線上教學中教學交互與師生關系對在線學習績效的影響研究

劉京碩，崔嚴尹，赫玉芳

（長春中醫藥大學，吉林 長春 130117）

2020年初為防止新冠肺炎疫情在高校蔓延，教育部要求各高校延遲春季開學時間并認真做好停課不停學工作[1]，吉林省各院校積極響應并開展在線教學活動。抓住在線教學的規律和特點對保障在線教學效果具有重要意義，已有研究表明“交互性”是影響學習者在線學習效果的重要因素，而教育目的的達成也必須緊緊依賴師生間的密切交往[2-3]。因此，本研究結合在線教學中交互性外部環境變量及個體心理因素間的相關性，深入探究基于師生關系感知差異的在線教學交互對醫學生在線學習績效的內在作用機制，為構建有效的在線教學交互模式及保障在線教學質量提供科學的依據。

1 對象與方法

1.1 對象

于2020年7—8月采用便利抽樣法選取吉林省3所醫學院校有疫情期間在線學習經歷的本科生作為研究對象，進行電子問卷調查，收回有效問卷2 685份。本研究通過問卷星網絡平臺進行問卷的編輯發放和數據回收，主要通過微信、學習通等平臺向調查對象推送二維碼及問卷鏈接。調查對象年齡主要在18～22歲，其中男生 714名（26.59%），女生1 971名（73.41%）；大一年級學生1 468名（54.67%）、大二年級學生737名（27.45%）、大三年級學生417名（15.53%）、大四年級學生63名（2.35%）。

1.2 方法

1.2.1 測量工具（1）在線教學交互量表。該量表結合此次疫情期間在線教學的實際情況對韓夢[2]編制的教學交互質量調查問卷進行修訂。該量表共包含17個題目，該量表在本研究中的Cronbach’s Alpha系數為 0.986。

（2）任務價值量表。該量表共6個題項，由Anthony等[4]編制，主要用于學生在線學習過程中對課程有用性、重要性和有趣性的測量，該量表在本研究中的Cronbach’s Alpha系數為0.979。

（3）在線學習自我效能感量表。量表結合此次疫情期間在線教學的實際情況對謝幼如等[5]的學生在線學習自我效能感量表進行修訂。該量表共20個題項，該量表在本研究中的Cronbach’s Alpha系數為 0.990。

（4）在線學習績效量表。參照徐恩芹[6]編制的網絡學習績效量表，本研究選取學習者在線學習的目標達成度、學習滿意度及自我收獲感3個變量來測量在線學習績效，得分越高，表明學習者的在線學習績效越高。該量表在本研究中的Cronbach’s Alpha系數為0.953。

所有量表總的Cronbach’s Alpha系數為0.993，量表總體信度較好；KMO值為0.990，大于0.900，通過了Bartlett球形檢驗，各量表的Cronbach’s Alpha系數在0.953～0.990間，所有量表具有較高的信度。

1.2.2 理論模型 相關研究表明“交互性”是影響學習者在線學習效果的重要因素[2]，基于此，本研究將在線教學交互作為醫學院校學生在線學習績效的前因變量，并假設在線教學交互與學生在線學習績效間存在直接的正向關系（假設H1）。

在線教學交互可以通過何種內部因素影響學生在線學習績效，以往研究發現，在線學習自我效能感是一個有效的中介變量。較高的在線學習自我效能感可促使學生更有信心并付出更多來完成學習目標[5]。另有研究發現，在線教學交互會影響學生的在線學習自我效能感[7]，學生在在線課程中與教師的交流、來自教師的反饋和幫助可以顯著提升學生的在線學習自我效能感[8]。因此研究認為在線學習自我效能是在線教學交互與學生在線學習績效的重要中介（假設H2）。

此外，任務價值感知作為學習主動性的重要衡量指標和影響學習績效的重要內部因素，也是一個值得重視的中介變量。任務價值感知一般認為是完成學習任務后或參與學習的過程中學生對該任務為自身帶來價值的評判，這種評判通常不是一成不變的，會在學習的過程中隨著外界的作用和刺激不斷變化的。已有研究發現，學生的任務價值感知能夠正向預測其學習滿意度。此外，一項針對美國大學生在線學習的研究表明，任務價值感知不僅能直接影響學習滿意度，還會通過心理、情緒等內部變量間接影響學習滿意度[4]。據此，本研究提出以下兩個假設，任務價值感知在在線教學交互與在線學習績效間起到中介作用（假設H3），在線學習自我效能感和任務價值感知在在線教學交互與在線學習績效間起鏈式中介作用（假設H4）。

考慮到師生間的關系感知可能會與上述模型中的各前因變量及結果變量產生交互作用，從而考慮將其作為模型的調節變量進行考量。根據相關假設建立在線教學交互及師生關系感知與學生在線學習績效的相關性理論模型（見圖1）。

圖1 在線教學交互與師生關系感知對在線學習績效的影響模型

1.3 統計分析

運用SPSS 23.0軟件進行一般描述性統計、信效度檢驗、共同方法偏差檢驗和Pearson相關分析；利用AMOS 23.0軟件構建結構方程模型，再根據修正指數對模型進行修正。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

為驗證模型中各結構變量間可能存在的共線性問題，對在線教學交互量表、任務價值量表、在線學習自我效能感量表和在線學習績效量表中的所有題項進行單因素檢驗，采用因子分析法檢驗數據共同方法偏差。結果發現，首個因子方差解釋率為32.699%，小于40%臨界標準，故而認為本數據不具有嚴重共同方法偏差。

2.2 在線教學交互、任務價值感知、在線學習自我效能感和在線學習績效的相關性分析

運用Pearson相關法檢驗不同師生關系感知情況下在線教學交互、任務價值感知、在線學習自我效能感及在線學習績效間的相關關系（見表1、2），結果表明，不同師生關系感知情況下各變量間均存在顯著正相關關系（P＜0.01）。

表1 師生關系感知不好時各變量的相關性分析

表2 師生關系感知較好時各變量的相關性分析

2.3 不同師生關系感知情況下各量表得分差異分析

對數據進行描述性統計及獨立樣本t檢驗，結果顯示，師生關系感知較好的學生其在線學習績效量表、在線教學交互量表、任務價值量表和在線學習自我效能感量表得分均顯著高于師生關系感知不好的學生（見表3）。

表3 不同師生關系感知情況下各量表得分比較（±s，分）

表3 不同師生關系感知情況下各量表得分比較（±s，分）

量表t值P值在線學習績效在線教學交互任務價值在線學習自我效能感在線學習績效均分目標達成度學習滿意度自我收獲感在線教學交互均分師生交互生生交互與學習內容的交互與學習平臺的交互任務價值感知均分在線學習自我效能感均分項目 師生關系感知好4.28±0.79 4.28±0.81 4.25±0.87 4.29±0.82 4.48±0.58 4.49±0.59 4.44±0.66 4.53±0.58 4.47±0.64 4.38±0.64 4.32±0.68師生關系感知不好2.95±0.66 2.95±0.71 2.96±0.74 2.95±0.71 3.08±0.50 3.12±0.57 3.08±0.58 3.09±0.55 3.05±0.56 3.14±0.64 3.09±0.59-38，814-37.052-34.072-37.054-54.579-48.148-46.184-52.589-50.017-39.519-40.988 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 95%CI（-1.396，-1.248）（-1.407，1.266）（-1.365，-1.216）（-1.410，-1.268）（-1.449，-1.348）（-1.429，-1.312）（-1.418，-1.303）（-1.499，-1.391）（-1.470，-1.359）（-1.306，-1.183）（-1.289，-1.171）

2.4 在線教學交互及師生關系感知對學生在線學習績效的影響機制模型構建

基于前述理論模型構建結構方程模型，依據MI指數對模型進行修正，最終獲得不同師生關系感知下的未受限模型。該模型的擬合指標為 CMIN/DF=3.301＜5、RMSEA=0.029＜0.05、RMR=0.005＜0.05、AGFI=0.976＞0.90、GFI=0.990＞0.90、NFI=0.996＞0.90、IFI=0.997＞0.90、CFI=0.997＞0.90，模型整體擬合良好。由表4、圖2可知，師生關系感知不好的情況下在線教學交互對在線學習績效的直接效應不顯著，間接效應顯著；而師生關系感知好的情況下在線教學交互既可直接作用于在線學習績效，也可通過任務價值感知和在線學習自我效能感間接作用于在線學習績效，其總效應也相應增大。

表4 不同師生關系感知情況下學生在線學習績效影響模型的路徑系數和中介效應分解

圖2 不同師生關系感知情況下在線教學交互對學生在線學習績效的影響模型

3 討論

3.1 師生關系感知與在線教學交互質量的同頻共振關系

研究發現理論模型中的假設H1在師生關系感知不好的情況下不成立，此時在線教學交互對在線學習績效的直接效應不顯著，鏈式中介變量任務價值感知和在線學習自我效能感起到了完全中介作用。而較好的師生關系可顯著提升在線教學交互質量，從而使在線教學交互既可直接作用于在線學習績效，也可間接通過內部心理因素提升在線學習績效。師生關系是師生間正式及非正式互動的產物[9]，良好的師生關系有助于催生具有緊密關系、共同歸屬及認同感的師生共同體，從而激發學生與教師互動、學習者與學習者間互動及學習者與平臺的互動意愿，進而實現了由在線教學交互質量到在線學習績效的直接轉化，顯著提升了在線學習績效的動態均衡水平。因此，通過提高在線教學交互質量及提升在線學習績效要利用好良好師生關系與在線教學交互質量的同頻共振關系，要從學業及生活兩方面同時入手構建良好的師生關系，消除師生間的心理距離，課堂內注重知識的傳授及在線學習工具的應用性指導，課堂外更要保持對學生生活和情感的敏感性，關注學生心理動態，及時提供情感性的幫助及社交性的互動等支持，從而提升學生的情感動機水平及學業成就。

3.2 任務價值感知的重要中介作用

t檢驗結果顯示，良好的師生關系感知有助于提升學生的任務價值感知。不同師生關系感知情況下任務價值感知對在線學習績效均有正向的直接和間接效應。鏈式中介作用也證實，任務價值感知作為影響在線學習自我效能感的重要動機及影響在線學習績效的重要變量，是在線教學交互與在線學習績效的重要中介。以往對任務價值感知的研究中，研究者通常將其看作與學習動機相類似的因素，它不是一成不變的，會在學習的過程中隨著外界的作用和刺激而不斷變化的。既往研究也表明，學習主觀動機通常易受人際關系影響，師生間的良性交流能正向預測學習動機[10-11]，而學習動機又能正向預測學業成績[12]，因而師生關系的改善有助于提高任務價值感知，進而直接或間接地提升在線學習績效。這一結果對理解在線教學交互對在線學習績效的內在作用機制具有重要意義，這也啟發我們在構建在線教學交互模式的同時重視學生任務價值感知的培養。利用好課堂內外及人際交往過程，潛移默化地將學習內容對自身專業發展等方面帶來的價值滲透給學生，通過強化學習內容的價值引領盡可能地引導學生提升在線學習績效。

3.3 激發在線學習自我效能感的必要性

由圖2可知，在不同師生關系感知情況下在線學習自我效能感對在線學習績效均有顯著的直接效應。在網絡環境下，在線學習自我效能感作為學生學習過程中主動性的主要心理特征形式，是在線教學交互促進在線學習績效提升的重要中介路徑。既往研究也表明，對學生而言，與教師的交互感知是通過提高在線自我效能感來激發學習動機的，進而促進在線學習績效的提升[8]。調查也發現，較好的師生關系感知有助于提升學生在線學習自我效能感。此外，學習經歷、環境支持及教育者提供的工具性指導也是在線學習自我效能感的重要保障。因此，我們在構建在線教學交互模式時首先要建立良好的師生關系；在此基礎上，要注意培養學生網絡應對能力，醫學生相較于工科和其他理科類專業學生，其計算機實用技術和能力水平相對較弱，可以通過大學生計算機技能及主流學習平臺相關操作的培訓來降低學生的焦慮，教育者也應提高自身教育技術應用水平，適時地給予學生幫助和指導，通過提高在線學習自我效能感進一步提升學生在線學習績效。

4 結語

本研究結合在線教學中交互性外部環境變量及個體心理因素間的相關性，揭示了在不同師生關系感知下在線教學交互對學生在線學習績效的內在作用機制，闡明了任務價值感知和在線學習自我效能感的鏈式中介作用的重要地位，對構建有效的在線教學交互模式及保障和提升在線教學質量具有重要意義。限于研究精力，本文并未對課程的性質及難度進行分類研究，后續的研究將對此做進一步的補充。