综上所述，本研究将数字化立体课程资源运用到幼儿数学推理能力的教学中，通过对比不同教学条件下幼儿的学习成绩差异，探讨数字化立体课程资源对幼儿数学推理能力发展的作用，从而建立一套完整的数字化立体课程资源。

　　二、研究方法

　　(一)实验设计

　　单因素被试间实验设计

　　(二)被试

　　共选取352名幼儿作为被试，包括华中师范大学附属幼儿园60名大班5-6岁幼儿、60名中班4-5岁幼儿、56名小班3-4岁幼儿作为实验组，武汉理工大学幼儿园60名大班5-6岁幼儿、60名中班4-5岁幼儿、56名小班3-4岁幼儿作为控制组。在同一个年龄段的两个班幼儿的数学推理水平和教师教学水平基本一致。

　　(三)实验时间

　　2011年9月至2014年12月

　　(四)实验材料

　　教学材料选取华中师范大学儿童数字化学习研究中心联合多个研发单位研发的一套“卡乐互动学堂”绘本。

　　测试材料主要参考林嘉绥编著的《学前儿童数学教育》一书中的附件七，并结合瑞文标准推理测验，对部分题目进行改动，形成对三类数学推理能力水平的测试题目。

　　(五)实验过程

　　首先，在实验进行之前，采用“相似性覆盖模型”对6个班级的儿童进行前测，然后进入教学阶段。对华中师范大学幼儿园儿童采用数字化立体课程资源进行数学推理能力的教学，武汉理工大学幼儿园的儿童进行正常的日常教学。在教学过程中，通过录像记录教学过程和学生表现，同时教学教师也会对教学过程中的情况进行记录。实验结束后，同样采用“相似性覆盖模型”对6个班级的儿童进行后测。

　　三、实验结果

　　对实验组和控制组的前测成绩进行独立样本t检验发现，在演绎推理能力上，实验组和控制组差异不显著，t (1,350) = -0.91, p = 0.361;在归纳推理能力上，实验组和控制组差异不显著，t (1,350) = 1.77, p = 0.077;在类比推理能力上，实验组和控制组差异不显著，t (1,350) = 0.76, p = 0.447。

　　被试在三个推理任务上的后测成绩-前测成绩=获得分数，用三个任务的获得分数作为因变量指标进行如下分析。

　　(一)实验组和控制组在获得分数上的比较(见表1)

　　采用实验组和控制组的在三个推理任务上的获得分数，对实验组和控制组进行独立样本T检验，结果发现，演绎推理能力的获得分在实验组和对照组上差异不显著，t (1,350) = -1.09, p = 0.278;归纳推理能力的获得分在实验组和对照组上差异显著，t (1,350) = -2.57, p = 0.01，即实验组的归纳推理能力的获得分显著高于控制组的获得分;类比推理能力的获得分在实验组和对照组上差异不显著，t (1,350) = -0.89, p = 0.374。

　　(二)性别在获得分数上的比较(见表2)

　　对性别进行独立样本T检验，结果发现，男女生在演绎逻辑推理上差异不显著，t (1,350) = -0.40, p = 0.70，在归纳推理上差异不显著，t (1,350) = 0.66, p = 0.51，在类比推理上差异不显著，t (1,350) = 0.14, p = 0.89。

　　(三)不同年龄在获得分数上的比较(见表3)

　　对年龄进行单因素方差分析，结果发现，三组年龄被试在演绎逻辑推理上差异显著，F (2,349) = 3.38, p =0.04, η2=0.02，即表现为3岁组的获得分数显著高于5岁组，4岁组的获得分数显著高于5岁组。在归纳推理能力上的主效应显著，F (2,349) = 4.32, p =0.01, η2=0.02，3岁组的获得分数显著低于5岁组, 4岁组的获得分数显著低于5岁组。在类比推理能力上的差异显著，F (2,349) = 11.75, p <0.01, η2=0.06，3岁组的获得分数显著高于于4岁组和5岁组的获得分数。

　　(四)性别和组别(实验组、控制组)的获得分数分析

　　为了分析实验组和控制组不同性别被试在获得分数上的差异，进行2(性别：男、女)×2(组别：实验组、控制组)被试间方差分析，结果发现，性别在演绎推理能力上的主效应不显著，F (1,348) = 0.12, p =0.73, η2<0.01，在归纳推理能力上的主效应不显著，F (1,348) = 0.62, p =0.43, η2<0.01，在类比推理能力上的差异不显著，F (1,348) = 0.03, p =0.86, η2<0.01。组别在演绎推理能力上的主效应不显著，F (1,348) = 1.20, p =0.28, η2<0.01，在归纳推理能力上的主效应显著，F (1,348) = 6.93, p <0.01, η2=0.02，即实验组在归纳推理能力上的获得分数(M=0.36)显著高于控制组条件(M=0.08);在类比推理能力上的差异不显著，F (1,348) = 0.78, p =0.38, η2<0.01。性别和组别的交互作用在演绎推理能力(F (1,348) = 1.20, p =0.27, η2<0.01)，归纳推理能力(F (1,348) = 1.78, p =0.18, η2<0.01)，类比推理能力上都不显著(F (1,348) = 0.25, p =0.62, η2<0.01)。

　　表1 实验组和控制组的获得分数 组别 演绎推理能力 归纳推理能力 类比推理能力 M SD M SD M SD 实验组 0.15 0.61 0.35 1.11 0.20 1.31 控制组 0.07 0.76 0.07 0.92 0.09 1.08

　　表2 不同性别的获得分数 性别 演绎推理能力 归纳推理能力 类比推理能力 M SD M SD M SD 男 0.10 0.63 0.25 0.99 0.16 1.19 女 0.13 0.74 0.18 1.06 0.14 1.21

　　表3 不同年龄组的获得分数 年龄 演绎推理能力 归纳推理能力 类比推理能力 M SD M SD M SD 3岁组 0.20 01.01 0.08 1.26 0.58 1.56 4岁组 0.17 0.58 0.12 0.74 -0.12 1.09 5岁组 -0.02 0.26 0.43 1.00 0.01 0.70

　　表4 不同性别、不同组别被试的获得分数 性别 组别 演绎推理能力 归纳推理能力 类比推理能力 M SD M SD M SD

　　男 对照组 0.02 0.56 0.04 0.85 0.13 1.01 实验组 0.18 0.69 0.48 1.08 0.18 1.37

　　女 对照组 0.13 0.92 0.10 0.99 0.05 1.45 实验组 0.13 0.53 0.24 1.12 0.22 1.25

　　(五)年龄和组别的获得成绩分析

　　为了分析实验组和控制组不同年龄被试在获得分数上的差异，进行3(年龄：3、4、5岁)×2(组别：实验组、控制组)被试间方差分析，结果发现，年龄在演绎推理能力上的主效应显著，F (2,346) = 3.43, p =0.03, η2=0.02，表现为3岁组的获得分数(M=0.20)显著高于5岁组(M= -0.02), 4岁组的获得分数(M=0.17)显著高于5岁组(M= - 0.02)。在归纳推理能力上的主效应显著，F (2,346) = 4.46, p =0.01, η2=0.03，表现为3岁组的获得分数(M=0.08)显著低于5岁组(M=0.43), 4岁组的获得分数(M=0.12)显著低于5岁组(M= 0.43)。在类比推理能力上的差异显著，F (2,346) = 11.84, p <0.01, η2=0.06，表现为3岁组的获得分数(M=0.0.58)显著高于4岁组(M= - 0.12),3岁组的获得分数(M=0.58)显著高于5岁组(M=0.01)。组别在演绎推理能力上的主效应不显著，F (1,346) = 1.38, p =0.24, η2<0.01。在归纳推理能力上的主效应显著，F (1,346) =7.05, p <0.01, η2=0.02，即实验组在归纳推理能力上的获得分数(M=0.35)显著高于控制组条件(M=0.07)，在类比推理能力上的差异不显著，F (1,34,6) = 0.75, p =0.39, η2<0.01。年龄和组别的交互作用在演绎推理能力上显著，F (1,346) = 3.27, p =0.04, η2=0.02，进一步简单效应分析发现，3岁组儿童在实验组上的获得分数显著高于对照组(F(1, 346)= 6.3，p =0.01);在实验组上，3岁组、4岁组、5岁组差异显著F，(1, 346)= 3.87，p =0.02，多项比较发现，在实验组上，3岁组的获得分数(M=0.36)显著高于4岁组(M=0.10)和5岁组(M=0.02)。交互作用在归纳推理能力显著(F (1,346) = 3.87, p =0.02, η2=0.02)，进一步简单效应分析发现，实验组3岁儿童在归纳推理能力上的获得分数显著高于对照组，F(1, 346)= 6.52，p =0.01，实验组5岁儿童在归纳推理能力上的获得分数显著高于对照组，F(1, 346)=7.51，p <0.01。类比推理能力上交互作用不显著(F (1,346) = 2.45, p =0.09, η2=0.01)。

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