L'efficacia dell'insegnante media i legami tra percezioni professionali, supporto sociale e interazioni insegnante-bambino

Sommario

Sono stati analizzati dati provenienti da 350 futuri insegnanti cinesi della prima infanzia per esaminare le relazioni tra percezioni professionali, supporto sociale e competenza autodichiarata nelle interazioni insegnante-bambino. La modellizzazione dell'equazione strutturale ha indicato che l'autoefficacia dell'insegnante svolge un ruolo di mediazione in entrambe le associazioni, con effetti indiretti più forti per le percezioni professionali, evidenziando l'importanza dello sviluppo dell'efficacia nei contesti regionali di formazione degli insegnanti.

Abstract

Le interazioni di qualità tra insegnante e bambino sono centrali nell'educazione della prima infanzia, ma si conosce ancora poco su come gli insegnanti in formazione sviluppino una competenza percepita in tali interazioni prima di intraprendere la pratica professionale completa. Questo studio mirava a esaminare come le percezioni professionali e il supporto sociale siano associati alla competenza autodichiarata nelle interazioni insegnante-bambino, e se l'autoefficacia dell'insegnante medi statisticamente tali associazioni. Un campione regionale di 350 futuri insegnanti di educazione della prima infanzia, provenienti da quattro istituzioni di Fujian e Shaanxi, in Cina, ha compilato questionari validati di autovalutazione. È stata utilizzata la modellazione a equazioni strutturali per testare il modello di mediazione associativa proposto, con analisi complementari per esaminare il bias del metodo comune, la validità costruttiva, la validità discriminante, l'invarianza di misura e gli effetti indiretti. L'autoefficacia dell'insegnante era positivamente associata alla competenza nelle interazioni insegnante-bambino (β = 0.660, p < 0.001); le percezioni professionali (β = 0.629, p < 0.001) e il supporto sociale (β = 0.292, p < 0.001) erano invece positivamente associati all'autoefficacia dell'insegnante. L'analisi bootstrap ha mostrato associazioni indirette significative per le percezioni professionali (coefficiente indiretto standardizzato = 0.415, intervallo di confidenza corretto per il bias al 95% [0.331, 0.509], p < 0.001) e per il supporto sociale (coefficiente indiretto standardizzato = 0.193, intervallo di confidenza corretto per il bias al 95% [0.117, 0.277], p = 0.004). I risultati suggeriscono che l'autoefficacia dell'insegnante rappresenta un meccanismo esplicativo chiave che collega risorse professionali e contestuali alla competenza percepita nelle interazioni tra futuri insegnanti di educazione della prima infanzia.

Introduzione

Le interazioni tra insegnanti e bambini sono processi complessi e sfumati di impegno reciproco tra educatori e bambini piccoli, che permeano le esperienze quotidiane dei bambini nei contesti educativi della prima infanzia. Queste interazioni non solo modellano profondamente gli apprendimenti e le traiettorie di sviluppo dei bambini, ma costituiscono anche un indicatore fondamentale della qualità complessiva dell'educazione della prima infanzia. Nel contesto globale degli sforzi volti a migliorare gli standard dell'educazione della prima infanzia, il significato delle interazioni tra insegnanti e bambini è diventato sempre più rilevante.

È stato dimostrato che interazioni di alta qualità tra insegnante e bambino stimolano la motivazione all'apprendimento dei bambini piccoli, favoriscono le capacità cognitive e le competenze linguistiche e rafforzano le abilità sociali e la regolazione emotiva^1,2. Al contrario, interazioni negative tra insegnante e bambino possono portare a resistenza scolastica e difficoltà sociali e, a lungo termine, ostacolare lo sviluppo di comportamenti prosociali³. Inoltre, la competenza nell'interazione tra insegnante e bambino riveste un valore significativo sia per gli insegnanti in servizio che per quelli in formazione. Non solo aiuta gli insegnanti ad accumulare esperienza educativa e a progredire professionalmente, ma costituisce anche una base per la crescita e il successo professionale futuro degli insegnanti in formazione⁴. Un numero crescente di evidenze suggerisce che interazioni efficaci tra insegnante e bambino aiutano gli insegnanti a valutare con precisione i bisogni di sviluppo dei bambini, a progettare piani didattici personalizzati, a costruire relazioni soddisfacenti tra insegnante e bambino e, in ultima analisi, a migliorare l'efficacia dell'insegnamento, alimentando così la motivazione professionale degli insegnanti^5,6.

Sebbene l'interazione tra insegnante e bambino sia ampiamente riconosciuta come una competenza pratica fondamentale, le ricerche su come gli insegnanti in formazione della prima infanzia sviluppano questa abilità rimangono limitate, nonostante i programmi di formazione degli insegnanti abbiano aumentato il tempo dedicato agli stage e alla formazione pratica. Tuttavia, vi è una relativa scarsità di studi volti a potenziare le competenze di interazione tra insegnante e bambino negli insegnanti in formazione della prima infanzia. In effetti, alcuni programmi di intervento e corsi di formazione per insegnanti in servizio della prima infanzia hanno ottenuto risultati positivi nello sviluppo delle loro capacità di interazione con i bambini⁵. Per quanto riguarda gli insegnanti in formazione della prima infanzia, le ricerche esistenti si sono concentrate principalmente su come l'orientamento curricolare e gli stage contribuiscano alla competenza professionale complessiva, prestando scarsa attenzione alle competenze di interazione tra insegnante e bambino o ai loro determinanti e meccanismi sottostanti⁷. Pertanto, intendiamo estendere la ricerca sullo sviluppo della competenza nell'interazione tra insegnante e bambino tra gli insegnanti in formazione.

Considerando i limiti degli studi esistenti, esaminiamo sistematicamente i fattori che influenzano la competenza nell'interazione tra insegnante e bambino. Lo sviluppo di questa competenza è un processo complesso e multidimensionale, che coinvolge diversi aspetti come le conoscenze e le abilità pedagogiche degli insegnanti, le convinzioni personali, le aspettative, i valori, lo stress, la solitudine, le relazioni tra insegnante e bambino e le caratteristiche del bambino⁸. Inoltre, studi condotti da Lee et al. e da Shim e Lim indicano che gli insegnanti emotivamente esauriti tendono ad avere interazioni di qualità inferiore, sottolineando l'importanza di migliorare il benessere professionale degli insegnanti e confermando che anche i fattori emotivi possono influire sulla qualità delle interazioni tra insegnante e bambino^9,10.

Allo stesso modo, diversi fattori sociali svolgono un ruolo nell'influenzare la competenza degli insegnanti nelle interazioni con i bambini, tra cui il supporto sociale e l'ambiente di lavoro^5,9,10. Ad esempio, lo studio di Davis et al.⁵ sottolinea l'importanza fondamentale del supporto didattico per gli insegnanti, affermando che la formazione sulle competenze professionali rappresenta un mezzo efficace per migliorare le loro capacità di interazione con i bambini. Contestualmente, studi hanno chiarito che promuovere un ambiente di lavoro favorevole per gli insegnanti nei contesti prescolastici può incrementare significativamente le interazioni positive tra insegnanti e bambini.

Data la diversità e complessità di questi fattori influenti, un singolo quadro analitico non è sufficiente a spiegarne pienamente l'interazione. Pertanto, è necessaria una prospettiva teorica più completa. Sulla base di ciò, introduciamo la teoria dei sistemi socio-ecologici di Bronfenbrenner per analizzare i fattori che influenzano la competenza nell'interazione insegnante-bambino dei futuri insegnanti da entrambe le prospettive personale e sociale. Questa teoria sostiene che lo sviluppo individuale derivi da più livelli di influenze sociali e ambientali. Nel contesto dello sviluppo della competenza nell'interazione insegnante-bambino nei futuri insegnanti della prima infanzia, le percezioni professionali possono essere considerate un fattore centrale all'interno del microsistema, direttamente correlate alle capacità professionali, alle conoscenze educative e all'identità di ruolo dei futuri insegnanti¹¹. Il supporto sociale, che coinvolge il mesosistema e l'esosistema, comprende le influenze provenienti dalla famiglia, dai coetanei, dai mentori e da altri ambienti sociali¹². L'autoefficacia dell'insegnante, che si riferisce alle percezioni dei futuri insegnanti riguardo alle proprie effettive capacità didattiche, è influenzata da fattori a livello individuale ed è strettamente legata anche alle interazioni all'interno dell'ambiente educativo più ampio^13,14. L'interazione di questi fattori ha implicazioni significative per la formazione della competenza nell'interazione insegnante-bambino, tuttavia non è stata sufficientemente approfondita nelle ricerche esistenti.

Dopo aver stabilito l'applicabilità della teoria dei sistemi socio-ecologici di Bronfenbrenner allo sviluppo della competenza nell'interazione insegnante-bambino nei futuri educatori della prima infanzia, intendiamo utilizzare questo quadro teorico per analizzare in modo più sistematico e approfondito i fattori multidimensionali che influenzano tale competenza. Il nostro obiettivo è duplice: fornire una base teorica più rigorosa e indicazioni pratiche per lo sviluppo professionale degli insegnanti e il miglioramento della qualità educativa, nonché sviluppare un sistema completo per la promozione delle capacità di interazione insegnante-bambino che tenga conto sia delle caratteristiche individuali sia degli ambienti sociali. Questo progetto mira a gettare le basi solide per il percorso professionale dei futuri educatori della prima infanzia e a creare un ambiente educativo più favorevole alla crescita globale dei bambini.

Questo studio contribuisce al settore in tre modi cauti: in primo luogo, si concentra sullo sviluppo in fase iniziale della competenza interazionale nei futuri insegnanti della prima infanzia, un gruppo per il quale i meccanismi legati alle interazioni rimangono insufficientemente esaminati. In secondo luogo, anziché considerare la teoria di Bronfenbrenner come nuova nella ricerca sull'educazione della prima infanzia, questo studio utilizza il modello concettuale per distinguere una risorsa interna legata all'identità professionale, le percezioni professionali, da una risorsa contestuale esterna, il sostegno sociale, e per verificare se l'autoefficacia dell'insegnante spieghi l'associazione tra queste risorse e la competenza interazionale dichiarata. In terzo luogo, offre una prospettiva dello sviluppo articolata su più livelli che potrebbe orientare i programmi di formazione degli insegnanti e migliorare la qualità dell'educazione della prima infanzia. Colmando le lacune teoriche e pratiche, questa ricerca mira a stabilire una solida base per la crescita professionale dei futuri insegnanti e a favorire ambienti di sviluppo ottimali per i bambini piccoli.

Protocollo

Il protocollo dello studio, comprensivo dei sondaggi pilota e formali, è stato approvato dal Comitato Etico per la Ricerca dell'Università di Daegu (numero di approvazione: 52212298) prima della reclutazione dei partecipanti e della raccolta dei dati. Tutti i partecipanti hanno ricevuto informazioni sullo studio e hanno fornito il consenso informato prima di compilare il questionario. La partecipazione era volontaria, le risposte sono state raccolte in forma anonima e i partecipanti potevano ritirarsi in qualsiasi momento senza alcuna penalità.

Domande di ricerca e modello di ricerca

Domande di ricerca: Questo studio esamina le associazioni tra le percezioni professionali, il supporto sociale, l'autoefficacia degli insegnanti e la competenza autodichiarata nell'interazione insegnante-bambino tra futuri insegnanti della prima infanzia, con particolare attenzione al ruolo mediatorio statistico dell'autoefficacia. Utilizzando un modello di equazioni strutturali (SEM), lo studio intende rispondere alle seguenti domande di ricerca: 1) Le percezioni professionali, il supporto sociale e l'autoefficacia dei futuri insegnanti della prima infanzia sono associati alla competenza autodichiarata nell'interazione insegnante-bambino? 2) L'autoefficacia media la relazione tra le percezioni professionali dei futuri insegnanti della prima infanzia e le interazioni insegnante-bambino? 3) L'autoefficacia media la relazione tra il supporto sociale dei futuri insegnanti della prima infanzia e le interazioni insegnante-bambino?

Modello di ricerca

Il modello di ricerca che esamina le relazioni tra le percezioni professionali, il supporto sociale, l'efficacia insegnante e le interazioni tra insegnante e bambino negli insegnanti in formazione per l'educazione della prima infanzia è mostrato nella Figura 1.

Metodo

Partecipanti

Questo studio ha coinvolto 350 futuri insegnanti della scuola dell'infanzia provenienti dall'Università F e dall'Università Tecnica H di Fuzhou e Quanzhou, nella provincia del Fujian, e dall'Università S e dall'Università Tecnica T di Xi’an e Tongchuan, nella provincia dello Shaanxi, in Cina. La selezione di queste regioni si è basata su una valutazione complessiva dei tipi di università, dei sistemi accademici, delle caratteristiche urbane e delle differenze economiche e culturali regionali. I partecipanti includevano studenti del terzo anno di corsi triennali, studenti del quarto anno di corsi di laurea quadriennali e studenti iscritti ai corsi di specializzazione. Questi gruppi sono stati scelti per cogliere le differenze nei livelli di istruzione, nelle basi professionali, nelle esperienze pratiche, nella profondità teorica e nelle aspirazioni professionali.

La selezione di queste regioni e partecipanti ha fornito un campione regionale a più prospettive, che copre diversi tipi di università, sistemi accademici, contesti urbani e modalità di tirocinio; tuttavia, i risultati devono essere interpretati come evidenze provenienti da quattro istituzioni della Fujian e della Shaanxi, piuttosto che come stime rappresentative dell'intera popolazione dei futuri insegnanti della prima infanzia in Cina. Questo disegno campionario regionale ha permesso allo studio di esaminare la variabilità all'interno delle istituzioni partecipanti, ma la sua validità esterna è limitata, ed è necessaria una replicazione in contesti più ampi delle regioni orientali, occidentali, settentrionali e meridionali della Cina prima che i risultati possano essere generalizzati all'intera popolazione nazionale dei futuri insegnanti dell'educazione della prima infanzia. Le giustificazioni specifiche relative ai criteri di selezione sono disponibili nell'Appendice A.

Il campione finale era composto da 70 maschi (20,0%) e 280 femmine (80,0%). Per quanto riguarda il livello di istruzione, 173 partecipanti (49,4%) erano iscritti a corsi di diploma triennali, 150 (42,9%) a corsi di laurea quadriennali e 27 (7,7%) erano studenti laureati. Per quanto concerne le categorie professionali, 252 partecipanti (72,0%) provenivano da programmi di formazione per insegnanti, mentre 98 (28,0%) provenivano da programmi non dedicati alla formazione degli insegnanti. Per quanto riguarda la località del tirocinio, 231 partecipanti (66,0%) svolgevano il tirocinio in aree urbane e 119 (34,0%) in aree non urbane. La durata totale dei tirocini variava: 180 partecipanti (51,4%) avevano svolto tirocini della durata di 1–3 mesi, mentre 170 (48,6%) avevano svolto tirocini di durata superiore a 4 mesi. Per quanto riguarda il tipo di tirocinio, 169 partecipanti (48,3%) hanno svolto tirocini scolastici concentrati, mentre 181 partecipanti (51,7%) hanno partecipato a una combinazione di tirocini scolastici concentrati e tirocini indipendenti. Infine, 139 partecipanti (39,7%) hanno svolto il tirocinio in asili nido pubblici e 211 partecipanti (60,3%) in asili nido privati.

Misure

Percezioni professionali

La scala delle percezioni professionali è stata utilizzata per valutare le percezioni professionali degli insegnanti in formazione nel campo dell'educazione della prima infanzia. Inizialmente sviluppata da Lindsay et al.¹⁵, questa scala è stata adattata da Cho et al. per misurare le percezioni professionali degli insegnanti della prima infanzia. È stata validata in numerosi studi che coinvolgevano insegnanti in formazione della prima infanzia^16,17,18.

La dimensione dell'autonomia è stata rimossa perché si riferisce alla selezione e implementazione indipendente da parte degli insegnanti di metodi didattici basati su convinzioni educative personali, una forma di discrezionalità professionale che di solito si sviluppa dopo una responsabilità prolungata in aula, piuttosto che durante brevi esperienze di tirocinio pre-servizio¹⁸. Pertanto, mantenere questa dimensione avrebbe potuto ridurre la rilevanza evolutiva della scala per il campione attuale; in modo significativo, la struttura riveduta a cinque domini non è stata assunta a priori, ma è stata esaminata empiricamente mediante analisi fattoriale confermativa (CFA), e la sua validità costruttiva è stata ulteriormente valutata attraverso i pesi fattoriali standardizzati, l'affidabilità composta, la varianza media estratta e le evidenze di validità discriminante.

La scala comprende cinque sottodomini: Conoscenze e Abilità Professionali (PKS, ad esempio: «Conosco i metodi didattici che si allineano ai modelli di sviluppo dei bambini piccoli»), Spirito di Servizio Sociale (SSS, ad esempio: «La professione dell'educazione della prima infanzia richiede uno spirito di dedizione piuttosto che la ricerca di benefici economici»), Etica e Morale Professionale (PEM, ad esempio: «In quanto futura insegnante della prima infanzia, mi sto preparando con impegno per il mio ruolo futuro»), Status Socioeconomico Occupazionale (OSES, ad esempio: «Credo che gli insegnanti della prima infanzia, in quanto professionisti, ricevano un trattamento adeguato e rispetto sociale») e Professionalità (PROF, ad esempio: «Per migliorare la professionalità degli insegnanti, gli standard di certificazione delle qualifiche di insegnamento dovrebbero essere rafforzati»), per un totale di 19 elementi. Le risposte sono state registrate su una scala Likert a 5 punti, che va da 1 (Totalmente in Disaccordo) a 5 (Totalmente d'Accordo), dove punteggi più elevati indicano percezioni professionali più forti. La scala ha dimostrato un'elevata affidabilità, con un coefficiente alfa di Cronbach complessivo di 0,94. I coefficienti di affidabilità per i sottodomini sono stati i seguenti: PKS = 0,77, SSS = 0,75, PEM = 0,83, OSES = 0,83 e PROF = 0,77, tutti superiori alla soglia accettata per la coerenza interna (α > 0,70).

Supporto sociale

La scala del supporto sociale è stata utilizzata per misurare il livello di supporto sociale ricevuto dagli insegnanti in formazione per l'infanzia. Questa scala, originariamente sviluppata da Park et al.¹⁹, è stata rivista e integrata da Kim et al.²⁰ per valutare il supporto sociale tra gli insegnanti della prima infanzia. È stata ampiamente utilizzata in studi recenti che coinvolgono insegnanti in formazione per l'infanzia^21,22.

Il supporto sociale comprende diverse forme, tra cui supporto emotivo, informativo, materiale e valutativo, fornito da fonti come insegnanti, amici e familiari¹². Studi indicano che gli insegnanti in formazione per l'infanzia, a causa della loro esperienza limitata, traggono particolare beneficio da un supporto professionale, comprensivo di risorse materiali e indicazioni, per migliorare la propria pratica professionale²³. Per aumentare la rilevanza pratica dello studio, il supporto sociale è stato suddiviso in quattro tipologie distinte.

La scala comprende quattro sottodomini: Supporto Emotivo (ES, ad esempio: «Le persone che mi circondano si prendono sempre cura di me e mi vogliono bene»), Supporto Informativo (IS, ad esempio: «Quando incontro dei problemi, le persone che mi circondano mi aiutano a identificarne le cause profonde fornendomi informazioni efficaci»), Supporto Materiale (MS, ad esempio: «Le persone che mi circondano sono sempre disposte a fornirmi un sostegno economico quando ne ho bisogno») e Supporto Valutativo (EVS, ad esempio: «Le persone che mi circondano mi forniscono un feedback costruttivo sulle mie azioni»), per un totale di 25 elementi. Le risposte sono state registrate su una scala Likert a 5 punti che va da 1 (Totalmente in Disaccordo) a 5 (Totalmente d'Accordo), dove punteggi più elevati indicano un supporto sociale percepito maggiore. La scala ha dimostrato un'elevata affidabilità, con un coefficiente Cronbach α complessivo pari a 0,96. I coefficienti di affidabilità per i sottodomini sono stati i seguenti: ES = 0,88, IS = 0,87, MS = 0,87 ed EVS = 0,85, tutti superiori alla soglia accettata (α > 0,70).

Efficacia dell'insegnante

L'efficacia dell'insegnante è stata valutata utilizzando la Scala dell'Autoefficacia dell'Insegnante, originariamente sviluppata da Riggs et al.²⁴. La versione cinese di questa scala è stata ampiamente utilizzata nella ricerca educativa in Cina. Per questo studio, la scala è stata adattata per riflettere le sfide specifiche e le esperienze degli insegnanti in formazione nel campo dell'educazione della prima infanzia, in particolare nei contesti educativi cinesi.

La scala è composta da due sottodomini: Autoefficacia Generale dell'Insegnante (GTE, ad esempio: «Se i bambini sono più attivi del solito durante le attività, ciò è spesso dovuto agli sforzi dell'insegnante.») e Autoefficacia Personale dell'Insegnante (PTE, ad esempio: «Cerco continuamente metodi più efficaci per organizzare le attività didattiche.»), per un totale di 25 elementi. Le risposte sono state registrate su una scala Likert a 5 punti, che va da 1 (Totalmente in Disaccordo) a 5 (Totalmente d'Accordo), dove punteggi più elevati indicano una maggiore efficacia dell'insegnante. La scala ha dimostrato un'elevata affidabilità, con un valore complessivo di α di Cronbach pari a 0,96. I coefficienti di affidabilità per i sottodomini sono stati i seguenti: GTE = 0,92 e PTE = 0,92, indicando un'eccellente coerenza interna.

Interazione tra insegnante e bambino

La scala Teacher-Child Interaction è stata utilizzata per valutare l'autoefficacia degli insegnanti in formazione riguardo alle competenze di interazione, piuttosto che la qualità delle interazioni in classe osservate direttamente. Questa scala è stata sviluppata da Lee et al.²⁵ integrando standard provenienti dal Profilo di Valutazione per i Programmi dell'Infanzia (APECP), dal Consiglio Nazionale per l’Accreditamento dei Servizi per l’Infanzia (NCAC), dall'Associazione Nazionale per l'Educazione della Prima Infanzia (NAEYC) e dall'Istituto Coreano per lo Sviluppo dell'Educazione. È stata progettata per valutare le interazioni tra insegnanti e bambini tra gli insegnanti della prima infanzia in Corea del Sud e gli insegnanti in formazione nell'ambito dell'educazione alla prima infanzia.

Poiché la scala è stata originariamente sviluppata in Corea del Sud, il suo utilizzo nel contesto cinese attuale ha richiesto una revisione culturale e linguistica piuttosto che un adattamento diretto. Durante la fase pilota, un gruppo di esperti ha esaminato la versione cinese per valutare la chiarezza semantica, l'adeguatezza allo sviluppo e la pertinenza culturale degli elementi, e successivi CFA hanno confermato la struttura a tre domini di interazione emotiva, verbale e comportamentale in questo campione. Tuttavia, non è stata verificata formalmente l'invarianza di misura transculturale tra campioni cinesi e coreani, e studi futuri dovrebbero esaminare l'invarianza configurale, metrica e scalare prima di effettuare confronti diretti tra nazioni.

La scala comprende tre sottodomini: Interazione Emotiva (EI, ad esempio: «Affronto sempre i bambini con un sorriso»), Interazione Verbale (VI, ad esempio: «Utilizzo un linguaggio positivo per incoraggiare i bambini ad esprimere liberamente i propri pensieri») e Interazione Comportamentale (BI, ad esempio: «Utilizzo spesso un linguaggio del corpo positivo, come l’abbraccio, per interagire con i bambini»), per un totale di 30 elementi. Le risposte sono state registrate su una scala Likert a 5 punti, che va da 1 (Totalmente in Disaccordo) a 5 (Totalmente d’Accordo), dove punteggi più elevati indicano una maggiore capacità di interazione insegnante-bambino. La scala ha dimostrato un’elevata affidabilità, con un valore complessivo di α di Cronbach pari a 0,94. I coefficienti di affidabilità per i sottodomini sono stati i seguenti: EI = 0,92, VI = 0,92 e BI = 0,91, confermando un’eccellente coerenza interna. L’interazione tra insegnante e bambino è stata misurata mediante autovalutazione poiché i partecipanti erano insegnanti in formazione distribuiti in quattro istituzioni e in diversi contesti di tirocinio, il che rendeva difficile attuare in modo uniforme osservazioni standardizzate in tutti i siti. Ancor più importante, il presente studio si è concentrato sulla competenza percepita nell’interazione durante la formazione pre-servizio, piuttosto che sulla qualità dell’interazione in classe osservata direttamente; tuttavia, la competenza autovalutata potrebbe non riflettere pienamente la qualità dell’interazione effettiva tra insegnante e bambino, e studi futuri dovrebbero combinare misure auto-riferite con osservazioni in classe, valutazioni da parte dei tutor e codifica basata su video.

Procedura

Indagine pilota: l'indagine pilota è stata condotta dal 1° al 5 giugno 2024, coinvolgendo 50 futuri insegnanti della prima infanzia reclutati dalle stesse quattro università partecipanti delle province di Fujian e Shaanxi, in Cina. L'indagine pilota è stata effettuata per valutare la chiarezza, la comprensibilità, l'adeguatezza culturale e l'affidabilità preliminare dei questionari volti a misurare le percezioni professionali, il supporto sociale, l'autoefficacia degli insegnanti e la competenza nelle interazioni insegnante-bambino. Sulla base dei risultati dell'indagine pilota e della revisione da parte di un gruppo di esperti, sono state apportate lievi modifiche al testo per migliorare la chiarezza degli elementi prima dell'indagine formale.

Analisi e revisione della scala: La scala del questionario è stata rivista da un gruppo di esperti composto da due professori specializzati in educazione della prima infanzia, un direttore di asilo nido, tre supervisori di tirocinio e il team di ricerca. Il gruppo ha esaminato gli elementi del questionario, concentrandosi sulla risoluzione di eventuali problemi di ambiguità o inadeguatezza emersi durante il sondaggio pilota. Dopo un'attenta discussione e raggiunto un consenso, sono state apportate le revisioni necessarie per garantire chiarezza e pertinenza degli elementi.

Indagine formale

L'indagine formale è stata somministrata dal 30 giugno al 20 luglio 2024, rivolgendosi a futuri insegnanti di educazione della prima infanzia dell'Università F, dell'Università Tecnica H, dell'Università S e dell'Università Tecnica T. Queste istituzioni si trovano a Fuzhou e Quanzhou nella provincia di Fujian, nonché a Xi’an e Tongchuan nella provincia di Shaanxi. Sono stati reclutati complessivamente 363 partecipanti, escludendo i 50 partecipanti dell'indagine pilota.

Il gruppo di ricerca ha illustrato lo scopo dello studio e il contenuto del questionario telefonicamente o durante visite di persona, ha ottenuto il consenso informato e ha distribuito i questionari in loco o tramite un'applicazione di messaggistica sociale. Per ridurre il bias comune del metodo, i partecipanti hanno compilato il questionario in forma anonima, sono stati informati che non esistevano risposte giuste o sbagliate e sono stati rassicurati sul fatto che le loro risposte sarebbero state utilizzate esclusivamente a fini di ricerca; questi accorgimenti procedurali avevano lo scopo di ridurre l'apprensione legata alla valutazione e le risposte socialmente desiderabili, anche se non potevano eliminare completamente la varianza condivisa del metodo. Dei 363 partecipanti reclutati, 336 hanno compilato questionari validi in loco e 27 hanno completato la versione online; dopo l'esclusione di 13 risposte non valide, sono stati conservati 350 questionari per l'analisi.

Analisi dei dati

Questo studio ha utilizzato un software di analisi statistica e un software di modellizzazione della equazione strutturale (SEM) per l'analisi dei dati, che è stata condotta in tre fasi.

Nella prima fase, sono state calcolate le statistiche descrittive e i coefficienti di correlazione di Pearson mediante software di analisi statistica. La coerenza interna delle scale è stata valutata utilizzando l'alfa di Cronbach (Cronbach’s α). Prima dell'analisi del modello di equazioni strutturali (SEM), sono stati esaminati l'asimmetria (skewness) e la curtosi univariata; l'asimmetria e la curtosi dei dati sono state verificate (criteri: skewness < 2,0, curtosi < 4,0), come raccomandato da Kline²⁶.

Nella seconda fase, sono stati eseguiti CFA e SEM utilizzando un software per la modellazione a equazioni strutturali. Tale software fornisce diversi indici di adattamento, inclusi indici di adattamento assoluto e relativo²⁶. Nella valutazione dell’adattamento del modello, sono stati considerati fattori come la dimensione del campione, l’adattamento dei dati e la complessità del modello. Per valutare il modello sono stati utilizzati i seguenti indici di adattamento: test del chi-quadro (χ²), rapporto tra chi-quadro e gradi di libertà (χ²/df), Tucker-Lewis Index (TLI), Comparative Fit Index (CFI), Adjusted Goodness-of-Fit Index (AGFI), Incremental Fit Index (IFI) e Standardized Root Mean Square Residual (SRMR). Sulla base delle raccomandazioni di Schreiber et al.²⁷, sono state adottate le seguenti soglie per determinare un adattamento accettabile del modello: TLI > 0.90, CFI > 0.90, AGFI > 0.90, IFI > 0.90 e RMSEA < 0.08. L'invarianza di misura del modello a quattro fattori è stata ulteriormente esaminata tra i principali gruppi demografici, inclusi genere, tipo di programma, durata dello stage e istituzione, mediante CFA multigruppo. L'invarianza configurale, metrica e scalare è stata valutata analizzando le variazioni di CFI e RMSEA, con ΔCFI < 0.010 e ΔRMSEA < 0.015 che indicano un'invarianza accettabile. Queste analisi sono state condotte per determinare se fosse appropriato utilizzare stime SEM aggregate nei principali sottogruppi demografici.

Nella terza fase, gli effetti indiretti sono stati testati mediante software SEM utilizzando 5.000 campioni bootstrap; sono stati calcolati intervalli di confidenza bootstrap corretti per il bias al 95% per ciascun effetto indiretto, e un effetto indiretto è stato considerato statisticamente significativo quando l'intervallo non includeva lo zero. Il metodo bootstrap stima gli intervalli di confidenza dei parametri campionando ripetutamente con reinserimento dal set di dati originale. Questo metodo è comunemente usato per verificare la significatività e la stabilità degli effetti indiretti nei modelli a equazioni strutturali²⁶. Infine, poiché lo studio si basava su strumenti di autovalutazione, è stato applicato il test del singolo fattore di Harman per valutare il bias comune dovuto al metodo. Per verificare se il modello di mediazione dipendesse dalla specificazione del modello, sono stati confrontati un modello con effetti diretti, un modello di mediazione parziale in cui i percorsi diretti dalle percezioni professionali e dal supporto sociale alle interazioni insegnante-bambino sono stati stimati liberamente, e un modello di mediazione completa in cui questi percorsi diretti sono stati vincolati a zero. La collinearità è stata inoltre valutata mediante le correlazioni tra costrutti, l'evidenza di validità discriminante e i fattori di inflazione della varianza.

Risultati

Statistica descrittiva e correlazioni

Tabella 1 presenta i coefficienti alfa di Cronbach, le statistiche descrittive e le analisi di correlazione per quattro variabili tra insegnanti in formazione per l'infanzia: percezioni professionali, supporto sociale, autoefficacia dell'insegnante e interazioni tra insegnante e bambino. Tutte le variabili hanno mostrato coefficienti alfa di Cronbach superiori a 0,90, indicando un'elevata affidabilità. Queste correlazioni bivariate sono state utilizzate soltanto come evidenza descrittiva preliminare e non devono essere interpretate come percorsi strutturali diretti; i percorsi diretti sono stati valutati nel modello di equazioni strutturali (SEM) dopo l'inclusione dell'autoefficacia dell'insegnante. I test di normalità hanno indicato valori di asimmetria compresi tra −1,36 e −1,23 e valori di curtosi tra −0,21 e 0,13. Il test del singolo fattore di Harman ha mostrato che il primo fattore non ruotato spiegava il 26,7% della varianza totale, valore inferiore al criterio convenzionale del 50%, suggerendo che il bias del metodo comune difficilmente avrebbe dominato i risultati del SEM; tuttavia, poiché tutte le costruzioni centrali sono state misurate mediante questionari auto-somministrati in un singolo momento temporale, questo risultato diagnostico dovrebbe essere interpretato come un'indicazione contro un grave bias del metodo comune, piuttosto che come prova dell'assenza completa di varianza condivisa dovuta al metodo di rilevazione²⁶.

Validazione del modello di misurazione

Abbiamo utilizzato l'analisi fattoriale confermativa (CFA) per valutare il modello di misurazione. I risultati hanno indicato che il modello a quattro fattori (percezioni professionali, supporto sociale, autoefficacia degli insegnanti e capacità di interazione tra insegnanti e bambini) presentava un adeguato adattamento ai dati (χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, AGFI = 0.885, IFI = 0.972, SRMR = 0.030, RMSEA = 0.077). Sebbene l'AGFI fosse leggermente al di sotto della soglia raccomandata di 0.90, gli altri indici soddisfacevano i criteri accettati, indicando che il modello di misurazione era adeguato per successive analisi tramite modellizzazione a equazioni strutturali (SEM)²⁷.

La validità costruttiva, che riflette in che misura le variabili latenti corrispondono ai loro indicatori misurati, è stata confermata dai loadings fattoriali standardizzati riportati nella Tabella 2. Per la scala rivista delle Percezioni Professionali, tutte e cinque le dimensioni mantenute si sono caricate in modo significativo sul costrutto latente previsto, con loadings standardizzati compresi tra 0,828 e 0,888 (tutti p < 0,001); inoltre, l'adeguatezza del modello CFA, l'elevata coerenza interna, i risultati relativi a CR/AVE e le evidenze di validità discriminante hanno sostenuto l'adeguatezza empirica della struttura modificata dopo la rimozione della dimensione relativa all'autonomia. Questo dimostra che le variabili misurate hanno efficacemente catturato i rispettivi costrutti latenti, garantendo così la validità costruttiva.

La validità convergente, che valuta la coerenza di diverse misure per lo stesso costrutto, è stata analizzata utilizzando l'affidabilità del costrutto (CR) e la varianza media estratta (AVE). Come mostrato nella Tabella 3, i valori di CR per le percezioni professionali, il supporto sociale, l'efficacia dell'insegnante e le interazioni tra insegnante e bambino sono compresi tra 0,922 e 0,948, mentre i valori di AVE variano da 0,729 a 0,858. Tutti i valori soddisfano i criteri stabiliti di CR > 0,70 e AVE > 0,50, confermando una forte validità convergente.

La validità discriminante, che richiede che le misure di costrutti diversi siano distinte, è stata verificata confrontando l'AVE di ciascun costrutto con i coefficienti di correlazione al quadrato tra i costrutti. Come mostrato nella Tabella 3, le radici quadrate dei valori AVE sulla diagonale erano superiori alle corrispondenti correlazioni tra costrutti latenti, soddisfacendo il criterio di Fornell-Larcker e supportando la validità discriminante²⁶. Sebbene le correlazioni tra i costrutti principali fossero elevate, l'efficacia dell'insegnante e l'abilità nell'interazione insegnante-bambino erano concettualmente distinti nel modello di misura: l'efficacia dell'insegnante rifletteva le convinzioni dei rispondenti riguardo alla propria capacità di organizzare l'insegnamento e affrontare le sfide educative, mentre l'abilità nell'interazione insegnante-bambino riguardava l'impegno emotivo, verbale e comportamentale autocertificato con i bambini. I risultati della CFA e del criterio di Fornell-Larcker supportano una distinzione empirica tra i costrutti, ma la correlazione tra efficacia dell'insegnante e competenza autocertificata nell'interazione insegnante-bambino era elevata (r = 0.897), indicando che le associazioni osservate potrebbero in parte riflettere un sovrapporsi concettuale e una percezione di sé condivisa; pertanto, i risultati dovrebbero essere interpretati come associazioni tra costrutti percettivi strettamente correlati, piuttosto che come evidenza che le convinzioni di efficacia e la qualità delle interazioni effettive fossero completamente separabili nella pratica. È stato effettuato un test di invarianza di misura per genere, tipo di programma, durata del tirocinio e istituzione. I modelli configurazionali hanno mostrato un adeguato adattamento in tutti i sottogruppi esaminati, e i successivi modelli metrici e scalari sono rimasti entro i criteri raccomandati di variazione. Le variazioni maggiori osservate sono state ΔCFI = 0.001 e ΔRMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) = 0.002, entrambe inferiori alle soglie raccomandate rispettivamente di 0.010 e 0.015; pertanto, il modello di misura ha mostrato un'invarianza accettabile tra i gruppi demografici esaminati, supportando l'uso di stime SEM combinate per le analisi principali. I risultati dettagliati sull'invarianza sono riportati nella Tabella Supplementare 1.

Associazioni tra percezioni professionali e supporto sociale con la competenza auto-riferita nelle interazioni insegnante-bambino: il ruolo statistico di mediazione dell'autoefficacia tra futuri insegnanti della prima infanzia

Il modello SEM mostrato in Figura 2 è stato elaborato per esaminare i percorsi associativi che collegano le percezioni professionali e il supporto sociale alla competenza autodichiarata nell'interazione insegnante-bambino, con l'efficacia dell'insegnante come mediatore statistico. I risultati dell'analisi SEM, riportati nella Tabella 4, indicano che l'adattamento del modello mediato è accettabile.

Come mostrato in Figura 2, l'efficacia dell'insegnante era positivamente associata alla competenza auto-riferita nell'interazione insegnante-bambino (β = 0.660, p < 0,001), mentre i percorsi diretti dalle percezioni professionali (β = 0,167, p = 0,073) e dal supporto sociale (β = 0,118, p = 0,074) alla competenza nell'interazione insegnante-bambino non risultavano significativi una volta inclusa l'efficacia dell'insegnante; pertanto, le correlazioni bivariate significative dovrebbero essere interpretate come associazioni preliminari piuttosto che come evidenza di percorsi strutturali diretti significativi nel modello di mediazione. Le percezioni professionali (β = 0,629, p < 0,001) e il supporto sociale (β = 0,292, p < 0,001) erano significativamente associate all'efficacia dell'insegnante, indicando che la prima domanda di ricerca era sostenuta principalmente attraverso il percorso indiretto. Il modello spiegava il 76,8% della varianza nell'efficacia dell'insegnante (R² = 0,768) e l'82,2% della varianza nella competenza auto-riferita nell'interazione insegnante-bambino (R² = 0,822), indicando che il modello SEM associativo proposto aveva un notevole potere esplicativo per entrambe le costruzioni endogene.

Esaminare l'importanza degli effetti mediatori dell'efficacia dell'insegnante

Per affrontare la seconda e la terza domanda di ricerca, è stato utilizzato il metodo bootstrap per verificare la significatività degli effetti di mediazione, come mostrato nella Tabella 5. L'analisi bootstrap con 5.000 ricampionamenti ha mostrato che l'associazione indiretta tra percezioni professionali e interazioni insegnante-bambino, mediata dall'efficacia dell'insegnante, era significativa, con un coefficiente indiretto standardizzato di 0,415 e un intervallo di confidenza bootstrap corretto per il bias al 95% di [0,331; 0,509] (p < 0,001). L'associazione indiretta tra supporto sociale e interazioni insegnante-bambino, mediata dall'efficacia dell'insegnante, era anch'essa significativa, con un coefficiente indiretto standardizzato di 0,193 e un intervallo di confidenza bootstrap corretto per il bias al 95% di [0,117; 0,277] (p = 0,004). Poiché entrambi gli intervalli di confidenza escludevano lo zero, le due associazioni indirette erano statisticamente sostenute. Sono stati condotti confronti tra modelli alternativi per valutare se il modello di mediazione dipendesse dalla specificazione del modello. Il modello con effetti diretti, che includeva soltanto i percorsi diretti dalle percezioni professionali e dal supporto sociale alle interazioni insegnante-bambino, mostrava un adattamento più debole ai dati, χ²/df = 4,286, TLI = 0,941, CFI = 0,954, IFI = 0,954, AGFI = 0,862, RMSEA = 0,097 e SRMR = 0,061. Il modello di mediazione parziale, in cui i percorsi diretti dalle percezioni professionali e dal supporto sociale alle interazioni insegnante-bambino sono stati stimati liberamente dopo l'inclusione dell'efficacia dell'insegnante, mostrava un adattamento accettabile, χ²/df = 3,081, TLI = 0,963, CFI = 0,972, IFI = 0,972, AGFI = 0,884, RMSEA = 0,077 e SRMR = 0,030. Il modello di mediazione completa, in cui questi due percorsi diretti sono stati vincolati a zero, mostrava anch'esso un adattamento accettabile, χ²/df = 3,075, TLI = 0,964, CFI = 0,972, IFI = 0,972, AGFI = 0,885, RMSEA = 0,077 e SRMR = 0,030. Rispetto al modello di mediazione parziale, il modello di mediazione completa non ha mostrato un peggioramento significativo dell'adattamento, Δχ² = 3,214, Δdf = 2, p = 0,201, ΔCFI = 0,000 e ΔRMSEA = 0,000. Poiché entrambi i percorsi diretti erano non significativi nel modello di mediazione parziale, mentre le due associazioni indirette erano significative, i risultati supportano l'interpretazione di una mediazione statistica completa all'interno del presente modello SEM trasversale. Nel complesso, queste analisi hanno fornito le informazioni statistiche, inclusi gli intervalli di confidenza bootstrap per le associazioni indirette, i valori di R² per l'efficacia dell'insegnante e la competenza auto-riferita nelle interazioni insegnante-bambino, i risultati dell'invarianza di misura tra gruppi demografici, i confronti tra modelli alternativi e le diagnosi corrette della collinearità.

Inoltre, i livelli di associazione tra percezioni professionali e supporto sociale sulle interazioni insegnante-bambino differivano. In particolare, l'effetto totale (β = 0.582, p < 0,001) e l'effetto indiretto (β = 0.415, p < 0,001) delle percezioni professionali erano circa il doppio rispetto a quelli del supporto sociale (effetto totale: β = 0,311, p < 0,01; effetto indiretto: β = 0,193, p < 0,01). Questo risultato evidenzia l'impatto differenziale delle percezioni professionali e del supporto sociale sulle interazioni insegnante-bambino, fornendo nuove intuizioni sul ruolo dell'efficacia dell'insegnante nell'educazione della prima infanzia.

DISPONIBILITÀ DEI DATI:

I dati grezzi utilizzati per tutte le analisi sono stati inviati come File Supplementare 1. Il file include il set di dati del questionario anonimizzato, il file di codifica delle variabili, il file dati del software per l'analisi statistica, i file del modello del software SEM, i file di output statistico e i file sorgente utilizzati per generare tutte le tabelle e le figure riportate. Nessun database esterno è stato consultato per l'analisi principale.

Figura 1: Modello di ricerca relativo alle percezioni professionali, al supporto sociale, all'efficacia dell'insegnante e alle interazioni tra insegnante e bambino. Nota. PP = Percezioni Professionali; SS = Supporto Sociale; TE = Efficacia dell'Insegnante; TCI = Interazioni tra Insegnante e Bambino. Le frecce indicano i percorsi associativi ipotizzati tra le costruzioni latenti. Cliccare qui per visualizzare una versione ingrandita di questa figura.

Figura 2: Modello di equazioni strutturali che collega le percezioni professionali, il supporto sociale, l'efficacia dell'insegnante e la competenza autodichiarata nelle interazioni insegnante-bambino (N = 350). Nota. PP = Percezioni Professionali; PKS = Conoscenze e Abilità Professionali; SSS = Spirito di Servizio Sociale; PEM = Etica e Moralità Professionale; OSES = Status socioeconomico professionale; PROF = Professionalità; SS = Supporto Sociale; ES = Supporto Emotivo; IS = Supporto Informativo; MS = Supporto Materiale; EVS = Supporto Valutativo; TE = Efficacia dell'Insegnante; GTE = Autoefficacia Generale dell'Insegnante; PTE = Autoefficacia Personale dell'Insegnante; TCI = Interazioni Insegnante-Bambino; EI = Interazione Emotiva; VI = Interazione Verbale; BI = Interazione Comportamentale. I percorsi continui indicano percorsi strutturali statisticamente significativi, mentre i percorsi tratteggiati indicano percorsi diretti non significativi dalle percezioni professionali e dal supporto sociale alla competenza autodichiarata nelle interazioni insegnante-bambino dopo l'inclusione dell'efficacia dell'insegnante; β indica il coefficiente di percorso standardizzato e i valori di R² sono mostrati per le variabili endogene. Cliccare qui per visualizzare una versione ingrandita di questa figura.

Variabile	M	SD	Asimmetria	Curtosi	1	2	3	4
1. Percezioni professionali	3,55	0,83	−1,28	−0,01	−0,94
2. Supporto sociale	3,54	0,82	−1,23	−0,21	0,742	−0,96
3. Efficacia dell'insegnante	3,58	0,81	−1,36	0,13	0,805	0,738	−0,96
4. Interazioni tra insegnante e bambino	3,57	0,84	−1,3	−0,07	0,776	0,721	0,836	−0,97

Tabella 1: Affidabilità, statistiche descrittive e matrice di correlazione per le principali variabili dello studio (N = 350). Nota. M = media; DS = deviazione standard; α = coefficiente alfa di Cronbach; PP = Percezioni Professionali; SS = Supporto Sociale; TE = Autoefficacia dell'Insegnante; TCI = Interazioni Insegnante-Bambino. I valori dell'alfa di Cronbach sono riportati tra parentesi sulla diagonale. I valori fuori dalla diagonale sono coefficienti di correlazione di Pearson. Tutti i test di correlazione erano a due code. p < 0,01 indica significatività statistica al livello di 0,01.

Variabile latente	Variabile di misura	B	S.E.	C.R.	P	β
Percezioni professionali	Conoscenze e competenze professionali	1				0.888
	Spirito di servizio sociale	1.019	0.045	22.693		0.86
	Etica e moralità professionale	0.991	0.044	22.739		0.861
	Status socioeconomico professionale	1.063	0.051	21.018		0.828
	Professionalità	1.06	0.05	21.118		0.83
Supporto sociale	Supporto emotivo	1				0.881
	Supporto informativo	1.012	0.043	23.335		0.879
	Supporto materiale	0.978	0.042	23.111		0.875
	Supporto valutativo	1.004	0.04	25.075		0.909
Efficacia dell'insegnante	Efficacia generale dell'insegnante	1				0.944
	Efficacia personale dell'insegnante	0.936	0.032	29.165		0.906
Interazioni tra insegnante e bambino	Interazione emotiva	1				0.937
	Interazione verbale	0.963	0.032	29.622		0.903
	Interazione comportamentale	0.968	0.029	33.593		0.938

Tabella 2: Pesi fattoriali standardizzati per il test della validità costruttiva (N = 350). Nota. PP = Percezioni Professionali; PKS = Conoscenze e Abilità Professionali; SSS = Spirito di Servizio Sociale; PEM = Etica e Moralità Professionale; OSES = Status socioeconomico professionale; PROF = Professionalità; SS = Supporto Sociale; ES = Supporto Emotivo; IS = Supporto Informativo; MS = Supporto Materiale; EVS = Supporto Valutativo; TE = Autoefficacia dell'Insegnante; GTE = Autoefficacia Generale dell'Insegnante; PTE = Autoefficacia Personale dell'Insegnante; TCI = Interazioni tra Insegnante e Bambino; EI = Interazione Emotiva; VI = Interazione Verbale; BI = Interazione Comportamentale. β = peso fattoriale standardizzato; SE = errore standard; CR = rapporto critico. Tutti i pesi fattoriali riportati sono statisticamente significativi a p < 0,001.

Variabile	CR	AVE	1	2	3	4
1. Percezioni professionali	0.931	0.729	0.729
2. Supporto sociale	0.936	0.785	0.790 (0.624)	0.785
3. Efficacia dell'insegnante	0.922	0.856	0.860 (0.739)	0.789 (0.623)	0.856
4. Interazioni tra insegnante e bambino	0.948	0.858	0.828 (0.686)	0.771 (0.594)	0.897 (0.805)	0.858

Tabella 3: Modello di misurazione: affidabilità composta, varianza media estratta e indicatori di validità discriminante (N = 350). Nota. CoR = Affidabilità Composta; AVE = Varianza Media Estratta; PP = Percezioni Professionali; SS = Supporto Sociale; TE = Autoefficacia dell'Insegnante; TCI = Interazioni Insegnante-Bambino. I valori sulla diagonale rappresentano la radice quadrata dell'AVE per ciascun costrutto. I valori fuori diagonale rappresentano le correlazioni tra costrutti latenti, mentre i valori tra parentesi indicano le correlazioni al quadrato. La validità discriminante è considerata sostenuta quando la radice quadrata dell'AVE per ciascun costrutto supera le sue correlazioni con gli altri costrutti.

Variabile	χ²	p	df	χ²/df	SRMR	TLI	CFI	AGFI	IFI
Indici di adattamento	218,319	0	71	3,075	0,03	0,964	0,972	0,885	0,972
Criteri di valutazione	p > 0,05			<3~5	< 0,08	Adattamento eccellente >0,9 Adattamento buono 0,8~0,9

Tabella 4: Indici di adattamento e criteri di valutazione per il modello a equazioni strutturali (N = 350). Nota. χ² = statistica chi-quadro; df = gradi di libertà; χ²/df = chi-quadro diviso per i gradi di libertà; TLI = Tucker-Lewis Index; CFI = Comparative Fit Index; AGFI = Adjusted Goodness-of-Fit Index; IFI = Incremental Fit Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; SRMR = Standardized Root Mean Square Residual. L'adattamento del modello è stato valutato utilizzando i seguenti criteri: TLI > 0.90, CFI > 0.90, AGFI > 0.90, IFI > 0.90, RMSEA < 0.08 e SRMR < 0.08.

	Effetto totale	Effetto diretto	Effetto indiretto
Percezioni professionali→Autoefficacia dell'insegnante	0.629	0.629	0
Percezioni professionali→Interazioni tra insegnante e bambino	0.582	0.167	0.415
Supporto sociale→Autoefficacia dell'insegnante	0.292	0.292	0
Supporto sociale→Interazioni tra insegnante e bambino	0.311	0.118	0.193
Autoefficacia dell'insegnante→Interazioni tra insegnante e bambino	0.66	0.66	0

Tabella 5: Associazioni dirette, indirette e totali tra percezioni professionali, supporto sociale, autoefficacia dell'insegnante e interazioni insegnante-bambino (N = 350). Nota. PP = Percezioni Professionali; SS = Supporto Sociale; TE = Autoefficacia dell'Insegnante; TCI = Interazioni Insegnante-Bambino; β = coefficiente standardizzato; SE = errore standard; CI = intervallo di confidenza. Le associazioni dirette si riferiscono ai percorsi strutturali stimati tra due costrutti. Le associazioni indirette si riferiscono ai percorsi mediati attraverso l'autoefficacia dell'insegnante. Le associazioni totali rappresentano la somma delle associazioni dirette e indirette. Gli intervalli di confidenza ottenuti con il metodo bootstrap sono intervalli corretti per il bias al 95% basati su 5.000 campioni bootstrap; un'associazione indiretta è stata considerata statisticamente significativa quando l'intervallo non includeva lo zero. Tutti i valori p sono a due code.

Tabella supplementare 1​: Confronti tra modelli alternativi per i modelli di equazioni strutturali (N = 350). Nota. χ² = statistica chi-quadro; df = gradi di libertà; χ²/df = chi-quadro diviso per i gradi di libertà; TLI = Tucker-Lewis Index; CFI = Comparative Fit Index; IFI = Incremental Fit Index; AGFI = Adjusted Goodness-of-Fit Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; SRMR = Standardized Root Mean Square Residual; Δχ² = variazione del chi-quadro; Δdf = variazione dei gradi di libertà; ΔCFI = variazione del Comparative Fit Index; ΔRMSEA = variazione del Root Mean Square Error of Approximation. Il modello a mediazione completa è stato confrontato con il modello a mediazione parziale. Cliccare qui per scaricare il file.

File supplementare 1: Dati grezzi. Questi file supplementari sono forniti per verificare i risultati riportati e riprodurre le analisi statistiche.Clicca qui per scaricare questo file.

Discussione

Questo studio rivela un modello distinto nella relazione tra percezioni professionali e interazione insegnante-bambino tra educatori della prima infanzia in formazione. Le percezioni professionali non erano direttamente associate alla competenza auto-riferita nell'interazione insegnante-bambino dopo aver tenuto conto dell'autoefficacia dell'insegnante, ma mostravano un'associazione indiretta significativa attraverso l'autoefficacia, supportando l'autoefficacia come mediatore statistico completo nel modello SEM trasversale. Questo risultato contrasta con studi precedenti sugli educatori della prima infanzia, che in generale suggerivano un impatto diretto delle percezioni professionali sull'interazione insegnante-bambino^28,29, con l'autoefficacia dell'insegnante che svolgeva solo un ruolo di mediazione parziale³⁰. Ad esempio, studi precedenti hanno riscontrato una correlazione positiva significativa tra percezioni professionali e interazione insegnante-bambino, con educatori che avevano percezioni professionali più elevate tendenti ad adottare strategie d'interazione più positive, come fornire feedback incoraggianti e un linguaggio di supporto¹⁷. Gli insegnanti con elevata autoefficacia erano in grado di tradurre le proprie conoscenze professionali in un'efficace guida durante le attività ludiche. Questi insegnanti non solo rispondevano prontamente e con precisione ai bisogni dei bambini durante il gioco, ma arricchivano anche le forme e i contenuti delle interazioni insegnante-bambino, migliorando alla fine la qualità dell'interazione³⁰. Tuttavia, questo studio ha rilevato che le percezioni professionali da sole non influenzavano direttamente l'interazione insegnante-bambino. Ciò suggerisce che il riconoscimento da parte dell'insegnante delle proprie capacità professionali non si traduce automaticamente in interazioni di alta qualità tra insegnante e bambino. Una possibile spiegazione è che l'interazione insegnante-bambino è modellata da molteplici fattori. Anche se gli educatori in formazione identificano fortemente la propria competenza professionale, potrebbero avere difficoltà a gestire le complessità degli ambienti educativi reali. Questa disconnessione tra percezioni professionali e applicazione pratica potrebbe ostacolare la traduzione efficace delle percezioni professionali in competenze di interazione insegnante-bambino di alta qualità⁸. Il divario tra teoria e pratica, convinzioni insufficienti degli insegnanti e bassa autoefficacia potrebbero tutti contribuire a discrepanze nel comportamento e nelle attitudini degli educatori durante le interazioni effettive con i bambini, impedendo alle percezioni professionali di manifestarsi come interazione efficace^31,32. Oltre al divario tra teoria e pratica, il modello di mediazione completa potrebbe riflettere la natura motivazionale della fase pre-servizio: le percezioni professionali forniscono una comprensione di ciò che un educatore della prima infanzia dovrebbe valorizzare e conoscere, ma questa comprensione è improbabile che modelli il comportamento d'interazione a meno che gli insegnanti in formazione non credano anche di essere in grado di gestire le risposte dei bambini, organizzare le attività e adattare la comunicazione in situazioni reali. L'autoefficacia dell'insegnante potrebbe quindi funzionare come un meccanismo psicologico di conversione, trasformando la consapevolezza professionale in fiducia operativa, piuttosto che fungere semplicemente come un altro tratto personale. In questo contesto, Reynolds et al.³³ hanno sottolineato l'importanza della mentorship e del supporto professionale durante i tirocini, osservando che tale supporto potrebbe influenzare positivamente la qualità delle interazioni insegnante-bambino in contesti scolastici reali.

Poiché l'interazione tra insegnante e bambino è plasmata da fattori complessi, semplicemente potenziare le percezioni professionali degli educatori precorsi dell'infanzia non è sufficiente per garantire interazioni di alta qualità. L'importanza di questo studio risiede nel suo focus sul gruppo specifico degli educatori precorsi dell'infanzia, rivelando chiaramente il ruolo mediatore completo dell'autoefficacia dell'insegnante nel tradurre le percezioni professionali in efficaci interazioni tra insegnante e bambino. L'autoefficacia dell'insegnante dovrebbe pertanto essere considerata un meccanismo importante, ma non esclusivo, che collega le percezioni professionali degli educatori precorsi con la loro competenza interattiva dichiarata; la qualità della mentorship, l'intensità del tirocinio, il supporto istituzionale e l'esposizione precedente in aula possono inoltre influenzare se la comprensione professionale si traduca effettivamente nell'interazione. Gli educatori precorsi con un'autoefficacia più elevata potrebbero essere in una posizione migliore per ridurre il divario tra scenari ideali e reali di insegnamento e per applicare le conoscenze teoriche in modo più flessibile nella pratica³⁰. Inoltre, regolando i propri atteggiamenti didattici e promuovendo l'innovazione educativa, questi educatori migliorano continuamente le proprie competenze professionali, il che permette loro di affrontare in modo più efficace le sfide e le pressioni incontrate nelle interazioni reali tra insegnante e bambino^34,35. Pertanto, piuttosto che concentrarsi esclusivamente sulla percezione professionale, si dovrebbe porre maggiore enfasi sul rafforzamento dell'autoefficacia dell'insegnante, poiché rappresenta il fattore chiave per promuovere interazioni di alta qualità tra insegnante e bambino. Oltre ad approfondire la comprensione professionale, è fondamentale fornire agli educatori precorsi dell'infanzia piattaforme educative e pratiche diversificate che li aiutino a tradurre le conoscenze teoriche in abilità pratiche di insegnamento. Va inoltre prestata attenzione ai bisogni emotivi degli educatori, con supporto psicologico e altri meccanismi volti a favorire un'autostima positiva, migliorare la regolazione emotiva e potenziare le capacità di gestione dello stress. Attraverso queste misure, gli educatori possono sviluppare maggiore sicurezza e professionalità nelle loro interazioni con i bambini, fornendo infine un solido sostegno allo sviluppo dei bambini. Lo studio ha inoltre rivelato che, sebbene l'effetto diretto del supporto sociale sull'interazione tra insegnante e bambino tra gli educatori precorsi dell'infanzia non fosse significativo, il supporto sociale aveva un effetto indiretto significativo attraverso l'autoefficacia dell'insegnante, che ha funto da mediatore completo. Questi risultati potrebbero essere plausibili a causa degli educatori dell'infanzia^9,36.

Tuttavia, sosteniamo che la conclusione secondo cui il supporto sociale non migliora direttamente l'interazione tra insegnante e bambino tra gli educatori precari della prima infanzia sia ragionevole. Sulla base dei risultati attuali, ipotizziamo che questo esito sia influenzato sia dalla natura stessa del supporto sociale sia dalle esigenze professionali legate alle competenze nell'interazione tra insegnante e bambino. Il supporto sociale generalmente si riferisce all'assistenza emotiva, informativa o materiale fornita da familiari, amici, colleghi o dalla comunità in momenti di stress o difficolt๲. Tuttavia, tale supporto non migliora tipicamente in modo diretto le prestazioni degli insegnanti in competenze professionali specifiche, come l'interazione tra insegnante e bambino. Al contrario, il supporto sociale contribuisce a creare un ambiente di lavoro favorevole, promuove un senso di appartenenza, facilita l'integrazione nel gruppo di lavoro, stimola l'interesse per lo sviluppo professionale e riduce lo stress, portando così a migliori pratiche didattiche e interazioni^23,37. In contrasto, le competenze nell'interazione tra insegnante e bambino sono competenze professionali complesse che richiedono un apprendimento continuo, un perfezionamento costante e un'applicazione pratica. Queste competenze implicano conoscenze provenienti da diverse discipline, tra cui pedagogia, psicologia e sviluppo infantile, nonché esperienza pratica nell'insegnamento e strategie di coping^5,6. Pertanto, il solo supporto sociale esterno difficilmente migliorerà direttamente abilità così specializzate e articolate. Questa interpretazione risulta particolarmente rilevante per gli insegnanti in formazione, poiché il supporto proveniente da familiari, coetanei o mentori potrebbe in primo luogo modificare la loro percezione della propria competenza e la prontezza emotiva, mentre la qualità osservabile dell'interazione tra insegnante e bambino dipende dal fatto che tale supporto venga interiorizzato come fiducia nel gestire situazioni reali in classe. Sebbene il supporto sociale non abbia influenzato direttamente le capacità di interazione tra insegnante e bambino negli educatori precari della prima infanzia, l'autoefficacia dell'insegnante ha svolto un ruolo di collegamento, consentendo al supporto sociale di influenzare indirettamente tali capacità. Esiste un consenso tra gli esperti sul fatto che il supporto proveniente dall'ambiente circostante gli educatori in formazione sia cruciale. Questo supporto non solo li aiuta a identificare e affrontare le carenze nel loro insegnamento, ma fornisce anche conforto emotivo e incoraggiamento. Per gli insegnanti alle prime armi, la figura del mentore—in particolare il supporto informativo ed emotivo fornito dai mentori—è strettamente associata a un aumento dell'autoefficacia dell'insegnante e a una riduzione della fatica emotiva^37,38. Attraverso feedback costruttivi e orientamento, i mentori aiutano gli insegnanti principianti a perfezionare i loro metodi didattici, favorendo un atteggiamento positivo durante le interazioni con i bambini. Inoltre, studi hanno dimostrato che gli insegnanti che partecipano a formazioni per lo sviluppo professionale tendono ad avere un'autoefficacia più elevata, poiché tali opportunità forniscono loro ulteriori strategie e strumenti per la risoluzione dei problemi⁷. Pertanto, formuliamo la seguente ipotesi: gli educatori precari della prima infanzia che ricevono un ampio supporto sociale, in particolare coloro che traggono beneficio da una guida attenta da parte dei mentori, possono migliorare le proprie competenze professionali e l'autoefficacia grazie alle valutazioni professionali, all'incoraggiamento emotivo e al supporto informativo e materiale offerti dai mentori. Inoltre, gli educatori in formazione con un'elevata autoefficacia sono più propensi ad adottare strategie comunicative diversificate nelle interazioni con i bambini e, anche quando affrontano difficoltà, possono fare affidamento sulla propria elevata autoefficacia per garantire interazioni fluide con i bambini.

In conclusione, sebbene il supporto sociale non abbia migliorato direttamente le capacità di interazione insegnante-bambino degli educatori precari della prima infanzia, ciò non implica che il supporto sociale sia insignificante per il loro sviluppo professionale. Al contrario, attraverso supporto valutativo, emotivo, materiale e informativo, il supporto sociale svolge un ruolo indiretto fondamentale nel potenziare le capacità di interazione insegnante-bambino di questi futuri educatori. Pertanto, negli sforzi volti a migliorare le capacità di interazione insegnante-bambino degli educatori precari della prima infanzia, è essenziale garantire loro un adeguato supporto sociale e, rafforzando l'autoefficacia professionale, promuovere indirettamente significativi miglioramenti nelle loro capacità relazionali. Questo studio ha rivelato che l'influenza delle percezioni professionali sulle interazioni insegnante-bambino era numericamente maggiore rispetto a quella del supporto sociale, con una differenza di impatto pari a circa il doppio. Tale risultato è stato in parte inaspettato. A seguito di un'analisi più approfondita, ipotizziamo che questa notevole disparità possa essere strettamente legata al modello attuale di formazione degli insegnanti. Tale disparità potrebbe essere collegata non soltanto ai modelli formativi attuali, ma anche alla distinzione psicologica tra agenzia professionale interna e risorse contestuali esterne. Le percezioni professionali sono legate all'identità di ruolo, alla motivazione intrinseca e alla responsabilità percepita nello sviluppo dei bambini, e possono quindi essere più facilmente interiorizzate nell'autoefficacia professionale⁷; al contrario, il supporto sociale rimane una condizione esterna la cui influenza dipende dalla specificità, continuità e pertinenza rispetto a problemi concreti di interazione. Inoltre, con l'aumento dell'attenzione da parte delle istituzioni formative verso l'etica professionale e la consapevolezza del servizio sociale, l'entusiasmo e l'impegno degli educatori precari della prima infanzia nei confronti delle interazioni con i bambini sono stati notevolmente rafforzati³⁹. Al contrario, sebbene il supporto sociale eserciti una certa influenza sulle interazioni insegnante-bambino, il suo impatto appare relativamente modesto. Ciò potrebbe essere dovuto alle limitazioni del supporto sociale in termini di forma, tempestività e qualità. Il supporto sociale comprende generalmente assistenza emotiva, informativa, materiale e valutativa, ma non tutte le forme di supporto influenzano direttamente le interazioni insegnante-bambino. Alcune possono avere soltanto un effetto indiretto^37,40,41. Per quanto riguarda la tempestività, le interazioni insegnante-bambino richiedono come fondamento un supporto sociale a lungo termine e stabile. Tuttavia, gli educatori precari della prima infanzia tendono generalmente a chiedere aiuto a mentori, colleghi o familiari soltanto quando affrontano difficoltà o sfide specifiche, mancando così di un sostegno continuativo⁴². Ancor più importante, dal punto di vista qualitativo, il supporto sociale percepito dagli educatori precari della prima infanzia è spesso inadeguato. Alcune forme di supporto possono limitarsi a manifestazioni superficiali di attenzione o incoraggiamento, senza migliorare efficacemente le pratiche didattiche³³. Tuttavia, il supporto sociale non va sottovalutato, poiché svolge un ruolo fondamentale nell'aiutare gli educatori precari della prima infanzia ad affrontare le pressioni e le sfide insite nelle interazioni con i bambini, fungendo da importante risorsa esterna per lo sviluppo professionale.

Basato sulla teoria dei sistemi socio-ecologici, questo studio fornisce evidenze trasversali tramite modellizzazione a equazioni strutturali (SEM) a sostegno di un modello concettuale in cui risorse interne ed esterne sono associate alla competenza auto-riferita nelle interazioni insegnante-bambino attraverso l'autoefficacia dell'insegnante. In questa analisi SEM trasversale, le percezioni professionali e il supporto sociale erano associati alla competenza auto-riferita nelle interazioni insegnante-bambino principalmente tramite l'autoefficacia dell'insegnante; pertanto, i risultati devono essere interpretati come evidenza di mediazione statistica, piuttosto che come prova che tali risorse causino cambiamenti nel comportamento interattivo. Questo schema fornisce una giustificazione empirica affinché i programmi di formazione degli insegnanti considerino attività mirate a rafforzare l'autoefficacia, anche se studi longitudinali e basati su interventi rimangono necessari prima di poter avanzare affermazioni pratiche più solide.

In base alla forza relativa dei percorsi, i programmi di preparazione degli insegnanti potrebbero dare priorità a tre punti di intervento: integrare nei corsi attività strutturate di riflessione sull'identità professionale e su casi di interazione centrati sul bambino; fornire microlezioni supervisionate, feedback basati su video e attività pratiche guidate da tutor che rafforzino l'autoefficacia dell'insegnante; e creare canali stabili di supporto tra pari e con tutor durante i tirocini, in modo che il supporto sociale sia collegato a problemi specifici di interazione piuttosto che rimanere un incoraggiamento generale. Poiché le percezioni professionali hanno mostrato effetti totali e indiretti maggiori rispetto al supporto sociale^42,43, tali interventi dovrebbero innanzitutto aiutare gli insegnanti in formazione a interpretare il proprio ruolo professionale e successivamente trasformare questa comprensione in pratiche ripetute di interazione basate sul feedback.

Inoltre, gli insegnanti in formazione per l'educazione della prima infanzia spesso hanno opinioni idealizzate e ingenue sull'insegnamento, e convinzioni iniziali elevate o irrealistiche riguardo all'efficacia possono diminuire man mano che acquisiscono esperienza pratica. Pertanto, è fondamentale aiutare gli insegnanti in formazione a mantenere un atteggiamento equilibrato durante tutto il loro sviluppo professionale³⁸. Per raggiungere questo obiettivo, è importante integrare nei piani di sviluppo professionale per gli insegnanti in formazione per l'educazione della prima infanzia corsi volti a potenziare e sostenere l'autoefficacia dell'insegnante. Diversi limiti devono essere considerati nell'interpretazione dei risultati. Primo, il disegno trasversale non consente inferenze causali, e studi longitudinali o basati su interventi sono necessari per verificare se le percezioni professionali e il supporto sociale portino a successivi cambiamenti nell'efficacia dell'insegnante e nella competenza nell'interazione. Secondo, sebbene il campione includa quattro istituzioni di Fujian e Shaanxi, si tratta comunque di un campione regionale; studi futuri dovrebbero includere contesti più ampi delle regioni est, ovest, nord e sud della Cina per esaminare le differenze regionali e culturali tra gli insegnanti in formazione per la prima infanzia. Terzo, tutte le variabili principali sono state misurate tramite autovalutazione, il che potrebbe introdurre bias percettivi e varianza del metodo condiviso, anche se sono stati adottati controlli procedurali e il test del singolo fattore di Harman. Quarto, la scala di interazione insegnante-bambino è stata esaminata culturalmente e supportata dall'analisi fattoriale confermativa (CFA) in questo campione, ma non è stata verificata formalmente l'invarianza di misura tra campioni cinesi e coreani. Quinto, l'elevata correlazione tra l'efficacia dell'insegnante e la competenza autodichiarata nell'interazione insegnante-bambino, in particolare r = 0,897, suggerisce che ricerche future dovrebbero ulteriormente distinguere le convinzioni di efficacia dalla qualità effettiva dell'interazione attraverso osservazioni in classe, valutazioni da parte di tutor, codifica basata su video e altre valutazioni in contesto scolastico. Infine, variabili come la qualità della tutorship, l'intensità del tirocinio, il clima istituzionale e l'esposizione precedente alla classe non sono state incluse, sebbene possano influenzare il modo in cui gli insegnanti in formazione traducono la comprensione professionale in pratica interattiva. Questo studio ha esaminato in che modo percezioni professionali, supporto sociale ed efficacia dell'insegnante sono associati alla competenza nell'interazione insegnante-bambino tra insegnanti in formazione per l'educazione della prima infanzia. In questo campione regionale trasversale, percezioni professionali e supporto sociale erano associati alla competenza autodichiarata nell'interazione insegnante-bambino principalmente tramite l'efficacia dell'insegnante, confermando quest'ultima come mediatore statistico centrale nel modello proposto. I risultati indicano che risorse professionali e contestuali sono collegate alla competenza percepita nell'interazione attraverso le convinzioni di efficacia degli insegnanti in formazione. Queste conclusioni devono essere interpretate entro i limiti del disegno trasversale, regionale e basato sull'autovalutazione.

Materiali

Elenco dei materiali utilizzati in questo articolo

Nome	Azienda	Numero di catalogo	Commenti
Scala del Supporto Sociale	Scala accademica pubblicata; originariamente sviluppata da Park e successivamente rivista/arricchita da Kim	versione a 25 voci; formato di risposta Likert a 5 punti; nessun numero di catalogo commerciale	Misura il supporto sociale percepito tra futuri insegnanti della prima infanzia in quattro ambiti: Supporto Emotivo, Supporto Informativo, Supporto Materiale e Supporto Valutativo. Cronbach complessivo’s alpha = 0,96.
Scala dell'Autoefficacia dell'Insegnante	Scala accademica pubblicata; originariamente sviluppata da Enochs e Riggs; versione adattata per lo studio in cinese	versione a 25 voci; formato di risposta Likert a 5 punti; nessun numero di catalogo commerciale	Valuta l'efficacia insegnante nel contesto cinese della formazione iniziale per l'educazione della prima infanzia, attraverso la General Teacher Self-Efficacy e la Personal Teacher Self-Efficacy. Cronbach complessivo’s alpha = 0,96.
Scala di Interazione tra Insegnante e Bambino	Scala accademica pubblicata; sviluppata da Lee e rivista dal comitato esperto dello studio per l'uso in Cina	versione a 30 elementi; formato di risposta Likert a 5 punti; nessun numero di catalogo commerciale	Valuta la competenza autodichiarata nell'interazione tra insegnante e bambino, piuttosto che la qualità osservata dell'interazione in classe. Comprende Interazione Emotiva, Interazione Verbale e Interazione Comportamentale; coefficiente alfa di Cronbach complessivo’s alpha = 0,94.
Modulo Informativo Demografico	Gruppo di ricerca, collaborazione tra l'Università delle Arti e delle Scienze del Sichuan e l'Università di Daegu	Sezione personalizzata del questionario dello studio; nessun numero di catalogo commerciale	Sono state raccolte le caratteristiche dei partecipanti, incluse genere, livello di istruzione, categoria professionale, sede del tirocinio, durata del tirocinio, tipo di tirocinio e tipo di scuola materna.
Informazioni per i Partecipanti e Modulo di Consenso Informato	Team di ricerca; approvato dal Comitato Etico per la Ricerca dell'Università di Daegu	Numero di approvazione etica: XXX; documento di approvazione locale da verificare	Utilizzato prima della distribuzione del questionario per spiegare lo scopo dello studio e il contenuto del sondaggio e ottenere il consenso informato dai partecipanti, futuri insegnanti di educazione della prima infanzia.
Pacchetto del questionario per il sondaggio pilota	Squadra di ricerca e panel di esperti	Versione pilota utilizzata a giugno 1–5, 2024; nessun numero di catalogo commerciale	Ha verificato sperimentalmente la chiarezza e l'adeguatezza della Scala delle Percezioni Professionali, della Scala del Supporto Sociale, della Scala dell'Autoefficacia dell'Insegnante, della Scala dell'Interazione Insegnante-Bambino e degli elementi demografici in 50 futuri insegnanti di educazione della prima infanzia.
Procedura di Revisione da Parte di un Comitato di Esperti	Team di ricerca; panel di esperti composto da due professori di educazione della prima infanzia, un direttore di asilo nido, tre supervisori di tirocinio e il team di ricerca	Revisione del contenuto basata sul consenso; nessun numero di modello commerciale	Utilizzato per rivedere gli elementi della scala in merito ad ambiguità, appropriatezza, chiarezza semantica, adeguatezza allo sviluppo e pertinenza culturale prima dell'indagine formale.
Moduli stampati per questionari compilati in loco	Team di ricerca; forniture per indagini istituzionali locali	Moduli cartacei per sondaggi; nessun numero di catalogo commerciale	Utilizzato per la somministrazione dei questionari in loco. Nel campione finale, sono stati ottenuti 336 questionari validi in loco prima della combinazione con i questionari online.
WeChat	Tencent	Applicazione mobile WeChat; la versione deve essere verificata in base al dispositivo/registro dell'app utilizzato nel mese di giugno–Luglio 2024	Utilizzato come canale di distribuzione online per la somministrazione del questionario; sono stati raccolti 27 questionari compilati online attraverso la piattaforma online/WeChat.
Procedura di reclutamento telefonico e di persona	Team di ricerca	Procedura standardizzata di reclutamento; nessun numero di catalogo commerciale	Utilizzato per contattare le istituzioni/i partecipanti, spiegare lo scopo dello studio e il contenuto del questionario, e supportare il consenso informato prima della somministrazione del questionario.
SPSS Statistics	IBM	Versione 27.0	Utilizzato per statistiche descrittive, coefficienti di correlazione di Pearson, Cronbach’analisi dell'affidabilità alfa di s, verifiche di normalità mediante asimmetria e curtosi, e Harman’un test a un solo fattore per il bias del metodo comune.
SPSS Amos	IBM	Versione 26.0	Utilizzato per l'analisi fattoriale confermativa, la modellizzazione con equazioni strutturali, la verifica dell'invarianza di misura in più gruppi, il test bootstrap degli effetti indiretti e il confronto tra modelli alternativi.
Microsoft Excel	Microsoft	Microsoft 365 Excel o versione di Excel installata localmente; verificare l'esatta versione locale prima dell'invio	Consigliato/utilizzato come ambiente di lavoro per organizzare i dati del questionario codificati, il dizionario dei dati, le tabelle supplementari e la Tabella dei Materiali di JoVE. La versione locale esatta deve essere verificata dagli autori.
Criteri degli Indici di Adattamento per il Modello di Equazioni Strutturali	Indicazioni metodologiche pubblicate; riferimenti di Schreiber et al. e Kline citati nel manoscritto	Nessun numero di catalogo commerciale; criteri applicati nel piano di analisi statistica	Definisce e riporta gli indici di adattamento del modello, inclusi la statistica chi-quadro, il chi-quadro diviso per i gradi di libertà, l'Indice di Tucker-Lewis, l'Indice di Adattamento Comparativo, l'Indice di Adattamento della Bontà del Modello Corretto, l'Indice di Adattamento Incrementale, l'Errore Quadratico Medio di Approssimazione e il Residuo Standardizzato della Radice della Media dei Quadrati.
Procedura di Test della Mediazione con Metodo Bootstrap	SPSS Amos / piano di analisi statistica del gruppo di ricerca	5.000 campioni bootstrap; intervalli di confidenza al 95% corretti per il bias	Utilizzato per verificare le associazioni indirette attraverso l'efficacia dell'insegnante. Gli effetti indiretti sono stati considerati significativi quando l'intervallo di confidenza corretto per il bias al 95% non includeva lo zero.
Procedura di verifica dell'invarianza di misura	SPSS Amos / piano di analisi statistica del gruppo di ricerca	Analisi fattoriale confermativa multigruppo ΔCFI inferiore a 0,010 e Δcriteri RMSEA inferiori a 0,015	Utilizzato per valutare l'invarianza configurale, metrica e scalare in base al genere, al tipo di programma, alla durata del tirocinio e all'istituzione, prima di interpretare le stime combinate di SEM.