教師の効能感は、専門的な認識、社会的支援、および教師と児童の相互作用の間の関連を媒介する

サマリー

中国の幼児教育教員養成課程に在籍する350名の学生から得られたデータを分析し、専門的な認識、社会的支援、および自己報告による教師-子ども相互作用能力の間の関係を検討しました。構造方程式モデリングの結果、教師効力感の両方の関連を媒介していることが示され、特に専門的な認識における間接効果がより強いことが明らかになりました。このことは、地域の教員養成の文脈において効力感を育成することの重要性を強調しています。

要約

質の高い教師と子供の相互作用は幼児教育の中核をなすものであるが、就任前の教職課程にある学生が、本格的な専門的実践に入る前に、そのような相互作用における知覚された能力をどのように構築していくかについては、あまり分かっていない。本研究は、専門的な認識および社会的支援が、自己報告による教師と子供の相互作用能力とどのように関連しているか、また、教師効力感がこれらの関連を統計的に媒介しているかどうかを検討することを目的とした。中国の福建省と陝西省にある4つの教育機関から、地域的に抽出された350名の幼児教育教職課程学生が、妥当性が検証された自己報告式質問票に回答した。提案された関連媒介モデルを検証するために構造方程式モデリングを用い、相補的な分析を通じて共通メソッドバイアス、構成概念妥当性、判別妥当性、測定不変性、および間接効果を検討した。教師効力感は、教師と子供の相互作用能力と正の相関を示し（β = 0.660, p < 0.001）、一方で専門的な認識（β = 0.629, p < 0.001）および社会的支援（β = 0.292, p < 0.001）は、教師効力感と正の相関を示した。ブートストラップ分析の結果、専門的な認識（標準化間接係数 = 0.415, 95% バイアス補正信頼区間 [0.331, 0.509], p < 0.001）および社会的支援（標準化間接係数 = 0.193, 95% バイアス補正信頼区間 [0.117, 0.277], p = 0.004）において有意な間接的関連が認められた。これらの知見は、幼児教育の教職課程にある学生において、教師効力感が、専門的および環境的リソースと知覚された相互作用能力を結びつける重要な説明メカニズムであることを示唆している。

概要

教師と子どもの相互作用は、教育者と幼児の間の相互関与による複雑で微妙なプロセスであり、幼児教育環境における子どもの日常的な経験に浸透しています。これらの相互作用は、子どもの学習および発達の軌道を深く形成するだけでなく、幼児教育の全体的な質を示す極めて重要な指標としての役割も果たしています。幼児教育の基準を向上させようとする世界的な取り組みを背景に、教師と子どもの相互作用の重要性はますます高まっています。

教師と子供の高い質の相互作用は、幼児の学習意欲を刺激し、認知能力や言語スキルを育成し、社会性と感情調節能力を強化することが示されています^1,2。逆に、教師と子供の否定的な相互作用は、登校しぶりや社会的な困難につながる可能性があり、長期的には親社会的な行動の発達を妨げる可能性があります³。さらに、教師と子供の相互作用に関する能力は、現職教師と教職課程の学生（プリサービス教師）の両方にとって非常に価値があります。それは、教師が教育経験を積み、専門的に成長することを助けるだけでなく、教職課程の学生の成長と将来のキャリアの成功の基盤となります⁴。効果的な教師と子供の相互作用は、教師が子供の発達上のニーズを正確に評価し、個別化された指導計画を設計し、満足度の高い教師と子供の関係を構築し、最終的に指導効率を向上させることで、教師の専門的なモチベーションを高めることが、多くの証拠によって示唆されています^5,6。

教師と子どもの相互作用は、基本的な実践的スキルとして広く認識されていますが、教職課程におけるインターンシップ期間の延長や実地訓練の強化が進んでいるにもかかわらず、就職前の幼児教育教師がどのようにこの能力を習得するかについての研究は依然として限られています。実際、就職前の幼児教育教師における教師と子どもの相互作用スキルの向上に関する研究は比較的少ない状況にあります。一方で、現職の幼児教育教師を対象とした一部の介入プログラムやトレーニングコースでは、教師と子どもの相互作用能力の育成において肯定的な結果が得られています⁵。就職前の幼児教育教師に関しては、既存の研究は主にカリキュラムによる指導やインターンシップが専門職としての総合的な能力にどのように寄与するかに焦点を当てており、教師と子どもの相互作用スキルや、その根底にある決定要因およびメカニズムへの注目は限定的でした⁷。したがって、本研究では、就職前の教師における教師と子どもの相互作用能力の発達に関する研究を拡張することを目的とします。

既存の研究の限界を考慮し、我々は教師と子の相互作用能力に影響を与える要因を体系的に検討します。この能力の発達は複雑で多次元的なプロセスであり、教師の教育的知識とスキル、個人の信念、期待、価値観、ストレス、孤独感、教師と子の関係、および子の特性など、さまざまな側面が関与しています⁸。さらに、LeeらおよびShimとLimによる研究では、感情的に消耗した教師は相互作用の質が低くなる傾向があることが示されており、教師の職業的なウェルビーイングを向上させることの重要性が強調されるとともに、感情的な要因も教師と子の相互作用の質に影響を及ぼし得ることが裏付けられています^9,10。

同様に、社会的支援や就業環境などのさまざまな社会的要因も、教師の教師-子ども相互作用能力に影響を及ぼしています^5,9,10。例えば、Davisら⁵による研究では、教師に対する指導的支援の極めて重要な重要性が強調されており、専門的なスキル訓練が教師-子ども相互作用スキルを向上させるための有効な手段であるとされています。同時に、就学前教育の現場において教師にとって好ましい就業環境を整えることが、教師と子どもの間の肯定的な相互作用を大幅に増強できることが研究によって明らかにされています。

これらの影響因子の多様性と複雑さを考慮すると、単一の分析枠組みではその相互作用を十分に説明するには不十分です。したがって、より包括的な理論的視点が必要となります。これに基づき、本研究ではブロンフェンブレンナーの社会生態学的システム理論を導入し、教育実習生の教師-子ども相互作用能力に影響を与える因子を、個人的視点と社会的視点の両面から分析します。この理論は、個人の発達は社会的および環境的影響の多層的な構造から生じると想定しています。幼児教育の教育実習生における教師-子ども相互作用能力の発達という文脈において、専門的な認識はマイクロシステム内の核心的な因子と見なされ、実習生の専門的能力、教育的知識、および役割アイデンティティに直接的に関連しています¹¹。メゾシステムおよびエクソシステムに関わる社会的サポートには、家族、仲間、メンター、およびその他の社会環境からの影響が含まれます¹²。教育実習生が自身の実際の指導能力について抱く認識である教師効能感は、個人レベルの因子に影響されるとともに、より広範な教育環境内での相互作用とも密接に関連しています^13,14。これらの因子の相互作用は、教師-子ども相互作用能力の育成において重要な意味を持ちますが、既存の研究では十分に探索されていません。

ブロンフェンブレンナーの社会生態学的システム理論が、就職前の幼児教育教諭における教師-子ども相互作用能力の発達に適用可能であることを立証した上で、本研究ではこの理論的枠組みを用いて、相互作用能力に影響を与える多次元的な要因をより体系的かつ詳細に分析することを目的とします。目的は2点あります。1つは、教員の専門的な能力開発と教育の質の向上に向けた、より科学的な理論的根拠と実践的な指針を提供することであり、もう1つは、個人の特性と社会環境の両方を考慮した、教師-子ども相互作用スキルの育成のための包括的なシステムを構築することです。この取り組みにより、就職前の幼児教育教諭のキャリア形成に強固な基礎を築き、子どもの全人的な成長にとってより有益な教育環境を創造することを目指します。

本研究は、3つの慎重なアプローチによってこの分野に貢献します。第一に、相互作用に関するメカニズムの検討が不十分なグループである、幼児教育の教職課程学生における相互作用能力の初期段階の発達に焦点を当てています。第二に、ブロンフェンブレンナーの理論を幼児教育研究における新しいものとして扱うのではなく、この枠組みを用いて、内部的な専門職アイデンティティ資源である「専門的な認識」と、外部的な文脈資源である「社会的支援」を区別し、教師効力感がこれらの資源と報告された相互作用能力との関連性を説明するかどうかを検証します。第三に、教員養成プログラムに示唆を与え、幼児教育の質を高める可能性のある、多層的な発達的視点を提示します。理論的・実践的な乖離を埋めることで、本研究は教職課程学生の専門的な成長のための強固な基盤を確立し、幼児にとって最適な発達環境を育成することを目指しています。

プロトコル

パイロット調査および本調査を含む研究プロトコルは、参加者の募集およびデータ収集に先立ち、大邱大学研究倫理委員会の承認（承認番号：52212298）を得た。すべての参加者は、アンケートに回答する前に研究に関する説明を受け、インフォームドコンセントを提供した。参加は自発的なものであり、回答は匿名で収集され、参加者はいつでも不利益なく同意を撤回することができた。

研究課題および研究モデル

研究課題：本研究では、幼児教育の教職課程履修生における専門的認識、社会的支援、教師効能感、および自己報告による教師-子ども相互作用コンピテンスの間の関連性を調査し、特に教師効能感の統計的な媒介的役割に重点を置く。構造方程式モデリング（SEM）の枠組みを用いて、以下の研究課題への対応を試みる。1) 幼児教育の教職課程履修生の専門的認識、社会的支援、および教師効能感は、自己報告による教師-子ども相互作用コンピテンスと関連しているか。2) 教師効能感は、幼児教育の教職課程履修生の専門的認識と教師-子ども相互作用との関係を媒介しているか。3) 教師効能感は、幼児教育の教職課程履修生の社会的支援と教師-子ども相互作用との関係を媒介しているか。

研究モデル

幼児教育の教職課程にある学生の専門的な認識、社会的サポート、教師としての自己効能感、および教師と子どもの相互作用の間の関係を検討した研究モデルを図1に示す。

方法

参加者

本研究では、中国の福建省福州市および泉州市のF大学とH工業大学、ならびに陝西省西安市および潼川市のS大学とT工業大学から、350名の幼児教育教員養成課程の学生を対象としました。これらの地域の選定は、大学の種別、教育制度、都市の特徴、および地域的な経済・文化的格差を総合的に考慮して行われました。参加者は、3年制ディプロマ課程の3年生、4年制学部課程の4年生、および大学院生で構成されています。これらのグループを選出したのは、教育レベル、専門的基盤、実習経験、理論的深化、およびキャリア志向における差異を把握するためです。

これらの地域および参加者の選定により、異なる大学の形態、教育システム、都市環境、およびインターンシップ制度を網羅した多角的な地域サンプルが得られました。しかしながら、本研究の結果は、福建省と陝西省にある4つの教育機関からのエビデンスとして解釈されるべきであり、中国全土の幼児教育教員志望者全体に対する人口統計学的な推定値として捉えるべきではありません。この地域的なサンプリング枠により、参加機関内での変動性を検討することは可能となりましたが、外部妥当性には限界があります。したがって、本結果を中国全土の幼児教育教員志望者に一般化するためには、東部、西部、北部、および南部のより広範な中国の文脈における再現性の確認が必要です。選定基準に関する具体的な根拠については、付録Aに記載されています。

最終的なサンプルは、男性70名（20.0%）および女性280名（80.0%）で構成されました。学歴については、173名（49.4%）が3年制のディプロマ課程に、150名（42.9%）が4年制の学部課程に在籍しており、27名（7.7%）は大学院生でした。専門分野については、252名（72.0%）が教員養成課程の出身であり、98名（28.0%）は非教員養成課程の出身でした。インターンシップの実施場所については、231名（66.0%）が都市部に、119名（34.0%）が非都市部に配置されていました。インターンシップの総期間は様々で、180名（51.4%）は1–3ヶ月間、170名（48.6%）は4ヶ月以上の期間でした。インターンシップの形態については、169名（48.3%）が集中学校実習に従事し、181名（51.7%）が集中学校実習と独立実習を組み合わせて参加しました。最後に、139名（39.7%）が公立幼稚園で、211名（60.3%）が私立幼稚園でインターンシップを行いました。

測定項目

専門家の見解

幼児教育の教職課程履修者の専門職としての認識を評価するために、Professional Perceptions Scaleが用いられました。この尺度はもともとLindsayら¹⁵によって開発され、その後Choらによって幼児教育教師の専門職としての認識を測定するために適応されました。また、教職課程履修者を対象とした複数の研究において妥当性が確認されています^16,17,18。

自律性の次元は、教師が個人の教育的信念に基づいて教授法を独立して選択し実施することを指しており、これは通常、短期間の教育実習中ではなく、継続的に教室での責任を担った後に発達する専門的な裁量権の一形態であるため、削除されました¹⁸。したがって、この次元を維持することは、本サンプルにおける尺度の発達的な妥当性を低下させる可能性がありました。重要な点として、修正後の5領域構造は先験的に想定されたものではなく、確認的因子分析（CFA）を通じて経験的に検討され、その構成概念妥当性は、標準化因子負荷量、複合信頼性、平均分散抽出量、および判別妥当性の根拠によってさらに評価されました。

この尺度は、専門知識およびスキル（PKS、例：「私は幼児の発達パターンに沿った指導法に精通している」）、社会奉仕精神（SSS、例：「幼児教育という職業には、経済的利益の追求よりも献身的な精神が必要である」）、専門的倫理および道徳（PEM、例：「実習生としての幼児教師として、私は将来の役割に向けて勤勉に準備している」）、職業的社会経済的地位（OSES、例：「幼児教師は専門職として、適切な待遇と社会的尊重を受けていると信じている」）、およびプロフェッショナリズム（PROF、例：「教師のプロフェッショナリズムを高めるために、教員資格の認定基準を強化すべきである」）の5つのサブドメインで構成されており、全19項目からなる。回答は1（全く同意しない）から5（強く同意する）までの5段階のリッカート尺度で記録され、スコアが高いほど専門的な認識が強いことを示す。この尺度は高い信頼性を示し、全体のCronbach’s αは0.94であった。サブドメインの信頼性係数は、PKS = 0.77、SSS = 0.75、PEM = 0.83、OSES = 0.83、PROF = 0.77であり、すべて内部一貫性の許容しきい値（α > 0.70）を超えていた。

社会的支援

教育実習中の幼児教育教員が受けている社会的支援のレベルを測定するために、「社会的支援尺度（Social Support Scale）」を使用した。この尺度は、もともとParkら¹⁹によって開発され、幼児教育教員の社会的支援を評価するためにKimら²⁰によって改訂および補完されたものである。本尺度は、教育実習中の幼児教育教員を対象とした近年の研究で広く利用されている^21,22。

社会的支援には、教師、友人、家族などの提供源から得られる、情緒的、情報的、物質的、および評価的支援を含むさまざまな形態が含まれます¹²。研究によると、初等教育の教職課程にある学生は、経験が限られているため、専門的な実践能力を高めるための物質的資源や指導を含む専門的な支援から特に恩恵を受けることが示されています²³。本研究の実践的な妥当性を高めるため、社会的支援を4つの異なるタイプに分類しました。

この尺度には、合計25項目からなる4つのサブドメインが含まれています：情緒的サポート（ES、例：「周囲の人々は常に私を気遣い、愛してくれている」）、情報的サポート（IS、例：「問題に直面したとき、周囲の人々は効果的な情報を提供することで、根本的な原因を特定する手助けをしてくれる」）、物質的サポート（MS、例：「周囲の人々は、私が必要なときには常に金銭的な支援を提供してくれる」）、および評価的サポート（EVS、例：「周囲の人々は、私の行動に対して建設的なフィードバックをくれる」）。回答は、1（全く同意しない）から5（非常に同意する）までの5段階のリッカート尺度で記録され、スコアが高いほど、知覚された社会的サポートが高いことを示します。この尺度は高い信頼性を示し、全体のクロンバックのα係数は0.96でした。サブドメインの信頼性係数は、ES = 0.88、IS = 0.87、MS = 0.87、EVS = 0.85であり、すべて許容基準（α > 0.70）を上回っていました。

教師の自己効力感

教師の自己効力感は、Riggsら²⁴によって開発された教師自己効力感尺度（Teacher Self-Efficacy Scale）を用いて評価されました。この尺度の中国語版は、中国の教育研究において広く適用されています。本研究では、特に中国の教育現場における、就職前の幼児教育教師が直面する特有の課題や経験を反映させるため、この尺度が調整されました。

この尺度は、全25項目からなり、「一般的教師自己効力感」（GTE、例：「活動中に子どもたちが通常より活発に動く場合、それはしばしば教師の努力によるものである」）と「個人的教師自己効力感」（PTE、例：「私は、指導活動を組織するためのより効果的な方法を絶えず模索している」）という2つの下位領域で構成されています。回答は1（全く同意しない）から5（強く同意する）までの5段階のリッカート尺度で記録され、スコアが高いほど教師の自己効力感が高いことを示します。この尺度は高い信頼性を示し、全体のCronbach’s αは0.96でした。下位領域の信頼性係数はGTE = 0.92、PTE = 0.92であり、優れた内部一貫性が認められました。

教師と子供の相互作用

直接観察された教室内の相互作用の質ではなく、教職課程にある学生が自己報告した相互作用能力を評価するために、教師-子ども相互作用尺度（Teacher-Child Interaction Scale）を用いた。この尺度は、Assessment Profile for Early-Childhood Programs (APECP)、National Childcare Accreditation Council (NCAC)、National Association for the Education of Young Children (NAEYC)、および韓国教育開発院の基準を統合してLeeら²⁵によって開発された。本尺度は、韓国の幼児教育教諭および幼児教育を専攻する教職課程の学生における教師-子ども間の相互作用を評価することを目的として設計された。

本尺度は元々韓国で開発されたため、現在の中国の状況で用いるには、直接的に採用するのではなく、文化的および言語的な検討が必要でした。パイロット段階において、専門家パネルが中国語版を検討し、項目の意味的な明快さ、発達上の妥当性、および文化的関連性を評価しました。その後のCFAにより、本サンプルにおける感情的、言語的、および行動的相互作用という3つのドメイン構造が支持されました。それにもかかわらず、中国と韓国のサンプル間における正式な異文化間測定不変性の検定は行われておらず、今後の研究では、直接的な国家間比較を行う前に、構成不変性、計量不変性、およびスカラー不変性を検討すべきです。

この尺度は、感情的相互作用（EI、例：「私は常に笑顔で子どもたちに接している」）、言語的相互作用（VI、例：「子どもたちが自由に考えを表現できるよう、肯定的な言葉を用いて促している」）、および行動的相互作用（BI、例：「子どもたちと接する際、抱きしめるといった肯定的なボディランゲージを頻繁に用いている」）の3つの下位領域で構成されており、計30項目からなります。回答は1（全く同意しない）から5（強く同意する）までの5段階のリッカート尺度で記録され、スコアが高いほど教師の子どもに対する相互作用能力が高いことを示します。この尺度は高い信頼性を示し、全体のクロンバックのα係数は0.94でした。下位領域の信頼性係数は、EI = 0.92、VI = 0.92、BI = 0.91であり、優れた内部一貫性が確認されました。参加者は4つの機関に所属し、多様なインターンシップ環境に分散していたため、各施設で一貫した標準的観察を実施することが困難であったため、教師と子どもの相互作用は自己報告によって測定しました。さらに重要な点として、本研究は直接観察された教室での相互作用の質ではなく、教職課程における主観的な相互作用能力に焦点を当てています。とはいえ、自己評価による能力は、実際に展開された教師と子どもの相互作用の質を十分に反映していない可能性があるため、今後の研究では、自己報告尺度に教室観察、指導教員による評価、およびビデオベースのコーディングを組み合わせるべきです。

手順

予備調査：2024年6月1日から6月5日まで、中国の福建省と陝西省にある同じ参加大学4校から募集した、幼児教育の教職課程に在籍する学生50名を対象に予備調査を実施した。この予備調査は、専門的な認識、社会的支援、教師効力感、および教師と幼児の相互作用能力を測定する質問票の明快さ、理解しやすさ、文化的適切性、および予備的な信頼性を評価するために行われた。予備調査の結果および専門家パネルによるレビューに基づき、本調査の前に項目の明快さを向上させるため、軽微な文言の修正を行った。

尺度の分析と修正：調査尺度は、幼児教育を専門とする教授2名、幼稚園長1名、インターンシップ指導教官3名、および研究チームで構成される専門家パネルによって修正されました。パネルは調査項目を検討し、パイロット調査で特定された曖昧さや不適切さなどの問題に対処することに重点を置きました。十分な議論と合意を経て、項目の明確性と妥当性を確保するために必要な修正が行われました。

正式な調査

本正式調査は2024年6月30日から7月20日まで、F大学、H工業大学、S大学、T工業大学の幼児教育教員養成課程の学生を対象に実施されました。これらの機関は、福建省の福州市と泉州市、および陝西省の西安市と铜川市に位置しています。パイロット調査に参加した50名を除き、合計363名の参加者が募集されました。

研究チームは、電話または対面での訪問により、研究目的と調査内容を説明してインフォームド・コンセントを得た後、現地またはソーシャルメッセージング・アプリケーションを通じて質問票を配布した。共通メソッドバイアスを軽減するため、参加者は匿名で質問票に回答し、正解や不正解はないこと、および回答は研究目的にのみ使用されることを通知された。これらの手続き上の制御は、評価懸念と社会的望ましさによる回答を軽減することを目的としたが、共通メソッド分散を完全に排除することはできなかった。募集した363名の参加者のうち、336名が有効な現地質問票に回答し、27名がオンライン版に回答した。13件の無効な回答を除外した後、350件の質問票を分析に用いた。

データ解析

本研究では、データ分析に統計解析ソフトウェアおよびSEMソフトウェアを使用し、分析は3つの段階で実施した。

第一段階では、統計解析ソフトウェアを用いて記述統計量およびピアソンの相関係数を算出した。尺度の内部一貫性は、クロンバックのα係数を用いて評価した。SEM（構造方程式モデリング）分析に先立ち、単変量の歪度と尖度を検討し、Kline²⁶の推奨に基づき、データの歪度と尖度を検定した（基準：歪度 < 2.0、尖度 < 4.0）。

第2段階では、SEMソフトウェアを用いてCFAおよびSEMを実施した。SEMソフトウェアは、絶対適合度指標と相対適合度指標の両方を含む、さまざまな適合度指標を提供する²⁶。モデル適合度の評価にあたっては、サンプルサイズ、データの適合度、およびモデルの複雑性などの要因を考慮した。モデルの評価には、カイ二乗検定（χ²）、カイ二乗自由度比（χ²/df）、Tucker-Lewis指数（TLI）、比較適合度指数（CFI）、修正適合度指数（AGFI）、増分適合度指数（IFI）、および標準化平方平均二乗残差（SRMR）の適合度指標を用いた。Schreiberら²⁷の推奨に基づき、許容可能なモデル適合度を判定するために、TLI > 0.90、CFI > 0.90、AGFI > 0.90、IFI > 0.90、およびRMSEA < 0.08の閾値を用いた。さらに、マルチグループCFAを用い、性別、プログラムの種類、インターンシップ期間、および所属機関を含む主要な人口統計学的グループ間で、4因子測定モデルの測定不変性を検討した。形態不変性、計量不変性、および切片不変性は、CFIおよびRMSEAの変化を用いて評価し、ΔCFI < 0.010およびΔRMSEA < 0.015を許容可能な不変性の指標とした。これらの分析は、主要な人口統計学的サブグループ間で統合したSEM推定値が適切であるかを確認するために行われた。

第3段階では、SEMソフトウェアを用いて5,000個のブートストラップサンプルによる間接効果の検証を行いました。各間接効果について95%バイアス補正ブートストラップ信頼区間を算出し、その区間にゼロが含まれない場合に間接効果は統計的に有意であるとみなしました。ブートストラップ法は、元のデータセットから重複を許して繰り返しサンプリングを行うことで、パラメーターの信頼区間を推定します。この手法は、構造方程式モデリングにおける間接効果の有意性と安定性を検証するために一般的に用いられています²⁶。最後に、本研究は自己報告式尺度に基づいているため、共通メソッドバイアスを評価するためにハーマンの単一因子テストを実施しました。また、媒介パターンがモデルの指定に依存しているかを確認するため、直接効果モデル、専門的認識および社会的支援から教師と子供の相互作用への直接パスを自由に推定した部分媒介モデル、およびこれらの直接パスをゼロに固定した完全媒介モデルを比較しました。共線性の評価は、構成概念間の相関、判別妥当性の根拠、および分散拡大係数（VIF）を用いて行いました。

結果

記述統計および相関分析

表1に、就任前の幼児教育教諭における4つの変数（専門的認識、社会的支援、教師効力感、教師と子どもの相互作用）のクロンバックのα係数、記述統計、および相関分析を示す。すべての変数のクロンバックのα係数は0.90を超えており、高い信頼性が示された。これらの二変量相関は予備的な記述的根拠としてのみ使用されており、直接的な構造パスとして解釈されるべきではない。直接パスは、教師効力感を組み込んだ後のSEMにおいて評価された。正規性検定では、歪度値が−1.36から−1.23、尖度値が−0.21から0.13の範囲であった。ハーマンの単一因子検定の結果、回転前の第1因子が全分散の26.7%を占めており、これは一般的な基準である50%を下回っていた。このことから、共通メソッドバイアスがSEMの結果を支配している可能性は低いことが示唆された。しかし、すべての主要構成概念が単一の時点での自己記入式アンケートによって測定されているため、この診断結果は、共通メソッドバイアスが完全に存在しなかったことの証明ではなく、深刻な共通メソッドバイアスがある可能性を否定する根拠として解釈されるべきである²⁶。

測定モデルの妥当性確認

測定モデルを評価するためにCFAを用いました。その結果、4因子モデル（専門的認識、社会的支援、教師の自己効力感、および教師と子どもの相互作用能力）がデータに対して許容可能な適合度を示しました（χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, AGFI = 0.885, IFI = 0.972, SRMR = 0.030, RMSEA = 0.077）。AGFIは推奨される閾値である0.90をわずかに下回りましたが、その他の指標は許容基準を満たしており、測定モデルがその後のSEM解析に適していることが示されました²⁷。

潜在変数とその測定指標がどの程度一致しているかを示す構成概念妥当性は、表2に示す標準化因子負荷量によって裏付けられた。改訂版Professional Perceptions Scaleにおいて、保持された5つの次元すべてが意図した潜在構成概念に有意に負荷し、標準化負荷量は0.828から0.888の範囲であった（すべて p < 0.001）。また、許容可能なCFA適合度、高い内部一貫性、CR/AVEの結果、および判別妥当性の根拠により、自律性次元を削除した後の修正構造の経験的な妥当性が支持された。これは、測定変数がそれぞれの潜在構成概念を効果的に捉えており、それによって構成概念妥当性が確保されていることを示している。

同一の構成概念に対する異なる測定尺度の整合性を評価する収束妥当性は、構成概念信頼性（CR）および平均分散抽出量（AVE）を用いて評価しました。表3に示すように、専門的な認識、社会的支援、教師の自己効力感、および教師と子供の相互作用のCR値は0.922から0.948の範囲であり、AVE値は0.729から0.858の範囲でした。すべての値がCR > 0.70およびAVE > 0.50という確立された基準を満たしており、強い収束妥当性が確認されました。

異なる構成概念の尺度が明確に区別されていることを必要とする判別妥当性は、各構成概念のAVEと構成概念間の相関係数の二乗を比較することで検証した。表3に示す通り、対角線上のAVE値の平方根は、対応する潜在構成概念間の相関よりも高く、Fornell-Larcker基準を満たし、判別妥当性が支持された²⁶。主要な構成概念間の相関は高かったが、測定モデルにおいて教師効力感と教師-子ども相互作用能力は概念的に区別されていた。すなわち、教師効力感は指導の組織化や教育的課題への対処能力に関する回答者の信念を捉えていたのに対し、教師-子ども相互作用能力は子どもに対する感情的、言語的、行動的な関わりについての自己報告を捉えていた。CFAおよびFornell-Larckerの結果は構成概念間の経験的な区別を支持したが、教師効力感と自己報告による教師-子ども相互作用能力との相関は高く（r = 0.897）、観察された関連性は概念的な重複や共通の自己認識を部分的に反映している可能性があることを示唆していた。したがって、本知見は、効力感という信念と実際に遂行される相互作用の質が実務において完全に分離可能であるという証拠ではなく、密接に関連した知覚的構成概念間の関連性として解釈されるべきである。測定不変性の検定を、性別、プログラムの種類、インターンシップ期間、および機関間で実施した。構成不変モデルは検討した全サブグループにおいて許容可能な適合度を示し、その後の計量不変モデルおよび強 invariance（スカラー不変）モデルも推奨される変化基準の範囲内であった。観察された最大の変化はΔCFI = 0.001およびΔRMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) = 0.002であり、いずれも推奨しきい値であるそれぞれ0.010および0.015を下回っていた。したがって、測定モデルは検討した人口統計学的グループ間で許容可能な不変性を示し、主分析にプールされたSEM推定値を用いることを支持した。不変性の詳細な結果は付録表1に報告されている。

専門的な認識および社会的支援と自己報告による教師-子ども相互作用能力との関連：就学前教育教職課程の学生における教師効力感の統計的な媒介的役割

図2に示すSEMモデルは、専門的な認識および社会的支援と、自己報告による教師ー子ども相互作用能を結びつける関連パスを検討するために構築され、教師の自己効力感を統計的な媒介変数としました。表4に示すSEM分析の結果から、媒介モデルの適合度は許容範囲内であることが示されました。

〜に示されているように 図2教師の自己効力感は、自己報告による教師と子供の相互作用能力と正の相関があった（β = 0.660, p < 0.001）であったのに対し、専門的な認識からの直接経路（β = 0.167, p = 0.073) および社会的支援（β = 0.118, p = 0.074) から教師・児童間の相互作用能力へのパスは、教師の自己効力感を投入した後は有意ではありませんでした。したがって、有意であった二変量相関は、媒介モデルにおける有意な直接的な構造パスの証拠ではなく、予備的な関連として理解されるべきです。専門的認識（β = 0.629, p < 0.001) および社会的支援（β = 0.292, p < 0.001) は、教師の自己効力感と有意に関連しており、第1の研究課題は主に間接経路を通じて支持されたことが示された。このモデルは、教師の自己効力感における分散の76.8%を説明した（R² = 0.768) および、自己報告による教師ー子ども相互作用能力の分散の82.2% (R² = 0.822) であり、提案された共分散構造分析（SEM）モデルが、両方の内生構成概念に対して十分な説明力を有していることが示された。

教師効能感の媒介効果の有意性の検討

第2および第3の研究課題に対処するため、表5に示すように、ブートストラップ法を用いて媒介効果の有意性を検証した。5,000回の再サンプリングによるブートストラップ法の結果、教師の自己効力感を媒介とした、専門職としての認識と教師ー子ども間の相互作用との間の間接的な関連は有意であり、標準化間接係数は0.415、95%バイアス補正ブートストラップ信頼区間（CI）は[0.331, .509]であった（p < 0.001）。また、教師の自己効力感を媒介とした、社会的支援と教師ー子ども間の相互作用との間の間接的な関連も有意であり、標準化間接係数は0.193、95%バイアス補正ブートストラップCIは[0.117, 0.277]であった（p = 0.004）。両方の信頼区間がゼロを含まなかったため、これら2つの間接的な関連は統計的に支持された。媒介パターンがモデルの指定に依存するかどうかを評価するため、代替モデルの比較を行った。専門職としての認識および社会的支援から教師ー子ども間の相互作用への直接パスのみを含む直接効果モデルでは、データへの適合度はより低かった（χ²/df = 4.286, TLI = 0.941, CFI = 0.954, IFI = 0.954, AGFI = 0.862, RMSEA = 0.097, SRMR = 0.061）。教師の自己効力感を含めた上で、専門職としての認識および社会的支援から教師ー子ども間の相互作用への直接パスを自由に推定した部分媒介モデルでは、許容可能な適合度を示した（χ²/df = 3.081, TLI = 0.963, CFI = 0.972, IFI = 0.972, AGFI = 0.884, RMSEA = 0.077, SRMR = 0.030）。これら2つの直接パスをゼロに制約した完全媒介モデルも、同様に許容可能な適合度を示した（χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, IFI = 0.972, AGFI = 0.885, RMSEA = 0.077, SRMR = 0.030）。部分媒介モデルと比較して、完全媒介モデルでは適合度に有意な悪化は見られなかった（Δχ² = 3.214, Δdf = 2, p = 0.201, ΔCFI = 0.000, ΔRMSEA = 0.000）。部分媒介モデルにおいて両方の直接パスが非有意であった一方で、2つの間接的な関連が有意であったため、本横断的SEMフレームワーク内において完全な統計的媒介であるという解釈が支持される。以上の分析により、間接的な関連に対するブートストラップ信頼区間、教師の自己効力感および自己報告による教師ー子ども間の相互作用能力のR²値、人口統計学的グループ間の測定不変性の結果、代替モデルの比較、および補正された共線性診断を含む統計的情報が得られた。

さらに、教師と子供の相互作用に対する専門的な認識と社会的サポートの関連性の強さは異なっていました。具体的には、専門的な認識の全効果（β = 0.582, p < 0.001）および間接効果（β = 0.415, p < 0.001）は、社会的サポートのそれら（全効果：β = 0.311, p < 0.01、間接効果：β = 0.193, p < 0.01）よりも約2倍大きい値でした。この知見は、専門的な認識と社会的サポートが教師と子供の相互作用に及ぼす影響が異なることを強調しており、幼児教育における教師の自己効力感の役割に新たな洞察を与えるものです。

データの利用可能性：

すべての解析に使用された生データは、Supplementary File 1として提出されています。これには、匿名化された質問票データセット、変数コーディングファイル、統計解析ソフトウェアのデータファイル、SEMソフトウェアのモデルファイル、統計出力ファイル、および報告されたすべての表と図の作成に使用されたソースファイルが含まれています。主要な解析において、外部データベースへのアクセスは行われませんでした。

図 1: 専門職としての認識、社会的支援、教師の自己効力感、および教師と子供の相互作用に関する研究モデル。注：PP = 専門職としての認識；SS = 社会的支援；TE = 教師の自己効力感；TCI = 教師と子供の相互作用。矢印は潜在構成概念間の仮定された関連経路を示す。ここをクリックして、この図の拡大版を表示してください。

図2: 専門職としての認識、社会的支援、教師効力感、および自己報告による教師-子ども相互作用能力を関連付ける構造方程式モデル（N = 350）。 注：PP = Professional Perceptions（専門職としての認識）、PKS = Professional Knowledge and Skills（専門的な知識とスキル）、SSS = Social Service Spirit（社会奉仕精神）、PEM = Professional Ethics and Morality（職業倫理と道徳）、OSES = Occupational Socioeconomic Status（職業的社会経済的ステータス）、PROF = Professionalism（プロフェッショナリズム）、SS = Social Support（社会的支援）、ES = Emotional Support（情緒的支援）、IS = Informational Support（情報的支援）、MS = Material Support（物質的支援）、EVS = Evaluative Support（評価的支援）、TE = Teacher Efficacy（教師効力感）、GTE = General Teacher Self-Efficacy（一般的教師自己効力感）、PTE = Personal Teacher Self-Efficacy（個人的教師自己効力感）、TCI = Teacher-Child Interactions（教師-子ども相互作用）、EI = Emotional Interaction（情緒的相互作用）、VI = Verbal Interaction（言語的相互作用）、BI = Behavioral Interaction（行動的相互作用）。実線は統計的に有意な構造パスを示し、破線は教師効力感を投入した後の専門職としての認識および社会的支援から自己報告による教師-子ども相互作用能力への有意でない直接パスを示す。βは標準化パス係数を示し、R²値は内生変数について示されている。こちらをクリックして、この図の拡大版を表示してください。

変数	M	SD	歪度	尖度	1	2	3	4
1.専門的認識	3.55	0.83	−1.28	−0.01	−0.94
2.社会的支援	3.54	0.82	−1.23	−0.21	0.742	−0.96
3.教師効力感	3.58	0.81	−1.36	0.13	0.805	0.738	−0.96
4.教師-子ども間の相互作用	3.57	0.84	−1.3	−0.07	0.776	0.721	0.836	−0.97

表1：主要研究変数の信頼性、記述統計、および相関行列（N = 350）。注：M = 平均；SD = 標準偏差；α = Cronbachのα係数；PP = 専門的な認識；SS = 社会的支援；TE = 教師の自己効力感；TCI = 教師と子供の相互作用。対角線上の括弧内はCronbachのα値を示す。対角線以外の値はピアソンの相関係数である。すべての相関検定は両側検定で行った。p < 0.01は0.01レベルで統計的に有意であることを示す。

潜在変数	測定変数	B	標準誤差 (S.E.)	臨界比 (C.R.)	P	β
専門職としての認識	専門知識および技能	1				0.888
	社会奉仕精神	1.019	0.045	22.693		0.86
	専門職としての倫理および道徳	0.991	0.044	22.739		0.861
	職業的社会経済的ステータス	1.063	0.051	21.018		0.828
	プロフェッショナリズム	1.06	0.05	21.118		0.83
社会的支援	情緒的支援	1				0.881
	情報的支援	1.012	0.043	23.335		0.879
	物質的支援	0.978	0.042	23.111		0.875
	評価的支援	1.004	0.04	25.075		0.909
教師効能感	一般的教師自己効能感	1				0.944
	個人的教師自己効能感	0.936	0.032	29.165		0.906
教師-子ども間の相互作用	情緒的相互作用	1				0.937
	言語的相互作用	0.963	0.032	29.622		0.903
	行動的相互作用	0.968	0.029	33.593		0.938

表2：構成概念妥当性検証のための標準化因子負荷量（N = 350）。注：PP = 専門的認識（Professional Perceptions）、PKS = 専門的知識およびスキル（Professional Knowledge and Skills）、SSS = 社会奉仕精神（Social Service Spirit）、PEM = 専門的倫理および道徳（Professional Ethics and Morality）、OSES = 職業的社会経済的地位（Occupational Socioeconomic Status）、PROF = プロフェッショナリズム（Professionalism）、SS = 社会的サポート（Social Support）、ES = 感情的サポート（Emotional Support）、IS = 情報的サポート（Informational Support）、MS = 物的サポート（Material Support）、EVS = 評価的サポート（Evaluative Support）、TE = 教師効能感（Teacher Efficacy）、GTE = 一般的教師自己効能感（General Teacher Self-Efficacy）、PTE = 個人的教師自己効能感（Personal Teacher Self-Efficacy）、TCI = 教師と子どもとの相互作用（Teacher-Child Interactions）、EI = 感情的相互作用（Emotional Interaction）、VI = 言語的相互作用（Verbal Interaction）、BI = 行動的相互作用（Behavioral Interaction）。β = 標準化因子負荷量、SE = 標準誤差、CR = 比率。報告されたすべての因子負荷量は、p < 0.001で統計的に有意であった。

変数	CR	AVE	1	2	3	4
1.専門的認識	0.931	0.729	0.729
2.社会的支援	0.936	0.785	0.790 (0.624)	0.785
3.教師の自己効力感	0.922	0.856	0.860 (0.739)	0.789 (0.623)	0.856
4.教師と子どもの相互作用	0.948	0.858	0.828 (0.686)	0.771 (0.594)	0.897 (0.805)	0.858

表3：測定モデル：合成信頼性、平均分散抽出量、および判別妥当性の指標 (N = 350)。 注。CoR = 合成信頼性；AVE = 平均分散抽出量；PP = 専門的認識；SS = 社会的支援；TE = 教師の自己効力感；TCI = 教師と子どもの相互作用。対角線の値は各構成概念のAVEの平方根を表す。対角線以外の値は潜在構成概念間の相関を表し、括弧内の値は相関の二乗を表す。各構成概念のAVEの平方根が他の構成概念との相関を上回った場合に、判別妥当性が支持されたと判断した。

変数	χ²	p	df	χ²/df	SRMR	TLI	CFI	AGFI	IFI
適合度指標	218.319	0	71	3.075	0.03	0.964	0.972	0.885	0.972
評価基準	p > 0.05			<3~5	< 0.08	適合度良好 >0.9 許容範囲内 0.8~0.9

表4：構造方程式モデリングの適合度指標および評価基準（N = 350）。 注：χ² = カイ二乗統計量、df = 自由度、χ²/df = カイ二乗値を自由度で除した値、TLI = Tucker-Lewis指標、CFI = 比較適合度指標、AGFI = 調整済み適合度指標、IFI = 増分適合度指標、RMSEA = 近似誤差平均平方根、SRMR = 標準化残差平均平方根。モデルの適合度は、TLI > 0.90、CFI > 0.90、AGFI > 0.90、IFI > 0.90、RMSEA < 0.08、およびSRMR < 0.08の基準を用いて評価した。

	全効果	直接効果	間接効果
専門的認識→教師の自己効力感	0.629	0.629	0
専門的認識→教師と子供の相互作用	0.582	0.167	0.415
社会的支援→教師の自己効力感	0.292	0.292	0
社会的支援→教師と子供の相互作用	0.311	0.118	0.193
教師の自己効力感→教師と子供の相互作用	0.66	0.66	0

表5：専門的認識、社会的サポート、教師の自己効力感、および教師と子供の相互作用における直接的、間接的、および合計の関連性（N = 350）。 注：PP = 専門的認識、SS = 社会的サポート、TE = 教師の自己効力感、TCI = 教師と子供の相互作用、β = 標準化係数、SE = 標準誤差、CI = 信頼区間。直接的関連とは、2つの構成概念間で推定された構造パスを指します。間接的関連とは、教師の自己効力感を介した経路を指します。合計関連は、直接的および間接的関連の合計を表します。ブートストラップ信頼区間は、5,000個のブートストラップサンプルに基づく95%バイアス補正区間であり、区間にゼロが含まれない場合に間接的関連が統計的に有意であると見なされました。すべてのp値は両側検定によるものです。

補足表 1​：構造方程式モデリングにおける代替モデルの比較（N = 350）。 注：χ² = カイ二乗統計量、df = 自由度、χ²/df = カイ二乗値を自由度で除したもの、TLI = タッカー・ルイス指数、CFI = 比較適合度指数、IFI = 増分適合度指数、AGFI = 調整済み適合度指数、RMSEA = 近似誤差平均平方二乗根、SRMR = 標準化残差平均平方二乗根、Δχ² = カイ二乗値の変化量、Δdf = 自由度の変化量、ΔCFI = 比較適合度指数の変化量、ΔRMSEA = 近似誤差平均平方二乗根の変化量。完全媒介モデルと部分媒介モデルの比較を行った。こちらをクリックしてファイルをダウンロードしてください。

補足ファイル1：生データ。これらの補足ファイルは、報告された結果を検証し、統計解析を再現するために提供されています。こちらをクリックしてファイルをダウンロードしてください。

ディスカッション

本研究により、教育実習生（プリサービス教育者）における専門的な認識と教師-子ども間の相互作用との関係に明確なパターンがあることが明らかになりました。教師の自己効力感を考慮した結果、専門的な認識は自己報告による教師-子ども間の相互作用能力と直接的な関連は見られませんでしたが、教師の自己効力感を通じて有意な間接的関連を示しました。これは、横断的SEMモデルにおいて教師の自己効力感が完全な統計的媒介変数として機能することを支持しています。この知見は、専門的な認識が教師-子ども間の相互作用に直接的な影響を与え^28,29、教師の自己効力感は部分的な媒介的役割を果たすのみであるとした幼児教育者に関する先行研究³⁰とは対照的です。例えば、先行研究では専門的な認識と教師-子ども間の相互作用との間に有意な正の相関があり、専門的な認識が高い教育者ほど、励ましのフィードバックや支持的な言語を用いるなど、より肯定的な相互作用戦略を採用する傾向があることが示されていました¹⁷。自己効力感の高い教師は、自身の専門的知識を遊びの中での効果的な指導へと変換することができました。こうした教師は、遊びの最中に子どものニーズに迅速かつ正確に応答するだけでなく、教師-子ども間の相互作用の形式と内容を豊かにし、最終的に相互作用の質を向上させていました³⁰。しかし、本研究では、専門的な認識だけでは教師-子ども間の相互作用に直接的な影響を与えないことが分かりました。これは、教師が自身の専門的能力を認識していても、それが自動的に質の高い教師-子ども間の相互作用につながるわけではないことを示唆しています。一つの考えられる理由は、教師-子ども間の相互作用が複数の要因によって形成されることです。実習生が自身の専門的能力を強く認識していても、実際の教育現場における複雑な状況への対応に苦慮する可能性があります。このような専門的な認識と実践的な適用の乖離が、専門的な認識を質の高い教師-子ども間の相互作用スキルへと効果的に変換することを妨げている可能性があります⁸。理論と実践の乖離、不十分な教師としての信念、および低い自己効力感のすべてが、子どもとの実際の相互作用における教育者の行動や態度の不一致に寄与し、専門的な認識が効果的な相互作用として現れるのを妨げている可能性があります^31,32。理論と実践の乖離に加えて、この完全媒介のパターンは、実習段階という動機づけの特性を反映している可能性があります。つまり、専門的な認識は幼児教育教師が何を重視し、何を知るべきかという理解を提供しますが、実習生が「実際の状況で子どもの反応を管理し、活動を構成し、コミュニケーションを適応させることができる」と信じていない限り、この理解が相互作用の行動を形成することは考えにくいということです。したがって、教師の自己効力感は、単なる個人の特性としてではなく、専門的な意識を実践的な自信へと変換する心理的な変換メカニズムとして機能していると考えられます。この文脈において、Reynoldsらは³³、インターンシップ中のメンターシップと専門的なサポートの重要性を強調し、そのようなサポートが実際の教室環境における教師-子ども間の相互作用の質に肯定的な影響を与えうることを指摘しました。

教師と子どもの相互作用は複雑な要因によって形成されるため、単に教育実習生の専門的な認識を高めるだけでは、質の高い相互作用を保証するには不十分です。本研究の意義は、教育実習生という特定のグループに焦点を当て、専門的な認識を効果的な教師と子どもの相互作用へと変換する上で、教師効力感が完全な媒介役割を果たすことを明確に示した点にあります。したがって、教師効力感は、実習生の専門的な認識と報告された相互作用能力を結びつける重要かつ不可欠なメカニズムとして理解されるべきです。一方で、メンターの質、実習の強度、機関によるサポート、および事前の教室での経験も、専門的な理解が相互作用の中で実践されるかどうかに影響を与える可能性があります。教師効力感が高い実習生は、理想的な教授シナリオと現実のシナリオとの乖離を埋め、理論的知識をより柔軟に実践に適用できる傾向があります³⁰。さらに、指導態度を調整し、教育的革新を促進することで、これらの教育者は専門的な能力を継続的に向上させることができ、その結果、現実の教師と子どもの相互作用で遭遇する課題や圧力に対してより効果的に対応することが可能になります^34,35。したがって、専門的な認識のみに焦点を当てるのではなく、質の高い教師と子どもの相互作用を促進する鍵となる要因である教師効力感の強化に、より重点を置くべきです。専門的な理解を深めることに加えて、実習生が理論的知識を実践的な指導スキルへと変換できるよう、多様な教育および実践的なプラットフォームを提供することが極めて重要です。また、教育者の情緒的なニーズにも配慮し、肯定的な自己概念の育成、感情調節の改善、およびストレス対処能力の向上を目的とした心理的サポートなどのメカニズムを導入すべきです。これらの措置を通じて、教育者は子どもとの相互作用においてより大きな自信と専門性を身につけることができ、最終的に子どもの発達に対する強力なサポートを提供できるようになります。また、本研究により、教育実習生における社会的サポートが教師と子どもの相互作用に与える直接的な影響は有意ではなかったものの、教師効力感を完全な媒介変数とした間接的な影響は有意であることが明らかになりました。これらの知見は、幼児教育者の特性によって説明がつくと考えられます^9,36。

しかしながら、就学前教育の教職課程履修生において、社会的支援が教師と子供の相互作用を直接的に高めることはないという結論は妥当であると我々は考えています。本研究の結果に基づき、この結果は社会的支援自体の性質と、教師と子供の相互作用スキルという専門的な要求事項の両方に影響されていると推測されます。一般に社会的支援とは、ストレスや困難に直面している時に、家族、友人、同僚、または地域社会から提供される情緒的、情報的、あるいは物質的な援助を指します¹²。しかし、このような支援が、教師と子供の相互作用のような特定の専門的コンピテンシーにおける教師のパフォーマンスを直接的に向上させることは通常ありません。むしろ、社会的支援は、支援的な職場環境の構築、帰属意識の醸成、チームへの統合の促進、専門能力開発への関心の刺激、およびストレスの軽減に寄与し、それが結果として、より良い指導実践や相互作用へとつながります^23,37。対照的に、教師と子供の相互作用スキルは、継続的な学習、洗練、および実践的な適用を必要とする複雑な専門的コンピテンシーです。これらのスキルには、教育学、心理学、児童発達を含む複数の分野の知識に加え、実践的な指導経験や対処戦略が含まれます^5,6。したがって、外部からの社会的支援のみで、このような専門的かつ多面的なスキルを直接的に改善することは考えにくいと言えます。この解釈は特に教職課程履修生にとって重要です。なぜなら、家族、仲間、またはメンターからの支援は、まず本人が認識する能力や情緒的な準備状態を変化させるものであり、一方で観察可能な教師と子供の相互作用の質は、そのような支援が実際の教室状況を管理する自信として内面化されるかどうかに依存するためです。社会的支援は、就学前教育の教職課程履修生の教師と子供の相互作用能力に直接的な影響を及ぼしませんでしたが、教師効力感が橋渡しとなり、社会的支援がこれらの能力に間接的に影響することを可能にしました。教職課程履修生を取り巻く人々からの支援が極めて重要であるという点については、専門家の間で合意が得られています。この支援は、自身の指導における不足点を特定し対処することを助けるだけでなく、情緒的な安らぎと励ましを提供します。新任教師にとって、メンターシップ、特にメンターから提供される情報的および情緒的支援は、教師効力感の向上と情緒的疲労の軽減に密接に関連しています^37,38。建設的なフィードバックと指導を通じて、メンターは新任教師が指導方法を洗練させることを助け、子供との相互作用における肯定的なマインドセットを育成します。さらに、専門能力開発トレーニングに参加した教師は、問題解決のための追加的な戦略やツールを習得できるため、自己効力感が高くなる傾向があることが研究で示されています⁷。したがって、我々は次のように仮説を立てます。十分な社会的支援を受け、特にメンターによる思慮深い指導を享受している就学前教育の教職課程履修生は、メンターによる専門的な評価、情緒的な励まし、および情報的・物質的な支援を通じて、専門的コンピテンシーと教師効力感を高めることができる。さらに、高い教師効力感を持つ教職課程履修生は、教師と子供の相互作用において多様なコミュニケーション戦略を採用する可能性が高く、困難に直面した場合でも、自身の高い効力感に依拠して子供との円滑な相互作用を確保することができる。

結論として、社会的支援は就任前の幼児教育者の教師・児童相互作用能力を直接的に向上させることはなかったが、これは専門的な能力開発において社会的支援が重要でないことを意味するものではない。むしろ、評価的、情緒的、物質的、および情報的な支援を通じて、社会的支援は就任前教育者の教師・児童相互作用能力を高める上で極めて重要な間接的役割を果たしている。したがって、就任前の幼児教育者の教師・児童相互作用能力を向上させる取り組みにおいては、彼らが社会的支援を確実に受けられるようにし、教師効力感を強化することで、間接的に相互作用能力の大幅な改善を促進することが不可欠である。本研究により、教師・児童相互作用に対する専門的認識の影響は、社会的支援の影響よりも数値的に大きく、その影響の差はおよそ2倍であることが明らかになった。この結果は somewhat 予想外であった。さらなる分析の結果、このかなりの格差は現在の教員養成モデルと密接に関連しているのではないかと推測される。この格差は、現在の教員養成モデルだけでなく、内部的な専門的エージェンシーと外部的なコンテキスト資源との心理的な区別に関連している可能性がある。専門的認識は、役割アイデンティティ、内発的動機付け、および児童の発達に対する責任感と結びついており、そのため教師効力感へとより容易に内面化される可能性がある⁷。対照的に、社会的支援は外部的な条件にとどまり、その影響は支援の具体性、継続性、および具体的な相互作用の問題との関連性に依存する。さらに、教員養成機関が専門職倫理や社会奉仕への意識に重点を置くようになっているため、就任前の幼児教育者の教師・児童相互作用に対する熱意とコミットメントも大幅に向上している³⁹。対照的に、社会的支援も教師・児童相互作用にある程度の影響を及ぼすが、その影響は相対的に控えめであると思われる。これは、社会的支援の形態、適時性、および質における限界によるものかもしれない。社会的支援は通常、情緒的、情報的、物質的、および評価的な援助を含むが、すべての形態の支援が直接的に教師・児童相互作用に影響を与えるわけではない。一部は間接的な効果しか持たない可能性がある^37,40,41。適時性の面では、教師・児童相互作用には基盤となる長期的かつ安定した社会的支援が必要である。しかし、就任前の幼児教育者は一般的に、特定の困難や課題に直面した時にのみメンター、同僚、または家族に助けを求めるため、継続的な支援が不足している⁴²。さらに重要なことに、質の視点から見ると、就任前の幼児教育者が認識する社会的支援は不十分であることが多い。一部の支援形態は表面的な関心や励ましにとどまり、指導実践を効果的に改善させるに至っていない可能性がある³³。それでも、社会的支援は、就任前の幼児教育者が教師・児童相互作用に固有の圧力や課題に対処するのを助ける重要な役割を果たし、専門的な能力開発のための重要な外部資源となるため、過小評価されるべきではない。

社会生態学的システム理論に基づいた本研究では、内部および外部のリソースが、教師の自己効力感を介して、自己報告による教師-児童相互作用能力に関連するという概念的枠組みを、横断的な構造方程式モデリング（SEM）を用いて検証しました。この横断的SEMにおいて、専門的な認識および社会的支援は、主に教師の自己効力感を通じて自己報告による教師-児童相互作用能力に関連していました。したがって、これらの結果は統計的な媒介の証拠として解釈されるべきであり、これらのリソースが相互作用行動の変化を引き起こすという証拠として解釈されるべきではありません。このパターンは、教員養成プログラムが効力感を高める活動を検討するための実証的な根拠となりますが、より強力な実践的な主張を行うには、縦断的な研究や介入ベースの研究が引き続き必要です。

パスの相対的な強さに基づき、教員養成プログラムでは、以下の3つの介入ポイントを優先することが考えられる。第一に、専門的なアイデンティティおよび子ども中心の相互作用事例に関する構造化されたリフレクションをカリキュラムに組み込むこと。第二に、指導の下でのマイクロティーチング、ビデオベースのフィードバック、およびメンターが指導する実習課題を提供し、教師としての自己効力感を高めること。第三に、教育実習中に安定したピアメンターによるサポートチャネルを構築し、社会的なサポートを単なる全般的な励ましではなく、具体的な相互作用の問題に結びつけることである。専門的な認識は、社会的サポートよりも大きな全効果および間接効果を示したため^42,43、こうした介入では、まず教職課程の学生が自身の専門的な役割を解釈できるよう支援し、次にその理解をフィードバックに基づく反復的な相互作用の実践へと転換させるべきである。

さらに、幼児教育の教員養成課程にある学生は、教育に対して理想化されたナイーブな見解を持っていることが多く、当初は高い、あるいは非現実的な自己効力感を持っていても、実習などの実践的な経験を積むにつれて低下することがあります。したがって、専門的な成長過程を通じて、学生がバランスの取れた考え方を維持できるよう支援することが極めて重要です³⁸。これを実現するためには、教員の自己効力感を高め、維持させるための科目を、幼児教育教員養成の専門的開発計画に組み込むことが重要です。本研究の結果を解釈する際には、いくつかの限界を考慮する必要があります。第一に、横断的設計であるため因果推論はできず、専門的な認識や社会的支援が、その後の教員効力感や相互作用能力の変化につながるかどうかを検証するには、縦断的研究や介入研究が必要です。第二に、サンプルには福建省と陝西省の4つの機関が含まれていますが、依然として地域的なサンプルにとどまっており、今後の研究では、幼児教育の養成学生における地域的・文化的な差異を検討するために、中国の東部、西部、北部、南部を含むより広範な文脈を取り入れるべきです。第三に、すべての主要変数が自己報告によって測定されており、手続き上の制御およびHarmanの単一因子検定を用いたものの、知覚バイアスや共通方法分散が導入された可能性があります。第四に、教員-子ども相互作用尺度は文化的検討が行われ、本サンプルにおけるCFAによって支持されましたが、中国と韓国のサンプル間での正式な測定不変性は検証されていません。第五に、教員効力感と自己報告による教員-子ども相互作用能力との間に高い相関（特に r = 0.897）が見られたことは、今後の研究において、教室観察、メンターによる評価、ビデオベースのコーディング、およびその他の教室ベースの評価を通じて、効力感という信念と実際に遂行される相互作用の質をさらに区別して検討すべきであることを示唆しています。最後に、メンタリングの質、実習の強度、組織的な気候、および事前の教室経験などの変数は含まれていませんが、これらも学生が専門的な理解を相互作用の実践へと転換する方法に影響を及ぼす可能性があります。本研究では、幼児教育の養成学生において、専門的な認識、社会的支援、および教員効力感が、教員-子ども相互作用能力とどのように関連しているかを検討しました。この地域的な横断的サンプルにおいて、専門的な認識と社会的支援は、主に教員効力感を通じて自己報告による教員-子ども相互作用能力に関連しており、提案モデルにおける中心的な統計的媒介因子として教員効力感が支持されました。これらの結果は、専門的および文脈的なリソースが、養成学生の効力感という信念を通じて、知覚された相互作用能力に結びついていることを示しています。これらの結論は、横断的、地域的、および自己報告的な設計という限界の中で解釈されるべきです。

材料

この記事で使用された材料の一覧

名前	会社	カタログ番号	コメント
社会的支援尺度	既報の学術的尺度。Parkによって開発され、Kimによって改訂および補完されたもの	25項目版。5段階リッカート法形式。市販のカタログ番号なし	幼児教育教員養成課程の学生における、情緒的支援、情報的支援、物質的支援、および評価的支援にわたる知覚された社会的支援を測定する。全体のCronbach’s alpha = 0.96。
教師自己効力感尺度	既報の学術的尺度。EnochsおよびRiggsによって開発されたものの中国適応版	25項目版。5段階リッカート法形式。市販のカタログ番号なし	中国の幼児教育教員養成課程の文脈において、一般的教師自己効力感および個人的教師自己効力感にわたる教師効力感を評価する。全体のCronbach’s alpha = 0.96。
教師-子ども相互作用尺度	既報の学術的尺度。Leeによって開発され、中国での使用に向けて本研究の専門家パネルによってレビューされたもの	30項目版。5段階リッカート法形式。市販のカタログ番号なし	観察による教室内の相互作用の質ではなく、自己報告による教師-子ども相互作用の有能感を評価する。情緒的相互作用、言語的相互作用、および行動的相互作用を含む。全体のCronbach’s alpha = 0.94。
人口統計学的情報フォーム	研究チーム（四川芸術科学大学および大邱大学の共同研究）	本研究用のカスタム質問票セクション。市販のカタログ番号なし	性別、学歴、専門カテゴリー、実習先、実習期間、実習形態、および幼稚園の形態を含む参加者の特性を収集した。
参加者情報およびインフォームドコンセント説明文	研究チーム。大邱大学研究倫理委員会によって承認済み	倫理承認番号：XXX。現地承認記録にて確認可能	質問票の配布前に、研究目的と調査内容を説明し、幼児教育教員養成課程の学生である参加者からインフォームドコンセントを得るために使用した。
パイロット調査質問票パッケージ	研究チームおよび専門家パネル	2024年6月1–5日に使用されたパイロット版。市販のカタログ番号なし	幼児教育教員養成課程の学生50名を対象に、専門的認識尺度、社会的支援尺度、教師自己効力感尺度、教師-子ども相互作用尺度、および人口統計学的項目の明確さと適切性をパイロットテストした。
専門家パネル・レビュー手順	研究チーム。幼児教育学教授2名、幼稚園園長1名、実習指導者3名、および研究チームからなる専門家パネル	合意に基づく内容レビュー。市販のモデル番号なし	本調査の前に、尺度の項目の曖昧さ、適切さ、意味的明確さ、発達上の適合性、および文化的妥当性を修正するために使用した。
印刷済み現地調査質問票フォーム	研究チーム。現地の機関の調査用品	紙ベースの調査フォーム。市販のカタログ番号なし	現地での質問票実施に使用した。最終的なサンプルでは、オンライン質問票と統合する前に、336件の有効な現地質問票を得た。
WeChat	Tencent	WeChatモバイルアプリケーション。2024年6–7月に使用されたデバイス/アプリの記録からバージョンを確認すること	質問票実施のためのオンライン配布チャネルとして使用した。オンライン/WeChatルートを通じて27件の完了済みオンライン質問票を収集した。
電話および対面によるリクルート手順	研究チーム	標準化されたリクルート手順。市販のカタログ番号なし	機関や参加者に連絡し、研究目的と調査内容を説明し、質問票実施前のインフォームドコンセントを支援するために使用した。
SPSS Statistics	IBM	Version 27.0	記述統計、Pearson相関係数、Cronbach’s alpha信頼性分析、歪度と尖度を用いた正規性の確認、および共通メソッドバイアスに関するHarman’s一因子検定に使用した。
SPSS Amos	IBM	Version 26.0	確認的因子分析、構造方程式モデリング、多群測定不変性検定、間接効果のブートストラップ検定、および代替モデルの比較に使用した。
Microsoft Excel	Microsoft	Microsoft 365 ExcelまたはローカルにインストールされたExcelバージョン。提出前に正確なローカルビルドを確認すること	コード化された調査データ、データディクショナリ、補足表、およびJoVE材料表を整理するためのワークブック環境として推奨/使用した。正確なローカルバージョンは著者が確認すること。
構造方程式モデリング適合度指標基準	既報のメソッドガイドライン。原稿内で引用されているSchreiber et al.およびKlineの文献	市販のカタログ番号なし。統計分析計画で適用された基準	カイ二乗統計量、自由度あたりのカイ二乗値、Tucker-Lewis Index、Comparative Fit Index、Adjusted Goodness-of-Fit Index、Incremental Fit Index、Root Mean Square Error of Approximation、およびStandardized Root Mean Square Residualを含むモデル適合度指標を定義し報告する。
ブートストラップ媒介分析手順	SPSS Amos / 研究チーム統計分析計画	5,000ブートストラップサンプル。95%バイアス補正信頼区間	教師効力感を介した間接的な関連性を検定するために使用した。95%バイアス補正信頼区間にゼロが含まれない場合に、間接効果は有意であるとみなした。
測定不変性検定手順	SPSS Amos / 研究チーム統計分析計画	多群確認的因子分析。ΔCFIが.010未満、かつΔRMSEAが.015未満という基準	統合されたSEM推定値を解釈する前に、性別、プログラム形態、実習期間、および機関における形態不変性、計量不変性、および強度的不変性を評価するために使用した。