PTE, לדוגמה: "אני מחפש ללא הרף שיטות יעילות יותר לארגון פעילויות ההוראה."), עם סך כולל של 25 פריטים. התשובות נרשמו על סולם Likert בן 5 דרגות, שנע בין 1 (כלל לא מסכים) ל-5 (מסכים מאוד), כאשר ציונים גבוהים יותר מעידים על מסוגיות גבוהה יותר של המורה. הסולם הראה מהימנות גבוהה, עם Cronbach’s α כולל של 0.96. מקדמי המהימנות עבור תתי-הסממנים היו כדלקמן: GTE = 0.92 ו-PTE = 0.92, המעידים על עקביות פנימית מצוינת.

אינטראקציה בין מורה לילד

נעשה שימוש במדד האינטראקציה בין מורה לילד (Teacher-Child Interaction Scale) כדי להעריך את מיומנות האינטראקציה בדיווח עצמי של סטודנטים להוראה, במקום להעריך ישירות את איכות האינטראקציות בכיתה. מדד זה פותח על ידי Lee et al.25 באמצעות סינתזה של סטנדרטים מה-Assessment Profile for Early-Childhood Programs (APECP), ממועצת ההסמכה הלאומית למשמורת ילדים (NCAC), מהאיגוד הלאומי לחינוך ילדים צעירים (NAEYC) ומהמכון הקוריאני לפיתוח חינוכי. הוא תוכנן להעריך אינטראקציות בין מורה לילד בקרב מורים לגיל הרך וסטודנטים להוראה לגיל הרך בדרום קוריאה.

מכיוון שהסולם פותח במקור בדרום קוריאה, השימוש בו בהקשר הסיני הנוכחי דרש ביקורת תרבותית ולשונית ולא אימוץ ישיר. במהלך שלב הפיילוט, פאנל מומחים בחן את הגרסה הסינית כדי להעריך את הבהירות הסמנטית, ההתאמה ההתפתחותית והרלוונטיות התרבותית של הפריטים, וניתוח גורמים מאשש (CFA) לאחר מכן תמך במבנה של שלושה תחומים — אינטראקציה רגשית, מילולית והתנהגותית — במדגם זה. עם זאת, לא נבחנה שקילת מדידה בין-תרבותית (cross-cultural measurement invariance) פורמלית בין המדגמים הסיני והקוריאני, ומחקרים עתידיים צריכים לבחון שקילות קונפיגורטיבית, מטרית וסקלארית לפני ביצוע השוואות ישירות בין מדינות.

הסולם כולל שלושה תתי-תחומים: אינטראקציה רגשית (EI, לדוגמה: "אני תמיד פוגש ילדים בחיוך"), אינטראקציה מילולית (VI, לדוגמה: "אני משתמש בשפה חיובית כדי לעודד ילדים להביע את מחשבותיהם בחופשיות"), ואינטראקציה התנהגותית (BI, לדוגמה: "אני משתמש לעיתים קרובות בשפת גוף חיובית, כגון חיבוק, כדי לקיים אינטראקציה עם ילדים"), עם סה"כ 30 פריטים. התגובות נרשמו על גבי סולם ליקרט בן 5 נקודות, הנע בין 1 (לא מסכים בכלל) ל-5 (מסכים מאוד), כאשר ציונים גבוהים יותר מעידים על יכולת אינטראקציה גבוהה יותר בין המורה לילד. הסולם הפגין מהימנות גבוהה, עם Cronbach’s α כללי של 0.94. מקדמי המהימנות עבור תתי-התחומים היו כדלקמן: EI = 0.92, VI = 0.92, ו-BI = 0.91, דבר המאשר עקביות פנימית מצוינת. האינטראקציה בין המורה לילד נמדדה באמצעות דיווח עצמי מכיוון שהמשתתפים היו סטודנטים להוראה מהמוסמים של ארבעה מוסדות שונים ובמסגרות התמחות מגוונות, דבר שהקשה על יישום עקבי של תצפית סטנדרטית בכל האתרים. חשוב מכך, המחקר הנוכחי התמקד בתפיסת מיומנות האינטראקציה במהלך הכשרת הסטודנטים ולא באיכות האינטראקציה הנצפית ישירות בכיתה; עם זאת, מיומנות המוערכת על ידי המשתתף עשויה שלא לשקף באופן מלא את איכות האינטראקציה בפועל בין המורה לילד, ומחקרים עתידיים צריכים לשלב מדדי דיווח עצמי עם תצפיות בכיתה, דירוגי חונכים וקידוד מבוסס וידאו.

פרוצדורה

סקר פיילוט: סקר פיילוט נערך בין ה-1 ל-5 ביוני 2024, ובו השתתפו 50 סטודנטים להוראה לגיל הרך שגויסו מאותן ארבע אוניברסיטאות משתתפות במחוזות פוג'יאן (Fujian) ושאנשי (Shaanxi) שבסין. סקר הפיילוט נערך כדי להעריך את הבהירות, המובנות, ההתאמה התרבותית והמהימנות הראשונית של השאלונים המודדים תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ומסוגלות באינטראקציה בין מורה לילד. על בסיס ממצאי הפיילוט וביקורת של פאנל מומחים, בוצעו תיקוני ניסוח מינוריים כדי לשפר את בהירות הפריטים לפני הסקר הרשמי.

ניתוח ועדכון סולמות המדידה: סולמות השאלון עודכנו על ידי פאנל מומחים שהורכב משני פרופסורים המתמחים בחינוך לגיל הרך, מנהל גן אחד, שלושה מדריכי התמחות וצוות המחקר. הפאנל בחן את פריטי השאלון, תוך התמקדות בטיפול בסוגיות של עמימות או חוסר התאמה שזוהו במהלך סקר הפיילוט. לאחר דיון מעמיק והגעה להסכמה, בוצעו העדכונים הנדרשים כדי להבטיח את בהירותם והרלוונטיות של הפריטים.

סקר פורמלי

הסקר הפורמלי נערך בין ה-30 ביוני ל-20 ביולי 2024, והיה מיועד למורים להכשרה בחינוך לגיל הרך מאוניברסיטת F, האוניברסיטה הטכנית H, אוניברסיטת S והאוניברסיטה הטכנית T. מוסדות אלו שוכנים בפוז'ו ובקוואנז'ו במחוז פוג'יאן, וכן בשיאן ובטונגצ'ואן במחוז שאנשי. גויסו בסך הכל 363 משתתפים, למעט 50 המשתתפים בסקר הפיילוט.

צוות המחקר הסביר את מטרת המחקר ואת תוכן הסקר בטלפון או במהלך ביקורים פנים-אל-פנים, השיג הסכמה מדעת והפיץ שאלונים באתר או באמצעות אפליקציית מסרים חברתית. כדי לצמצם הטיות הנובעות משיטת מדידה משותפת (common method bias), המשתתפים מילאו את השאלון באופן אנונימי, נמסר להם כי אין תשובות נכונות או שגויות, והובטח להם כי תגובותיהם ישמשו למטרות מחקר בלבד; בקרות פרוצדורליות אלו נועדו להפחית חשש מהערכה ומענה המותאם לנורמות חברתיות (socially desirable responding), אם כי הן לא יכלו לבטל לחלוטין שונות של שיטת מדידה משותפת (shared method variance). מתוך 363 המשתתפים שגויסו, 336 השלימו שאלונים תקפים באתר, ו-27 השלימו את הגרסה המקוונת; לאחר הוצאת 13 תגובות לא תקפות, נשמרו 350 שאלונים לצורך ניתוח.

ניתוח נתונים

במחקר זה נעשה שימוש בתוכנה לניתוח סטטיסטי ובתוכנת SEM לצורך ניתוח הנתונים, אשר בוצע בשלושה שלבים.

בשלב הראשון, חושבו סטטיסטיקה תיאורית ומקדמי מתאם של פירסון באמצעות תוכנה לניתוח סטטיסטי. העקביות הפנימית של הסולמות הוערכה באמצעות Cronbach’s α. לפני ניתוח מודלים של משוואות מבניות (SEM), נבדקו הטיה (skewness) וגבנוניות (kurtosis) חד-משתני; נבדקו ההטיה והגבנוניות של הנתונים (קריטריונים: skewness < 2.0, kurtosis < 4.0) כפי שהומלץ על ידי Kline26.

בשלב השני, בוצעו ניתוחי CFA ו-SEM באמצעות תוכנת SEM. תוכנת SEM מספקת מדדי התאמה שונים, כולל מדדי התאמה מוחלטים ויחסיים26. בהערכת התאמת המודל, נשקלו גורמים כגון גודל המדגם, התאמת הנתונים ומורכבות המודל. מדדי ההתאמה הבאים שימשו להערכת המודל: מבחן chi-square (χ2), יחס chi-square לדרגות חופש (χ2/df), מדד טאקר-לואיס (TLI), מדד התאמה השוואתי (CFI), מדד התאמה כללי מתוקנן (AGFI), מדד התאמה עיקרי (IFI), ושורש ממוצע ריבועי של שאריות סטנדרטי (SRMR). בהתבסס על ההמלצות של Schreiber et al.27, שימשו הסף הבאים לקביעת התאמה מקובלת של המודל: TLI > 0.90, CFI > 0.90, AGFI > 0.90, IFI > 0.90, ו-RMSEA < 0.08. אי-שנויות מדידה (measurement invariance) של מודל המדידה בעל ארבעה גורמים נבחנו בהמשך בין קבוצות דמוגרפיות מרכזיות, כולל מגדר, סוג התוכנית, משך ההתמחות ומוסד, באמצעות multi-group CFA. אי-שנויות קונפיגורלית, מטרית וסקלרית הוערכו באמצעות שינויים ב-CFI וב-RMSEA, כאשר ΔCFI < 0.010 ו-ΔRMSEA < 0.015 העידו על אי-שנויות מקובלת. ניתוחים אלו נערכו כדי לקבוע האם אומדני SEM מאוחדים היו הולמים עבור תתי-הקבוצות הדמוגרפיות העיקריות.

בשלב השלישי, השפעות עקיפות נבחנו בתוכנת SEM באמצעות 5,000 דגימות bootstrap; עבור כל השפעה עקיפה חושבו רווחי סמך bootstrap מתוקננים להטיה (bias-corrected) של 95%, והשפעה עקיפה נחשבה למשמעותית מבחינה סטטיסטית כאשר הרווח לא כלל את הערך אפס. שיטת ה-bootstrap מעריכה רווחי סמך של פרמטרים על ידי דגימה חוזרת עם החזרה מתוך מערך הנתונים המקורי. שיטה זו נפוצה לבדיקת המשמעות והיציבות של השפעות עקיפות במודלים של משוואות מבניות26. לבסוף, מאחר שהמחקר התבסס על כלי דיווח עצמי, נעשה שימוש במבחן הגורם היחיד של Harman כדי להעריך הטיית שיטה משותפת (common method bias). כדי לבחון האם דפוס התיווך היה תלוי במפרט המודל, הושוו מודל השפעות ישירות, מודל תיווך חלקי שבו הנתיבים הישירים מתפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית לאינטראקציות מורה-ילד הוערכו באופן חופשי, ומודל תיווך מלא שבו נתיבים ישירים אלו הוגבלו לאפס. קוליניאריות הוערכה גם באמצעות מתאמי בין-מבנים (inter-construct correlations), ראיות לתוקף מבדיל (discriminant validity) ומקדמי ניפוח שונות (variance inflation factors).

הגישה מוגבלת. התחברו או התחילו תקופת ניסיון כדי לצפות בתוכן זה.

תוצאות

סטטיסטיקה תיאורית ומתאמים

טבלה 1 מציגה את מקדמי האלפא של קרונבך, סטטיסטיקה תיאורית וניתוחי קורלציה עבור ארבעה משתנים בקרב סטודנטים להוראה בגיל הרך: תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ואינטראקציות מורה-ילד. כל המשתנים הראו מקדמי אלפא של קרונבך העולים על 0.90, מה שמעיד על מהימנות גבוהה. קורלציות דו-משתניות אלו שימשו רק כראיה תיאורית ראשונית ואין לפרשן כנתיבים מבניים ישירים; נתיבים ישירים הוערכו במודל ה-SEM לאחר הכללת מסוגלות ההוראה. בדיקות נורמליות הצב...

הגישה מוגבלת. התחברו או התחילו תקופת ניסיון כדי לצפות בתוכן זה.

דיון

מחקר זה חושף דפוס מובחן בקשר שבין תפיסות מקצועיות לבין אינטראקציה של מורה-ילד בקרב סטודנטים להוראה לגיל הרך. תפיסות מקצועיות לא היו קשורות באופן ישיר למסוגלות של אינטראקציית מורה-ילד בדיווח עצמי לאחר התחשבויות במסוגלות המורה (teacher efficacy), אך הן הראו קשר עקיף משמעותי דרך מסוגלות המורה, מה שמחזק את תפקידה של מסוגלות המורה כמתווך סטטיסטי מלא במודל ה-SEM הרוחבי. ממצא זה עומד בניגוד למחקרים קודמים על מחנכים לגיל הרך, שהצביעו בדרך כלל על השפעה ישירה של תפיסות מקצועיות על אינטראקציית מורה-ילד28

הגישה מוגבלת. התחברו או התחילו תקופת ניסיון כדי לצפות בתוכן זה.

גילויים

המחברים מדווחים כי אין ניגוד עניינים.

חומרים

רשימת החומרים שנעשה בהם שימוש במאמר זה
שםחברהמספר קטלוגהערות
סולם תמיכה חברתיתסולם אקדמי מפורסם; פותח במקור על ידי Park וש upgraded/הושלם על ידי Kimגרסה של 25 פריטים; פורמט תגובה של סולם ליקרט בן 5 נקודות; ללא מספר קטלוג מסחרימודד תמיכה חברתית נתפסת בקרב מורים לעתיד לגיל הרך על פני תמיכה רגשית, תמיכה מידעית, תמיכה חומרית ותמיכה מעריכה. אלפא של Cronbach’ כוללת = 0.96.
סולם מסוגלות עצמית של מוריםסולם אקדמי מפורסם; פותח במקור על ידי Enochs ו-Riggs; גרסה של מחקר מותאמת לסיניתגרסה של 25 פריטים; פורמט תגובה של סולם ליקרט בן 5 נקודות; ללא מספר קטלוג מסחרימעריך מסוגלות הוראה בהקשר של הכשרת מורים לגיל הרך בסין על פני מסוגלות הוראה כללית ומסוגלות הוראה אישית. אלפא של Cronbach’ כוללת = 0.96.
סולם אינטראקציה מורה-ילדסולם אקדמי מפורסם; פותח על ידי Lee ונבדק על ידי פאנל מומחים למחקר לשימוש בסיניתגרסה של 30 פריטים; פורמט תגובה של סולם ליקרט בן 5 נקודות; ללא מספר קטלוג מסחרימעריך כשירות אינטראקציה מורה-ילד בדיווח עצמי ולא איכות אינטראקציה נצפית בכיתה. כולל אינטראקציה רגשית, אינטראקציה מילולית ואינטראקציה התנהגותית; אלפא של Cronbach’ כוללת = 0.94.
טופס מידע דמוגרפיצוות המחקר, שיתוף פעולה בין אוניברסיטת סיצ'ואן לאמנויות ומדעים לבין אוניברסיטת דגוחלק משאלון מחקר מותאם; ללא מספר קטלוג מסחריאסף מאפיינים של המשתתפים כולל מגדר, רקע השכלתי, קטגוריה מקצועית, מיקום ההתמחות, משך ההתמחות, סוג ההתמחות וסוג הגן.
טקסט מידע למשתתפים והסכמה מדעתצוות המחקר; אושר על ידי ועדת אתיקה במחקר של אוניברסיטת דגומספר אישור אתי: XXX; יש לוודא רישום אישור מקומישימש לפני הפצת השאלון כדי להסביר את מטרת המחקר ותוכן הסקר ולהשיג הסכמה מדעת ממשתתפים שהם מורים לעתיד לחינוך לגיל הרך.
חבילת שאלון סקר פיילוטצוות המחקר ופאנל מומחיםגרסת פיילוט שנעשה בה שימוש ב-1–5 ביוני 2024; ללא מספר קטלוג מסחריבחן בפיילוט את הבהירות וההתאמה של סולם תפיסות מקצועיות, סולם תמיכה חברתית, סולם מסוגלות עצמית של מורים, סולם אינטראקציה מורה-ילד ופריטים דמוגרפיים בקרב 50 מורים לעתיד לחינוך לגיל הרך.
הליך ביקורת פאנל מומחיםצוות המחקר; פאנל מומחים הכולל שני פרופסורים לחינוך לגיל הרך, מנהל גן ילדים אחד, שלושה מדריכי התמחות וצוות המחקרביקורת תוכן מבוססת קונצנזוס; ללא מספר דגם מסחרישימש לתיקון פריטי סולם עבור עמימות, התאמה, בהירות סמנטית, התאמה התפתחותית ורלוונטיות תרבותית לפני הסקר הרשמי.
טפסי שאלונים מודפסים בשטחצוות המחקר; ציוד סקרים מוסדי מקומיטפסי סקר נייר; ללא מספר קטלוג מסחרישימשו לה administration של שאלונים בשטח. במדגם הסופי, התקבלו 336 שאלונים תקפים מהשטח לפני שילובם עם שאלונים מקוונים.
WeChatTencentאפליקציית WeChat לנייד; יש לוודא את הגרסה מרשומות המכשיר/אפליקציה ששימשו במהלך יוני–יולי 2024שימשה כערוץ הפצה מקוון לניהול השאלונים; 27 שאלונים מקוונים מלאים נאספו דרך הנתיב המקוון/WeChat.
הליך גיוס טלפוני ופרוסבצוות המחקרהליך גיוס סטנדרטי; ללא מספר קטלוג מסחרישימש ליצירת קשר עם מוסדות/משתתפים, הסבר מטרת המחקר ותוכן הסקר, ותמיכה בהסכמה מדעת לפני ניהול השאלון.
SPSS StatisticsIBMגרסה 27.0שימש לסטטיסטיקה תיאורית, מקדמי מתאם פירסון, ניתוח מהימנות אלפא של Cronbach’, בדיקות נורמליות באמצעות שיפוע (skewness) וקורטוזיס (kurtosis), ומבחן הגורם היחיד של Harman’ להטיית שיטה משותפת.
SPSS AmosIBMגרסה 26.0שימש לניתוח גורמים מאשר, מידול משוואות מבניות, בדיקת אי-שוניות מדידה רב-קבוצתית, בדיקת bootstrap של השפעות עקיפות והשוואות מודלים חלופיים.
Microsoft ExcelMicrosoftMicrosoft 365 Excel או גרסת Excel מותקנת מקומית; יש לוודא את הגרסה המקומית המדויקת לפני ההגשהמומלץ/שימש כסביבת חוברת עבודה לארגון נתוני סקר מקודדים, מילון נתונים, טבלאות משלימות וטבלת חומרים של JoVE. הגרסה המקומית המדויקת צריכה להיות מאומתת על ידי המחברים.
קריטריוני מדדי התאמה למידול משוואות מבניותהנחיה מתודולוגית מפורסמת; מקורות של Schreiber et al. ו-Kline מצוטטים בכתב הידללא מספר קטלוג מסחרי; קריטריונים יושמו בתוכנית הניתוח הסטטיסטימגדיר ומדווח מדדי התאמת מודל כולל סטטיסטי chi-square, chi-square חלקי דרגות חופש, מדד Tucker-Lewis, מדד התאמה השוואתי (CFI), מדד התאמה מותאם (AGFI), מדד התאמה תוספתי (NFI), שורש ממוצע ריבועי של שגיאת קירוב (RMSEA), ושארית ריבועית ממוצעת סטנדרטית (SRMR).
הליך בדיקת תיווך ב-BootstrapSPSS Amos / תוכנית ניתוח סטטיסטי של צוות המחקר5,000 דגימות bootstrap; רווחי סמך מתוקני-הטיה של 95%שימש לבדיקת קשרים עקיפים דרך מסוגלות מורה. השפעות עקיפות נחשבו למשמעותיות כאשר רווח הסמך המתוקן-הטיה של 95% לא כלל את אפס.
הליך בדיקת אי-שוניות מדידהSPSS Amos / תוכנית ניתוח סטטיסטי של צוות המחקרניתוח גורמים מאשר רב-קבוצתי; קריטריונים של ΔCFI פחות מ-0.010 ו-ΔRMSEA פחות מ-0.015שימש להערכת אי-שוניות קונפיגורלית, מטרית וסקלרית על פני מגדר, סוג תוכנית, משך התמחות ומוסד לפני שפורשרו הערכות SEM מאוחדות.

מקורות

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

הגישה מוגבלת. התחברו או התחילו תקופת ניסיון כדי לצפות בתוכן זה.

הדפסות חוזרות והרשאות

תגיות

צרו קשר
המליצו לספרייה

פרטיות

תנאי שימוש

מדיניות

זכויות יוצרים © 2026 MyJoVE Corporation. כל הזכויות שמורות.