非正式網絡學習共同體中社會存在感影響因素研究

葛楠+孟召坤+徐梅丹+張一春

【摘 要】

隨著網絡技術的快速發展以及“互聯網+”行動計劃的大力推崇，非正式網絡學習受到了專家的關注與青睞。非正式網絡學習共同體作為非正式網絡學習中的重要組成部分，是研究者研究的重點內容，但在現有研究中，存在著學習者滿意度較低、持續關注度不高的問題。基于此，本研究以QQ群建立的“E-學術部落”為研究對象，通過SPSS20.0軟件對調查數據進行分析，探討了管理員關注、隱私關注、群消息設置對非正式網絡學習共同體中社會存在感的影響，以解決非正式網絡學習共同體中存在的問題，并為其持續發展提供一定的參考。研究結果表明，管理員關注對學習者的理解交流感有直接正向影響；隱私關注對學習者的參與關注感有直接正向影響；群消息設置對社會存在感中的各維度有一定影響。

【關鍵詞】 非正式學習；網絡學習共同體；社會存在感；影響因素

【中圖分類號】 G420 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1009-458x（2017）01-0037-08

一、引言

2012年，教育部專門針對我國教育信息化的發展制定了一系列計劃：到2020年，要建成便捷、靈活和個性化的學習環境，基本形成終身學習和學習型社會的信息化支撐服務體系，以滿足不同群體的學習需求，并推進教育事業的科學發展（余勝泉，2012）。 毫無疑問，在這樣的背景下，隨著社會的不斷發展和進步，終身學習愈來愈被人們倡導，學習不再是某一階段的活動，而是陪伴著人們的一生。學習包括正式學習和非正式學習，非正式學習是人們生活中除學校正式學習之外必不可少的一部分，也是人們獲得知識的主要途徑。有研究表明，人們一生所獲知識中有80%，甚至超過80%都來自于非正式學習（侯英，2008；張衛平，等，2012）。與此同時，互聯網技術的出現促進了非正式學習的進一步發展，也促成了非正式學習形式的多樣化，其典型代表之一就是非正式網絡學習。在非正式網絡學習環境中，學習者根據自身的興趣愛好和學習需求，組成了不同的非正式網絡學習共同體。近年來，諸如“E-學術部落”基于QQ群建立的非正式網絡學習共同體層出不窮，許多學習者紛紛加入不同主題的非正式網絡學習共同體中，以獲得學習問題的解決和相關知識的拓展。但是，現有研究發現，大部分學習者在解決了當前問題之后，隨即隱沒在非正式網絡學習共同體中，并未進行深入學習與知識拓展，學習者的滿意度較低，持續關注度不高，導致許多非正式網絡學習共同體呈現出間斷、停滯的發展狀態。基于此，非正式網絡學習共同體若要持續、穩固地發展，僅依靠互聯網技術的支撐是無法實現的。因此，在非正式網絡學習共同體中，構建良好的網絡學習環境，進而提高學習者的滿意度和持續關注度，是筆者要探討和研究的地方。通過大量的文獻梳理發現，提高學習者的社會存在感，可以在一定程度上幫助解決這一問題。

在關于非正式網絡學習共同體與社會存在感的研究中，格羅莫尼、哈里斯和愛德森（Garramone， Harris， & Anderson， 1986）認為，社會存在感越低，學習者學習的交互性就越低，進而導致學習者較高的挫敗感、較低的滿意度以及在學習過程中較低的情感體驗；杜和麥基薩克（Tu & McIsaac， 2002）認為，社會存在感會影響網絡學習者的學習效果與交互效果；李肖鋒等（2012）提出，社會存在感是影響網絡學習共同體的關鍵性情感因素，也是影響學習者學習效果的重要因素。通過參考上述文獻以及對現有文獻的把握，本研究借鑒了比奧卡、哈姆斯和伯貢（Biocca， Harms， & Burgoon， 2003）研制的社會存在感量表（Social Presence Inventory， SPI），同時采納了詹澤慧（2014）提出的社會存在感的基本模型中的四個維度，設計出測量社會存在感與其影響因素的調查問卷，并由此展開實證分析，探討了非正式網絡學習共同體中社會存在感的影響因素，進而根據研究結果提出了提高學習者社會存在感的幾點建議。

二、文獻綜述與研究假設

非正式學習是在非正式學習時間和場所發生、通過非教學性質的社會交往來傳遞和滲透知識，由學習者自我發起、自我調控、自我負責的學習（余勝泉，等，2005；趙呈領，等，2013）。其主要特點包括自組織性、自控性、靈活性和情景性等，涉及的主要理論有建構主義理論、人本主義理論、知識管理理論、終身學習理論、長尾理論等。非正式網絡學習共同體的實質是一個社會網絡，是共同體中的學習者及其關系的集合，是學習者在網絡環境下自發通過獲取、分享、合作和分析來建構知識的學習過程中所形成的人際團體與學習環境（王陸，2009）。關于非正式網絡學習共同體的研究，主要涉及以下四個方面：一是構建策略類，研究者應用Web2.0技術探討技術平臺的構建與理論模型的構建；二是知識共享類，研究者從知識建構、知識管理以及社會交換理論等角度，深入探討影響知識共享的因素，提出促進知識共享的策略；三是社會網絡分析類，研究者主要從量化的角度，分析非正式網絡學習共同體中成員之間的社會關系及其內在結構；四是具體實踐應用類，這類研究中，最典型的代表是將非正式網絡學習共同體應用于提高教師專業發展（閆莎莎，等，2013）。

社會存在感最早是由肖特、威廉姆斯和克里斯蒂（Short， Williams， & Christie， 1976）提出的，是指人們通過多媒體進行人際交往時感受到對方的真實性的程度，以及在后續的交流過程中人們能夠感覺到自己和對方就像在進行面對面交流的程度（Richardson， Swan， 2003）。在此后的研究中，洛溫塔爾和威爾遜（Lowenthal & Wilson， 2010）把社會存在感看作是一個跨時空集體，傳播者通過傳播媒介跨時空感受對方的真實性；張建偉（2003）和李輝等（2007）認為，社會存在感是指在媒介交流的過程中，對方被視為“真實的人”的程度。在國外關于社會存在感的研究中，加里森和安德森（Garrison & Anderson， 2003）提出，社會存在感是人們進行有效協作與討論的重要保障，而且學習者在和他人討論的過程中，需要感覺到自己本身和對方是密切聯系的；基爾（Kear， 2010）認為，在網絡學習共同體中，學習者參與度低和交互性低的問題是缺乏社會存在感導致的。在我國關于社會存在感的研究中，賴素純等（2014）在研究成人使用Facebook對其混合式學習的影響中發現，社會存在感是影響學習者學習滿意度的重要因素；李輝等（2007）從重要性認識、網絡教育環境的技術條件以及教師和學生等方面闡述了我國網絡教育中學生社會存在感的培養現狀，認為網絡教育中缺乏對培養學生社會存在感的重要性的認識；李肖鋒等（2012）對虛擬學習社區中社會存在感進行了研究，認為提高虛擬學習社區中的社會存在感，需要高效度地組建虛擬組織，并且要確保用戶隱私的安全性；詹澤慧（2014）以美國高校學生為樣本，對面授和遠程學習中學生的社會存在感進行了作用差異研究，分別從自我感知和他人感知的角度對學習者的共同存在感（Perceived Co-presence）、參與關注感（Perceived Attentional Engagement）、理解交流感（Perceived Comprehension）、情緒蔓延感（Perceived Emotional Contagion）和行為依賴感（Perceived Behavioral Interdependence）五個維度進行了測量，并提出社會存在感與學生學習績效、滿意度之間關系的基本模型。

通過上述文獻研究發現，在非正式網絡學習共同體中，如果學習者擁有較高的社會存在感，那么，即使他們通過網絡與對方交流，學習者仍然能感覺到自己在和“真實的人”進行交流，而且學習者的社會存在感越高，其滿意度和持續關注度也越高。基于此，本研究以詹澤慧（2014）的基本模型為依據，結合比奧卡（Biocca， et al， 2003）等人研制的社會存在感量表進行問卷設計，對E-學術部落中的學習者進行調查，通過對預試問卷的數據進行分析，從理解交流感、共同存在感、情緒蔓延感、參與關注感四個維度進行研究。與此同時，根據QQ群的固有特征以及已有的文獻分析，本研究假定管理員關注（Administrator Concerns）和隱私關注（Privacy Concerns）會影響非正式網絡學習共同體中的社會存在感。其中，“隱私關注”一詞經常出現在信息系統研究領域的文獻中，常用來衡量消費者對信息隱私的態度，指消費者對收集、控制和使用其個人信息的關注（蔣驍， 等， 2009； Phelps， DSouza， & Nowak， 2001）。本研究將“隱私關注”界定為學習者以與他人學習交流為目的進行的對收集、控制和使用其個人信息的關注。本研究中，“管理員關注”指學習者對本群管理員言行的特別關注。

綜上所述，本研究提出影響非正式網絡學習共同體的社會存在感假設模型，如圖1所示。

假設 1（H1）：管理員關注對非正式網絡學習共同體中理解交流感有直接正相關影響。

假設 2（H2）：管理員關注對非正式網絡學習共同體中參與關注感有直接正相關影響。

假設 3（H3）：管理員關注對非正式網絡學習共同體中情緒蔓延感有直接正相關影響。

假設 4（H4）：管理員關注對非正式網絡學習共同體中共同存在感有直接正相關影響。

假設 5（H5）：隱私關注對非正式網絡學習共同體中參與關注感有直接正相關影響。

假設 6（H6）：群消息設置對非正式網絡學習共同體中社會存在感的各維度有直接顯著性影響。

三、研究方法

（一）數據來源

本研究選取的E-學術部落（E-Academic Tribe，簡稱“EAT”）是由南京師范大學教育技術學蘭國帥博士于2014年3月創建。最初以學術論文交流為主要目的，隨著成員的擴大以及跨領域學者的融合，逐漸發展成以學術交流、資源共享、廣結益友等為目的的在線QQ群，包括“E-學術部落（總群）”和“E-學術部落（二群）”。如圖2所示，文章記錄了EAT（總群）2014年和2015年6月-12月學習者的討論量。可以看出，EAT（總群）在2014年創建初期，學習者每月的交流討論較為頻繁，到2015年，學習者每月的討論量相對較低，尤其是12月份的差距較大。

為了進一步對比2014年和2015年學習者討論的主要內容之間的差異，本研究進行了分詞、詞頻統計，如圖3所示。可以看出，2014年和2015年，學習者在EAT（總群）中討論的內容基本不變，主要包含學術討論、學校生活、軟件工具的使用技術和方法以及研究領域內相關信息（如報告、會議等）等內容。具體內容見圖3，典型案例見圖4。

EAT的成員最初是一些互相熟悉的學者們（博士、研究生），后來隨著學術部落的發展，目前已匯集來自北京師范大學、華東師范大學、湖南師范大學等國內100多所高校和其他相關機構中的教師、博士、碩士和本科生等，旨在共同進行相關領域的學術討論、交流與學習，屬于典型的非正式網絡學習共同體。因此，本研究的對象具有一定的代表性。

（二）研究工具

本研究利用Excel 2013對基本數據進行處理；利用ROSTCM6軟件對結構化的數據進行分詞、詞頻處理以及制作標簽云；利用SPSS20.0對調查問卷的數據進行統計和分析。

（三）數據收集

本研究中，共回收169份問卷，其中141份有效問卷，由于EAT中學習者所在地分散的原因，筆者采取通過QQ聊天軟件對學習者一對一發放問卷的方式收集數據，但是仍存在與要求不符的情況，故剔除28份無效問卷。問卷包括三部分內容：一是成員基本特征，包括性別、年齡、學歷、群消息設置四個基本問題；二是關于EAT中學習者的社會存在感調查；三是關于影響因素的測量。二、三部分采用李克特（Likert）7級量表方式，選項依次為“完全符合”“很符合”“符合”“一般”“不符合”“很不符合”“完全不符合”，分值依次為7、6、5、4、3、2、1。

調查對象基本情況：141位成員中，女性88人，占樣本總數的62.41%；男性53人，占樣本總數的37.59%。其中，30歲以下的111人，占78.73%； 31～40歲的23人，占16.31%；41～50歲的7人，占4.96%。學歷為本科及以下的有18人，占12.77%；碩士115人，占81.56%；博士及以上者8人，占5.67%。

（四）信度分析

信度是指采用測量工具測得的結果的一致性與穩定性，在李克特態度量表中，常用Cronbach α法進行信度檢驗。一般而言，兩次測驗的結果越一致，則誤差越小，信度越高，量表越穩定（吳明隆，2010）。通常，Cronbach α值大于0.600是可接受的范圍，0.800以上具有較高的信度，低于0.500則說明需要修改或重新編制量表。本研究根據Cronbach α系數值檢測問卷數據的信度，結果如表1所示，該量表中除了參與關注感PAE的信度系數為0.634，介于0.600至0.699之間外，其他維度的信度系數都在0.700以上，并且量表的 Cronbach α值為0.726，量表信度佳。說明本研究所用的測量工具有一定的穩定性和一致性，較為可靠。

（五）效度分析

效度是指該量表能夠正確測量某一心理或行為特質的準確性，表示測驗結果的可靠性，通常對效度的研究主要包括內容效度（content validity）和建構效度（construct validity）（吳明隆，2010）。內容效度用來檢測研究中設計的題目是否具有代表性。本研究依據Biocca等人研制的社會存在感量表進行測驗量表的設計，內容效度較高。建構效度是指能夠測出理論的特質及概念的程度（吳明隆，2010）。通常在檢驗建構效度的方法中，最常見的是因素分析法，如果用此方法抽取的共同因素與理論架構的心理特質非常相似，則證明此量表具有建構效度。

首先，通過計算KMO值和Bartlett球形檢驗判斷量表能否進行因素分析，如果KMO值>0.500，并且Bartlett球形檢驗的顯著性P<0.001，則表明該量表適合進行因素分析。如表2所示，本量表中KMO值0.728，Bartlett卡方值1207.96（p=0.000），適合采用因素分析。根據Kaiser正態化的Varimax法變換主成分分析，結果如表3所示。PEC1、PEC2、PEC3為共同因素一，PC1、PC2、PC3為共同因素二，ACs1、ACs2、ACs3為共同因素三，PCs1、PCs2、PCs3為共同因素四，PCP1、PCP2、PCP3為共同因素五，PAE1、PAE2、PAE3為共同因素六，同本問卷維度劃分一致。并且，除了PCP2與PAE3之外，其余所有最高因子載荷都>0.700，說明該量表建構效度良好。

四、研究結果

在EAT這樣一個典型的非正式網絡學習共同體中，學習者學習討論的積極性隨著時間的延長呈現下降的趨勢，這并不利于非正式網絡學習共同體的穩固發展。因此，本研究欲通過研究非正式網絡學共同體中社會存在感的影響因素，提高學習者的社會存在感，提升學習者的滿意度和持續關注度，進而為其穩固發展提供參考建議。

本研究根據第二部分的假設創設4個多元線性回歸模型，借助SPSS20.0軟件進行數據運算，通過檢驗假設，得出在非正式網絡學習共同體中，影響其社會存在感的各因素及其關系。本研究以管理員關注ACs為自變量，理解交流感PC為因變量，建構回歸模型一，驗證假設H1；以管理員關注ACs和隱私關注PCs為自變量，參與關注感PAE為因變量，構建回歸模型二，驗證假設H2和H5；以管理員關注ACs為自變量，情緒蔓延感PEC為因變量，構建回歸模型三，驗證假設H3；最后以管理員關注ACs為自變量，共同存在感PCP為因變量，構建回歸模型四，驗證假設H4。

（一）管理員關注對非正式網絡學習共同體中理解交流感的影響

如表4所示，回歸模型一中的DW值1.826，接近2；VIF值1.000，小于10；容差值1.000，不接近0。證明變量間無線性重合問題。其中，R方為0.136，表示自變量“管理員關注ACs”能夠解釋因變量“社會存在感SP”13.6%的變異量，管理員關注ACs的t值4.670（p=0.000），非常顯著。

因此，模型一中的標準回歸方程是：理解交流感PC=0.368×管理員關注ACs，研究假設中的H1得到了支持。這表明，管理員關注對社會存在感中的理解交流感有直接正向影響，即學習者對管理員關注越高，其在群內進行學術交流時，學習者的理解交流感就越強。

（二）管理員關注和隱私關注對非正式網絡學習共同體中參與關注感的影響

如表4所示，回歸模型二中的DW值1.985，接近2；VIF值1.011，小于10；容差值0.989，不接近0。證明變量間無線性重合問題。其中，R方為0.103，表示兩個自變量能夠解釋因變量“參與關注感PAE”10.3%的變異量，管理員關注ACs和隱私關注PCs的t值分別為-1.769（p=0.079）、-3.362（p=0.000），前者沒有達到顯著水平，后者則非常顯著。

因此，模型二中的標準回歸方程是：參與關注感PAE=-0.143×管理員關注ACs+（-0.273×隱私關注PCs），研究假設中的H2不成立，假設H5得到了支持。這表明，隱私關注對社會存在感中的參與關注感有直接正向影響，說明在非正式網絡學習共同體中，學習者對收集、控制和使用其個人信息的關注度越高，學習者的參與關注度也越高。反之，學習者的隱私關注越低，其參與關注感也越低。

（三）管理員關注對非正式網絡學習共同體中情緒蔓延感的影響

如表4所示，回歸模型三中的DW值2.157，接近2；VIF值1.000，小于10；容差值1.000，不接近0，證明變量間無線性重合問題。其中，R方為0.094，表示自變量“管理員關注ACs”能夠解釋因變量“情緒蔓延感PEC”9.4%的變異量，管理員關注ACs的t值為3.787（p=0.000）非常顯著。

因此，模型三中的標準回歸方程是：情緒蔓延感PEC=0.306×管理員關注ACs，研究假設中的H3不成立，表明管理員關注對社會存在感中的情緒蔓延感有直接負向影響。這是由于在非正式網絡學習共同體中，如果學習者過于關注管理員的言行，會導致忽略其他大部分學習者的言行。因此，學習者對管理員關注度越高，其情緒蔓延感反而越低。

（四）管理員關注對非正式網絡學習共同體中共同存在感的影響

如表4所示，回歸模型四中的DW值2.045，接近2；VIF值1.000，小于10；容差值1.000，不接近0。證明變量間無線性重合問題。其中，R方為0.127，表示自變量“管理員關注ACs”能夠解釋因變量“共同存在感PC”12.7%的變異量，管理員關注ACs的t值為4.493（p=0.000），達到非常顯著的水平。

基于此，模型4中構建的標準回歸方程為：共同存在感PC=0.356×管理員關注ACs，研究假設中的H4不成立。這表明管理員關注對社會存在感中的共同存在感有直接負向影響。雖然管理員在非正式網絡學習共同體中具有組織學習活動順利開展的領導作用，但是學習活動的圓滿完成是由非正式網絡學習共同體中的所有學習者共同支撐的。因此，過分關注管理員而忽略其他學習者，會導致其共同存在感降低。

（五）群消息設置對非正式網絡學習共同體中社會存在感各維度的影響

通過方差分析來比較分析群消息設置的不同對非正式網絡學習共同體中社會存在感的各維度是否有顯著差異。屏蔽群消息的學習者，其理解交流感相對其他學習者較低；把群消息設置為“接受并提示”“接受不提示、只顯示數目”的學習者，與將群消息設置為“自動彈出”的學習者相比，前者的參與關注感顯著高于后者；群消息設置對非正式網絡學習共同體中的情緒蔓延感不存在顯著差異； 把群消息設置為“自動彈出”“接受并提示”的學習者，與將群消息設置為“接受不提示，只顯示數目”的學習者相比，前者的共同存在感顯著高于后者。

五、結論與啟示

本研究根據比奧卡（Biocca， et al， 2003）等人研制、詹澤慧（2014）改編的社會存在感量表進行問卷設計，并對EAT中的學習者進行了調查，進而利用SPSS20.0軟件分析數據，檢驗了預設的三個相關因素對社會存在感的各維度的影響。研究發現：在非正式網絡學習共同體中，管理員關注對社會存在感中的理解交流感有直接正向影響，對情緒蔓延感和共同存在感有直接負向影響；隱私關注只對社會存在感中的參與關注感有直接正向影響；群消息設置對理解交流感、參與關注感、共同存在感均存在顯著影響。

在我國已有的相關研究中，有學者認為，制約非正式網絡學習共同體的形成與發展的主要阻力不在于技術的應用，而在于非正式網絡學習共同體是否能樹立起開放、共享、協作、交流的理念。同時，學習者是否已經在思想上和學習上都做好了融入其中的準備（閆莎莎，等，2013）。這里所說的“準備”，需要學習者和其所在的學習共同體一起完成。其中，學習者要選擇有助于個體發展的非正式網絡學習共同體進行學習，平等、友好地與共同體中其他學習者進行交流，信任并尊重學習伙伴，積極參與到學習話題的討論當中，進而達到持續、有效學習的目的。與此同時，非正式網絡學習共同體要積極構建一個良好的學習環境，激發學習者的學習興趣，消除學習者的隱私憂患，使學習者在愉悅的學習交流過程中持續、有效地學習。根據本研究所得結果，可獲得如下啟示：

（一）創建深入有趣的主題，吸引學習者的學習興趣

社會存在感是學習者的一種主觀心理感受，是學習者心理上和智力上的一種參與，是對其他學習者的意識、情緒和行為的感受程度。在創建非正式網絡學習共同體的初期，成員由于新奇而表現出高度的活躍和積極的參與，但是這種狀態會被時間沖淡。因此，如何使學習者長期、有效地進行學習和討論，是非正式網絡學習共同體創建者要面臨的挑戰。研究表明，社會存在感是建設非正式網絡學習環境的重要組成部分，是影響學習者學習滿意度和學習績效的一個重要因素（詹澤慧，2014；李輝，等，2007）。學習者較高的滿意度，可以促使他們進行持續、有效的學習，而興趣又是滿意度和持續學習的一種直觀體現。因此，非正式網絡學習共同體的創建者要注重對學習共同體本身吸引力的塑造，進而培養和提高學習者的社會存在感。同時，應根據學習者的性別、年齡以及學歷等不同特征，采取不同的策略來吸引學習者，充分體現非正式網絡學習共同體的社會性、自組織性與靈活性等特點，并為其穩定發展提供基礎保障。

（二）把握管理員的角色轉換，靈活調整管理員的角色定位

非正式網絡學習共同體中的管理員，與傳統學校中的教師不同，他們集參與者、學習者、引導者、組織者等多重角色于一身。因此，管理員要靈活運用自身角色，幫助其他學習者充分發揮自身潛力，并積極參與到學習活動中，甚至鼓勵其他學習者主動、自發地組織學習活動與學習問題的討論。當學習者表現出拘謹的行為、學習氛圍低沉時，管理員要作為引導者和組織者，調動其他學習者學習的積極性，及時組織和開展學習活動；當學習者表現活躍、學習氛圍濃厚時，管理員要作為學習者和參與者，積極響應和參與到學習活動當中。因此，管理員是整個非正式網絡學習共同體持續發展的重要支撐之一，管理員應當充分認識到自身的言行舉止同其他學習者的社會存在感之間的緊密聯系。

（三）重視對學習者隱私的保護，增強學習者的信任感

給予學習者足夠的隱私安全感，是促使學習者積極參與到學習討論中的“定海神針”。雖然本研究的結果顯示，隱私關注只對參與關注感有顯著影響，但是，隱私關注是現代生活中人們最重視和最關注的一點，關系到人們生活的方方面面。李肖鋒（2012）在其研究中提出，隱私是網絡學習共同體中社會存在感的一個重要影響因素。因此，只有創建一個安全可信的網絡學習環境，學習者才會充分信任其所在的非正式網絡學習共同體，進而才能促進學習者進行積極的學習討論。

本研究探討了影響非正式網絡學習共同體中社會存在感的因素，并為如何穩固、持續地發展非正式網絡學習共同體提出了幾點建議。當然，本研究仍存在許多不足，因為影響非正式網絡學習共同體中的社會存在感的因素有很多，而本研究只對部分因素進行了研究和探討，后續研究將嘗試增加其他變量來豐富社會存在感的影響因素，進而探討各因素之間的關系。

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