樂星宇，周圓圓，朱麗華

（1.湖州師范學(xué)院教師教育學(xué)院，浙江湖州 313000；2.浙江省紹興市柯橋區(qū)馬鞍中心幼兒園，浙江紹興 312030）

一、問題提出

幼兒對自然界充滿了好奇，他們是積極的探索者，通過觀察、玩耍、互動來了解世界，Gelman等人將這個年齡段的孩子稱為“未來的科學(xué)家”［1］?！?-6歲兒童學(xué)習(xí)與發(fā)展指南》指出：幼兒科學(xué)學(xué)習(xí)的核心是激發(fā)探究興趣，體驗探究過程，發(fā)展初步的探究能力［2］。雖然科學(xué)教育有利于促進(jìn)幼兒科學(xué)思維發(fā)展，但它很容易在幼兒教育領(lǐng)域被忽視。有研究者對臺灣地區(qū)259名幼兒園教師進(jìn)行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)只有不到一半的幼兒園教師在班級組織過相關(guān)的科學(xué)教學(xué)活動［3］。此外，有研究者通過課堂觀察，發(fā)現(xiàn)當(dāng)前幼兒的語言和讀寫能力課程占主導(dǎo)地位，教師很少參與正式的或非正式的科學(xué)教學(xué)［4］。究其原因，可能是因為從歷史上看，科學(xué)一直被視為額外而非必要的學(xué)前課程［5］，并由于其他課程的要求而處于次要地位［6］；另一個影響因素則是幼兒園教師對科學(xué)教育的態(tài)度及科學(xué)教學(xué)效能感。

研究表明，早在上學(xué)之前，幼兒就已經(jīng)開始學(xué)習(xí)科學(xué)了，即便是很小的孩子也具有基本的科學(xué)學(xué)習(xí)能力［7］，并對科學(xué)具有好奇心［8］。此外，研究發(fā)現(xiàn)，幼兒早期的科學(xué)能力有利于他們?nèi)蘸笤趯W(xué)校的發(fā)展［9］，這就凸顯了幼兒園教師在幼兒科學(xué)教育中的重要角色。然而，國內(nèi)學(xué)者針對科學(xué)教學(xué)的研究較多關(guān)注中小學(xué)教師群體，這些研究結(jié)論是否適用于幼兒園教師還有待檢驗。此外，影響幼兒園教師科學(xué)教學(xué)頻率的因素及其作用機(jī)制尚不明確，有待進(jìn)一步探討。因此，有必要考察幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度與教學(xué)頻率的關(guān)系及其作用機(jī)制，進(jìn)而為提高幼兒園科學(xué)教育質(zhì)量提供實(shí)證依據(jù)。

（一）科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率的關(guān)系

態(tài)度是“個體對某事積極或消極的感覺”［10］。本研究中，科學(xué)教學(xué)態(tài)度是指幼兒園教師對科學(xué)教學(xué)積極或消極的感覺。積極的科學(xué)教學(xué)態(tài)度是有效科學(xué)教育的重要組成部分，教師對科學(xué)教學(xué)的態(tài)度不僅僅影響了其對科學(xué)的理解［11］，也影響了教學(xué)實(shí)踐?？梢?，這種態(tài)度不僅是一種促進(jìn)科學(xué)教學(xué)的情感因素，更是一種決定教學(xué)質(zhì)量的關(guān)鍵因素。有研究發(fā)現(xiàn)，幼兒園教師對科學(xué)的態(tài)度能夠影響其教學(xué)行為。有的幼兒園教師認(rèn)為科學(xué)是一個難以教授的領(lǐng)域［12］，或認(rèn)為科學(xué)對于幼兒來說太難、太抽象，就會低估幼兒已掌握的有關(guān)科學(xué)的前期經(jīng)驗［13］，以一種隨意的態(tài)度應(yīng)付科學(xué)教學(xué)。還有的教師因為在過去的學(xué)習(xí)經(jīng)歷中，對科學(xué)具有厭惡情緒，這種態(tài)度又延伸至教育工作中［14］，使其感到不適或焦慮，認(rèn)為自己無法勝任科學(xué)教學(xué)［15］，從而減少了組織科學(xué)教學(xué)活動的頻率。因此本研究認(rèn)為，幼兒園教師的科學(xué)教學(xué)態(tài)度可能會影響科學(xué)教學(xué)頻率，也就是說，科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率呈正相關(guān)。

（二）科學(xué)教學(xué)效能感的中介作用

教師的自我效能感是“教師對其在特定環(huán)境中組織和執(zhí)行某些教學(xué)任務(wù)所需能力的信念”［16］。一般來說，教師的自我效能主要包括“個人教學(xué)效能”和“一般教學(xué)效能”。本研究中，科學(xué)教學(xué)效能感是指幼兒園教師自身對科學(xué)教學(xué)的信心。研究表明，教師的教學(xué)效能感是其教學(xué)實(shí)踐特別強(qiáng)大的預(yù)測因子，決定了他們在教學(xué)活動中的努力程度，以及面對逆境時的適應(yīng)力［17］。以往研究均揭示了教師的教學(xué)效能感對教學(xué)實(shí)踐的重要性。例如，Harlen 和Holroyd［18］發(fā)現(xiàn)，那些對科學(xué)教學(xué)缺乏信心的教師，傾向于盡可能少接觸科學(xué)教學(xué)。Lohse-Bossenz［19］等人也發(fā)現(xiàn)，幼兒園教師的科學(xué)教學(xué)效能感與科學(xué)教學(xué)實(shí)踐（即教師在科學(xué)活動中為幼兒提供的支持量）具有較強(qiáng)的相關(guān)性。另外，在對美國146 名幼兒教師的研究中也得到了類似的結(jié)果：教師對科學(xué)教學(xué)的總體態(tài)度影響了教師將科學(xué)活動納入幼兒教學(xué)計劃的程度，而這種程度又會影響教師組織科學(xué)活動的頻率［20］。此外，理性行為理論(Theory of Reasoned Action，TRA)強(qiáng)調(diào)，意圖是個體的內(nèi)在狀態(tài)，其作為中介變量會使得態(tài)度和行為的關(guān)系更加緊密。由此可以推測，教學(xué)效能感作為一種意圖（內(nèi)在活動過程），它可以使教學(xué)態(tài)度與教學(xué)頻率的關(guān)系更加緊密。Oppermann等人的研究也發(fā)現(xiàn)，幼兒園教師專業(yè)發(fā)展與其科學(xué)教學(xué)頻率之間受到幼兒園教師科學(xué)教學(xué)效能感的中介作用。因此，本研究將科學(xué)教學(xué)效能感作為中介變量。據(jù)此推測，幼兒園教師的教學(xué)效能感可能在科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率間起中介作用。

基于上述理論及研究問題，做出假設(shè)如下：幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率呈顯著正相關(guān)（H1）；幼兒園教師科學(xué)教學(xué)效能感在科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率間起中介作用（H2）。假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 假設(shè)模型圖

二、研究方法

（一）研究對象

本研究主要采用問卷法，使用方便取樣，對浙江省寧波市、紹興市200 名幼兒園教師發(fā)放問卷，剔除無效問卷13份，得到有效問卷187份，問卷有效率為93.5%。有效被試中男教師10 人，女教師177 人；具有大專學(xué)歷的62 人，本科學(xué)歷的119 人，研究生及以上的6 人；所在幼兒園為一級園的81人，二級園的78人，三級園的9人，其他等級的為19 人；所在幼兒園為公立幼兒園的152人，私立幼兒園的35人。

（二）研究工具

1.幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度

幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度的測量參考了Unal［21］等人修訂的幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度量表（Early Childhood Teachers’Attitudes towards Science Teaching Scale）。原量表由Hyung-Sook-Cho［22］等人開發(fā)。原量表由4 個維度（舒適度、課堂準(zhǔn)備、管理實(shí)踐科學(xué)、發(fā)展適宜性），22 個項目組成。Unal 等人修訂的量表經(jīng)探索性因子分析提取了2 個公因子，并刪除了原量表中的2、4、5、12、13、17、18、20、22 題，因此該量表由兩個維度（自我效能、自我發(fā)展），13 個項目組成，維度1 自我效能的Cronbach’s α系數(shù)為0.82，維度2自我發(fā)展的Cronbach’s α系數(shù)為0.73。本研究首先對該量表進(jìn)行中文版的編譯與修訂。采用臨界比率法和題總相關(guān)法進(jìn)行項目分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高分組和低分組的項目均存在顯著性差異（p＜0.001）；各項目與總分的相關(guān)均顯著，相關(guān)系數(shù)在0.705-0.897之間（p＜0.01），這說明項目具有較好的區(qū)分度。探索性因子分析表明，本研究中的KMO 值為0.956，Bartlett 球形檢驗結(jié)果達(dá)到顯著性水平（p＜0.001），這表明，適合做因子分析。采用主成分分析、最優(yōu)斜交法（Promax），根據(jù)碎石圖及分析結(jié)果，提取出1 個公因子，其特征值為9.212，解釋了70.86%的變異，因子載荷系數(shù)為0.677-0.899之間。因此，探索性因素分析保留了13 個項目。驗證性因素表明，量表的結(jié)構(gòu)良好（χ2/df=2.577，RMSEA=0.092，GFI=0.888，AGFI=0.828，NFI=0.942，IFI=0.963，TLI=0.951，CFI=0.963）。因此，本量表由單個維度，13個項目組成（例如：“我準(zhǔn)備學(xué)習(xí)相關(guān)知識和技能來豐富自身科學(xué)知識儲備”“我會使用開放式問題來鼓勵幼兒的科學(xué)探索”）。使用李克特5 點(diǎn)評分，選項依次為“完全不符合”“比較不符合”“不確定”“比較符合”“完全符合”。本研究中量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.963。

2.幼兒園教師科學(xué)效能感

幼兒園教師科學(xué)效能感的測量參考了Maier［23］編制的幼兒園教師科學(xué)效能感量表。該量表由3個維度，31個項目組成。3個維度分別是：教師舒適度（Teacher Comfort）、兒童信念（Child Benefit）和挑戰(zhàn)（Challenges）。本研究首先對該量表進(jìn)行中文版的編譯與修訂。采用臨界比率法和題總相關(guān)法進(jìn)行項目分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高分組和低分組的項目均存在顯著性差異（p＜0.001）；除項目26與總分的相關(guān)不顯著外，其余項目與總分的相關(guān)均顯著，相關(guān)系數(shù)在0.277-0.772 之間（p＜0.01）。綜合上述結(jié)果，將項目26 予以剔除。探索性因子分析表明，本研究中的KMO 值為0.928，Bartlett 球形檢驗結(jié)果達(dá)到顯著性水平（p＜0.001），這表明，適合做因子分析。采用主成分分析、最優(yōu)斜交法（Promax），根據(jù)碎石圖及分析結(jié)果，對在兩個因子上的載荷量相差小于0.1的題項進(jìn)行刪除，刪除了6個項目（分別為項目1，15，17，21，28，29）后，得到了穩(wěn)定的量表因子結(jié)構(gòu)，項目載荷在0.500-0.998之間。此時有3個公因子的特征值大于1，分別為11.605，3.193，1.320，能解釋67.16%的變異。將3個公因子命名為教師舒適度（例如：“我會和其他教師共同探討科學(xué)領(lǐng)域教育教學(xué)有關(guān)問題”“組織科學(xué)活動讓我獲得一定的成就感”）、兒童信念（例如：“我認(rèn)為科學(xué)活動有助于提高幼兒的數(shù)學(xué)能力”“我覺得幼兒對科學(xué)概念和科學(xué)現(xiàn)象感到好奇”）、挑戰(zhàn)（例如：“我認(rèn)為科學(xué)活動對幼兒來說太抽象了”“組織科學(xué)活動是一件困難的事情”）。驗證性因素表明，量表的結(jié)構(gòu)尚可（χ2/df=1.824，RMSEA=0.067，GFI=0.845，AGFI=0.808，NFI=0.883，IFI=0.944，TLI=0.935，CFI=0.943）。因此，本量表由3個維度，24 個項目組成。使用李克特5 點(diǎn)評分，選項依次為“完全不符合”“比較不符合”“不確定”“比較符合”“完全符合”。本研究中量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.921，三個維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.957，0.899，0.844。

3.幼兒園教師科學(xué)教學(xué)頻率

幼兒園教師科學(xué)教學(xué)頻率的測量參考了Oppermann等人編制的幼兒園教師科學(xué)教學(xué)頻率問卷。該問卷使用一個項目進(jìn)行測量：“請回想，在過去的三個月里，你多久會和幼兒一起探索科學(xué)相關(guān)的問題？”使用李克特5 點(diǎn)評分，1 為“每月少于1～3次”，2為“每月1～3次”，3為“每周一次”，4為“一周幾次”，5為“每天”。該測量方式的有效性得到諸多研究的認(rèn)可［24］。

（三）數(shù)據(jù)處理與分析

采用SPSS 22.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)管理、描述統(tǒng)計、相關(guān)分析等。使用AMOS 26.0 進(jìn)行驗證性因素分析。應(yīng)用非參數(shù)百分位Boostrap 法（重復(fù)抽樣5000 次）和Hayes［25］編制的SPSS 宏程序Process（Model 4）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

三、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析

首先對是否在編、不同園所性質(zhì)、園所等級的幼兒園教師科學(xué)教學(xué)頻率進(jìn)行差異比較，統(tǒng)計結(jié)果見表1。獨(dú)立樣本t檢驗結(jié)果表明，在編與非編幼兒園教師的科學(xué)教學(xué)頻率存在顯著性差異（t=3.322，p＜0.05）；公立園與私立園幼兒園教師的科學(xué)教學(xué)頻率存在顯著性差異（t=2.548，p＜0.05）。單因素方差分析結(jié)果表明，不同等級幼兒園的幼兒園教師科學(xué)教學(xué)頻率差異顯著（F=3.537，p＜0.05）。事后分析表明，二級園幼兒園教師的科學(xué)教學(xué)頻率（M=2.83，SD=1.17）顯著優(yōu)于一級園幼兒園教師（M=2.43，SD=1.22）、其他等級園幼兒園教師（M=1.95，SD=1.08）。

表1 科學(xué)教學(xué)頻率描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)分析

對幼兒園教師科學(xué)教學(xué)頻率、教學(xué)態(tài)度、教學(xué)效能感進(jìn)行相關(guān)分析，統(tǒng)計結(jié)果見表2。如表2所示，幼兒園教師科學(xué)教學(xué)效能感與科學(xué)教學(xué)頻率呈顯著正相關(guān)（r=0.27，p＜0.01），科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率呈顯著正相關(guān)（r=0.20，p＜0.01），科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)效能感呈顯著正相關(guān)（r=0.80，p＜0.01）。

表2 各變量平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)矩陣

（三）中介效應(yīng)檢驗

描述統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，幼兒園教師的科學(xué)教學(xué)頻率在編制、園所性質(zhì)、園所等級上存在顯著性差異，因此在中介效應(yīng)檢驗時，將編制、園所性質(zhì)、園所等級作為控制變量。根據(jù)溫忠麟［26］等人的建議，中介變量與自變量、因變量的相關(guān)都應(yīng)顯著是中介效應(yīng)檢驗的前提。相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，幼兒園科學(xué)教學(xué)頻率、科學(xué)態(tài)度、科學(xué)效能均存在顯著相關(guān)，符合中介效應(yīng)的檢驗標(biāo)準(zhǔn)。

首先對變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，接下來使用Hayes 編制的SPSS 宏程序Process 進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。在控制了編制、園所性質(zhì)、園所等級后進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如表3 所示，教學(xué)態(tài)度顯著正向預(yù)測教學(xué)效能（β=0.79，p＜0.001），教學(xué)效能顯著正向預(yù)測教學(xué)頻率（β=0.32，p＜0.01），但教學(xué)態(tài)度不能顯著預(yù)測教學(xué)頻率。中介效應(yīng)分析見表4，結(jié)果表明，科學(xué)教學(xué)態(tài)度對科學(xué)教學(xué)頻率的直接效應(yīng)值-0.07，其95%置信區(qū)間包含0，表明科學(xué)教學(xué)態(tài)度對科學(xué)教學(xué)頻率的直接效應(yīng)不顯著。此外，教學(xué)效能在教學(xué)態(tài)度對教學(xué)頻率影響中的間接效應(yīng)為0.25，其95%置信區(qū)間不包含0，表明教學(xué)效能在教學(xué)態(tài)度與教學(xué)頻率間的中介效應(yīng)顯著。中介模型圖見圖2。

表3 模型中變量關(guān)系的回歸分析

表4 直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

圖2 中介模型圖

四、討論

（一）幼兒園教師科學(xué)教學(xué)頻率的差異分析

本研究發(fā)現(xiàn)，首先，在編與非編幼兒園教師的科學(xué)教學(xué)頻率存在顯著性差異，這可能是因為與在編幼兒園教師相比，非編幼兒園教師專業(yè)發(fā)展的自覺性尚且不足［27］，且對參與教學(xué)準(zhǔn)備（如備課）的積極性不太高。此外，相較非編幼兒園教師，在編幼兒園教師的心理安全感高，心理壓力較小，且有更大的成長空間，因此會以積極的態(tài)度對待工作［28］。其次，公立園與私立園教師的科學(xué)教學(xué)頻率存在顯著性差異，這可能是因為公立幼兒園由政府管理，園長專業(yè)素質(zhì)高，教師入職門檻高，待遇穩(wěn)定［29］，而私立幼兒園的福利待遇、教師的進(jìn)修機(jī)會稍遜于公立幼兒園［30］，使得私立園教師缺乏組織科學(xué)教學(xué)活動、精進(jìn)教學(xué)能力的動力。另外，公立幼兒園會給教師提出更多的工作要求、更嚴(yán)格的考核手段等［31］，使得幼兒園教師不斷提高其工作能力和專業(yè)水平。最后，不同等級幼兒園的教師科學(xué)教學(xué)頻率差異顯著，二級園教師的科學(xué)教學(xué)頻率顯著優(yōu)于一級園和其他等級園教師，這與以往研究不符［32］，可能是由于二級幼兒園是浙江省等級幼兒園的示范中堅力量，且政府部門不斷加強(qiáng)省二級幼兒園的發(fā)展，擴(kuò)大學(xué)前教育優(yōu)質(zhì)資源的覆蓋面［33］，使得正處于園所等級評定“上升期”的二級園會對幼兒園教師提出較高的工作要求。

（二）科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率的關(guān)系

本研究發(fā)現(xiàn)，幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率呈顯著正相關(guān)，這表明，幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度越好，其組織科學(xué)教學(xué)活動頻率也越高。幼兒園教師對科學(xué)教學(xué)的積極態(tài)度是有效科學(xué)教育的重要組成部分，當(dāng)幼兒園教師對科學(xué)教學(xué)存在消極態(tài)度，就有可能降低對科學(xué)知識的興趣、忽視科學(xué)教育的重要性、缺乏組織科學(xué)活動的動力、脫離其在幼兒科學(xué)學(xué)習(xí)中所扮演的重要角色，自然也就減少了教學(xué)頻率，導(dǎo)致幼兒缺乏有效的科學(xué)學(xué)習(xí)機(jī)會。正如Levitt［34］所強(qiáng)調(diào)，教師對科學(xué)教學(xué)本質(zhì)的理解很大程度決定了他們會為孩子提供什么樣的科學(xué)教育。因此，當(dāng)幼兒園教師對自己的科學(xué)知識儲備存在消極態(tài)度，可能就會忽略科學(xué)學(xué)習(xí)在學(xué)前教育中的重要性［35］，或是以一種刻板的方式看待幼兒科學(xué)教育［36］，并刻意回避科學(xué)教學(xué)。此外，本研究還發(fā)現(xiàn)，幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度不能顯著預(yù)測科學(xué)教學(xué)頻率，這與以往研究較一致［37］，這表明科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率間存在某種作用機(jī)制。

（三）科學(xué)教學(xué)效能感的完全中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，幼兒園教師科學(xué)教學(xué)效能感在科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率間起完全中介作用，這一研究結(jié)果支持了社會認(rèn)知理論和理性行為理論。一方面，社會認(rèn)知理論認(rèn)為，人的內(nèi)在因素對個人的行為具有決定性作用，自我效能感更是在行為決定中具有重要地位。根據(jù)Bandura的說法，自我效能感促使個體相信自己能夠協(xié)調(diào)必要的行動來完成既定任務(wù)。教師的教學(xué)效能感是教師課堂行為的重要預(yù)測因子之一，一個擁有高度教學(xué)效能感的教師會努力投入教學(xué)任務(wù)以獲得成功［38］。另一方面，理性行為理論闡述了態(tài)度、意圖和行為三者之間的關(guān)系。個體的實(shí)際行為在某種程度上是由行為意圖決定的，而行為意圖又是由個體對該行為的態(tài)度和主觀規(guī)范決定的［39］。其中，意圖可以看作態(tài)度的內(nèi)部驅(qū)動過程，如果沒有意圖的內(nèi)在狀態(tài)，行為的產(chǎn)生就會缺乏一定的動力。進(jìn)一步說，意圖作為中介變量會使得態(tài)度和行為的關(guān)系更加緊密［40］。由此可以認(rèn)為，教學(xué)效能感作為一種內(nèi)在活動過程（即意圖），可以使教學(xué)態(tài)度與教學(xué)頻率的關(guān)系更加緊密。此外，這一論點(diǎn)也印證了教師專業(yè)能力模型，該模型認(rèn)為，教師的教學(xué)效能感、專業(yè)態(tài)度與教學(xué)實(shí)踐是相互交織的［41］。因此，當(dāng)幼兒園教師對科學(xué)教育存在消極態(tài)度，就會懷疑自己無法勝任科學(xué)教學(xué)，從而減少組織科學(xué)活動的頻率。相反，具有積極態(tài)度的幼兒園教師則會相信自己的教學(xué)能力，并會采取更積極、以學(xué)生為中心的教學(xué)策略［42］。總之，這一中介模型說明，幼兒園教師的科學(xué)教學(xué)態(tài)度是通過教學(xué)效能感的中介作用對教學(xué)頻率產(chǎn)生影響。

五、研究啟示與展望

本研究基于理性行為理論、社會認(rèn)知理論，為幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度、科學(xué)教學(xué)頻率、科學(xué)教學(xué)效能感之間的關(guān)系提供了新的證據(jù)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）幼兒園教師科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率呈顯著正相關(guān)，且科學(xué)教學(xué)頻率在編制、園所性質(zhì)、園所等級上存在顯著差異；（2）幼兒園教師科學(xué)教學(xué)效能感在科學(xué)教學(xué)態(tài)度與科學(xué)教學(xué)頻率間起完全中介作用。本研究具有一定的啟示。首先，社會可以為幼兒園教師建立跨園、跨學(xué)段的學(xué)習(xí)社群，通過學(xué)術(shù)沙龍，討論、分享科學(xué)領(lǐng)域的教學(xué)設(shè)計與教學(xué)心得，使科學(xué)教學(xué)不再是單打獨(dú)斗之事，以提高幼兒園教師科學(xué)教學(xué)的信心；其次，幼兒園需要為幼兒園教師創(chuàng)造良好的成長環(huán)境，為其提供更多的教育資源，營造支持的組織氛圍，提升其專業(yè)發(fā)展效能感和教學(xué)效能感，幫助其建立專業(yè)自信［43］，使其對科學(xué)教育形成良好的教學(xué)態(tài)度，提高其組織科學(xué)教學(xué)的動力；再次，在職前培養(yǎng)階段，高校可為學(xué)前師范生提供更多的通識類選修課，提高其對科學(xué)世界的認(rèn)知以及對科學(xué)探索的興趣；最后，幼兒園教師自身應(yīng)當(dāng)多充實(shí)科學(xué)知識，參加相關(guān)研習(xí)以提升科學(xué)教學(xué)知能，并且抱有與幼兒共同學(xué)習(xí)、成長的心態(tài)，使得教與學(xué)互為補(bǔ)充。

當(dāng)然，本研究也存在一些局限。首先，本研究的研究數(shù)據(jù)均來源于浙江省，因此研究結(jié)論不能完全代表全國的幼兒園教師，未來研究可擴(kuò)大樣本量與樣本來源，使研究結(jié)論更具說服力；其次，本研究是橫斷研究，無法對科學(xué)教學(xué)態(tài)度和科學(xué)教學(xué)頻率的因果關(guān)系進(jìn)行推斷，因此未來研究可以使用縱向研究彌補(bǔ)這一不足；最后，本研究數(shù)據(jù)均由幼兒園教師自我報告，未來研究可以結(jié)合幼兒園園長、幼兒家長的報告，以獲得更全面客觀的數(shù)據(jù)。