吳 紅，王 鳳

數(shù)學教師有效教學風格對小學生課堂參與度的影響：學業(yè)自我效能感的縱向中介作用

吳 紅1，王 鳳2

（1．貴州師范大學 教師教育學院，貴州 貴陽 550025；2．貴州師范大學 心理學院，貴州 貴陽 550025）

采用追蹤研究對650名小學五、六年級學生的學業(yè)自我效能感和課堂參與度以及其數(shù)學教師有效教學風格進行了歷時5個月的3次調(diào)查，通過構(gòu)建縱向中介模型考察學業(yè)自我效能感在有效教學風格和課堂參與度之間的中介作用．結(jié)果表明：T2的學業(yè)自我效能感在T1的3種有效教學風格（即幽默活躍型、嚴謹邏輯型、關(guān)愛分享型）和T3的課堂參與度之間均起完全中介作用，即數(shù)學教師有效教學風格（幽默活躍型、嚴謹邏輯型和關(guān)愛分享型）可以通過影響小學生學業(yè)自我效能感進而影響其課堂參與度．

有效教學風格；學業(yè)自我效能感；課堂參與度；縱向中介模型

1 問題提出

課堂參與度指的是在教師的幫助和引導下，學生在課堂學習過程中的行為參與、認知參與和情感參與的程度[1]．學生在課堂上的身心投入程度顯著地影響其學業(yè)成績[2]，因而如何提升學生的課堂參與度一直是教育領域的重要問題之一．小學是學習的起始階段，是幫助學生打牢基礎知識與能力、培養(yǎng)學習興趣和習慣的重要時期，但小學生主動參與課堂教學的情況并不理想[3]，數(shù)學課堂中該方面的問題尤為突出——“數(shù)學歷來是學生‘不投入’和學習成績低下情況較為嚴重的學科之一．學生無心學數(shù)學往往從小學就開始，在中學階段已經(jīng)積重難返了”[4]．因為數(shù)學的抽象性與復雜性，所以學生對數(shù)學的學習興趣會隨著年級的增高逐漸降低[5]，且這一現(xiàn)象在小學階段就已經(jīng)非常明顯[6]．針對小學生數(shù)學課堂參與度低下這一頑疾，探討問題成因與解決方案的研究有許多，但主要集中于經(jīng)驗與理論層面，嚴重缺乏更進一步的實證研究．

根據(jù)三元交互決定論，個體的行為與其自身的主體因素及外在環(huán)境之間存在既相對獨立、又相互影響，互為因果的關(guān)系．其中個人的主體因素指的是人的生理反應能力、認知能力等身心機能．三者之間的交互方式非常靈活，三因素之間并非總是擁有完全對等的交互影響力，會因情境的變化呈現(xiàn)出不一樣的模式[7]．小學數(shù)學課堂就是一種特殊情境，在此情境中，小學生的心智遠未成熟，教師起著無可替代的主導作用．一方面，小學生有著明確的學習任務，其個人行為受到課堂紀律約束，需要教師監(jiān)督、管理．另一方面，學生的主體因素極易受到教師的影響，產(chǎn)生積極參與或消極參與兩種截然不同的課堂行為．學生的主體因素對教師很難構(gòu)成顯著的直接影響，更多是影響其自身的行為表現(xiàn)，進而對教師產(chǎn)生影響．

教師對學生的影響途徑包括教師的個人特質(zhì)、教學理念與方法等，可以概括為教師有效教學風格．教師有效教學風格指的是教師在教學活動過程的長期實踐中，逐步發(fā)展出的具有藝術(shù)特色，能根據(jù)教學需要靈活調(diào)整教學方式與方法，促進教學目標達成和學生成長發(fā)展的教學理念與行為[8]．學生的主體因素方面，其學業(yè)自我效能感是關(guān)鍵．學業(yè)自我效能感源于心理學經(jīng)典概念自我效能感，指的是學生對自己能否完成某一學科任務的自信度和能力感[9]．學生難以建立足夠的學業(yè)自我效能感，根源在于其在數(shù)學學習的過程中不斷受挫，所以缺乏數(shù)學學習的積極性、主動性．個體行為方面，學生的課堂參與度最具有代表性，是數(shù)學教育過程中的難題，也是研究的出發(fā)點．

研究表明，教師有效教學風格能夠顯著地影響學生的學業(yè)自我效能感，對其數(shù)學學習的信心感和回答問題的能力起到正向作用[10]．教師的表揚、獎勵等積極反饋能增強學生的學業(yè)自我效能感，批評、懲罰之類的消極反饋則會削弱其學業(yè)自我效能感[11]．在一個更具關(guān)懷、更具挑戰(zhàn)性，以技巧為導向的課堂環(huán)境中，學生的數(shù)學自我效能感顯著較高[12]．此外，教師采取不同的教學方法也會對學生的課堂參與度形成顯著影響[13]．概言之，有效教學風格從多個方面對學業(yè)自我效能感形成了強烈影響．這種影響進一步體現(xiàn)為教師有效教學風格對學生的課堂參與度有顯著影響[14]，在教學中，教師的激勵與認可、教學方式都會對學生在行為、認知、情感3個方面的課堂參與構(gòu)成顯著影響[1]，教師對課堂互動的重視與鼓勵能夠激發(fā)學生課堂參與的頻度與深度．

同時，學生的學業(yè)自我效能感與其課堂參與度息息相關(guān)，研究發(fā)現(xiàn)學生之所以課堂參與度很低，主要原因之一是其感到“基礎薄弱、擔心說錯、不好意思等”[15]．學生的這些主觀感受是其學業(yè)自我效能感較低的外顯表現(xiàn)．另外，在數(shù)學課堂中，學生集體性應答行為出現(xiàn)得較多，而單獨的舉手應答較少，質(zhì)疑提問更加少見[16]，究其根源是受到學業(yè)自我效能感因素的影響．研究表明，學業(yè)自我效能感會顯著地影響學生的課堂參與度[17]，比如學業(yè)自我效能感高的學生會更加積極地思考、討論，主動迎接挑戰(zhàn)[18]；反之，學業(yè)自我效能感低的學生更傾向于對課堂教學持消極參與，甚至逃避的態(tài)度．

綜上所述，教師的有效教學風格是提高學生課堂參與度關(guān)鍵的外部環(huán)境因素，且這一外因很可能是通過影響學生的學業(yè)自我效能感這一主體內(nèi)部因素來起作用，進而影響學生的課堂參與度．但這一作用機制尚且缺乏實證研究結(jié)果的支持，如果可以證明該作用機制，則可為解決數(shù)學課堂的學生參與度問題提供有益的建議．為檢驗該假設，采用追蹤研究設計，對研究對象進行了歷時5個月，累計3次的問卷調(diào)查．分析數(shù)據(jù)時，采用縱向中介模型，較好地避免了橫斷研究中的估計偏誤問題，為揭示變量之間的因果方向和中介機制提供了更有力的證據(jù)[19–21]．

2 研究方法

2.1 研究被試與程序

采用方便取樣、整群抽樣的方式對貴州省畢節(jié)市兩所小學五、六年級的學生進行測量．在取得校領導及班主任的同意下，以班級為單位集體施測．追蹤過程分3次進行，在3次施測過程中，均采用相同的指導語并要求各參與者仔細閱讀然后作答．第一次（T1）總共發(fā)放問卷650份，收回有效問卷590份，有效率為90.76%．第二次（T2）在間隔第一次測試大約2個月后進行，共發(fā)放問卷590份，回收有效問卷510份，有效率為86.44%．第三次（T3）在第二次測試間隔大約兩個月后即期末考試前一個周內(nèi)，共發(fā)放問卷510份，回收有效問卷466份，有效率為91.37%．最終將3次測試的有效被試匹配之后，匹配成功的被試為463人，因個別維度的缺失值較多、作答一致性以及認真程度等刪除無效問卷28份，最終有效問卷為435人，其中男生213人（49.0%），女生222人（51.0%），五年級233人（53.6%），六年級202（46.4%）．

3次調(diào)查結(jié)束后學生因轉(zhuǎn)學、生病未上學等情況共有155名被試流失，對435名有效被試和155名流失被試進行卡方檢驗和檢驗，結(jié)果表明在性別[2=0.496,=0.481> 0.05]、學業(yè)自我效能感[=0.464,=0.643>0.05]、課堂參與度[=–1.215,=0.225>0.05]、4種有效教學風格“幽默活躍型[=1.202,=0.230>0.05]、嚴謹邏輯型[=1.882,=0.061> 0.05]、關(guān)愛分享型[=1.133,=0.258>0.05]、創(chuàng)新探索型[=–1.707,=0.088>0.05]”上均不存在顯著差異，因此被試不存在結(jié)構(gòu)化流失．

2.2 研究工具

2.2.1 有效教學風格

采用王鳳（2020）[8]修訂的“小學數(shù)學教師有效教學風格問卷”，問卷采用他評模式，使用對象為小學數(shù)學教師所教授班級的學生，非教師自評．該量表根據(jù)賀雯等[22]編制的“教師有效教學風格的結(jié)構(gòu)與形容詞評定問卷”修訂成以小學生為被試的量表．共18個題，包括4個維度：幽默活躍型（6個題）、關(guān)愛分享型（4個題）、嚴謹邏輯型（5個題）和創(chuàng)新探索型（3個題）．量表采用Likert 7點記分（1=很不符合，7=很符合），維度平均得分越高，教師越傾向該維度的教學風格．該量表具有良好的信效度，3次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.752、0.805、0.872．同時，考慮到樣本量的充分性，采用第一次數(shù)據(jù)做驗證性因子分析表明，問卷的結(jié)構(gòu)效度良好，2/=3.532，=0.073，= 0.043，0.907，=0.928，=0.914．

2.2.2 學業(yè)自我效能感

采用羅靜婷（2004）[23]修訂的“數(shù)學學業(yè)自我效能感量表”，該量表根據(jù)俞國良主編的學習能力感量表，修訂成以小學生為被試的量表，共有15題．量表為兩點量表，計分方式為選“是”得0分，選“否”得2分，其中第3題和第6題是反向計分題，總分為30分，分數(shù)越高，數(shù)學自我效能感越強．該量表具有良好的信效度，研究中，3次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.783、0.626、0.705；同時，考慮到樣本量的充分性，采用第一次數(shù)據(jù)做驗證性因子分析表明，問卷的結(jié)構(gòu)效度良好，2/=2.113，=0.051，=0.049，=0.946，=0.874，=0.848．

2.2.3 課堂參與度

采用宋翠利（2011）[24]自編的“小學生數(shù)學課堂參與量表”，共15題，包含了3個維度，即行為參與（6個題）、認知參與（4個題）和情感參與（5個題）．該量表采用Likert 5點記分（1=極不同意，5=非常同意），得分越高表示個體參與課堂程度越高．該量表具有良好的信效度，3次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.709、0.779、0.759；同時，考慮到樣本量的充分性，采用第一次數(shù)據(jù)做驗證性因子分析表明，問卷的結(jié)構(gòu)效度良好，2/=2.001，=0.048，=0.047，=0.944，=0.928，=0.913．

2.2.4 數(shù)據(jù)處理

使用Epidata3.0進行數(shù)據(jù)錄入，SPSS25.0進行數(shù)據(jù)整理，對數(shù)據(jù)進行共同方法偏差檢驗、描述性統(tǒng)計、相關(guān)分析等；參照Yang等（2019）[25]、Nie等（2019）[26]的做法，使用Mplus7.0統(tǒng)計分析軟件進行交叉滯后建模，構(gòu)建縱向中介模型來驗證假設．具體來說，模型包括自回歸路徑，用來評估變量的穩(wěn)定性；包括變量之間在3個時間點的相關(guān)，用來評估變量在每個時間點的關(guān)系；為檢驗學業(yè)自我效能感在幽默活躍型有效教學風格和課堂參與度之間的中介作用，設計了從前一個時間點的幽默活躍型有效教學風格到后一個時間點的學業(yè)自我效能感、從前一個時間點的學業(yè)自我效能感到后一個時間點的課堂參與度以及從前一個時間點的幽默活躍型有效教學風格到后一個時間點的課堂參與度的回歸路徑；為檢驗中介作用是部分中介還是完全中介，增加從T1的幽默活躍型有效教學風格到T3的課堂參與度的回歸路徑．此外，為檢驗反方向的預測作用，同時增加與上述提到所有路徑相反的路徑．以此作為研究的基線模型（具體見圖1）．

采用隨機抽取1?000個樣本的bootstrap法來檢驗中介效應的顯著性，并得到偏差校正的百分位置信區(qū)間[19]．如果間接效應估計95%的置信區(qū)間（CI）不包括零，就可以得出結(jié)論，間接效應在0.05水平上具有統(tǒng)計學意義[27]．

注：T1表示時間點1；T2表示時間點2；T3表示時間點3（下同）；虛線表示自回歸路徑；帶有單向箭頭的實線表示交叉滯后路徑；帶有雙向箭頭的實線表示相關(guān)關(guān)系．

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差

經(jīng)過SPSS25.0檢驗，各變量在3次測量中均服從正態(tài)分布或近似正態(tài)分布（偏度<2，峰度<7）．由于研究工具均為問卷，數(shù)據(jù)來源于小學生的自我報告，可能會對結(jié)果產(chǎn)生一定的影響，出現(xiàn)共同方法偏差問題，因此采用常用的Harman單因子檢驗，考察共同方法偏差是否對結(jié)果產(chǎn)生了顯著影響．結(jié)果表明對于3次測量的追蹤數(shù)據(jù)，特征值大于1的主成分分別為18個、18個、14個，第一主成分的解釋率分別為17.52%、18.55%、23.22%，都遠遠低于40%的臨界值[28]，因此排除嚴重的共同方法偏差問題．

3.2 各變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析結(jié)果

有效教學風格、學業(yè)自我效能感和課堂參與度在T1、T2和T3的自相關(guān)均顯著．在3次施測中，4種有效教學風格分別與學業(yè)自我效能感呈顯著正相關(guān)，包括同時性相關(guān)與繼時性相關(guān)；4種有效教學風格分別與課堂參與度呈顯著正相關(guān)，包括同時性相關(guān)與繼時性相關(guān)；學業(yè)自我效能感分別與課堂參與度呈顯著正相關(guān)，包括同時性相關(guān)與繼時性相關(guān)（具體相關(guān)系數(shù)見表1）．

表1 各變量描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果

注：*代表<0.05，**代表<0.01，***代表<0.001，下同．

3.3 有效教學風格與學業(yè)自我效能感和課堂參與度的關(guān)系：縱向中介模型

檢驗變量間縱向關(guān)系最著名、最常用的統(tǒng)計模型是交叉滯后模型（cross-lagged panel model），簡稱CLPM[29]．為考察有效教學風格、學業(yè)自我效能感和課堂參與度的縱向關(guān)系，因此也使用多數(shù)研究使用的交叉滯后模型（CLPM）．針對有效教學風格包含的4個維度，分別構(gòu)建了4個縱向中介模型．

3.3.1 幽默活躍型有效教學風格模型

在基線模型中加入了二階自回歸路徑（如T1幽默活躍型—T3幽默活躍型），形成最終的幽默活躍型有效教學風格模型，模型擬合結(jié)果良好（2/=1.092，=0.358>0.05，=0.015，=1.000，=0.998）．圖2顯示了模型的主要結(jié)果．結(jié)果表明，T1的幽默活躍型有效教學風格對T2的學業(yè)自我效能感具有顯著的正向預測作用；T2的學業(yè)自我效能感對T3的課堂參與度具有顯著的正向預測作用；中介分析結(jié)果表明T2的學業(yè)自我效能感在T1的幽默活躍型有效教學風格與T3的課堂參與度間起完全中介作用，中介效應大小為0.148×0.330≈0.049（BC 95%CI[0.025，0.081]），<0.01．同時，研究結(jié)果還表明，T2的課堂參與度可以反向預測T3的幽默活躍型有效教學風格和T3的學業(yè)自我效能感．

注：為了模型的直觀性、能突出主要關(guān)系，沒有顯示同一時間點的相關(guān)系數(shù)和不顯著的路徑（下同）．

3.3.2 嚴謹邏輯型有效教學風格模型

在基線模型中加入了二階自回歸路徑（如T1嚴謹邏輯型—T3嚴謹邏輯型），形成最終的嚴謹邏輯型有效教學風格模型，模型擬合結(jié)果良好（2/=1.628，=0.164>0.05，=0.038，=0.998，=0.980）．圖3顯示了模型的主要結(jié)果．結(jié)果表明，T1的嚴謹邏輯型有效教學風格對T2的學業(yè)自我效能感具有顯著的正向預測作用；T2的學業(yè)自我效能感對T3的課堂參與度具有顯著的正向預測作用；T2的學業(yè)自我效能感在T1的嚴謹邏輯型有效教學風格與T3的課堂參與度間起完全中介作用，中介效應大小為0.144×0.322≈0.046（BC 95%CI[0.017，0.081]），<0.01．同時，研究結(jié)果還表明，T1的課堂參與度可以反向預測T2的嚴謹邏輯型有效教學風格和T2的學業(yè)自我效能感；T2的課堂參與度可以反向預測T3的嚴謹邏輯型有效教學風格和T3的學業(yè)自我效能感．

圖3 嚴謹邏輯型有效教學風格與學業(yè)自我效能感和課堂參與度的縱向關(guān)系

3.3.3 關(guān)愛分享型有效教學風格模型

在基線模型中加入了二階自回歸路徑（如T1關(guān)愛分享型—T3關(guān)愛分享型），形成最終的關(guān)愛分享型有效教學風格模型，模型擬合結(jié)果良好（2/=1.647，=0.159>0.05，=0.039，=0.998，=0.981）．圖4顯示了模型的主要結(jié)果．結(jié)果表明，T1的關(guān)愛分享型有效教學風格對T2的學業(yè)自我效能感具有顯著的正向預測作用；T2的學業(yè)自我效能感對T3的課堂參與度具有顯著的正向預測作用；T2的學業(yè)自我效能感在T1的關(guān)愛分享型有效教學風格與T3的課堂參與度間起完全中介作用，中介效應大小為0.138×0.323≈0.045（BC 95%CI[0.016，0.083]），<0.01．同時，研究結(jié)果還表明，T1的課堂參與度可以反向預測T2的關(guān)愛分享型有效教學風格和T2的學業(yè)自我效能感；T2的課堂參與度可以反向預測T3的關(guān)愛分享型有效教學風格和T3的學業(yè)自我效能感．

圖4 關(guān)愛分享型有效教學風格與學業(yè)自我效能感和課堂參與度的縱向關(guān)系

3.3.4 創(chuàng)新探索型有效教學風格模型

在基線模型中加入了二階自回歸路徑（如T1創(chuàng)新探索型—T3創(chuàng)新探索型），形成最終的創(chuàng)新探索型有效教學風格模型，模型擬合結(jié)果良好（χ/df=1.175，=0.319>0.05，=0.020，=0.999，=0.995）．圖5顯示了模型的主要結(jié)果．結(jié)果表明，T1的創(chuàng)新探索型有效教學風格對T2的學業(yè)自我效能感的預測作用不顯著；T2的學業(yè)自我效能感對T3的課堂參與度具有顯著的正向預測作用；說明T2的學業(yè)自我效能感在T1的創(chuàng)新探索型有效教學風格與T3的課堂參與度間沒有起中介作用，即縱向中介作用不成立．但研究結(jié)果表明，T1的課堂參與度可以反向預測T2的創(chuàng)新探索型有效教學風格和T2的學業(yè)自我效能感；T2的課堂參與度可以反向預測T3的創(chuàng)新探索型有效教學風格和T3的學業(yè)自我效能感．

圖5 創(chuàng)新探索型有效教學風格與學業(yè)自我效能感和課堂參與度的縱向關(guān)系

綜上結(jié)果可知，幽默活躍型、嚴謹邏輯型和關(guān)愛分享型3種有效教學風格的縱向中介模型成立，為了探究學業(yè)自我效能感在這3種有效教學風格中的中介效應哪個更大，采用定義新的參數(shù)做差的方式，進一步進行了中介效應大小的差異性檢驗，結(jié)果如表2．結(jié)果表明3種中介效應的差異不顯著（>0.05），95%置信區(qū)間值都包含0，這說明學業(yè)自我效能感在幽默活躍型、嚴謹邏輯型和關(guān)愛分享型這3種有效教學風格的縱向中介效應沒有高低之分．

表2 縱向中介差異比較

注：1代表幽默活躍型；2代表嚴謹邏輯型；3代表關(guān)愛分享型．

4 結(jié)果與討論

研究結(jié)果部分驗證了研究假設：幽默活躍型、嚴謹邏輯型、關(guān)愛分享型3種有效教學風格通過學業(yè)自我效能感影響學生未來的課堂參與度，縱向中介模型成立，但學業(yè)自我效能感在創(chuàng)新探索型有效教學風格的縱向中介模型不成立．

有效教學風格主要通過情感和認知兩個方面影響學生的學業(yè)自我效能感，進而對學生的課堂參與度產(chǎn)生影響．幽默活躍型和關(guān)愛分享型有效教學風格主要通過情感來影響學生．教師的幽默活躍有助于營造輕松活潑的課堂氛圍，而長期處于愉悅的教學環(huán)境中，會增加學生的學業(yè)自我效能感[12]．教師對學生的關(guān)愛與分享可以增進師生情感，感情越深厚，教師的鼓舞、肯定對學生的學業(yè)自我效能感產(chǎn)生的積極影響越大[30]．學生的學業(yè)自我效能感增強，其課堂參與度自然隨之提高[31]．嚴謹邏輯型和創(chuàng)新探索型有效教學風格主要影響學生的認知．教師授課思維嚴謹、邏輯縝密，可以將數(shù)學知識講解得更為透徹、明了，便于學生理解、吸收，提升學生學習數(shù)學的信心，從而增強其學業(yè)自我效能感[10]．教師在教學方法上的創(chuàng)新與探索，可以拓寬學生的視野，從新的角度感受和理解知識，攻克教學中的難點，由此提升學生的學業(yè)自我效能感[32]．但研究結(jié)果中，學業(yè)自我效能感在創(chuàng)新探索型有效教學風格和課堂參與度之間的縱向中介作用不顯著，這可能是教學創(chuàng)新的情況比例偏少，導致數(shù)據(jù)的取值范圍存在地板效應，零星的幾個高創(chuàng)新有效教學風格也會因為誤差的影響而表現(xiàn)不明顯．

傳統(tǒng)教學推崇“嚴師出高徒”，教師試圖通過對學生的嚴格管理來規(guī)范其課堂參與情況，對學生的個人情緒與情感不太重視．但要踐行以學生為主體的教育理念，充分發(fā)揮學生的主觀能動性，就必須尊重和重視其個人情感．研究表明，小學生會因為喜歡某位教師，而喜歡上該教師所教授的課程[33]．教師在課堂中所展現(xiàn)的幽默活躍、關(guān)愛分享可能并不會對學生掌握具體知識產(chǎn)生直接影響，但會影響到學生的課堂體驗，對其主觀能動性的發(fā)揮產(chǎn)生重要影響．教師要在課堂上“導”出學生的主觀能動性，就必須活用、善用幽默活躍和關(guān)愛分享兩種有效教學風格．另一方面，有效教學風格在教師個體身上又總會顯現(xiàn)出鮮明的個性特點，表現(xiàn)為特別偏向于某種風格類型，如嚴謹邏輯或幽默活躍．但教師需要掙脫對固有模式的依賴，從教學目標的達成和學生的成長發(fā)展出發(fā)，根據(jù)教學需要靈活調(diào)整教學方式與方法，活用各種類型的有效教學風格．比如，小學數(shù)學課堂中，教師授課需要結(jié)構(gòu)嚴謹、邏輯縝密，也需要適當運用幽默技巧來活躍氣氛，緩解嚴肅的課堂氛圍，做到張弛有度．因而，4種有效教學風格彼此之間不是互相矛盾對立的關(guān)系，而是需要教師加以靈活運用與組合，充分發(fā)揮教師的主導作用．

事實上，研究中還發(fā)現(xiàn)學生的課堂參與度會反過來影響到其學業(yè)自我效能感和教師的有效教學風格．換言之，學生的課堂參與度越高，其數(shù)學方面的能力越可得到鍛煉和增長，其學業(yè)自我效能感也隨之增強；同時，學生的課堂參與度越高，也會給教師帶來更多的積極反饋，增強其教學的主動性和積極性，根據(jù)學生的參與度情況調(diào)整其教學風格．因此，合理利用教師的主導性和學生的主體性，抓住有效教學風格、學業(yè)自我效能感和課堂參與度3個關(guān)鍵變量，可以建立起教學相長的良性互動關(guān)系．

[1] 皇甫倩，王后雄，彭慧．高中生課堂參與度現(xiàn)狀及其影響因素的調(diào)查研究——以高中化學學科為例[J]．教育理論與實踐，2015，35（23）：55–57．

[2] 史清敏，金盛華，戴玉琴，等．小學生課堂自我表現(xiàn)與自我概念、學業(yè)成績的關(guān)系探析[J]．上海教育科研，2004（5）：41–43．

[3] 周虹莉．小學生課堂主動參與研究[D]．南充：西華師范大學，2018：24–25．

[4] 孔企平．數(shù)學教學過程中的學生參與[M]．上海：華東師范大學出版社，2003：2．

[5] 王明建．關(guān)于學生數(shù)學學習興趣的調(diào)查分析與對策[J]．數(shù)學通報，2006，45（6）：18–21．

[6] 裴昌根，宋美臻，劉喬卉，等．小學生數(shù)學學習興趣發(fā)展的“現(xiàn)狀”“問題”及“對策”——基于重慶市的調(diào)查研究[J]．數(shù)學教育學報，2017，26（3）：62–67．

[7] 高申春．人性輝煌之路：班杜拉的社會學習理論[M]．武漢：湖北教育出版社，2000：39–45．

[8] 王鳳．小學數(shù)學教師有效教學風格對學生課堂參與度的影響——橫斷與縱向研究的證據(jù)[D]．貴陽：貴州師范大學，2020：4．

[9] ALBERT BANDURA E A L. Negative self-efficacy and goal effects revisited [J]. Journal of Applied Psychology, 2003, 88 (1): 87–99.

[10] 劉毓?jié)鳎當?shù)學教師教學風格對學生學業(yè)自我效能感的影響[D]．南京：南京師范大學，2018：38–44．

[11] 俠牧，鐘海青，李雪榴．表揚和心理懲罰在教師期望和學業(yè)自我效能感之間的中介作用——以廣西壯族聚居地小學生為例[J]．民族教育研究，2018，29（6）：119–126．

[12] FAST L, LEWIS J, BRYANT M, et al. Does math self-efficacy mediate the effect of the perceived classroom environment on standardized math test performance [J]. Journal of Educational Psychology, 2010 (102): 729–740.

[13] 陳奕樺，付倩蘭．教學方法對小學生數(shù)學課堂參與度影響的實證分析[J]．數(shù)學教育學報，2017，26（4）：80–86．

[14] 何娟．高中化學教師教學風格與學生課堂參與度的相關(guān)性研究[D]．延安：延安大學，2019：40．

[15] 藥文靜，姜強，王利思，等．學習分析視域下大學生課堂參與邊緣化診斷及策略干預研究——面向深度學習的課堂教學結(jié)構(gòu)化變革研究之二[J]．現(xiàn)代遠距離教育，2019（6）：11–19．

[16] 斯海霞，葉立軍．基于視頻案例下初中數(shù)學課堂學生參與度分析[J]．數(shù)學教育學報，2011，20（4）：10–12．

[17] 施佳瑩．高中生化學學習自我效能感和課堂參與度的相關(guān)性研究[D]．哈爾濱：哈爾濱師范大學，2018：39．

[18] XU Z, JANG E E. The role of math self-efficacy in the structural model of extracurricular technology-related activities and junior elementary school students’ mathematics ability [J]. Computers in Human Behavior, 2017 (68): 547–555.

[19] MACKINNON D. An introduction to statistical mediation analysis [D]. New York: Routledge, 2008: 193–236.

[20] SULIK M J, BLAIR C, MILLS-KOONCE R, et al. Early parenting and the development of externalizing behavior problems: Longitudinal mediation through children’s executive function [J]. Child Development, 2015, 86 (5): 1?588– 1?603.

[21] 李彩娜，孫翠翠，徐恩鎮(zhèn)，等．初中生應對方式、壓力對社會適應的影響：縱向中介模型[J]．心理發(fā)展與教育，2017，33（2）：172–182．

[22] 賀雯，張慶，黎雯君．教師有效教學風格的結(jié)構(gòu)與形容詞評定問卷編制[J]．上海教育科研，2011（5）：59–62．

[23] 羅靜婷．多媒體教學對小學生數(shù)學成績、數(shù)學自我效能感及數(shù)學興趣的影響[D]．廣州：華南師范大學，2004：53．

[24] 宋翠利．小學生課堂參與、自我概念與學業(yè)成績的關(guān)系研究[D]．新鄉(xiāng)：河南師范大學，2011：57–58．

[25] YANG Q, TIAN L, HUEBNER E S, et al. Relations among academic achievement, self-esteem, and subjective well-being in school among elementary school students: A longitudinal mediation model [J]. School Psychology, 2019, 34 (3): 328–340.

[26] NIE Q, TIAN L, HUEBNER E S. Relations among family dysfunction, loneliness and life satisfaction in Chinese children: A longitudinal mediation model [J]. Child Indicators Research, 2019 (13): 839–862.

[27] SHROUT P E, BOLGER N. Mediation in experimental and nonexperimental studies: New procedures and recommendations [J]. Psychological Methods, 2002 (7): 422–445.

[28] PODSAKOFF P M, MACKENZIE S B, LEE J-Y, et al. Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies [J]. The Journal of Applied Psychology, 2003, 88 (5): 879–903.

[29] BERRY D, WILLOUGHBY M. On the practical interpretability of cross-lagged panel models: Rethinking a developmental workhorse [J]. Child Development, 2016 (88): 1?186–1?206.

[30] 葉寶娟，符皓皓，楊強，等．教師關(guān)懷行為對青少年網(wǎng)絡成癮的影響：領悟社會支持與學業(yè)自我效能感的鏈式中介效應[J]．中國臨床心理學雜志，2017，25（6）：1?168–1?170，1?174．

[31] 劉巧．中職護理專業(yè)學生學業(yè)自我效能感和課堂參與度的相關(guān)性研究[J]．中國社會醫(yī)學雜志，2020，37（1）：34–37．

[32] 賀雯，黎雯君，曹鈺舒．教師教學風格的轉(zhuǎn)變及其與學生學習關(guān)系的實驗研究[J]．現(xiàn)代中小學教育，2014，30（2）：65–69．

[33] 陳燕京．教師教學行為對小學生參與度的影響研究[D]．武漢：華中科技大學，2016：78．

The Effect of Mathematics Teachers’ Effective Teaching Style on Pupils’ Classroom Engagement: The Longitudinal Mediating Effect of Academic Self-Efficacy

WU Hong1, WANG Feng2

(1. Guizhou Normal University, School of Teacher Education, Guizhou Guiyang 550025, China;2. Guizhou Normal University, School of Psychology, Guizhou Guiyang 550025, China)

This paper investigates 650 primary school students’ academic self-efficacy, classroom engagement and their mathematics teachers’ effective teaching styles for three times over five months by tracking research. The mediating effect of academic self-efficacy between effective teaching styles and classroom engagement is investigated by constructing a longitudinal mediating model. The results show that: T2’s academic self-efficacy has a completely mediating effect between T1’s three effective teaching styles (i.e., humorous and active type, rigorous and logic type, caring and sharing type) and T3’s classroom engagement. In other words, mathematics teachers’ effective teaching styles (humorous and active type, rigorous and logic type, caring and sharing type) can affect primary school students’ academic self-efficacy and thus their classroom engagement.

effective teaching styles; academic self-efficacy; classroom engagement; longitudinal mediating model

2021–10–20

貴州省教育廳基礎教育改革重點項目——新課程背景下學生課堂參與現(xiàn)狀及對策的研究（2008A003）

吳紅（1976—），女，苗族，重慶人，教授，博士，碩士生導師，主要從事學習心理、民族心理、家庭教育研究．

G623.5

A

1004–9894（2022）02–0040–06

吳紅，王鳳．數(shù)學教師有效教學風格對小學生課堂參與度的影響：學業(yè)自我效能感的縱向中介作用[J]．數(shù)學教育學報，2022，31（2）：40-45．

[責任編校：周學智、張楠]