移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代高校師生運(yùn)用社交媒體溝通對(duì)教學(xué)質(zhì)量的影響

葛 成 莉楊 小 紅

（1.蘭州工商學(xué)院，甘肅 蘭州 730101；2.西安工程大學(xué)管理學(xué)院，陜西 西安 710048）

引言

隨著移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，微信、QQ、釘釘、微博等社交媒體的普及，通過(guò)社交媒體進(jìn)行溝通，已經(jīng)成為高校師生面對(duì)面交流方式之外使用最多的一種交流方式，甚至在遠(yuǎn)程教育中，通過(guò)社交媒體進(jìn)行溝通，成為師生間最主要的一種溝通方式.社交媒體對(duì)高校師生之間的溝通與教學(xué)質(zhì)量產(chǎn)生了重要的影響.而社交媒體的使用對(duì)高等教育的影響也因此受到高校教育工作者和理論研究者的重視.

鑒于此，本文梳理了社交媒體對(duì)教學(xué)質(zhì)量的影響、社交媒體的教育功能與社交功能等方面的相關(guān)文獻(xiàn).從高校師生使用社交媒體進(jìn)行教育型溝通、社交型溝通出發(fā)，分析這種溝通對(duì)教學(xué)質(zhì)量的影響、比較兩種不同的溝通對(duì)于教學(xué)質(zhì)量的影響有什么差異，希望能給高校工作者與學(xué)生在社交媒體溝通提升教學(xué)質(zhì)量方面提供一些建議.

1 相關(guān)研究評(píng)述

1.1 社交媒體對(duì)教學(xué)質(zhì)量的影響存在爭(zhēng)議

社交媒體對(duì)于教學(xué)質(zhì)量的影響的研究結(jié)論存在爭(zhēng)議，有些研究發(fā)現(xiàn)社交媒體促進(jìn)了教學(xué)質(zhì)量，有些研究發(fā)現(xiàn)社交媒體降低了教學(xué)質(zhì)量.馮興保（2017）的研究顯示，通過(guò)課程微信公眾號(hào)的建立，能夠讓同學(xué)參與到學(xué)習(xí)互動(dòng)中來(lái)［1］，與學(xué)生在第一時(shí)間分享最新的專業(yè)資訊，提供相關(guān)資料，能夠利用碎片化的時(shí)間來(lái)進(jìn)行學(xué)習(xí)與互動(dòng)交流，提高學(xué)習(xí)興趣，提升自學(xué)能力，拓展知識(shí)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了教學(xué)質(zhì)量［2］.周喜華（2016）對(duì)大學(xué)生“微信控”現(xiàn)象進(jìn)行了研究［3］，研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生對(duì)使用微信產(chǎn)生了心理依賴，在上課期間使用微信已經(jīng)相當(dāng)普遍，對(duì)大學(xué)生的學(xué)習(xí)產(chǎn)生了負(fù)面影響.張釗（2020）在社交媒體對(duì)大學(xué)生思政教育影響探討中提出：社交媒體是大學(xué)生日常生活中不可或缺的新媒體應(yīng)用服務(wù)，對(duì)其認(rèn)知方式和行為、態(tài)度產(chǎn)生了重要影響，也給高校的思政課教學(xué)帶來(lái)了挑戰(zhàn)和機(jī)遇［4］.

1.2 社交媒體的教育功能與社交功能如何影響高校教學(xué)質(zhì)量有待實(shí)證研究

高校師生關(guān)系的調(diào)查結(jié)果顯示，大學(xué)教育中師生之間缺乏溝通與交流，導(dǎo)致師生關(guān)系淡漠，這會(huì)在一定程度上影響高校的教學(xué)質(zhì)量［5］.而社交媒體具有的教育功能與社交功能，可以通過(guò)高校師生在教學(xué)中的使用社交媒體，彌補(bǔ)傳統(tǒng)教學(xué)方式中師生之間缺乏溝通與交流. 陳燕和李天龍（2015）的研究顯示，微信、QQ等社交媒體的傳播特征影響了其社交與教育的功能［6］，強(qiáng)化了互動(dòng)與反饋，提升了教育教學(xué)效果；微信的信息增值功能使教育功能具有最大程度上的共享性和增值性；微信基于熟人圈子、社交群體的多樣化的互動(dòng)傳播中，微信傳收雙方關(guān)系較為緊密，有利于教育活動(dòng)的展開(kāi).杜艷艷（2021）的研究中指出，在形式上逐步引入并廣泛使用微課、翻轉(zhuǎn)課堂、慕課等平臺(tái)進(jìn)行教學(xué)，并通過(guò)建立微信群、QQ群等形式加強(qiáng)與學(xué)生的互動(dòng)聯(lián)系，爭(zhēng)取讓高校思政課實(shí)現(xiàn)全程聯(lián)動(dòng)教學(xué)、教學(xué)輕松愉悅、愉悅接受教學(xué)內(nèi)容，提升思政課的親和力［7］.

1.3 本文的研究

綜上所述，通過(guò)社交媒體進(jìn)行溝通，已經(jīng)成為高校師生之間面對(duì)面交流方式之外使用最多的一種方式，甚至在遠(yuǎn)程教育中，通過(guò)社交媒體進(jìn)行溝通，成為師生之間最主要的一種溝通方式.社交媒體具有的教育功能與社交功能，可以通過(guò)高校師生在教學(xué)中的使用社交媒體，彌補(bǔ)傳統(tǒng)教學(xué)方式中師生之間缺乏溝通與交流、師生關(guān)系淡漠的不足，但是社交媒體的教育功能與社交功能如何影響高校的教學(xué)質(zhì)量目前仍然缺乏實(shí)證研究.在以上背景下，本文通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查的方式，收集數(shù)據(jù)，研究高校師生之間通過(guò)使用微信、QQ等社交媒體進(jìn)行溝通，發(fā)揮社交功能與教育功能，這兩種功能如何直接影響高等院校的教學(xué)質(zhì)量，以及如何通過(guò)促進(jìn)師生關(guān)系和學(xué)生的學(xué)習(xí)投入度間接影響教學(xué)質(zhì)量.

2 研究假設(shè)

2.1 研究構(gòu)思與模型構(gòu)建

本文以師生之間的溝通、教學(xué)質(zhì)量為變量，分別從教育型溝通和社會(huì)型溝通、學(xué)生的成績(jī)、對(duì)老師的滿意度四個(gè)維度分析研究，通過(guò)師生之間的溝通、教學(xué)質(zhì)量?jī)蓚€(gè)變量來(lái)構(gòu)建模型.由此，本文的理論模型如下：

圖1 理論框架

2.2 假設(shè)提出

2.2.1 教育型溝通與教學(xué)質(zhì)量的關(guān)系及假設(shè)

教育型溝通指師生在社交媒體上溝通和交流關(guān)于學(xué)習(xí)、學(xué)業(yè)方面的內(nèi)容，是在課堂教學(xué)之外所進(jìn)行的一種師生溝通.教育型溝通既能提高學(xué)生的成績(jī)，也能提高學(xué)生對(duì)老師的滿意度.本文中教學(xué)質(zhì)量從學(xué)生的成績(jī)與學(xué)生對(duì)老師的滿意度兩個(gè)方面進(jìn)行評(píng)價(jià).

因此，文章假設(shè)：

H1：假設(shè)師生之間的教育型溝通會(huì)直接提高教學(xué)質(zhì)量；

H1a：假設(shè)師生間的教育型溝通會(huì)直接提高學(xué)生的成績(jī)；

H1b：假設(shè)師生間的教育型的溝通會(huì)直接提高學(xué)生對(duì)老師的滿意度.

2.2.2 社交型溝通與教學(xué)質(zhì)量的關(guān)系及假設(shè)

社交型溝通是指師生在社交媒體上溝通和交流，是與學(xué)習(xí)、學(xué)業(yè)無(wú)關(guān)的交流，是對(duì)于除了學(xué)業(yè)之外的類似于生活、情感方面的溝通，例如微信朋友圈、QQ空間的點(diǎn)贊或評(píng)論、轉(zhuǎn)發(fā)對(duì)方發(fā)布的信息，節(jié)日問(wèn)候等.本文中教學(xué)質(zhì)量從學(xué)生的成績(jī)與學(xué)生對(duì)老師的滿意度兩個(gè)方面進(jìn)行評(píng)價(jià).

H2：假設(shè)師生間的社交型溝通會(huì)直接提高教學(xué)質(zhì)量；

H2a：假設(shè)師生間的社交型溝通會(huì)直接提高學(xué)生的成績(jī)；

H2b：假設(shè)師生間的社交型溝通會(huì)直接提高學(xué)生對(duì)老師的滿意度.

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 變量來(lái)源和測(cè)量

本文運(yùn)用的數(shù)據(jù)均來(lái)自對(duì)周邊五所高校354名學(xué)生的問(wèn)卷調(diào)查，借助于已有的量表，根據(jù)本文的特點(diǎn)進(jìn)行相應(yīng)修改，以保證測(cè)量的有效性.所有題項(xiàng)均采用Likert 五級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量，1為非常不同意，5為非常同意.

3.2 問(wèn)卷形成

提出理論假設(shè)，對(duì)354名學(xué)生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，進(jìn)行實(shí)證研究，驗(yàn)證假設(shè).問(wèn)卷發(fā)放方式有面對(duì)面和線上兩種方式，其中面對(duì)面發(fā)放問(wèn)卷共回收281份，線上發(fā)放共回收73份，合計(jì)回收354份.

4 數(shù)據(jù)分析

4.1 樣本對(duì)象的描述性分析

本文主要從問(wèn)卷的發(fā)放方式、性別、年齡構(gòu)成、生源地構(gòu)成、生活費(fèi)、經(jīng)常使用的社交媒體、使用社交媒體的用途和老師的溝通方式8個(gè)方面進(jìn)行描述性分析，具體見(jiàn)表1、表2所示：

表1 樣本特征描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 樣本特征描述性統(tǒng)計(jì)分析

續(xù)表2

4.2 信度和效度

對(duì)社交媒體溝通、教學(xué)質(zhì)量變量及維度進(jìn)行信度分析，如下表所示：

表3 測(cè)量題項(xiàng)的Cronbach’s Alpha值

信度［12］，是指量表的可靠性和穩(wěn)定性，通常用L.J.Cronbach所創(chuàng)造的α系數(shù)，其公式為：

其中，K為量表所包括的總題數(shù)；

0.60<α<0.65，最好不要；0.65<α<0.70，最小可接受值；

0.70<α<0.80，相當(dāng)好；0.80<α<0.90，非常好；

從上表可以看出，問(wèn)卷兩個(gè)變量和四個(gè)維度的信度都大于0.8，因此，該問(wèn)卷信度非常好.

其次，對(duì)問(wèn)卷樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行效度檢驗(yàn)，結(jié)果如下表所示：

表4 問(wèn)卷整體KMO值和Barlett球性檢驗(yàn)

由上表可知，問(wèn)卷整體取樣適切性量數(shù)KMO（Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequa?cy）值為0.929，且Barlett 球性檢驗(yàn)顯著（Sig<0.05），采用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行因子分析. 最終，成功提取4個(gè)因子，經(jīng)過(guò)旋轉(zhuǎn)后，成分矩陣各標(biāo)量測(cè)量項(xiàng)目的因子載荷均在0.5以上，公因子特征值均大于1，累計(jì)方差解釋率（旋轉(zhuǎn)后）超過(guò)72%，能夠很好解釋原始變量中所包含的信息，故問(wèn)卷量表的效度較高.

4.3 變量之間的相關(guān)性分析

本文在信度和效度檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)變量之間進(jìn)行相關(guān)性分析.結(jié)果如表5 所示：從表中的Pearson相關(guān)系數(shù)可以看出，社交媒體溝通中的教育型功能、社交型功能都與教學(xué)質(zhì)量中的學(xué)生成績(jī)和學(xué)生對(duì)教師的滿意度之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系.

表5 教育型溝通與教學(xué)質(zhì)量之間的Pearson相關(guān)檢驗(yàn)

教育型溝通與教學(xué)質(zhì)量中的學(xué)生成績(jī)、學(xué)生對(duì)教師的滿意度之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系.

表6 社交型溝通與教學(xué)質(zhì)量之間的Pearson相關(guān)檢驗(yàn)

社交型溝通與教學(xué)質(zhì)量中的學(xué)生成績(jī)、學(xué)生對(duì)教師的滿意度之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系.

4.4 回歸分析

通過(guò)線性回歸來(lái)對(duì)社交媒體溝通兩個(gè)維度與教學(xué)質(zhì)量?jī)蓚€(gè)維度進(jìn)行回歸分析，以及分別對(duì)假設(shè)H1a、H1b、H2a、H2b進(jìn)行檢驗(yàn).

表7 教育型溝通與學(xué)生成績(jī)的回歸分析

由上表可知，回歸模型中德賓-沃森（DW）的取值為2.073，非常接近2，各研究變量之間可以做回歸分析.模型中教育型溝通的方差膨脹系數(shù)VIF（variance inflation factor）值小于5，可決系數(shù)R2=0.882，說(shuō)明教育型溝通對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)的聯(lián)合解釋量達(dá)到88.2%，且F值為2631.051，顯著性為0.0000.同時(shí)，相關(guān)系數(shù)為正，說(shuō)明教育型溝通和學(xué)習(xí)成績(jī)存在顯著的正向影響關(guān)系，即假設(shè)H1a得證.

表8 教育型溝通與學(xué)生對(duì)教師的滿意度的回歸分析

由上表可知，回歸模型中德賓-沃森（DW）的取值為2.094，非常接近2，各研究變量之間可以做回歸分析.模型中教育型溝通的方差膨脹系數(shù)VIF（variance inflation factor）值小于5，可決系數(shù)R2=0.926，說(shuō)明教育型溝通對(duì)學(xué)生對(duì)教師的滿意度的聯(lián)合解釋量達(dá)到92.6%，且F 值為4404.757，顯著性為0.0000.同時(shí)，相關(guān)系數(shù)為正，說(shuō)明教育型溝通和學(xué)生對(duì)教師的滿意度存在顯著的正向影響關(guān)系，即假設(shè)H1b得證.

表9 社交型溝通與學(xué)生成績(jī)的回歸分析

由上表可知，回歸模型中德賓-沃森（DW）的取值為2.062，非常接近2，各研究變量之間可以做回歸分析.模型中社交型溝通的方差膨脹系數(shù)VIF（variance inflation factor）值小于5，可決系數(shù)R2=0.636，說(shuō)明社交型溝通對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)的聯(lián)合解釋量達(dá)到63.6%，且F值為617.697，顯著性為0.0000.，相關(guān)系數(shù)為正，說(shuō)明社交型溝通和學(xué)習(xí)成績(jī)之間存在顯著的正向影響關(guān)系，即假設(shè)H2a成立.

表10 社交型溝通與學(xué)生對(duì)教師的滿意度的回歸分析

由上表可知，回歸模型中德賓-沃森（DW）的取值為2.085，非常接近2，各研究變量之間可以做回歸分析.模型中社交型溝通的方差膨脹系數(shù)VIF（variance inflation factor）值小于5，可決系數(shù)R2=0.877，說(shuō)明社交型溝通對(duì)學(xué)生對(duì)教師的滿意度的聯(lián)合解釋量達(dá)到87.7%，且F 值為2509.789，顯著性為0.0000.同時(shí)，相關(guān)系數(shù)為正，說(shuō)明社交型溝通和學(xué)生對(duì)教師的滿意度存在顯著的正向影響關(guān)系，即假設(shè)H2b得證.

5 結(jié)論與啟示

5.1 研究結(jié)論

社交媒體從教育型溝通和社交型溝通兩個(gè)維度考察，教學(xué)質(zhì)量從學(xué)生成績(jī)和學(xué)生對(duì)教師的滿意度兩個(gè)維度考察，經(jīng)過(guò)驗(yàn)證，得出結(jié)論，高校師生運(yùn)用社交媒體溝通對(duì)提高高校教學(xué)質(zhì)量有顯著的促進(jìn)作用.

5.2 啟示

高校教師可以運(yùn)用微信、QQ 等社交媒體與學(xué)生進(jìn)行溝通，溝通內(nèi)容既包括與學(xué)業(yè)有關(guān)的內(nèi)容，也包括社交類的溝通.師生之間的社交溝通①有助于學(xué)生解決學(xué)習(xí)、生活中遇到的一些問(wèn)題，使學(xué)生對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)提升更有信心；②有助于教師發(fā)現(xiàn)問(wèn)題，及時(shí)改進(jìn)自己的教學(xué)理念、教學(xué)方法，更好地提高教學(xué)質(zhì)量；③有助于教師及時(shí)了解學(xué)生的學(xué)習(xí)狀況、學(xué)習(xí)動(dòng)態(tài)、心理狀態(tài)，以便更好地開(kāi)展學(xué)生管理工作；④減小師生之間的距離感，促進(jìn)良好的師生關(guān)系，進(jìn)而提高學(xué)生對(duì)教師的滿意度.

5.3 局限性與研究展望

本研究選擇了社交媒體的教育功能和社交功能作為變量，分析兩個(gè)變量對(duì)教學(xué)質(zhì)量的影響，教學(xué)質(zhì)量只選擇了學(xué)生成績(jī)和學(xué)生對(duì)教師的滿意度兩個(gè)因素進(jìn)行分析，比較單一，模型中也沒(méi)有涉及中間變量，文章在寫作過(guò)程中，作者也是在考慮是否可以將學(xué)習(xí)投入度，師生關(guān)系等因素引入進(jìn)來(lái)作為中間變量進(jìn)行分析，未來(lái)打算把學(xué)習(xí)投入度、師生關(guān)系納入相應(yīng)的調(diào)節(jié)變量繼續(xù)研究社交媒體對(duì)教學(xué)質(zhì)量的影響.