国外双主体教学模式研究的元分析

陈珊珊+董洋

摘要：双主体教学模式是在以学生为中心的教学模式的基础上提出的，强调在维系良好师生关系的前提下师生之间的相互配合，通过双主体符号互动将教学效果最大化。通过对近二十年来（1996-2015年）国外公开发表的192篇学术成果进行元分析，结果发现：在双主体教学模式的效应值方面上，教师主体变量、良好的师生默契度和学生成就变量效应值较大、不同学生中心教学模式与学生成就的效应值不同、调节因素与学生成就的效应值分布不等、教师因素对学生认知和情感行为结果的效应值分布不均匀。在调节变量对双主体教学模式的影响方面上，研究质量的效应值不呈线性关系；影响师生默契与学生成就效应值由高到低的因素依次为实验者、学生群体、混合角度和教师自主；影响师生默契与学生情感行为效应值的顺序则为混合角度、观察者、教师自主和学生群体；教师性别和教师种族（民族）对效应值有显著性影响。

关键词：双主体教学模式；元分析；师生关系；学生成就；效应值

师生关系是教育教学过程的核心问题，以学生为中心的教学模式一直为国外所推崇。关于学生中心式教学模式可归纳为两大类型：第一类为传统学生中心模式，此模式强调教师的理解同情、温暖接纳、自我意识、非强制性和辩证思维训练[1]；第二类是新学生中心模式，关注学生主体的学习过程，包括四个分析角度，即认知与元认知、情感与动机、发展与社会和个体差异[2]。但在上世纪90年代，这种单纯以学生为中心的教学模式被认为缺乏能动性和社会支持、学生技能发展受阻、学生成长适应不良等诸多弊病[3]，进而逐渐地被双主体教学模式（teacher-learner modeling）所取代。双主体教学模式也可称为双主体默契模式，强调在维系良好师生关系的前提下师生之间的相互配合，通过双主体符号互动将教学效果最大化[4]。此模式通过提倡教师适度干预学生正常的符号表征过程、维护良好师生认知平衡关系来提升教师的教学地位[5]。因此，双主体教学模式在本质上还是强调以学生为主体，只是赋予教师适度干预的责任。

大量研究指出，研究双主体教学模式可以有效改善师生关系、提升教师教学效率、促进学生形成良好的行为习惯[6]。近十几年来，国外有关师生双主体、师生关系的研究逐渐增多，不同学者从不同的研究角度进行了有益的探讨。但值得思考的是，这些研究是否存在差异？这些差异之间是否具有一定的规律和类型特征？双主体教学模式下的学生学习效果和教师教学是怎样的关系？积极的师生关系在多大程度上可以促进促进学生学习自主？为了探究双主体模式下的师生关系的有效性，本研究采取元分析的方法对近二十年来（1996-2015年）国外公开发表的相关学术成果进行分析，以期为有效形成双主体教学模式、改善师生关系、提高教学质量提供参考。

一、研究方法

元分析（meta-analysis）又稱后设分析、整合分析、综合分析、荟萃分析，属于文献综述与回顾的一种，由Glass于1976年首次提出，是对以往研究结果进行系统性的定性与定量的统计方法[7]。元分析为文本分析提供了一套全面且系统的分析方法，可以有效分析潜变量。[8]此主要用于检测各研究发现的调节变量、中介变量的效应值，对第三者变量进行类别概括化，检验概括化后的变量是否对目标变量产生足够的影响，并利用效应值来标定影响的程度。利用元分析进行文献分析，具体经过以下两个步骤。

（一）研究样本与纳入标准

首先，元分析需要明确研究样本。元分析需要对研究样本进行数字化处理，因而入围的样本必须为实证研究的文章[9]，才能通过测算样本研究中的变量关系值来检测潜在变量。为合理测算效果量，本研究选取的研究论文均为实证文章，每篇文章内的数据资料完整，包括相关系数r或能转换成相关系数的t值、F值以及样本容量等信息。分析单元是指在国外公开发表的、完整的、实证分析的论文，凡结构完整，不分论文篇幅大小，均为1个分析单元。为保证研究的全面性、时代性和权威性，本研究利用Google scholar、PsycINFO和Education Resources Information Center（ERIC）作为数据检索源，分别以师生关系（teacher-student relationship）、师生合作（teacher-student corporation）、教学模式（teaching modeling）和教学风格（teaching-learning style）为关键词，将研究成果的发表时间定位在1996-2015年之间，采取一次检索方法，剔除其他干扰因素，最后选取其中的192篇作为研究样本。将这192篇文献按照时间发表顺序进行编码，如果同一月份发表，则根据作者首字母、次字母的排序方式进行排序。

（二）效果量计算

确定并纳入样本后，采取MetaStat 14.0分析软件进行统计分析。效应值不大于0.1为低等相关，0.20上下为中等相关，不小于0.3为高相关。[10]国外大量研究通过结构方程模型（structural equation model， SEM）测算师生双主体教学模式的调节变量，为测算潜变量对师生关系的影响程度，仅需关注调节变量间的转录、计算值和预测值，无须报告同质性。[11]

二、结果分析

（一）数据变量采样描述

将所有入围文献中的变量进行筛选归类后，共分为9项自变量，包括同情、热情、真诚、非目的性、高阶思维（higher order thinking）、热衷教学与难点攻关、学生差异的把握与主持、复合能力。此外，还筛选出18项因变量和39项调节变量。其中因变量主要分为三大类，即认知变量、情感变量和行为变量；调节变量分别为样本质量、方法论、出版形式。各类分析变量的具体情况如表1所示。

（二）师生双主体教学模式的效应值

为了探究各变量与亚变量及子变量之间的相关关系，对9个自变量、9个认知因变量和9个情感行为因变量，以及39个调节变量进行编码整理，并运用研究水平分析进行解读，各分析单元的分析结果如表2所示。

通过MetaStat 14.0对192篇文献的基本信息进行分析，结果发现：

第一，整体上教师主体变量和学生成就变量效应值较大。由层次研究分析的结果发现，相关系数为0.34，标准差为0.20，调整后的相关系数为0.39，标准差为0.22，取95%置信区间，相关系数分布在0.35到0.43之间。根据Hattie提出的效应值评价体系，效应值高于0.25的元分析结果为极其理想[12]。因此，整体上教师以学生为本的态度变量与学生成就呈高等效应。

第二，良好的师生默契度与学生成就的效应值较大。将积极的师生关系与以学生为本的各变量进行检验，结果表明，两者的相关系数为0.31，标准差为0.28，调整后的相关系数为0.36，标准差为0.32，取95%的置信区间，相关系数分布在0.33到0.39，即两者之间呈高效应。研究发现，整体上以学生为中心的教师下辖变量与学生的认知成就效应值为0.31，与学生情感行为的效应值为0.35，积极的师生默契可以很好预测正向学生成就（效应值0.36）。

第三，不同学生中心教学模式与学生成就的效应值不同。传统学生中心教学模式与学生成就的相关系数为0.36，标准差为0.29，调整后的相关系数为0.41，标准差为0.34。新学生中心模式的系数为0.26，标准差为0.25，调整后系数为0.32，标准差为0.27。其他模型的系数为0.18，标准差为0.20，修正后的系数为0.23，标准差为0.25。

第四，调节因素与学生成就的效应值分布不等。结果显示，自变量中所包含的一切子变量与学生成就的效应值由大到小排列依次为非目的性（0.37），同情心（0.32）、温暖接纳（0.31）、高层次鼓励（0.30）、学习支持（0.25）、差异性掌握（0.22）、真诚（0.14）、学生中心信念（0.05）。

第五，教师因素对学生认知和情感行为结果的效应值分布不均匀。整体上，各教师变量与学生认知成就的效应值为0.31，标准差为0.25。以学生为中心教学风格的教师与9项因变量的效应值由高到低排列如下：批判-创新思维（0.45）、数学成就（0.36）、语言能力（0.33）、IQ（0.28）、成绩（0.26）、感知成就（0.23）、科学能力（0.17）、攻关成就（0.16）、社会研究力（0.13）。各教师变量与学生情感行为效标的效应值为0.35，标准差为0.20，各因素与9项因变量的效应值由高到低排列如下：活动参与（0.57）、积极情感（0.41）、辍学预防（0.39）、自我效能/精神健康（0.35）、正向动机（0.32）、社会交际（0.31）、破坏行为（0.25）、活动参与（0.25）、消极动机（0.06）。

（三）调节变量对双主体教学模式的影响

因表2的研究结果表明，大多数调节变量不能很好地解釋双主体教学模式与学生成就之间的关系，本研究继续通过利用研究质量去间接估计反映效应值的特点对研究成果的效应值[13]。首先，高度控制变量的实验研究的效应值为0.33，仅有实验组与对照组的次级实验研究的效应值为0.30。第二，将已有的研究成果按照研究内容进行分类整理，结果表明高质量研究的效应值为0.39（见表3），因此研究质量的效应值不呈线性关系。

综合表2与表3的研究结果，因一些额外变量（如个体智商、先前学习经验等）会影响师生默契与学生成就的效应值的检验，因此抽取在前测严格控制变量的研究进行效应值分析，结果发现效应值为0.46，效应值高于一般水平，其中有21%的变异可以由双主体教学模式来进行解释。

对以上结果进一步分析发现，影响师生默契与学生成就效应值由高到低的因素依次为：实验者（0.41），学生群体（0.33），混合角度（0.27）、教师自主（0.17）。而对学生的情感行为进行效应值检测，顺序则依次为：混合角度（0.49）、观察者（0.41）、教师自主（0.33）和学生群体（0.31）。

从样本特征角度进行分析，结果发现教师性别（F=4.52）和教师种族（民族）（F=3.22）对效应值有显著性影响（p<0.05），而样本大小、学生性别、家庭阶级等均无统计学意义（p>0.05）。

三、研究讨论

（一）单因素对双主体教学模式的独立贡献度大

一些学者如Schmid曾质疑完整假设（inseparable hypothesis），认为个体因素仅是整体的一部分，不能单独割裂来看待。[14]但本研究的元分析结果证实，在实际中这些影响因素可以独立作用于双主体教学模式，且比整体的作用效果更加明显，即单因素与教学效果呈显著正相关。人含有社会包容心，在生活中，个体的最终表现行为是经大脑分析多种影响因素后的综合表征效果，因此一些因素的作用可能被弱化。在一些研究中，这些效果经过弱化后的表现不易被研究者发掘，故在各项报告中展现的效应值偏低。特别是在教学过程中，教师和学生为了达成共同的教学目标，一些个性特征就在无形中被埋没。如在以学生为中心的教学模式中，任课教师往往扮演陪伴者的角色，进而造成教师权威领导力、教师决策程度、教师威信度等效果下降，但这些因素却可以在很大程度上提高决策效率，培养学生的学习策略与学习使命感、成就感，促进学生形成良好的内部学习动机。因此，双主体教学模式可以适当提高这些因理性认知加工处理后的因素表现能力，可以更为有效地提升教学效果。

（二）师生默契程度可以显著预测学生成就

研究结果表明，双主体教学模式可以很好预测学生的认知成就值。首先，学生的批判与辩证思维的高效应值符合模型研究结果，即通过观察者对靶目标频率的统计，高批判思维的教师会赞同、甚至训练学生的高阶思维（higher order thinking），会持有理解和接纳不同意见的态度和挑战不合理理论的不足。在教学过程中，教师会在课堂上鼓励学生进行发散思维，鼓励学生一题多解，对问题从不同的知识角度进行剖析。而且双主体教学模式有助于形成良好的信任关系，极大提升学习效率，帮助学生形成批判性思维与准确表达独到见解的能力。第二，个体素质（如IQ、语言表达力、逻辑思维等）与教师变量的效应值高于特定效标评价体系（如学科考试）的效应值，这可能是因部分研究对象年龄的同质性不齐引起的[15]。

在学生的情感行为成就中，以学生为中心的教学模式在学生主观参与、学习满意和学习动机中都显示出极高的效应值。双主体教学模式是建立在教师提供宏观的学习目标、并且间接将学生分为同一学业能力水平的团体上，学生根据自己的实际情况选择适合自己学习能力的课程，极大表现出学习自主性。学生在此教学模式下会有更加明确具体的发展目标，可以直接体验学习成就感，提升自己的交往动机，会有更多共同语言进行合作。同时，因为学生间的学习力相当，教师可以更好地顾及每一位学生，从而间接让学生体会到教师与他们的伙伴关系，提升双主体间的信任感，促进教學合作的正常进行。

根据学生自尊、社会联系和交际能力的效应值可以看出，学生可以很好地与默契模型当中的其他主体进行良好符号互动，促进其他主体与学生主体间紧密关系的形成与培养学生的亲社会行为。本研究发现，该默契模型可以很好的减少学生的辍学率、破坏行为和缺勤行为。结果表明非目的式引导可以有效缓解学生阻抗（student resistant），另外教师同情和鼓励学生自主学习这两个因素也可以有效降低阻抗的兴奋性。在双主体教学模式下，师生彼此信任感极强，学生根据教师的建议修正自己的不良行为，降低自己的逆反情绪和反社会倾向，在此过程中收获他人赞许、伙伴认可等众多正向评价。同时，也可以促进亲社会行为的产生与发展。随着时间的推移，正向循环的作用越来越大，帮助个体逐渐消除不良行为倾向，培养正常的内部动机与形成社会认同感。从消极动机的效应值分析可知，如果学生拥有一定程度的反社会倾向，双主体师生教学模式可以有效帮助减少反社会行为。但如果行为主体放弃努力，该模式对个体行为的修正作用就会变得微乎其微，因为良好的师生合作、伙伴默契等的建立需要以学生主体信任教师与伙伴为前提。

从测量角度分析，学生和观察者两个变量可以比教师变量更好地预测学生成就，可间接为学生评价教师教学效果提供依据。当预测学生的情感行为成就时，所有因素的检验结果均证明了师生默契模型的有效性（0.36）。双主体教学模式可以有效作用于课堂教学，为学生提供极大的心理安全感，促进他们形成正确的亲社会行为。一些有前测控制的实验研究表明，双主体教学模式与学生自我支持、主观幸福感和亲子关系等多项变量呈显著正相关[16]。

（三）积极的角色意识可以促进师生默契关系的形成

从选取研究的类别数量来看，整体效应值为0.11，处于极低的水平，表明大多数学者很少关注双主体教学模式对学生情感行为的影响。但本研究发现，传统学生中心教学模式的单独效应值为0.35，说明可以有效干预学生的情感行为。在本研究中选取的样本中，Johnson在2001进行的宁静训练是利用教师的榜样作用来引导学生形成宁静心灵（peaceful mind），结果显示效应值为0.60，表明学生的叛逆行为被有效降低。在Johnson的研究中，注重教师角色对学生反思行为的影响，教师主体对自己的行为意识明显，重视引导与建议的作用；学生则根据教师的行为进行行为采摘，发展并形成属于自己的一整套行为模式。

在教师变量上，不同肤色、种族教师之间的得分差异不显著，表明学生可以接受不同教师的指导。学生忽略无关于教学的因素（如教师籍贯），而是重点关注教师的教学质量，学习并配合教师的教学计划，完成学习任务。在明确自我角色任务的前提下积极开展与教师的良好互动，形成积极的师生关系。

在性别变量上，女性教师产生的效应值要高于男性教师，表明在学生心中，女性教师更受欢迎，因为女性教师输出的情感关怀通常要高于男性教师。此研究结果也说明了目前大量研究反应的现象是学生缺乏足够的情感关怀，其他影响教学过程的因素（如家庭亲子关系，父母角色意识）会积极促进学生全面发展。一个好的成长环境，会帮助学生形成更多的情感互动能力，间接促进学校伙伴、师生之间的亲社会行为形成，进而形成良好的师生默契。

四、研究不足与展望

本研究的不足表现为：第一，尽管利用元分析可以修正自变量和因变量因信度的缺乏所造成的错误与偏见，但是在计算众多均数的过程中由于各种类别变量间的异质性，使它丧失了应有的推理潜力。若衡量教师个体变量对学生个体变量的特定影响，元分析可能在宏观归纳文献时更奏效。第二，尽管是基于大样本的总体分析，但本研究在自变量和因变量的一些特定种类样本容量太小，特别是学生的反社会行为样例研究样本较小。虽然进行调节分析不一定需要大样本，但许多研究本身的研究设计存在样本代表性不足的弊端。在这种条件下，元分析反应出来的结果——良好的师生默契预测学生成就的效应值会略高，即会存在师生默契双向作用（bidirectional phenomenon）的情况。

元分析可以聚焦学习者中心行为的特定子集来减少合成数据中的异质性，增加未来合成的推理潜能。对于个别研究而言，从聚合效度和操作化定义的角度综合传统和新学生中心教学模式，能够帮助研究者和实践者理解并综合利用特定二级模型的优势。此外，因双主体教学模式和学生成就有可能是双向的，所以教师行为和学生行为的互惠效应还需进一步探索，各种作用变量在阻止学生辍学率的效果也需进一步探究。鉴于大部分实验研究会强调控制实验条件，容易呈现变量之间的高相关，因此也有必要对现有的双主体教学模式进行额外的实验控制来检验相关变量的效应值。未来研究还应该着眼于更为具体的以学生为中心的行为研究，并尝试提高方差齐性和增加潜在变量的可利用性。对单体研究来说，将传统学生中心模式和新学生中心模式整合起来将有助于研究者更好的测量单模式的效应值。此外，因当前尚未明晰学生的积极成就效果是否会对教师行为有正向引导或促进作用，因此教师和学生的反向效果预测效应还有待开发。双主体教学模式虽然被证明可以有效促进学生学习效果的提高、学习氛围的构建和亲社会行为的培养，但仍需进一步探索其他作用。

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（責任编辑 赖佳）