摘 要 采用中國教育追蹤調(diào)查（CEPS）追訪數(shù)據(jù)中的教師樣本和學(xué)生樣本，通過中介模型分析以及Bootstrap法穩(wěn)健性檢驗(yàn)，實(shí)證探討了課堂互動、教師關(guān)注如何作用于學(xué)生非認(rèn)知能力的機(jī)制。研究表明，課堂互動對學(xué)生非認(rèn)知能力的正向效應(yīng)模型擬合良好，其解釋力為33.3%；教師關(guān)注在模型中起到了完全中介作用；在教師的課堂互動、教師關(guān)注與學(xué)生非認(rèn)知能力的測量得分中，學(xué)生所感受到的教師關(guān)注測量得分相對較低，表明教師對學(xué)生所給予的教師關(guān)注尚不夠充分；另外，教師的性別差異、心理培訓(xùn)經(jīng)歷會對課堂互動產(chǎn)生顯著影響。在教學(xué)實(shí)踐過程中，教師應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步深刻理解課堂互動與教師關(guān)注的重要價(jià)值并付諸行動；在教師教育與培訓(xùn)方面，應(yīng)當(dāng)重視心理培訓(xùn)的積極意義，進(jìn)一步加大心理培訓(xùn)的力度。

關(guān) 鍵 詞 學(xué)生非認(rèn)知能力；課堂互動；教師關(guān)注；中國教育追蹤調(diào)查

引用格式 趙志純，王肇怡.課堂互動與教師關(guān)注對學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展的影響[J].教學(xué)與管理，2024（24）：56-60.

近年來，非認(rèn)知能力日益受到重視。已有研究指出，除認(rèn)知能力外，學(xué)校還教給了學(xué)生其他非認(rèn)知因素，這些因素包括學(xué)習(xí)態(tài)度、行為習(xí)慣、信念、價(jià)值觀等[1]。另外，一些實(shí)證研究證明，非認(rèn)知能力對個體發(fā)展存在顯著的影響，這些主要涉及社會行為、工資、職業(yè)穩(wěn)定性等[2]。以世界著名大型互聯(lián)網(wǎng)公司谷歌為例，工作效率最高和最具創(chuàng)新精神的員工大多具備某些人文學(xué)科所賦予的非認(rèn)知能力特質(zhì)[3]。更為重要的是，非認(rèn)知能力具有較強(qiáng)的可塑性，能通過后天干預(yù)措施得到有效改善[4]，通過一些有針對性的、積極的教育行動，提高那些處境弱勢的學(xué)生的非認(rèn)知能力，能有效縮小學(xué)業(yè)成績差距，進(jìn)而促進(jìn)教育公平[5]。本研究使用“中國教育追蹤調(diào)查”（2014-2015學(xué)年）追訪所獲取的全國性數(shù)據(jù)，打通教師數(shù)據(jù)與學(xué)生數(shù)據(jù)，聚焦于教師的課堂互動對學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展的作用機(jī)制，為進(jìn)一步從課堂教學(xué)的維度入手促進(jìn)學(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展提供啟示與建議。

一、學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展及其影響因素的研究追溯

1.非認(rèn)知能力的內(nèi)涵界定

在勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)看來，個體的非認(rèn)知能力主要包括成就動機(jī)、社交能力、自信、自尊等。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)則認(rèn)為，非認(rèn)知能力與時(shí)間以及風(fēng)險(xiǎn)偏好等有關(guān)[6]。在心理學(xué)中，更多的是將性格、品質(zhì)等人格特征視作非認(rèn)知能力[7]。而在教育學(xué)中，認(rèn)為非認(rèn)知能力屬于非智力因素的范疇[8]。綜合吸收與借鑒這些概念，本研究將非認(rèn)知能力定義為：個體在應(yīng)對不同困難情境時(shí)，所展現(xiàn)出來的一種穩(wěn)定的、積極的思想取向和行為模式。

2.家庭因素對個體非認(rèn)知能力的影響

研究普遍認(rèn)為，家庭背景對非認(rèn)知能力的獲得有顯著影響。例如父母的收入、受教育程度、職業(yè)等顯著影響兒童的非認(rèn)知能力[9-11]。家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與兒童非認(rèn)知能力發(fā)展呈正比關(guān)系。家庭條件較好的父母，往往更加注重培養(yǎng)孩子的主動性、獨(dú)立性和人際交往能力；而家庭條件相對弱勢的父母，則更傾向于“放養(yǎng)”孩子，從而導(dǎo)致非認(rèn)知技能上的差異[12]。

3.學(xué)校教育對個體非認(rèn)知能力的影響

學(xué)校教育因素對個體非認(rèn)知能力的影響研究主要聚焦于班級變量、學(xué)前教育經(jīng)歷、跨學(xué)科學(xué)習(xí)三個方面。班級變量方面，王春超等人的實(shí)驗(yàn)研究表明，通過精心設(shè)計(jì)班級座位，能夠有效發(fā)揮學(xué)生干部的同伴效應(yīng)，促進(jìn)其他小學(xué)生非認(rèn)知能力的發(fā)展[13]。學(xué)前教育經(jīng)歷方面，龔欣等人通過對CEPS的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，學(xué)前教育經(jīng)歷對學(xué)生的思維開通性、自律性和朋友質(zhì)量具有統(tǒng)計(jì)上顯著的正影響[14]?？鐚W(xué)科學(xué)習(xí)方面，主要是以大學(xué)生為樣本開展的研究。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，跨學(xué)科學(xué)習(xí)通過顯性影響和隱性形塑兩種方式促進(jìn)了個體的非認(rèn)知能力發(fā)展[15]。

上述文獻(xiàn)梳理表明，對于學(xué)生個體的非認(rèn)知能力，已有研究主要圍繞著內(nèi)涵界定、家庭因素、學(xué)校影響展開，為后續(xù)研究奠定了良好的成果基礎(chǔ)。但已有研究尚存一些有待突破的空間。首先，從影響因素來看，已有研究大量集中于探討家庭因素的影響，而學(xué)校教育因素效應(yīng)的探討卻相對較少。即便是為數(shù)不多的學(xué)校因素研究，也主要集中在班級規(guī)模、學(xué)前教育經(jīng)歷、跨學(xué)科學(xué)習(xí)這些較為中觀的層面，而對教師、課堂教學(xué)等更為“基層”與微觀的層面鮮有探討。其次，從研究方法上來看，已有研究主要基于經(jīng)典的OLS回歸方法和傾向得分匹配方法（PSM），而以結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）、中介效應(yīng)思路進(jìn)行探討的研究較為匱乏。本研究融通匹配了兩個原本相對獨(dú)立的數(shù)據(jù)庫，以結(jié)構(gòu)方程模型、中介效應(yīng)為方法，對教師的課堂互動如何影響學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展進(jìn)行實(shí)證分析。

二、學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展影響因素的研究過程

1.數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自“中國教育追蹤調(diào)查”（China Education Panel Survey，簡稱CEPS）。該項(xiàng)目采用分層概率抽樣方法（PPS），樣本覆蓋全國28個縣級單位（縣、區(qū)、市）。CEPS是目前我國教育領(lǐng)域中最具代表性的數(shù)據(jù)庫之一。本研究綜合關(guān)聯(lián)使用了CEPS追訪數(shù)據(jù)（2014-2015學(xué)年）中的教師數(shù)據(jù)和學(xué)生數(shù)據(jù)。剔除了“其他”任教科目的教師，保留了所有的語、數(shù)、外教師，共計(jì)548份樣本。學(xué)生數(shù)據(jù)使用了第二輪班級代碼（w2clsids）為436及以下的班級學(xué)生，共有221個班級，8325份樣本，并通過班級代碼分別與548位教師數(shù)據(jù)進(jìn)行對應(yīng)的匹配。

2.變量說明

（1）被解釋變量

本研究將非認(rèn)知能力定義為：個體在應(yīng)對不同困難情境時(shí)，所展現(xiàn)出來的一種穩(wěn)定的、積極的思想取向和行為模式。使用CEPS中的三道題進(jìn)行測度（見表1），信度系數(shù)為0.85。

（2）解釋變量

本研究的核心解釋變量為課堂互動。課堂互動從本質(zhì)上說是一種對話實(shí)踐的過程，即同客體對話的實(shí)踐、自我內(nèi)化的對話性實(shí)踐和同他人對話的實(shí)踐，這三種實(shí)踐體現(xiàn)了互為媒介的關(guān)系[16]。本研究認(rèn)為，課堂互動是在教師的引領(lǐng)主導(dǎo)之下，以幫助學(xué)生建構(gòu)知識為主旨而進(jìn)行的對話性實(shí)踐。使用CEPS中的兩道題進(jìn)行測度，信度系數(shù)為0.66。

本研究的中介變量為教師關(guān)注。回溯教師關(guān)注的概念界定，其類別的歸屬通常與研究者的理論假設(shè)和理解傾向有關(guān)，需要研究者在研究前依據(jù)研究假設(shè)，做好概念的界定[17]。本研究將教師關(guān)注界定為：教師在課堂教學(xué)中對學(xué)生的注意行為，如注視、提問、表揚(yáng)等。這一界定具有一定的共識性，以這一內(nèi)涵為基礎(chǔ)的概念在既有研究中已有所使用，如張丹、范國睿、姚東旻等人的研究[18，19]。本研究使用CEPS中的九道題進(jìn)行測度，信度系數(shù)為0.92。

（3）背景變量

本研究中的教師背景變量共8個（見表2），主要包括教師性別、是否班主任、婚姻狀況、師范背景經(jīng)歷、心理培訓(xùn)經(jīng)歷、是否兼任行政、教齡、任教科目。為了投入后續(xù)的回歸方程，各變量相應(yīng)地進(jìn)行了轉(zhuǎn)換與調(diào)整。

3.數(shù)據(jù)管理與分析

數(shù)據(jù)的管理與分析主要采用SPSS（24.0版）進(jìn)行數(shù)據(jù)的一般性管理與運(yùn)算，中介模型的識別與參數(shù)估計(jì)，以及Bootstrap法的檢驗(yàn)采用Mplus（8.3版）完成。

三、學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展影響因素的研究結(jié)果與分析

1.各變量描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析結(jié)果

對研究變量進(jìn)行初步地探索性分析，各變量描述統(tǒng)計(jì)（百分制換算后）及相關(guān)系數(shù)結(jié)果見表3。首先，學(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展與教師的課堂互動、教師關(guān)注均具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。其次，教師關(guān)注也與課堂互動顯著正相關(guān)。第三，從百分制情況來看，教師關(guān)注測量得分相對較低，教師關(guān)注改進(jìn)空間較大。

2.學(xué)生非認(rèn)知能力經(jīng)由課堂互動與教師關(guān)注的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)

通過以上研究初步發(fā)現(xiàn)學(xué)生的非認(rèn)知能力與課堂互動、教師關(guān)注存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。下面將進(jìn)一步通過結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)學(xué)生非認(rèn)知能力經(jīng)由課堂互動與教師關(guān)注的中介效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，中介效應(yīng)模型擬合指數(shù)良好。其中，RMSEA= 0.016，SRMR= 0.019，均小于0.08的臨界值；CFI= 0.99，NNFI= 0.99，均大于0.90的臨界值。從方程的解釋力（1-ζ）來看，學(xué)生非認(rèn)知能力經(jīng)由課堂互動、教師關(guān)注的方程預(yù)測效應(yīng)為33.3%，解釋力非常強(qiáng)。再從具體的模型路徑分析來看（以下皆為完全標(biāo)準(zhǔn)化解），結(jié)果如圖1所示。學(xué)生非認(rèn)知能力受到課堂互動作用于教師關(guān)注這條中介路徑的顯著影響。其中，教師關(guān)注對學(xué)生非認(rèn)知能力具有顯著的正向效應(yīng)，γ=0.583，t=17.323，p﹤0.001；而課堂互動對教師關(guān)注具有顯著的正向效應(yīng)，γ=0.246，t= 4.146，p﹤0.001。另外，課堂互動對學(xué)生非認(rèn)知能力雖然顯示出微弱的負(fù)向效應(yīng)，但無法通過顯著性檢驗(yàn)，γ=-0.025，t=-0.592，p= 0.554，因此，此路徑不通。最終，此中介模型的實(shí)際路徑結(jié)構(gòu)如圖2所示，直接效應(yīng)不顯著，而間接效應(yīng)顯著，屬于完全中介效應(yīng)模型。

進(jìn)一步對模型的穩(wěn)健性予以檢驗(yàn)，目前主要采用路徑系數(shù)乘積進(jìn)行區(qū)間估計(jì)，其核心邏輯在于考慮是否能夠拒絕路徑系數(shù)乘積為零的虛無假設(shè)[20]。采用Bootstrap法進(jìn)行路徑效應(yīng)參數(shù)的置信區(qū)間估計(jì)，如果95%區(qū)間不包含0，則拒絕路徑系數(shù)乘積為零的虛無假設(shè)，判定中介效應(yīng)系數(shù)顯著存在。Bootstrap法是一種從樣本中重復(fù)取樣的方法，通過把一個固定的樣本當(dāng)作總體，進(jìn)行重復(fù)取樣。大量重復(fù)樣本的內(nèi)在變異性為參數(shù)置信區(qū)間的估計(jì)提供了實(shí)證基礎(chǔ)，用Bootstrap法得到的參數(shù)分布能夠完全獲得取樣的變異性，即使數(shù)據(jù)非正態(tài)，用Bootstrap法得到的參數(shù)區(qū)間估計(jì)也往往優(yōu)于其他方法得到的區(qū)間估計(jì)[21]。

本研究采用偏差校正百分位Bootstrap法重復(fù)抽樣5000次來完成參數(shù)估計(jì)。結(jié)果顯示（見表4），直接效應(yīng)路徑c的置信區(qū)間為[-0.113，0.056]，不僅不顯著，而且還經(jīng)過0，進(jìn)一步表明此路徑既不顯著、也不穩(wěn)定，說明課堂互動對學(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展并不直接起作用，此路徑應(yīng)當(dāng)予以刪除。而路徑a、b、ab的置信區(qū)間均未經(jīng)過0，表明這三條路徑都通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具有顯著而穩(wěn)定的路徑效應(yīng)。

3.影響教師課堂互動的背景變量回歸分析

以上模型分析發(fā)現(xiàn)，課堂互動在學(xué)生非認(rèn)知能力的發(fā)展中起著非常重要的作用。那么進(jìn)一步的問題在于，既然課堂互動如此重要，教師的哪些個人背景變量可能顯著影響課堂互動？為了回答這一問題，運(yùn)用多元回歸方程進(jìn)行分析。

在多元回歸方程的設(shè)定上，以課堂互動作為因變量，投入“是否班主任”“性別”等作為自變量，對于所有非連續(xù)型的自變量都進(jìn)行了虛擬變量轉(zhuǎn)換。結(jié)果顯示（見表5），在眾多的背景變量中發(fā)現(xiàn)，教師的性別（t=-2.413，p﹤0.05）、心理培訓(xùn)（t=2.462，p﹤0.05）對課堂互動具有顯著的影響。女教師在課堂互動方面顯著高于男教師，接受過正式心理培訓(xùn)（持有心理健康教育培訓(xùn)證書）的教師顯著高于沒有接受過心理培訓(xùn)的教師。

四、學(xué)生非認(rèn)知能力影響因素的研究結(jié)論與啟示

1.研究結(jié)論

本研究以“中國教育追蹤調(diào)查”2014-2015學(xué)年的追訪數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，綜合使用教師調(diào)查數(shù)據(jù)、學(xué)生調(diào)查數(shù)據(jù)，探討了課堂互動通過何種途徑影響學(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展。以往基于CEPS的很多實(shí)證分析其數(shù)據(jù)主要源自于單個的數(shù)據(jù)庫（如教師數(shù)據(jù)、學(xué)生數(shù)據(jù)等），換言之，其分析中所涉及的自變量和因變量往往源自于同一自陳問卷，這就不可避免地存在著共同方法偏差問題[22]，它是一種系統(tǒng)誤差，影響測量的效度。本研究的特色在于自變量由教師數(shù)據(jù)庫所得，而中介變量和因變量源自學(xué)生數(shù)據(jù)庫，它們屬于兩個非同源性數(shù)據(jù)，這在很大程度上克服了共同方法偏差問題，使得分析模型具備了更好的非內(nèi)生性，因而研究結(jié)果的科學(xué)性和說服力更有保障。

第一，日常教學(xué)中教師對學(xué)生的課堂關(guān)注以及師生互動不足。描述性統(tǒng)計(jì)顯示，在教師的課堂互動、教師關(guān)注與學(xué)生非認(rèn)知能力三個變量的測量得分中（百分制換算后），學(xué)生所感受到的教師關(guān)注測量得分相對最低，僅為63.72分。這表明，在平日微觀的課堂教學(xué)活動中，教師對學(xué)生所給予的課堂關(guān)注不夠充分。

第二，教學(xué)過程中的課堂互動與教師關(guān)注能夠顯著影響學(xué)生的非認(rèn)知能力。中介模型分析證明，課堂這一微觀場域?qū)W(xué)生的非認(rèn)知能力發(fā)展具有重要影響，其解釋力較強(qiáng)，為33.3%，具體的路徑機(jī)制為：課堂互動→教師關(guān)注→學(xué)生非認(rèn)知能力，路徑效應(yīng)系數(shù)為0.143。本研究表明，課堂互動并不直接對學(xué)生非認(rèn)知能力產(chǎn)生影響，而是以增進(jìn)了教師關(guān)注這一重要的中介變量為途徑，最終對學(xué)生非認(rèn)知能力形成積極作用。

第三，回歸分析表明，教師的性別差異、心理培訓(xùn)經(jīng)歷會對其課堂互動情況產(chǎn)生顯著影響。

2.研究啟示

（1）教師在教學(xué)設(shè)計(jì)時(shí)應(yīng)當(dāng)充分考慮課堂互動的有效嵌入性

教師需要更加充分地理解課堂互動對于學(xué)生發(fā)展（特別是非認(rèn)知能力發(fā)展）的深刻意義，有意識地不斷加強(qiáng)課堂互動。以往關(guān)于課堂互動，雖然也很強(qiáng)調(diào)，但主要是從課堂互動有助于活躍課堂氣氛，有助于學(xué)生對知識點(diǎn)加深印象（改善認(rèn)知能力）的角度出發(fā)而加以理解的。而本研究揭示出，教師引領(lǐng)下的課堂互動對于促進(jìn)學(xué)生非認(rèn)知能力發(fā)展具有重要的間接效應(yīng)，這就需要教師更加意識到課堂互動的重要性，意識到它不僅影響學(xué)生的認(rèn)知能力，也影響學(xué)生的非認(rèn)知能力。從本質(zhì)上講，課堂教學(xué)是充滿意義的對話性實(shí)踐，在充分對話的基礎(chǔ)上，教師引領(lǐng)與幫助學(xué)生逐漸建構(gòu)起點(diǎn)滴的知識系統(tǒng)。當(dāng)然，此處的“對話”必然是廣義上的“對話”，其本質(zhì)在于它是一種雙向交互（而非單邊）的實(shí)踐性活動，這就決定了單一的言語講授方式并不足以充分支撐起課堂教學(xué)的有效性，有意義的課堂教學(xué)必然需要滲透進(jìn)有意義的課堂互動，從而生成真正廣義上的“對話”實(shí)踐。正因如此，教師十分有必要在教學(xué)設(shè)計(jì)中充分考慮到課堂互動的有效嵌入。

（2）加強(qiáng)教師的“關(guān)注”資源供給并公平分配“關(guān)注”資源

高度重視教師關(guān)注在課堂互動中的重要價(jià)值。本研究揭示，教師關(guān)注是架構(gòu)于課堂互動與學(xué)生非認(rèn)知能力之間的重要中介變量，即課堂互動是通過加強(qiáng)了教師關(guān)注而對學(xué)生非認(rèn)知能力產(chǎn)生促進(jìn)作用。這意味著，課堂互動的重心應(yīng)當(dāng)放在教師對學(xué)生的關(guān)注與反饋上面，教師不應(yīng)吝惜對學(xué)生的注意、提問、表揚(yáng)等，教師的“一個眼神”“一個笑容”“一句肯定”等等都可能在潛在層面上隱性地促進(jìn)學(xué)生的非認(rèn)知能力。另外，基于公平性的考量，教師還需要在課堂中，特別注意對自身的“關(guān)注”資源供給加以平等地分配，擴(kuò)大學(xué)生群體的被關(guān)注面積，而不能僅僅局限于關(guān)注某部分學(xué)生。

（3）不斷強(qiáng)化正規(guī)的教師心理培訓(xùn)力度以及增強(qiáng)培訓(xùn)實(shí)效性

在教師教育與培訓(xùn)政策上，應(yīng)當(dāng)有意識地加強(qiáng)心理知識與心理建設(shè)能力的相關(guān)培訓(xùn)。已有研究表明，心理培訓(xùn)能夠?qū)處煹男睦碇R、態(tài)度、信心和行為等產(chǎn)生積極的影響[23]。本研究也證實(shí)，接受過正式心理培訓(xùn)的教師其課堂互動情況顯著優(yōu)于沒有接受過心理培訓(xùn)的教師。因此，在現(xiàn)有的教師教育與培訓(xùn)設(shè)計(jì)上，應(yīng)當(dāng)加大心理培訓(xùn)的比重。同時(shí)，在當(dāng)前這個互聯(lián)網(wǎng)如此發(fā)達(dá)的時(shí)代，應(yīng)當(dāng)充分借助互聯(lián)網(wǎng)平臺，探索適合教師心理培訓(xùn)與教育的“云端”新途徑，為教師提供高質(zhì)量的心理培訓(xùn)課程、舉辦專家講座與研討等。另外，從性別維度上加以考量，在培訓(xùn)環(huán)節(jié)中，還需有針對性地關(guān)注男教師群體，充分提升他們的課堂互動意識、加強(qiáng)他們的教師關(guān)注行為?？傊?，我們堅(jiān)信，一切為了學(xué)生的積極發(fā)展與健康成長，這絕不是一句空口號，撐起這一美好理想基點(diǎn)的關(guān)鍵在于教師，而加強(qiáng)課堂互動，增進(jìn)教師關(guān)注則又是這一基點(diǎn)中的“阿基米德之點(diǎn)”。

參考文獻(xiàn)

[1] 祖霽云，Patrick Kyllonen.非認(rèn)知能力的重要性及其測量[J].中國考試，2019（09）：22-31.

[2] Heckman J J， Stixrud J， Urzua S， et al. The Effects of Cognitive and Noncognitive Abilities on Labor Market Outcomes and Social Behavior[J].NBER Working Papers， 2006， 24（03）：411-482.

[3] 喬治·庫，金紅昊.非認(rèn)知能力：培養(yǎng)面向21世紀(jì)的核心勝任力[J].北京大學(xué)教育評論， 2019，17（03）：2-12.

[4] Roberts B，Walton K，Viechtbauer W. Patterns of mean-level change in personality traits across the life course：a meta-analysis of longitud-

inal studies[J]. Psychological Bulletin， 2006， 132（01）：1-25.

[5][6] 雷萬鵬，李貞義.非認(rèn)知能力對初中生學(xué)業(yè)成績的影響：基于CEPS的實(shí)證分析[J].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會科學(xué)版），2021，

60（06）：154-163.

[7] 方超，黃斌.非認(rèn)知能力、家庭教育期望與子代學(xué)業(yè)成績——基于CEPS追蹤數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].全球教育展望，2019，48（01）：55-

70.

[8][15] 茍斐斐，朱平，張雯婷.跨學(xué)科學(xué)習(xí)能促進(jìn)非認(rèn)知能力發(fā)展嗎？——基于14萬份本科生樣本的實(shí)證[J].現(xiàn)代遠(yuǎn)程教育研究，2022，34（03）：87-95.

[9] Khanam R，Nghiem S.Family Income and Child Cognitive and Noncognitive Development in Australia：Does Money Matter[J]. Demography， 2016，53（03）：597-621.

[10] Fletcher J M，Wolfe B. The Importance of Family Income in the Formation and Evolution of Non-Cognitive Skills in Childhood[J].Economics of Education Review，2016，54（07）：143-154.

[11] Blanden J，Gregg P，Macmillan L.Accounting for Intergenerational Income Persistence：Noncognitive Skills，Ability and Education[J].The Economic Journal， 2007，117（03）：43-60.

[12] Reardon S F， Portilla X A. Recent Trends in Socioeconomic and Racial School Readiness Gaps at Kindergarten Entry [A].The annual meeting of the society for research on educational effectiveness，Washington，DC[C].2015：1-38.

[13] 王春超，鐘錦鵬. 同群效應(yīng)與非認(rèn)知能力——基于兒童的隨機(jī)實(shí)地實(shí)驗(yàn)研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2018，53（12）：177-192.

[14] 龔欣，李貞義.學(xué)前教育經(jīng)歷對初中生非認(rèn)知能力的影響： 基于CEPS的實(shí)證研究[J]. 教育與經(jīng)濟(jì)， 2018， 34（04）： 37-45.

[16] 鐘啟泉.“課堂互動”研究：意蘊(yùn)與課題[J].教育研究，2010，31（10）：73-80.

[17] 李丹楊，吳穎康，鮑建生，等.教師關(guān)注：溝通教師知識信念與教學(xué)行為的橋梁[J].全球教育展望， 2022，52（03）：94-110.

[18] 張丹，范國睿.課堂教學(xué)場域中教師關(guān)注的性別差異研究——以上海小學(xué)課堂為例[J]. 教育研究，2014，35（04）：122-128+158.

[19] 姚東旻，許藝煊，李昊洋，等. 教師的表揚(yáng)或批評如何影響學(xué)生成績——基于CEPS數(shù)據(jù)的中介效應(yīng)分析[J]. 北京大學(xué)教育評論， 2021， 19（01）：109-133.

[20] Mackinnon D P，Lockwood C M，Hoffman J M，et al. A Compar-

ison of Methods to Test Mediation and Other Intervening Variable Effects[J]. Psychological Methods，2002， 7（01）：83-104.

[21] 溫忠麟，劉紅云.中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)：方法及其應(yīng)用[M].北京：教育科學(xué)出版社， 2020：89-93.

[22] 熊紅星，張璟，葉寶娟，等.共同方法變異的影響及其統(tǒng)計(jì)控制途徑的模型分析[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2012，20（05）：757-769.

[23] Jorm AF，Kitchener BA，Sawyer MG，Scales H，Cvetkovski S. Mental health first aid training for high school teachers：a cluster randomized trial[J]. BMC Psychiatry，2010，10（01）：51-63.

[作者：趙志純（1981-），男，甘肅蘭州人，江西師范大學(xué)教師教育研究中心，副教授，碩士生導(dǎo)師，博士；王肇怡（2000-），女，安徽池州人，江西師范大學(xué)教育學(xué)院，碩士生。]

【責(zé)任編輯 王澤華】

*該文為國家社會科學(xué)基金教育學(xué)一般課題“改革開放40年來我國教育學(xué)術(shù)影響力的大數(shù)據(jù)實(shí)證研究”（BGA180054）的研究成果之一