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

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 רגשי^1,2. 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 המורים^5,6.

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 לילד^9,10.

בדומה לכך, גורמים חברתיים שונים משפיעים אף הם על מיומנויות האינטראקציה בין המורה לילד, ובכללם תמיכה חברתית וסביבת העבודה^5,9,10. 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 יותר^13,14. 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.

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 הרך^16,17,18.

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 הרך^21,22.

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).

תוצאות

סטטיסטיקה תיאורית ומתאמים

טבלה 1 מציגה את מקדמי אלפא של קרונבך, סטטיסטיקה תיאורית ואנליזות קורלציה עבור ארבעה משתנים בקרב מורות להכשרה לגיל הרך: תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ואינטראקציות מורה-ילד. כל המשתנים הראו מקדמי אלפא של קרונבך העולים על 0.90, דבר המעיד על מהימנות גבוהה. קורלציות דו-משתניות אלו שימשו כראיות תיאוריות ראשוניות בלבד ואין לפרשן כנתיבים מבניים ישירים; נתיבים ישירים הוערכו במודל ה-SEM לאחר הכללת מסוגלות ההוראה. מבחני נורמליות הצביעו על ערכי התמטות (skewness) שנעו בין −1.36 ל-−1.23 וערכי גבנוניות (kurtosis) בין −0.21 ל-0.13. מבחן הגורם היחיד של הרמן (Harman’s single-factor test) הראה כי הגורם הראשון שאינו מסובב הסביר 26.7% מהשונות הכוללת, ערך הנמוך מהקריטריון המקובל של 50%, מה שמרמז כי סבירותה של הטיית שיטה משותפת (common method bias) לשלוט בתוצאות ה-SEM היא נמוכה; עם זאת, כיוון שכל המבנים המרכזיים נמדדו באמצעות שאלונים לדיווח עצמי בנקודת זמן אחת, יש לפרש תוצאה אבחנתית זו כראיה נגד הטיית שיטה משותפת חמורה ולא כהוכחה לכך ששונות של שיטה משותפת הייתה חסרה לחלוטין²⁶.

תיקוף מודל המדידה

השתמשנו ב-CFA כדי להעריך את מודל המדידה. התוצאות הצביעו על כך שהמודל בעל ארבעת הגורמים (תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ויכולות אינטראקציה בין מורה לילד) סיפק התאמה מקובלת לנתונים (χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, AGFI = 0.885, IFI = 0.972, SRMR = 0.030, RMSEA = 0.077). למרות שערך ה-AGFI היה נמוך מעט מסף ה-0.90 המומלץ, שאר המדדים עמדו בקריטריונים המקובלים, מה שמעיד על כך שמודל המדידה היה הולם עבור ניתוח SEM המשכי²⁷.

תוקף מבנה, המשקף את המידה שבה משתנים חבויים תואמים למדדים הנמדדים שלהם, נתמך על ידי טעוני הגורמים הסטנדרטיים המוצגים בטבלה 2. עבור סולם התפיסות המקצועיות המעודכן, כל חמישה ממדים שנשמרו נטענו באופן מובהק למבנה החבוי המיועד, עם טעונים סטנדרטיים הנעים בין 0.828 ל-0.888 (כולם p < 0.001), וההתאמה המקובלת של ה-CFA, העקביות הפנימית הגבוהה, תוצאות ה-CR/AVE והראיות לתוקף מבחין תמכו בהלימות האמפירית של המבנה המעודכן לאחר הסרת ממד האוטונומיה. הדבר מדגים כי המשתנים הנמדדים תפסו ביעילות את המבנים החבויים המתאימים להם, ובכך הבטיחו את תוקף המבנה.

תוקף מתכנס, המעריך את העקביות של מדדים שונים עבור אותו מבנה, נבדק באמצעות מהימנות מבנה (CR) ושונות ממוצעת מופקת (AVE). כפי שמוצג ב-טבלה 3, ערכי ה-CR עבור תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות מורה ואינטראקציות מורה-ילד נעים בין 0.922 ל-0.948, וערכי ה-AVE נעים בין 0.729 ל-0.858. כל הערכים עמדו בקריטריונים המקובלים של CR > 0.70 ו-AVE > 0.50, מה שמאשר תוקף מתכנס חזק.

תוקף מבחין (Discriminant validity), הדורש שמדדים של מבנים שונים יהיו נפרדים, אומת על ידי השוואת ה-AVE של כל מבנה עם מקדמי המתאם בריבוע בין המבנים. כפי שמוצג ב-טבלה 3, השורשים הריבועיים של ערכי ה-AVE באלכסון היו גבוהים יותר ממתאמי המבנים החבויים התואמים, ובכך סופק מענה לקריטריון Fornell-Larcker ונתמך התוקף המבחין²⁶. למרות שהמתאמים בין המבנים העיקריים היו גבוהים, מסוגלות הוראה ויכולת אינטראקציה בין מורה לילד היו נפרדות מבחינה מושגית במודל המדידה: מסוגלות הוראה שיקפה את אמונות המשיבים לגבי יכולתם לארגן את ההוראה ולהתמודד עם אתגרים חינוכיים, בעוד שיכולת אינטראקציה בין מורה לילד שיקפה מעורבות רגשית, מילולית והתנהגותית עם ילדים בדיווח עצמי. תוצאות ה-CFA וקריטריון Fornell-Larcker תמכו בהבחנה אמפירית בין המבנים, אך המתאם בין מסוגלות הוראה לכשירות אינטראקציה בין מורה לילד בדיווח עצמי היה גבוה (r = 0.897), מה שמעיד על כך שהקשרים שנצפו עשויים לשקף בחלקם חפיפה מושגית ותפיסה עצמית משותפת; לפיכך, יש לפרש את הממצאים כקשרים בין מבני תפיסה קרובים ולא כראיה לכך שאמונות מסוגלות ואיכות אינטראקציה בפועל היו נפרדות לחלוטין בפרקטיקה. בדיקת אינווריאנטיות של המדידה (Measurement invariance) בוצעה עבור מגדר, סוג תוכנית, משך התמחות ומוסד. מודלים קונפיגורטיביים הראו התאמה מקובלת בין תתי-הקבוצות שנבדקו, והמודלים המטריים והסקלריים שבאו בעקבותיהם נותרו בתוך קריטריוני השינוי המומלצים. השינויים הגדולים ביותר שנצפו היו ΔCFI = 0.001 ו-ΔRMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) = 0.002, שניהם נמוכים מהסף המומלץ של 0.010 ו-0.015, בהתאמה; לפיכך, מודל המדידה הראה אינווריאנטיות מקובלת בין הקבוצות הדמוגרפיות שנבדקו, מה שתומך בשימוש בהערכות SEM מאוחדות עבור הניתוחים העיקריים. תוצאות אינווריאנטיות מפורטות מופיעות ב-טבלה משלימה 1.

קשרים בין תפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית לבין מסוגלות בבינאדם-ילד בדיווח עצמי של מורים: התפקיד המתווך הסטטיסטי של מסוגלות הוראה בקרב סטודנטים להוראה לגיל הרך

מודל ה-SEM המוצג ב-איור 2 הוקם כדי לבחון את הנתיבים האסוציאטיביים הקושרים תפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית למסוגלות באינטראקציה מורה-ילד בדיווח עצמי, כאשר מסוגלות המורה משמשת כמתווך סטטיסטי. תוצאות ניתוח ה-SEM, כפי שמוצגות ב-טבלה 4, מעידות כי התאמת מודל התיווך היא מקובלת.

כפי שמוצג ב איור 2, מסוגלות מורים הייתה קשורה באופן חיובי למסוגלות באינטראקציה מורה-ילד בדיווח עצמי (β = 0.660, p < 0.001), בעוד שהנתיבים הישירים מתפיסות מקצועיות (β = 0.167, p = 0.073) ותמיכה חברתית (β = 0.118, p = 0.074) למסוגלות באינטראקציה מורה-ילד לא היו מובהקים לאחר הכללת מסוגלות מורים; לפיכך, יש להבין את המתאמים הדו-משתניים המובהקים כקשרי ראשוניים ולא כראיה לנתיבים מבניים ישירים מובהקים במודל התיווך. תפיסות מקצועיות (β = 0.629, p < 0.001) ותמיכה חברתית (β = 0.292, p < 0.001) היו קשורות באופן מובהק למסוגלות מורים, מה שמעיד על כך ששאלת המחקר הראשונה נתמכה בעיקר באמצעות הנתיב העקיף. המודל הסביר 76.8% מהשונות במסוגלות מורים (R² = 0.768) ו-82.2% מהשונות במסוגלות באינטראקציה מורה-ילד בדיווח עצמי (R² = 0.822), מה שמעיד על כך שלמודל SEM אסוציאטיבי המוצע היה כוח הסבר משמעותי עבור שני המבנים האנדוגניים.

בחינת המשמעות של ההשפעות המתווכות של מסוגלות מורה

כדי לענות על שאלות המחקר השנייה והשלישית, נעשה שימוש בשיטת ה-bootstrap לבדיקת המובהקות של אפקטי התיווך, כפי שמוצג ב-Table 5. ביצוע bootstrapping עם 5,000 דגימות חוזרות הראה כי הקשר העקיף בין תפיסות מקצועיות לבין אינטראקציות מורה-ילד, המתווך על ידי מסוגלות הוראה, היה מובהק, עם מקדם עקיף סטנדרטי של 0.415 ורווח ברטחון (CI) של bootstrap מתוקן להטיה של 95% בטווח [0.331, .509] (p < 0.001). הקשר העקיף בין תמיכה חברתית לבין אינטראקציות מורה-ילד, המתווך על ידי מסוגלות הוראה, היה גם הוא מובהק, עם מקדם עקיף סטנדרטי של 0.193 ורווח ברטחון של bootstrap מתוקן להטיה של 95% בטווח [0.117, 0.277] (p = 0.004). מכיוון ששני רווחי הביטחון לא כללו את הערך אפס, שני הקשרים העקיפים נתמכו סטטיסטית. בוצעו השוואות של מודלים חלופיים כדי להעריך אם דפוס התיווך תלוי במפרט המודל. מודל האפקטים הישירים, שכלל רק את הנתיבים הישירים מתפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית לאינטראקציות מורה-ילד, הראה התאמה חלשה יותר לנתונים, χ²/df = 4.286, TLI = 0.941, CFI = 0.954, IFI = 0.954, AGFI = 0.862, RMSEA = 0.097, ו-SRMR = 0.061. מודל התיווך החלקי, שבו הנתיבים הישירים מתפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית לאינטראקציות מורה-ילד נאמדו באופן חופשי לאחר הכללת מסוגלות הוראה, הראה התאמה מקובלת, χ²/df = 3.081, TLI = 0.963, CFI = 0.972, IFI = 0.972, AGFI = 0.884, RMSEA = 0.077, ו-SRMR = 0.030. מודל התיווך המלא, שבו שני נתיבים ישירים אלו הוגבלו לאפס, הראה גם הוא התאמה מקובלת, χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, IFI = 0.972, AGFI = 0.885, RMSEA = 0.077, ו-SRMR = 0.030. בהשוואה למודל התיווך החלקי, מודל התיווך המלא לא הראה הידרדרות משמעותית בהתאמה, Δχ² = 3.214, Δdf = 2, p = 0.201, ΔCFI = 0.000, ו-ΔRMSEA = 0.000. מכיוון ששני הנתיבים הישירים לא היו מובהקים במודל התיווך החלקי, בעוד ששני הקשרים העקיפים היו מובהקים, התוצאות תומכות בפרשנות של תיווך סטטיסטי מלא במסגרת ה-SEM הרוחבית הנוכחית. יחד, ניתוחים אלו סיפקו את המידע הסטטיסטי, כולל רווחי ביטחון של bootstrap לקשרים עקיפים, ערכי R² למסוגלות הוראה ולכשירות באינטראקציית מורה-ילד בדיווח עצמי, תוצאות של אי-שינוי במדידה (measurement invariance) בין קבוצות דמוגרפיות, השוואות מודלים חלופיים ואבחוני קוליניאריות מתוקנים.

יתר על כן, עוצמת הקשרים של תפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית על אינטראקציות מורה-ילד הייתה שונה. באופן ספציפי, האפקט הכולל (β = 0.582, p < 0.001) והאפקט העקיף (β = 0.415, p < 0.001) של תפיסות מקצועיות היו גדולים בערך פי שניים מאלו של תמיכה חברתית (אפקט כולל: β = 0.311, p < 0.01; אפקט עקיף: β = 0.193, p < 0.01). ממצא זה מדגיש את ההשפעה הדיפרנציאלית של תפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית על אינטראקציות מורה-ילד, ומספק תובנות חדשות לגבי תפקידה של מסוגלות מורה בחינוך לגיל הרך.

זמינות נתונים:

הנתונים הגולמיים ששימשו לכל הניתוחים הוגשו כ-Supplementary File 1. קובץ זה כולל את סט הנתונים של השאלונים האנונימיים, את קובץ קידוד המשתנים, את קובץ הנתונים של תוכנת הניתוח הסטטיסטי, את קובצי המודל של תוכנת ה-SEM, את קובצי הפלט הסטטיסטי ואת קובצי המקור ששימשו ליצירת כל הטבלאות והאיורים המדווחים. לא נעשה שימוש במאגר נתונים חיצוני עבור הניתוח הראשוני.

איור 1: מודל מחקרי של תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ואינטראקציות מורה-ילד. הערה: PP = תפיסות מקצועיות; SS = תמיכה חברתית; TE = מסוגלות הוראה; TCI = אינטראקציות מורה-ילד. החיצים מצביעים על נתיבי הקשר המשוערים בין המבנים החבויים. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.

איור 2: מודל משוואות מבניות המקשר בין תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ומסוגלות אינטראקציה מדווחת בין מורה לילד (N = 350). הערה: PP = תפיסות מקצועיות; PKS = ידע ומיומנויות מקצועיות; SSS = רוח שירות חברתי; PEM = אתיקה ומוסר מקצועיים; OSES = מעמד סוציו-אקונומי תעסוקתי; PROF = מקצועיות; SS = תמיכה חברתית; ES = תמיכה רגשית; IS = תמיכה מידעית; MS = תמיכה חומרית; EVS = תמיכה מעריכה; TE = מסוגלות הוראה; GTE = מסוגלות עצמית כללית של המורה; PTE = מסוגלות עצמית אישית של המורה; TCI = אינטראקציות מורה-ילד; EI = אינטראקציה רגשית; VI = אינטראקציה מילולית; BI = אינטראקציה התנהגותית. קווים רצופים מציינים נתיבים מבניים מובהקים סטטיסטית, בעוד שקווים מקווקווים מציינים נתיבים ישירים לא מובהקים מתפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית למסוגלות אינטראקציה מדווחת בין מורה לילד לאחר הכללת מסוגלות הוראה; β מציין את מקדם הנתיב המתוקנן, וערכי R² מוצגים עבור משתנים אנדוגניים. נא לחץ כאן כדי לצפות בגרסה מורחבת של איור זה.

משתנה	M	SD	הטיה	גבנוניות	1	2	3	4
1. תפיסות מקצועיות	3.55	0.83	−1.28	−0.01	−0.94
2. תמיכה חברתית	3.54	0.82	−1.23	−0.21	0.742	−0.96
3. מסוגלות הוראה	3.58	0.81	−1.36	0.13	0.805	0.738	−0.96
4. אינטראקציות מורה-ילד	3.57	0.84	−1.3	−0.07	0.776	0.721	0.836	−0.97

טבלה 1: מהימנות, סטטיסטיקה תיאורית ומטריצת מתאמים עבור משתני המחקר העיקריים (N = 350).הערה. M = ממוצע; SD = סטיית תקן; α = מקדם α של קרונבך; PP = תפיסות מקצועיות; SS = תמיכה חברתית; TE = מסוגלות הוראה; TCI = אינטראקציות מורה-ילד. ערכי α של קרונבך מוצגים בסוגריים לאורך האלכסון. ערכים מחוץ לאלכסון הם מקדמי מתאם של פירסון. כל מבחני המתאם היו דו-זנביים. p < 0.01 מעיד על מובהקות סטטיסטית ברמה של 0.01.

משתנה חבוי	משתנה מדידה	B	S.E.	C.R.	P	β
תפיסות מקצועיות	ידע ומיומנויות מקצועיות	1				0.888
	רוח של שירות חברתי	1.019	0.045	22.693		0.86
	אתיקה ומוראליות מקצועית	0.991	0.044	22.739		0.861
	מעמד סוציו-אקונומי תעסוקתי	1.063	0.051	21.018		0.828
	מקצועיות	1.06	0.05	21.118		0.83
תמיכה חברתית	תמיכה רגשית	1				0.881
	תמיכה מידעית	1.012	0.043	23.335		0.879
	תמיכה חומרית	0.978	0.042	23.111		0.875
	תמיכה הערכתית	1.004	0.04	25.075		0.909
מסוגלות מורה	מסוגלות עצמית כללית של מורה	1				0.944
	מסוגלות עצמית אישית של מורה	0.936	0.032	29.165		0.906
אינטראקציות מורה-ילד	אינטראקציה רגשית	1				0.937
	אינטראקציה מילולית	0.963	0.032	29.622		0.903
	אינטראקציה התנהגותית	0.968	0.029	33.593		0.938

טבלה 2: טעינות גורם סטנדרטיות לבדיקת תוקף מבנה (N = 350).הערה. PP = תפיסות מקצועיות; PKS = ידע ומיומנויות מקצועיות; SSS = רוח שירות חברתי; PEM = אתיקה ומוסר מקצועיים; OSES = מעמד סוציו-אקונומי תעסוקתי; PROF = מקצועיות; SS = תמיכה חברתית; ES = תמיכה רגשית; IS = תמיכה מידעית; MS = תמיכה חומרית; EVS = תמיכה מעריכה; TE = מסוגלות מורה; GTE = מסוגלות עצמית כללית של מורה; PTE = מסוגלות עצמית אישית של מורה; TCI = אינטראקציות מורה-ילד; EI = אינטראקציה רגשית; VI = אינטראקציה מילולית; BI = אינטראקציה התנהגותית. β = טעינת גורם סטנדרטית; SE = טעות סטנדרטית; CR = יחס קריטי. כל טעינות הגורם המדווחות היו מובהקות סטטיסטית ברמה של p < 0.001.

משתנה	CR	AVE	1	2	3	4
1.תפיסות מקצועיות	0.931	0.729	0.729
2.תמיכה חברתית	0.936	0.785	0.790 (0.624)	0.785
3.מסוגלות הוראה	0.922	0.856	0.860 (0.739)	0.789 (0.623)	0.856
4.אינטראקציות מורה-ילד	0.948	0.858	0.828 (0.686)	0.771 (0.594)	0.897 (0.805)	0.858

טבלה 3: מודל מדידה: מהימנות מורכבת, שונות ממוצעת שהופקה ומדדי תוקף מבחין (N = 350). הערה. CoR = מהימנות מורכבת; AVE = שונות ממוצעת שהופקה; PP = תפיסות מקצועיות; SS = תמיכה חברתית; TE = מסוגלות מורה; TCI = אינטראקציות מורה-ילד. הערכים באלכסון מייצגים את השורש הריבועי של ה-AVE עבור כל מבנה. הערכים מחוץ לאלכסון מייצגים מתאמים בין מבנים חבויים, והערכים בסוגריים מייצגים מתאמים בריבוע. תוקף מבחין נחשב נתמך כאשר השורש הריבועי של ה-AVE עבור כל מבנה עלה על המתאמים שלו עם מבנים אחרים.

משתנה	χ²	p	df	χ²/df	SRMR	TLI	CFI	AGFI	IFI
מדדי התאמה	218.319	0	71	3.075	0.03	0.964	0.972	0.885	0.972
קריטריוני הערכה	p > 0.05			<3~5	< 0.08	התאמה מצוינת >0.9 התאמה טובה 0.8~0.9

טבלה 4: מדדי התאמה וקריטריונים להערכה עבור מודל המשוואות המבניות (N = 350). הערה. χ² = סטטיסטיקיית chi-square; df = דרגות חופש; χ²/df = chi-square חלקי דרגות חופש; TLI = מדד Tucker-Lewis; CFI = מדד התאמה השוואתי; AGFI = מדד טיב התאמה מתוקנן; IFI = מדד התאמה מצטבר; RMSEA = שורש ממוצע ריבוע של שגיאת קירוב; SRMR = שארית שורש ממוצע ריבוע סטנדרטית. התאמת המודל הוערכה באמצעות הקריטריונים הבאים: TLI > 0.90, CFI > 0.90, AGFI > 0.90, IFI > 0.90, RMSEA < 0.08, ו-SRMR < 0.08.

	השפעה כוללת	השפעה ישירה	השפעה עקיפה
תפיסות מקצועיות→מסוגלות הוראה	0.629	0.629	0
תפיסות מקצועיות→אינטראקציות מורה-ילד	0.582	0.167	0.415
תמיכה חברתית→מסוגלות הוראה	0.292	0.292	0
תמיכה חברתית→אינטראקציות מורה-ילד	0.311	0.118	0.193
מסוגלות הוראה→אינטראקציות מורה-ילד	0.66	0.66	0

טבלה 5: קשרים ישירים, עקיפים וסך כל הקשרים בין תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית, מסוגלות הוראה ואינטראקציות מורה-ילד (N = 350). הערה: PP = תפיסות מקצועיות; SS = תמיכה חברתית; TE = מסוגלות הוראה; TCI = אינטראקציות מורה-ילד; β = מקדם סטנדרטי; SE = טעות סטנדרטית; CI = רווח בר-סמך. קשרים ישירים מתייחסים לנתיבים מבניים שהוערכו בין שני מבנים. קשרים עקיפים מתייחסים לנתיבים המתווכים באמצעות מסוגלות הוראה. סך כל הקשרים מייצג את סכום הקשרים הישירים והעקיפים. רווחי בר-סמך בשיטת Bootstrap הם רווחים עם תיקון הטיה של 95% המבוססים על 5,000 דגימות bootstrap; קשר עקיף נחשב למשמעותי סטטיסטית כאשר הרווח לא כלל את הערך אפס. כל ערכי ה- p הם דו-זנביים.

טבלה נספחת 1​: השוואות של מודלים חלופיים עבור מודלי המשוואות הסטרוקטורליות (N = 350). הערה. χ² = סטטיסטיקת chi-square; df = דרגות חופש; χ²/df = chi-square חלקי דרגות חופש; TLI = מדד Tucker-Lewis; CFI = מדד התאמה השוואתי (Comparative Fit Index); IFI = מדד התאמה אינקרמנטלי (Incremental Fit Index); AGFI = מדד התאמה מתוקנן (Adjusted Goodness-of-Fit Index); RMSEA = שורש ממוצע ריבועי של שגיאת קירוב (Root Mean Square Error of Approximation); SRMR = שארית שורש ממוצע ריבועי סטנדרטית (Standardized Root Mean Square Residual); Δχ² = שינוי ב-chi-square; Δdf = שינוי בדרגות חופש; ΔCFI = שינוי במדד ההתאמה ההשוואתי; ΔRMSEA = שינוי בשורש הממוצע הריבועי של שגיאת הקירוב. מודל התיווך המלא הושווה למודל התיווך החלקי. אנא לחצו כאן להורדת קובץ זה.

קובץ משלים 1: נתונים גולמיים. קבצים משלימים אלו מסופקים כדי לאמת את התוצאות שדווחו ולשחזר את הניתוחים הסטטיסטיים.אנא לחץ כאן כדי להוריד קובץ 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-ילד^28,29, כאשר מסוגלות המורה שימשה רק כתפקיד מתווך חלקי³⁰. לדוגמה, מחקרים קודמים מצאו מתאם חיובי משמעותי בין תפיסות מקצועיות לבין אינטראקציית מורה-ילד, כאשר מחנכים שחזיקו בתפיסות מקצועיות גבוהות יותר נטו לאמץ אסטרטגיות אינטראקציה חיוביות יותר, כגון מתן משוב מעודד ושפה תומכת¹⁷. מורים בעלי מסוגלות גבוהה היו מסוגלים לתרגם את הידע המקצועי שלהם להדרכה יעילה במהלך פעילויות משחק. מורים אלו לא רק הגיבו במהירות ובדיוק לצרכי הילדים במהלך המשחק, אלא גם העשירו את הצורות והתוכן של אינטראקציות מורה-ילד, ובסופו של דבר שיפרו את איכות האינטראקציה³⁰. עם זאת, מחקר זה מצא כי תפיסות מקצועיות לבדן לא השפיעו באופן ישיר על אינטראקציית מורה-ילד. דבר זה מרמז כי הכרה של מורה ביכולות המקצועיות שלהם אינה מתורגמת באופן אוטומטי לאינטראקציות איכותיות בין מורה לילד. הסבר אפשרי אחד הוא שאינטראקציית מורה-ילד מעוצבת על ידי גורמים מרובים. גם אם סטודנטים להוראה מזדהים בחוזקה עם המסוגלות המקצועית שלהם, הם עשויים להתקשות בניווט במורכבויות של סביבות חינוכיות בעולם האמיתי. נתק זה בין תפיסות מקצועיות לבין יישום מעשי עשוי לעכב את התרגום היעיל של תפיסות מקצועיות למיומנויות אינטראקציה איכותיות בין מורה לילד⁸. הפער בין תיאוריה למעשה, אמונות מורה שאינן מספיקות ומסוגלות מורה נמוכה עשויים כולם לתרום להבדלים בהתנהגות ובגישה של מחנכים במהלך אינטראקציות בפועל עם ילדים, ובכך למנוע מתפיסות מקצועיות לבוא לידי ביטוי כאינטראקציה יעילה^31,32. מעבר לפער בין התיאוריה למעשה, דפוס התיווך המלא עשוי לשקף את האופי המוטיבציוני של שלב ההכשרה: תפיסות מקצועיות מספקות הבנה של מה שמורה לגיל הרך צריך להעריך ולדעת, אך סביר שבינה זו לא תעצב את התנהגות האינטראקציה אלא אם כן מורים בשלב ההכשרה מאמינים גם שהם מסוגלים לנהל את תגובות הילדים, לארגן פעילויות ולהתאים את התקשורת במצבים ממשיים. לכן, מסוגלות המורה עשויה לתפקד כמנגנון המרה פסיכולוגי, המהפך מודעות מקצועית לביטחון מעשי, ולא רק כמרכיב אישי נוסף. בהקשר זה, Reynolds et al.³³ הדגישו את חשיבותם של חניכה ותמיכה מקצועית במהלך התנסויות מעשיות, וציינו כי תמיכה כזו עשויה להשפיע לחיוב על איכות האינטראקציות בין מורה לילד במסגור של כיתה בפועל.

בהינתן שאינטראקציה בין מורה לילד מעוצבת על ידי גורמים מורכבים, שיפור פשוט של התפיסות המקצועיות של מחנכים לעתיד בגיל הרך אינו מספיק כדי להבטיח אינטראקציות באיכות גבוהה. חשיבותה של מחקר זה טמונה במיקודו בקבוצה הספציפית של מחנכים לעתיד בגיל הרך, ובחשיפה ברורה של תפקידו המתווך המלא של המסוגלות המקצועית של המורה בתרגום תפיסות מקצועיות לאינטראקציה יעילה בין מורה לילד. לפיכך, יש להבין את המסוגלות המקצועית של המורה כמנגנון חשוב, אך לא בלעדי, הקושר בין התפיסות המקצועיות של מחנכים לעתיד לבין כשירות האינטראקציה המדווחת שלהם; איכות החניכה, עצימות ההתנסות המעשית, תמיכה מוסדית וחשיפה קודמת לכיתה עשויים גם הם להשפיע על השאלה האם הבנה מקצועית תבוא לידי ביטוי באינטראקציה. מחנכים לעתיד בעלי מסוגלות מקצועית גבוהה יותר עשויים להיות בעמדה טובה יותר לצמצום הפער בין תרחישי הוראה אידיאליים לממשיים, ולהחיל ידע תיאורטי באופן גמיש יותר בפרקטיקה³⁰. בנוסף, על ידי התאמת עמדות ההוראה שלהם וקידום חדשנות חינוכית, מחנכים אלו משפרים ללא הרף את הכשירות המקצועית שלהם, דבר המאפשר להם להגיב ביעילות רבה יותר לאתגרים וללחצים הנתקלים באינטראקציות ממשיות בין מורה לילד^34,35. לכן, במקום להתמקד אך ורק בתפיסה מקצועית, יש לשים דגש רב יותר על חיזוק המסוגלות המקצועית של המורה, שכן היא הגורם המרכזי בקידום אינטראקציות איכותיות בין מורה לילד. בנוסף להעמקת ההבנה המקצועית, חיוני לספק למחנכים לעתיד בגיל הרך פלטפורמות חינוכיות ומעשיות מגוונות המסייעות להם לתרגם ידע תיאורטי למיומנויות הוראה מעשיות. יש לתת תשומת לב גם לצרכים הרגשיים של המחנכים, תוך מתן תמיכה פסיכולוגית ומנגנונים אחרים שמטרתם לטפח תפיסה עצמית חיובית, לשפר את הוויסות הרגשי ולהגביר את היכולת להתמודד עם לחצים. באמצעות צעדים אלו, יוכלו המחנכים לפתח ביטחון ומקצועיות רבים יותר באינטראקציות שלהם עם ילדים, ובסופו של דבר לספק תמיכה חזקה להתפתחות הילדים. מחקר זה חשף גם כי, למרות שהשפעה ישירה של תמיכה חברתית על האינטראקציה בין מורה לילד בקרב מחנכים לעתיד בגיל הרך לא הייתה מובהקת, לתמיכה חברתית הייתה השפעה עקיפה מובהקת דרך המסוגלות המקצועית של המורה, ששימשה כמתווך מלא. ממצאים אלו עשויים להיות סבירים בשל אופיים של מחנכים בגיל הרך^9,36.

עם זאת, אנו טוענים כי המסקנה לפיה תמיכה חברתית אינה משפרת באופן ישיר את האינטראקציה בין מורה לילד בקרב סטודנטים להוראה בגיל הרך היא סבירה. בהתבסס על הממצאים הנוכחיים, אנו מעריכים כי תוצאה זו מושפעת הן מהאופי של התמיכה החברתית עצמה והן מהדרישות המקצועיות של מיומנויות האינטראקציה בין מורה לילד. תמיכה חברתית מתייחסת בדרך כלל לסיוע רגשי, מידעי או חומרי הניתן על ידי המשפחה, חברים, עמיתים או הקהילה בעתות של לחץ או אתגר¹². עם זאת, תמיכה כזו אינה משפרת בדרך כלל באופן ישיר את ביצועיהם של מורים בכשירותים מקצועיות ספציפיות, כגון אינטראקציה בין מורה לילד. במקום זאת, תמיכה חברתית מסייעת ביצירת סביבת עבודה תומכת, מטפחת תחושת שייכות, מקלה על ההשתלבות בצוות, מעוררת עניין בפיתוח מקצועי ומפחיתה סטרס, מה שמוביל בתורו לפרקטיקות הוראה ואינטראקציות טובות יותר^23,37. לעומת זאת, מיומנויות אינטראקציה בין מורה לילד הן כשירותים מקצועיים מורכבים הדורשים למידה מתמדת, זיקוק ויישום מעשי. מיומנויות אלו כוללות ידע ממספר דיסציפלינות, כולל פדגוגיה, פסיכולוגיה והתפתחות הילד, כמו גם ניסיון הוראה מעשי ואסטרטגיות התמודדות^5,6. לכן, לא סביר שתמיכה חברתית חיצונית לבדה תשפר באופן ישיר מיומנויות מומחיות ומולטי-פסייטיות שכגון אלה. פרשנות זו רלוונטית במיוחד למורים בשלב ההכשרה, שכן תמיכה מהמשפחה, מעמיתים או ממנטורים עשויה לשנות תחילה את תפיסת הכשירות והמוכנות הרגשית שלהם, בעוד שהאיכות הנצפית של האינטראקציה בין מורה לילד תלויה בשאלה אם תמיכה זו הופנמה כביטחון בניהול סיטואציות כיתתיות ממשיות. למרות שתמיכה חברתית לא השפיעה באופן ישיר על יכולות האינטראקציה בין מורה לילד של סטודנטים להוראה בגיל הרך, מסוגיות ההוראה (teacher efficacy) שימשה כגשר, שאפשר לתמיכה החברתית להשפיע בעקיפין על יכולות אלה. קיים קונצנזוס בקרב מומחים כי תמיכה מהסביבה של מחנכים בשלב ההכשרה היא קריטית. תמיכה זו לא רק עוזרת להם לזהות ולטפל בליקויים בהוראתם, אלא גם מספקת נחמה רגשית ועידוד. עבור מורים מתחילים, חניכה (mentorship) — ובמיוחד התמיכה המידעית והרגשית הניתנת על ידי מנטורים — נקשרה קשר הדוק לעלייה במסוגיות ההוראה ולהפחתה בעייפות רגשית^37,38. באמצעות משוב בונה והדרכה, מנטורים עוזרים למורים מתחילים לשכלל את שיטות ההוראה שלהם, ובכך מטפחים גישה חיובית במהלך אינטראקציות עם ילדים. יתר על כן, מחקרים הראו כי למורים המשתתפים בהכשרות לפיתוח מקצועי נוטה להיות מסוגיות עצמית גבוהה יותר, שכן הזדמנויות אלו מספקות להם אסטרטגיות וכלים נוספים לפתרון בעיות⁷. לכן, אנו מניחים את ההיפותזה הבאה: סטודנטים להוראה בגיל הרך המקבלים תמיכה חברתית רבה, ובמיוחד אלה הנהנים מהדרכה שקולה של מנטורים, יכולים לשפר את הכשירות המקצועית ואת מסוגיות ההוראה שלהם באמצעות הערכות מקצועיות של המנטורים, עידוד רגשי ותמיכה מידעית וחומרית. יתר על כן, למחנכים בשלב ההכשרה עם מסוגיות הוראה גבוהה יש סבירות גבוהה יותר לאמץ אסטרטגיות תקשורת מגוונות באינטראקציות בין מורה לילד, ואפילו כאשר הם ניצבים בפני אתגרים, הם יכולים להישען על המסוגיות הגבוהה שלהם כדי להבטיח אינטראקציות חלקות עם ילדים.

לסיכום, אף על פי שתמיכה חברתית לא שיפרה באופן ישיר את יכולות האינטראקציה בין המורה לילד של סטודנטים להוראה בגיל הרך, הדבר אינו מעיד על כך שתמיכה חברתית אינה משמעותית בהתפתחותם המקצועית. נהפך הוא, באמצעות תמיכה הערכתית, רגשית, חומרית ומידעית, תמיכה חברתית ממלאת תפקיד עקיף מכריע בשיפור יכולות האינטראקציה בין המורה לילד של סטודנטים להוראה. לפיכך, במאמצים לשפר את יכולות האינטראקציה בין המורה לילד של סטודנטים להוראה בגיל הרך, חיוני להבטיח כי הם יקבלו תמיכה חברתית, ובכך, באמצעות חיזוק המסוגלות המקצועית של המורה, לקדם בעקיפין שיפורים משמעותיים ביכולות האינטראקציה שלהם. מחקר זה חשף כי השפעת התפיסות המקצועיות על האינטראקציות בין המורה לילד הייתה גדולה יותר מבחינה מספרית מזו של התמיכה החברתית, כאשר ההבדל בהשפעה היה כדו-מכפלה. תוצאה זו הייתה בלתי צפויה במידת מה. בניתוח מעמיק יותר, אנו משערים כי פער ניכר זה עשוי להיות קשור קשר הדוק למודל הנוכחי של הכשרת מורים. פער זה עשוי להיות קשור לא רק למודלים הנוכחיים של הכשרת מורים, אלא גם להבחנה הפסיכולוגית בין סוכנות מקצועית פנימית לבין משאבים הקשריים חיצוניים. תפיסות מקצועיות קשורות לזהות התפקיד, למוטיבציה פנימית ולתחושת אחריות נתפסת להתפתחות הילדים, ולכן עשויות להיות מופנמות בקלות רבה יותר למסוגלות המורה⁷; לעומת זאת, תמיכה חברתית נשארת תנאי חיצוני שהשפעתו תלויה בספציפיות שלו, בהמשכיותו וברלוונטיות שלו לבעיות אינטראקציה קונקרטיות. בנוסף, עם התמקדות גוברת של מוסדות להכשרת מורים באתיקה מקצועית ובמודעות לשירות חברתי, ההתלהבות והמחויבות של סטודנטים להוראה בגיל הרך כלפי האינטראקציה בין המורה לילד גברו באופן משמעותי³⁹. לעומת זאת, בעוד שתמיכה חברתית אכן מפעילה השפעה מסוימת על אינטראקציות בין מורה לילד, נראה כי השפעתה צנועה יחסית. הדבר עשוי לנבוע ממגבלות של התמיכה החברתית במונחים של צורתה, תזמונה ואיכותה. תמיכה חברתית כוללת בדרך כלל סיוע רגשי, מידעי, חומרי והערכתי, אך לא כל צורות התמיכה משפיעות ישירות על אינטראקציות בין מורה לילד. לחלקן עשויה להיות השפעה עקיפה בלבד^37,40,41. מבחינת תזמון, אינטראקציות בין מורה לילד דורשות תמיכה חברתית ארוכת טווח ויציבה כבסיס. עם זאת, סטודנטים להוראה בגיל הרך מחפשים בדרך כלל עזרה ממנטורים, עמיתים או בני משפחה רק כאשר הם ניצבים בפני קשיים או אתגרים ספציפיים, ובכך חסרה להם ההמשכיות של תמיכה שוטפת⁴². חשוב מכך, מנקודת מבט של איכות, התמיכה החברתית הנתפסת על ידי סטודנטים להוראה בגיל הרך היא לרוב בלתי מספקת. חלק מצורות התמיכה עשויות להסתכם בדאגה או בעידוד שטחיים, ללא שיפור יעיל של פרקטיקות ההוראה³³. למרות זאת, אין להמעיט בערכה של התמיכה החברתית, שכן היא ממלאת תפקיד קריטי בסיוע לסטודנטים להוראה בגיל הרך להתמודד עם הלחצים והאתגרים הטבועים באינטראקציות בין מורה לילד, ומשמשת כמשאב חיצוני חשוב להתפתחות מקצועית.

מחקר זה, המבוסס על תיאוריית מערכות סוציו-אקולוגיות, מספק ראיות באמצעות מודל SEM בחתך רוחבי למסגרת מושגית שבה משאבים פנימיים וחיצוניים קשורים למסמך עצמי של כשירות באינטראקציה בין מורה לילד, באמצעות מסמנן של מסוגלות הוראה. ב-SEM בחתך רוחבי זה, תפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית היו קשורות למסמך עצמי של כשירות באינטראקציה בין מורה לילד בעיקר באמצעות מסוגלות הוראה; בהתאם לכך, יש לפרש את הממצאים כראיות לתיווך סטטיסטי ולא כראיות לכך שמשאבים אלו גורמים לשינויים בהתנהגות האינטראקציה. דפוס זה מספק רציונל אמפירי לתוכניות הכשרת מורים לשקול פעילויות לבניית מסוגלות, בעוד שמחקרי אורך ומחקרי התערבות נותרים נחוצים לפני שניתן יהיה להעלות טענות מעשיות חזקות יותר.

בהתבסס על העוצמה היחסית של הנתיבים, תוכניות להכשרת מורים עשויות לתת עדיפות לשלוש נקודות התערבות: שילוב רפלקסיה מובנית על זהות מקצועית ומקרי אינטראקציה ממוקדי-ילד בתוך תוכנית הלימודים; אספקת מיקרו-הוראה תחת פיקוח, משוב מבוסס וידאו ומשימות פרקטיקום בהנחיית מנטור המחזקות את המסוגלות של המורה; ובניית ערוצי תמיכה יציבים של עמיתים-מנטורים במהלך התמחות, כך שהתמיכה החברתית תהיה מקושרת לבעיות אינטראקציה ספציפיות ולא תישאר כעידוד כללי בלבד. מכיוון שתפיסות מקצועיות הראו השפעות כוללות ועקיפות גדולות יותר מאשר תמיכה חברתית^42,43, התערבויות כאלה צריכות לסייע תחילה למורים בהכשרה לפרש את תפקידם המקצועי, ולאחר מכן להמיר הבנה זו לתרגול אינטראקציה חוזר ונשנה המבוסס על משוב.

יתרה מכך, סטודנטים להוראה בחינוך לגיל הרך מחזיקים לעיתים קרובות בתפיסות אידיאליסטיות ונאיביות לגבי ההוראה, ואמונות גבוהות או לא מציאותיות לגבי המסוגלות העצמית עשויות לרדת ככל שהסטודנטים צוברים ניסיון מעשי. לפיכך, חיוני לסייע לסטודנטים להוראה לשמור על הלך מחשבה מאוזן לאורך התפתחותם המקצועית³⁸. כדי להשיג זאת, חשוב לשלב תוכניות לימוד המעצימות ומשמרות את המסוגלות העצמית של המורה בתוך תוכניות הפיתוח המקצועי של סטודנטים להוראה בחינוך לגיל הרך. מספר מגבלות יש להביא בחשבון בעת פרשנות הממצאים. ראשית, המערך הרוחבי אינו מאפשר הסקה סיבתית, ונדרשים מחקרי אורך או מחקרי התערבות כדי לבחון האם תפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית מובילות לשינויים עתידיים במסוגלות ההוראה ובכשירות האינטראקציה. שנית, למרות שהמדגם כלל ארבעה מוסדות ב-Fujian וב-Shaanxi, הוא נותר מדגם אזורי; מחקרי עתיד צריכים לכלול הקשרים רחבים יותר ממזרח, מערב, צפון ודרום סין כדי לבחון הבדלים אזוריים ותרבותיים בקרב סטודנטים להוראה בחינוך לגיל הרך. שלישית, כל המשתנים המרכזיים נמדדו באמצעות דיווח עצמי, מה שעלול להוביל להטיית תפיסה ושונות של שיטת מדידה משותפת, למרות שנעשה שימוש בבקרות פרוצדורליות ובמבחן הגורם היחיד של Harman. רביעית, סולם האינטראקציה מורה-ילד עבר ביקורת תרבותית ונתמך על ידי CFA במדגם זה, אך לא נבחנה אי-שונות של המדידה (measurement invariance) באופן פורמלי בין מדגמים סיניים וקוריאניים. חמישית, המתאם הגבוה בין מסוגלות ההורה לבין הכשירות באינטראקציה מורה-ילד בדיווח עצמי, ובמיוחד r = 0.897, מצביע על כך שמחקרים עתידיים צריכים להבחין יותר בין אמונות מסוגלות לבין איכות אינטראקציה בפועל באמצעות תצפיות בכיתה, דירוגי מנחים, קידוד מבוסס וידאו והערכות כיתתיות אחרות. לבסוף, משתנים כגון איכות ההנחיה, עצימות ההתנסות המעשית, אקלים מוסדי וחשיפה קודמת לכיתה לא נכללו, למרות שהם עשויים להשפיע גם הם על האופן שבו סטודנטים להוראה מתרגמים הבנה מקצועית לפרקטיקה של אינטראקציה. מחקר זה בחן כיצד תפיסות מקצועיות, תמיכה חברתית ומסוגלות הוראה קשורות לכשירות באינטראקציה מורה-ילד בקרב סטודנטים להוראה בחינוך לגיל הרך. במדגם אזורי רוחבי זה, תפיסות מקצועיות ותמיכה חברתית היו קשורות לכשירות באינטראקציה מורה-ילד בדיווח עצמי בעיקר באמצעות מסוגלות ההוראה, מה שתומך במסוגלות ההוראה כמתווך סטטיסטי מרכזי במודל המוצע. הממצאים מעידים כי משאבים מקצועיים והקשריים קשורים לתפיסת הכשירות באינטראקציה דרך אמונות המסוגלות של הסטודנטים להוראה. יש לפרש מסקנות אלו במסגרת המגבלות של מערך המחקר הרוחבי, האזורי והמבוסס על דיווח עצמי.

חומרים

רשימת החומרים שנעשה בהם שימוש במאמר זה

שם	חברה	מספר קטלוג	הערות
סולם תמיכה חברתית	סולם אקדמי מפורסם; פותח במקור על ידי Park וש upgraded/הושלם על ידי Kim	גרסה של 25 פריטים; פורמט תגובה של סולם ליקרט בן 5 נקודות; ללא מספר קטלוג מסחרי	מודד 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 מורים	סולם אקדמי מפורסם; פותח במקור על ידי Enochs ו-Riggs; גרסה של מחקר מותאמת לסינית	גרסה של 25 פריטים; פורמט תגובה של סולם ליקרט בן 5 נקודות; ללא מספר קטלוג מסחרי	מעריך 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-ילד	סולם אקדמי מפורסם; פותח על ידי Lee ונבדק על ידי פאנל מומחים למחקר לשימוש בסינית	גרסה של 30 פריטים; פורמט תגובה של סולם ליקרט בן 5 נקודות; ללא מספר קטלוג מסחרי	מעריך 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 דמוגרפי	צוות המחקר, שיתוף פעולה בין אוניברסיטת סיצ'ואן לאמנויות ומדעים לבין אוניברסיטת דגו	חלק משאלון מחקר מותאם; ללא מספר קטלוג מסחרי	אסף מאפיינים של המשתתפים כולל מגדר, רקע השכלתי, קטגוריה מקצועית, מיקום ההתמחות, משך ההתמחות, סוג ההתמחות וסוג הגן.
טקסט מידע למשתתפים והסכמה מדעת	צוות המחקר; אושר על ידי ועדת אתיקה במחקר של אוניברסיטת דגו	מספר אישור אתי: XXX; יש לוודא רישום אישור מקומי	שימש לפני הפצת השאלון כדי להסביר את מטרת המחקר ותוכן הסקר ולהשיג הסכמה מדעת ממשתתפים שהם מורים לעתיד לחינוך לגיל הרך.
חבילת שאלון סקר פיילוט	צוות המחקר ופאנל מומחים	גרסת פיילוט שנעשה בה שימוש ב-1–5 ביוני 2024; ללא מספר קטלוג מסחרי	בחן 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 מומחים	צוות המחקר; פאנל מומחים הכולל שני פרופסורים לחינוך לגיל הרך, מנהל גן ילדים אחד, שלושה מדריכי התמחות וצוות המחקר	ביקורת תוכן מבוססת קונצנזוס; ללא מספר דגם מסחרי	שימש לתיקון פריטי סולם עבור עמימות, התאמה, בהירות סמנטית, התאמה התפתחותית ורלוונטיות תרבותית לפני הסקר הרשמי.
טפסי שאלונים מודפסים בשטח	צוות המחקר; ציוד סקרים מוסדי מקומי	טפסי סקר נייר; ללא מספר קטלוג מסחרי	שימשו לה administration של שאלונים בשטח. במדגם הסופי, התקבלו 336 שאלונים תקפים מהשטח לפני שילובם עם שאלונים מקוונים.
WeChat	Tencent	אפליקציית WeChat לנייד; יש לוודא את הגרסה מרשומות המכשיר/אפליקציה ששימשו במהלך יוני–יולי 2024	שימשה כערוץ הפצה מקוון לניהול השאלונים; 27 שאלונים מקוונים מלאים נאספו דרך הנתיב המקוון/WeChat.
הליך גיוס טלפוני ופרוסב	צוות המחקר	הליך גיוס סטנדרטי; ללא מספר קטלוג מסחרי	שימש ליצירת קשר עם מוסדות/משתתפים, הסבר מטרת המחקר ותוכן הסקר, ותמיכה בהסכמה מדעת לפני ניהול השאלון.
SPSS Statistics	IBM	גרסה 27.0	שימש 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 Amos	IBM	גרסה 26.0	שימש לניתוח גורמים מאשר, מידול משוואות מבניות, בדיקת אי-שוניות מדידה רב-קבוצתית, בדיקת bootstrap של השפעות עקיפות והשוואות מודלים חלופיים.
Microsoft Excel	Microsoft	Microsoft 365 Excel או גרסת Excel מותקנת מקומית; יש לוודא את הגרסה המקומית המדויקת לפני ההגשה	מומלץ/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 מבניות	הנחיה מתודולוגית מפורסמת; מקורות של Schreiber et al. ו-Kline מצוטטים בכתב היד	ללא מספר קטלוג מסחרי; קריטריונים יושמו בתוכנית הניתוח הסטטיסטי	מגדיר 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-Bootstrap	SPSS Amos / תוכנית ניתוח סטטיסטי של צוות המחקר	5,000 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 מדידה	SPSS Amos / תוכנית ניתוח סטטיסטי של צוות המחקר	ניתוח גורמים מאשר רב-קבוצתי; קריטריונים של ΔCFI פחות מ-0.010 ו-ΔRMSEA פחות מ-0.015	שימש להערכת אי-שוניות קונפיגורלית, מטרית וסקלרית על פני מגדר, סוג תוכנית, משך התמחות ומוסד לפני שפורשרו הערכות SEM מאוחדות.