随着教育被视为一个国际性、跨文化和全球化的多维整体,它便成为全世界特别是处于改革进程中国家教师日益关注并充满竞争的一个领域。于是,教师如何实施他们的教学方法和参与教育改革进程,也成为塑造文明以实现预期共同目标的关键因素。这些可以从近年来在分散式课程和体验式教学方面取得的显著进步,以及学生所获得更多的自由等方面得到证明。要证明教师特别是职前教师所掌握的教学理论是否可以促进他们的教学自主性,是一件繁琐而不琐碎工作。但仍具有巨大挑战性。他们为下一代的成长做好准备,他们的承诺、忠诚和贡献的程度决定了社会的未来。在以全球化、自由化和新信息技术巨大扩张为基本特征的当今时代,教师角色正在发生重大变化。这些做法被广泛研究,以探索教育改革的效果和后果。现有知识和信息表明,关于自主性特征对教师课堂实践的影响方面的研究比较缺乏。在缅甸国内改革期间,该国教育部制定了国家教育战略计划NESP（2016-2021）。该计划致力于改进基础教育课程,使之更贴近学生生活,聚焦21世纪技能、软技能（包括个人发展和就业技能）和高级思维技能。从2015年初开始的缅甸重大改革进程,尤其是教育部门,这在相当长一段时间内,引起了人们的兴趣。通过提供必要的支持,主要是在课堂上发挥老师的自主权,基础教育改革受到高度重视和政治化,从儿童中心型的实践转变为以教师为主导的实践。2016-2017学年,开始改革学前课程。2019-2020学年,学前阶段、一年级、二年级、三年级全部变更并实施了新课程。因此,应该检查教育改革的实际差距,特别是在缅甸的改革年级中。此外,研究发现,没有先前关于自主性功能对教师在课堂上的行为和中介作用的影响的研究。因此,本文重点对承担一、二、三年级教学任务的教师进行研究。本文的研究目的主要是:首先,根据教师的性别和教学等级,研究儿童中心型和教师主导型课堂教学模式的各方面差异;其次,重点探讨教师自主权对儿童中心型课堂行为的影响。再次,讨论教师自主权对教师指导型课堂行为的影响;又次,探索校长自主权支持和自主动机在教师自主权对儿童中心型课堂教学行为中的中介作用;复次,检验校长自主权支持和受控动机在教师自主权对教师主导型课堂教学行为中的中介作用;最后,定性研究主要探索因自主性特征而支持或阻碍教师实践的其他因素的作用。本文采取混合研究方法设计,即通过收集不同类型的数据来获得第一手资料,以提供对研究问题的最佳理解,并指出了如何将研究结果应用于实践。混合设计包括了在研究中收集、分析、解释、报告数据的程序。研究人员需要考虑对将要研究的问题给出有价值见解的研究设计;也就是说,它将帮助和指导研究者决定在研究过程中使用哪些方法,并在研究结束时通过何种解释方法来探索事物的内在逻辑。Creswell John（2007）认为,实用主义的基本思想就是允许研究者使用混合方法,即不会致力于归依任何一种哲学体系和具体现实,而是自由选择最符合他们需要的研究方法、技术和程序,并根据其预期结果来决定研究“什么”和“如何”进行研究。本文主要采用问卷调查和访谈调查方法来获得研究问题所需信息。所有调查问卷都先由一名英语流利的缅甸教育工作者,将英语翻译成缅甸语,再由语言和教育方面的双语（缅甸/英语）专家进行反向翻译。然后,独立评委们审查了《调查问卷》的原译与再译版本的内容一致性,缅甸教育专家在讨论评委们关于内容一致性的报告后,与作者一起对翻译版本进行最终编辑与定稿。在此基础上,本文作者首先对一个乡镇的226名参与者进行了试调查。在获得导师许可后,作者联系了缅甸基础教育部官员,希望他们允许通过其官方社交网站发布问卷,即在基础教育部官网上设置链接,潜在参与者点击链接就可在线参与调查。本研究的正式数据收集从2020年4月1日开始,到2020年5月1日结束。一共从缅甸基础教育学校改革年级中,抽取了 1126名承担学前、1年级、2年级和3年级教学任务的教师,使用质量调查软件对他们进行了在线调查。调查采取自愿参加,需要15-20分钟就可完成。整个调查匿名完成。如果愿意接受进一步访问的调查对象,可在调查结束时,留下本人电子邮件或电话号码。问卷的信度检验,是利用克隆巴赫α值来衡量问卷得分或项目是否具有内部一致性。本研究的信度是通过由81个题目组成的七个变量的信度分析结果显示出来的。根据α值的检验合格判定标准,所有的问卷项目都具有足够的可靠性（信度）。然后,作者还对预调查的项目进行探索性因子分析（EFA）,并采用迭代程序提取因素,以确定适当的因素数量。本文确定的抽样充分性需要大于0.8,凯撒特征值要大于1,以及进行了碎石检验。因子载荷矩阵系数显著性准则预定为0.4。在进行验证性因子分析时,本文作者考虑了p值、因子负荷、平均方差提取（AVE）、判别效度和复合信度。与每个因子加载相关的p值应该是显著的。依据Hair等（2019）指出的标准,标准化回归权重应大于0.6,AVE必须大于0.5,才有足够的收敛效度。如果两个因子构造模型的拟合度与一个因子构造模型的拟合度显著不同,则支持判别效度。在判别效度方面,对角线大于构造模型的相关性。对指标的拟合优度,需要通过比较理论测量模型来考虑模型的拟合值。本文遵循的经验法则是卡方检验（x2/df）（在2-5之间）。除了这些标准以外,该模型拟合指数被认为是比较结构模型和评估拟合优度的指标,但也有学者认为,卡方值是一个初级大样本统计中使用的指标。一些常见的拟合指标,如标准化拟合指数（NFI）、塔克刘易斯指数（TLI）、增量拟合指数（IFI）、比较拟合指数（CFI）应在0-1之间,近似均方根误差指数（RMSEA）应在0.05-0.10之间。主体自治支持的验证性因素分析校长自主性支持的测量模型是可以去掉一个小于0.6的条目（AS6）。所有项均显著,C.R值均高于 1.95。模型拟合值为 CMIN/df=4.718;NFI=.980;RFI=.976;IFI=.984;TLI=.981;CFI=.984;RMSEA=.054。本调查的克隆巴赫信度（0.970）、综合信度（0.971）、平均方差提取值（0.708）检验各因素的特征值,发现特征值大于1的作为动机调节的四因素模型。由于动机调节的Kaiser-Meyer-Olkin（KMO）统计值为0.87,可以认为抽样的充分性优秀。此外,由于巴雷特球度测试法（BTS,巴雷特球度测试法）经验值是显著的,因此,可以确定项目之间确实存在相关关系。总体而言,考虑到KMO和BTS统计值,以及各量表的条目与总条目之间的相关性都比较合理（数据中没有低于0.40的条目）,探索性因子分析（EFA）是合适的数据集。均表现为有较好信度和效度。由于动机调节,教师的自主性和教师的课堂教学实践行为之间的关系,在一定程度上得到了修正。作者采用正交旋转和主成分分析对因子结构进行了验证。虽然CMIN/df的值不在大样本可以忽略的范围内（CMIN/df=8.939,NFI=.931;RFI=.917;IFI=.938;TLI=.925;CFI=.938;RMSEA=.079。但该量表的克隆巴赫α分别达到（880;.885;.895和.843）,复合信度分别达到（.881;.887;.899 和.845）,提取均方差分别达到（.650;.666;.692 和.58）和区分效度（.806,.816,.832和.761）。这些结果表明,该量表是一种可靠、有效的测量工具。它包括三个小量表:一般教学自主性、课程自主性和评估自主性。因此,本文作者对数据进行因子分析。本文采用了主成分分析法和方差最大旋转法。所有Kaiser-Meyer-Oikin（KMO）值为0.91,表明EFA的数据足够。巴雷特球度测试表明,这些项目之间存在关联。使用1.00的特征值为临界值,这三个因素可以解释55%的累积方差。在检验因子模型时,因子载荷值没有项目小于临界值0.4。模型对CMIN/df=7.675,NFI=.964;RFI=.957;IFI=.969;TLI=.962;CFI=.969;RMSEA=.073的数据拟合良好。该模型去掉标准化回归权重中小于0.6的项,并将7个最大协方差连接起来。本研究对教师自主性测量量表的信度进行了考察,得到克隆巴赫α系数分别为（.975;.887和.955）,复合可靠性分别为（.974;.889和.957）,提取的平均方差分别为（.793;.672;.904）和.890;0.819和0.904）,这充分表明,可以使用教师自主性测量量表进行调查。主成分分析是从14个项目中提取了 3个主成分,分别对儿童中心型的教学、儿童中心型的管理和儿童中心型的课堂气氛有57%的方差,69%的方差和78%的方差。分量1占34%的方差。碎石试验表明,应提取两种成分。前已述及,教师主导型教学实践量表被设计用来衡量教师在课堂上使用该种教学实践的程度。作者通过主成分分析法与正交旋转法对项目进行分析,以确定该项目是否保持内在结构逻辑的一致性,或项目可能是测量一个以上的组成部分。主成分分析从14个项目中提取了 3个成分,其中教师主导型教学的方差为75%,教师主导型课堂氛围的方差为66%,教师主导型课堂管理的方差为53%。为了检验儿童中心型的教师课堂教学实践,本文对该量表的信效度进行了分析。结果显示,原始量表与两个附加量表组合一起,即3个测量项目中两个子项上交叉负载,载荷超过0.40。但是,笔者决定保留这一项目,因为提供选择方面是这个量表的一个有力指标,原始负荷为0.60。模型拟合值为 CMIN/df=9.866;NFI=.959;RFI=.949;IFI=.963;TLI=.954;CFI=.963,RMSEA=.084。我们可以假定它是一个很好的模型。剔除一项低于标准化回归系数0.6的子项后得到该模型。克隆巴赫（复合信度分别为.837;.965;868和.964）,提取均方差分别为（.566;.690和.818）和区分效度（.752;.830和.905）。可见,模型拟合良好,具有较好的信度和效度。教师中心型教学实践为一个三因素模型,模型拟合值为CMIN/df=8.537,NFI=.965,RFI=.957,IFI=.969,TLI=.962,CFI=.969,RMSEA=.77;克隆巴赫 α 系数（.862,.879 和.970）,复合信度（.866,.886和.969）,提取均方差分别为（.620,.666和.843）和区分效度（.788,.815和.918）。检验结果表明,该调查问卷是一种可靠有效的调查工具。在描述性统计中,本文使用了多元方差分析（MANOVA）,标准误（SEM）和SEM中介效应检验方法来分析问卷调查结果。根据描述性结果,教师在很大程度上感受到了主要自主权的支持。在动机调节中,在课堂教学中,教师的内在动机最高,发现的动机较高,内部动机较低,外部动机最低。教师在相当大的程度上也可以在一般教学,课程和评估中获得自主权。老师还通过在班级中采取儿童中心型的做法来开展教学。相比之下,教师很少使用显示低平均得分的教师指导方法。多元方差分析还根据性别,教学等级以及性别与教学等级之间的相互作用,研究了儿童中心型课堂教学实践与教师主导型课堂教学实践的差异。结果发现,在儿童中心型课堂教学实践和教师主导型课堂教学实践中,根据性别以及性别与教学成绩之间的相互作用,没有显着差异。但是,根据教师的教学成绩,儿童中心型课堂教学实践和教师主导型课堂教学实践都存在显着差异。事后测试显示,与三年级老师相比,二年级老师在管理和指导方面使用了更多儿童中心型知识,而学前和二年级老师较三年级使用了更多儿童中心型教学方法。就教师主导型课堂教学实践而言,三年级的教师在管理和指导方面的教学往往要多于学前和二年级的教师。可以解释为,低年级的教师更有可能采用儿童中心型的课堂教学方法。为了验证第二个研究问题,本文进行了标准误分析。SEM统计结果显示,一般教学自主性（β=0.117,p<0.001）,课程自主性（β=0.137,p<0.001）和评估自主性（β=0.478,p<0.001）对儿童中心型的管理实践具有显着正向影响。在教师自主权维度中,评估自主权是儿童中心型课堂管理实践的最大预测指标。总体教学自主性(β=0.312,p<0.001,课程自主性（β=0.098,p<0.001）和评估自主性（β=0.270,p<0.001）对儿童中心课程实践预测显著。在这些回归分析中,可以发现一般的教学自主性对儿童中心型的实践具有最大的预测力。一般教学自主性（β=0.204,p<0.001）,课程自主性（β=0.148,p<0.001）和评估自主性（β=0.370,p<0.001）对儿童中心型的教学实践有显著影响。而且还发现,教师主导型管理实践中43.7%的差异,教师主导型课程实践中34.3%的差异,教师主导型教学实践中50.3%的差异可以由教师自主权来解释（一般教学自主权,课程自主权和评估自主权）。通过对标准误统计结果进行分析,可以检验第三个研究问题。结果发现,一般教学自主性（β=-.138,p<0.001）,课程自主性（β=-.167,p<0.001）和评估自主性（β=-.437,p<0.001）对教师主导型管理实践具有显著预测作用。在三个独立变量中,评估自主权对儿童中心型的管理实践具有显著负向影响。一般教学自主权（β=-.283,p<0.001）,课程自主权（β=-.123,p<0.001）和评估自主权（β=-.254,p<0.001）对教师主导型课堂教学实践具有显着的负面影响。在这种回归路径中,一般的教学自主性对教师主导型实践具有显著的负向预测作用。一般的教学自主性（β=-.140,p<0.001）,课程自主性（β=-.165,p<0.001）和评估自主性（β=-.487,p<0.001）对教师主导型教学实践具有显着负向预测作用。并且还发现,在教师主导型管理实践中,有43.7%的差异,在教师主导型课程实践中有34.3%的差异,在教师主导型教学实践中有50.3%的差异是由教师在课堂上的自主权（一般的教学自主权,课程自主权,和评估自主权）带来的。本文的定性部分探讨了五名教师组成的样本中,由于自主性特征而导致教师无法实施的实践。他们在基于SEM中介效应的自动生成方法进行的定量调查中,报告了以儿童为导向的高实践。基于从接受问卷调查的教师的访谈中所获得的资料,本文探讨了包括儿童的团队合作与配合,多媒体和过多的活动,智力差异,师生比例,父母不接受,时间不足,薪水,操场,年级过渡,家庭作业,培训及监督等方面可以归因于自主性特征所致学生中心型和教师主导型课堂教学实践的主要差异。在第四项研究问题的检验中,检验结果发现:自主性对儿童中心型课堂教学行为在直接、间接和总体三种影响都为非零且显著,因此,在95%的置信度下,排除了人口统计学中数变为零的可能性。运用百分位数分析法和偏相关分析法,可以认为处在课程自主性和评估自主性上的区间,但在一般的教学自主性中,间接作用并不显著。引入中介变量后,课程自主权（β=0.166至0.13）和评估自主权（β=0.485至0.40）对儿童中心型的行为的影响减弱。校长自主支持和自主动机部分地以0.040的间接效应,改变了对课程自主性的影响,而儿童中心型的课堂实践以0.92的间接效应间接地影响了评估自主性,但根据儿童的实践,并没有调节一般教学自主性对儿童中心型的实践的影响。在第四个研究问题的统计检验中还发现,课程自主性和评估自主性对教师主导型课堂教学实践中直接,间接和总体影响三个方面的检验结果为非零且显著（百分位数分析法和百分位数分析法的置信区间均为95%）。但运用偏相关法对一般教学自主性的检验中,间接作用并不显着。引入中介调节变量后,课程自主性（β=-.19至-.14）和评估自主性（β=-0.51至-0.37）对教师主导型行为的影响减弱。因此,校长自主支持和自主动机,对课程自主性产生了一定的中介效应,间接影响为-0.046;对评估自主性产生了一定的中介效应,其间接影响为-0.147,对教师主导型的实践没有影响,但是并不存在一般教学自主性对儿童的中介效应。本文最后强调了增强教师自主权以实施儿童中心型课堂教学的做法的重要性。本文研究表明,有必要转变儿童中心型课堂教学,采用教师主导型课堂教学,以贯彻教育部的指导方针。通过支持课堂教学的自主性,为教师建立一个统一的变革倡议框架。总体而言,本文强化了这样一种观点,即:尽管教师在班级中具有自主权,但他们会更多地实施儿童中心型实践。与此同时,这里所强调了一些其他因素,也在部分地调节了教师自主性对教学实践的影响。本文的研究结果可以使教育领域更准确和系统地了解在班级中获得自主权的重要性,会在多大程度上影响他们在班级中的行为。本文的研究结果还表明,在现实世界中,教师必须应对一些重要的限制,例如教具,有限的教学时间和父母的接纳与否。因此,根据本研究中接受调查的教师们的观点,对儿童中心型的教学原则应考虑这些限制。从这项研究中获得的见解,可能对政策制定者和学校校长在教改时如何提供自主权,以及教师在课堂上如减少课余时间并满足诸如教学辅导等需求时提供镜鉴,如辅助人员和联合授课教师要求延长教学时间。