教師關懷行為對在線學習投入的影響研究
——學業自我效能感的中介作用

郭沫 李玉斌

(遼寧師范大學 計算機與信息技術學院，遼寧 大連116081)

1 問題的提出

2020年初受新冠疫情影響，教育部發出“停課不停教、停課不停學”的號召，在線教育臨危受命，迅猛發展。然而在線教育在實踐中也暴露出了諸多問題。其中，最值得關注的是學習者學習投入不高或持續性不足的問題[1]。類似的問題在以往的慕課(MOOC)學習中也有所體現，諸如高輟學率和低完成率，都說明了學習者的學習投入不夠理想[2]。研究表明，在線學習投入不僅能夠預測在線學習者的學習成效，更是提高在線教育質量的關鍵變量，在提升學習用戶在線學習黏性和忠誠度中扮演著極為重要的角色[3]，越來越受到眾多研究者的關注。已有研究從教師、家庭、同伴、課程資源設計、平臺數據及智能技術等外部視角探尋其影響因素[4-8]，并從學習動機、學業情緒、自我效能感、學習滿意度等諸多個體心理維度考察對學習者在線學習投入的內在作用機制[9-11]。

長期以來，教學一直被認為是一種“關愛職業”[12]。情感的聯系和積極的態度對學生的影響是無窮的。在卡森(Carson)的一項研究中，他邀請到有30年教學經驗的教師回顧和反思其教學生涯，得到與開展有效教學最相關的教師特征指標是教師關懷[13]。在沃克(Walker)等人的研究中，一群“新”教師認為關心學生是他們工作中被忽視的一個方面，但關懷在保持教師與學生的學術努力意識方面都發揮著重要作用[14]。由此可見，教師關懷在教學過程中被認為是重要的，但目前對這一方面的研究有限，尤其是在在線教育的研究中。教師在線關懷行為旨在使在線學習環境人性化，有助于降低在線教學中學生流失率，提高學生的學習投入度和滿意度[15]。因此，教師關懷行為是探討在線學習投入影響因素中必不可少的情感前因。國外學者勞倫斯(Lawrence)從自我決定理論的視角探討了在線環境中學生感知的教師關懷行為可以通過動機和情感間接影響學生感知的認知投入[16]。但國內至今鮮有學者從教師關懷行為的視角研究如何提高學習者在線學習投入的問題。鑒于此，本研究旨在探討教師關懷行為與在線學習投入之間的關系及其內在機制，為在線學習投入的提升、有效開展在線教學提供指導和借鑒。

教師關懷行為如何影響學習投入? 是否還存在其他影響因素? 班杜拉的社會認知理論認為個體的行為依賴于個人、行為、環境之間的三元交互決定論[17]。教師關懷行為作為一種重要的情感環境變量，學業自我效能感作為一種可控的內在學習心理因素，學習者的在線學習投入行為必然會受到這二者直接或間接的影響。已有研究也表明，學業自我效能感是學習環境與學生行為間的重要中介[18]。一方面，學業自我效能感和學習投入之間有著密切的關系。如周小李等發現在線學習自我效能感能夠正向預測學生的深度學習水平[19]。沈永江等發現在學生層面和集體層面上,學業自我效能越高,學習投入就越強[20]。國外研究也發現學業自我效能感較高的學生利用在線學習平臺展開學習會投入更多的時間[21]。綜上，在線學習中學習者的學業自我效能感越高，其學習投入就越高。另一方面，學業自我效能感還會受到教師關懷行為的影響。自我效能感是可以培養的，它并不是固有的[22]。根據自我效能感理論，自我效能感形成與發展的四個主要信息來源是個體直接經驗、替代經驗、言語勸導以及情緒反應[23]。個體在面臨某項學習任務時接受教師的語言鼓勵會影響個體的學業自我效能感。例如，Sung等研究指出教師切合實際的勸導會使個體在學習中產生更強的學業自我效能感，而不切實際的鼓勵和期望可能會挫敗個體的學業自我效能感[24]。葉寶娟等從心理學的角度證實了學生在獲得教師的關懷后，會增強自身對學習的興趣與信心[25]。由此可見學業自我效能感作為一個潛在的結果，可能會受到教師關懷行為的影響。

根據上述理論分析和已有實證研究結果，本研究將基于在線學習環境探討教師關懷行為對在線學習投入的影響及其作用機制，提出四條研究假設：

H1：教師關懷行為對在線學習投入有正向影響作用。

H2：教師關懷行為對學業自我效能感有正向影響作用。

H3：學業自我效能感對在線學習投入有正向影響作用。

H4：學業自我效能感在教師關懷行為與在線學習投入間起中介作用。

2 研究設計

2.1 研究對象

本研究選取有在線學習經驗的高校本科生和研究生作為研究對象進行問卷調查。依托問卷星平臺發放，通過導師和學生的關系網進行問卷的擴散，收回問卷共1 039份。剔除重復個案后，得到有效問卷856份，基本信息情況如下：其中男生176人，女生680人；大一學生100人，大二學生126人，大三學生375人，大四學生116人，研究生139人；理工類專業學生330人，文史類專業學生526人。問卷調查顯示：9.6%的學生覺得自己的在線學習經驗不足；43.8%的學生覺得自己的在線學習經驗一般；32.8%的學生覺得自己的在線學習經驗尚可；11.1%的學生覺得自己的在線學習經驗比較豐富；2.7%的學生覺得自己的在線學習經驗非常豐富。

2.2 研究工具

本文所使用的問卷主要包括兩部分：

第一部分是學生的基本信息。主要涉及被調查者的性別、年級、專業以及在線學習經驗水平。

第二部分是測量所用到的量表。

2.2.1 教師關懷行為量表

采用李玉斌、王琳等開發的在線教學中教師關懷行為量表[26]。該量表由清晰性、包容性、參與性和可及性四個維度組成，共有17個項目。量表采用 1(完全不符合)—5(完全符合)級評分，得分越高說明學生在在線學習中感知的教師關懷程度越高。量表內部一致性信度 Cronbach’s α為0.957，KMO 取樣適切性系數為0.971，Bartlett檢驗P值為0.000，表明該量表具備較高的信效度，能很好地測量出在線教學中學生感知的教師關懷。

2.2.2 學業自我效能量表

采用由 Jessica Li、王辭曉和吳峰編制的成人在線學習自我效能感量表，包括學習能力自我效能感、學習意志自我效能感、學習技術自我效能感三個維度[27]。量表采用 1(完全不符合)—5(完全符合)級評分，得分越高說明學生感知到的學業自我效能感越高。量表內部一致性信度 Cronbach’s α為0.966，KMO 取樣適切性系數為0.974，Bartlett 檢驗P值為0.000，表明該量表具備較高的信效度，能夠較好地測量出在線學習中學生的學業自我效能感。

2.2.3 學習投入量表

采用Schaufeli等人編制，方來壇等學者修訂的學習投入量表(UWES-S)，包括活力、奉獻和專注三個維度[28]，該量表共有17個題項。調查時為了符合在線學習環境，加入了“根據你的在線學習經驗，如實判斷下列情況”的情境。采用1(從來沒有過)—7(總是)級評分。分值越高，表示該學生的學習投入水平越高。量表內部一致性信度 Cronbach’s α為0.962，KMO 取樣適切性系數為0.972，Bartlett檢驗P值為0.000，表明該量表具備較高的信效度，能很好地測量出在線教學中學生的學習投入水平。

3 研究結果

3.1 相關分析

采用SPSS的典型相關分析法對教師關懷行為、學業自我效能感和在線學習投入三者之間的相關性進行分析，描述性統計與相關系數矩陣如表1所示。結果顯示，教師在線關懷行為總體水平一般(Mean=3.800)。在四個維度上，學習者感知教師在線關懷程度由高到低依次是包容性、參與性、清晰性和可及性(均值分別為Mean=3.864，Mean=3.812，Mean=3.777，Mean=3.713)，且可及性維度上標準差較大為0.721，表明大部分學習者在感知教師可及性維度上較不穩定。在線學習者的學業自我效能感總體水平一般(Mean=3.680)。在線學習者的學習投入整體均值為3.519，在線學習者的學習投入存在較大提升空間。

表1 描述性統計與相關系數矩陣

在線教學中，教師關懷行為(r=0.529，p<0.01)、清晰性(r=0.472，p<0.01)、包容性(r=0.465，p<0.01)、參與性(r=0.487，p<0.01)、可及性(r=0.516，p<0.01)均與在線學習投入呈正相關，說明在線教學中教師關懷越多，學生的學習投入水平越高。同時，教師關懷與學業自我效能感呈顯著正相關(r=0.719,p<0.01)，說明在線教學中教師關懷越多，學生學業自我效能感越高。此外，學業自我效能感與學習投入呈正相關(r=0.575,p<0.01)，說明在線教學中學生學業自我效能感越高，學習投入水平越高。

3.2 影響效應分析

3.2.1 多層線性回歸分析

對人口學變量中的性別、年級、專業和在線學習經驗進行控制。第一步，將教師關懷行為作為自變量，學業自我效能感作為因變量放入回歸模型。結果如表2所示，教師關懷行為β=0.681(p=0.000)對學業自我效能感具有顯著正向影響，假設H2得到支持。第二步，將學業自我效能感作為自變量，在線學習投入作為因變量放入回歸模型，學業自我效能感β=0.547(p=0.000)對在線學習投入具有正向影響，假設H3得到支持。第三步，將教師關懷行為作為自變量，在線學習投入作為因變量放入回歸模型，教師關懷行為β=0.491(p=0.000)對在線學習投入具有正向影響，假設H1得到支持。接著檢驗教師關懷行為的四個維度對在線學習投入的具體影響大小，分別以教師關懷的四個維度與在線學習投入進行線性回歸分析得出清晰性β=0.429(p=0.000)、包容性β=0.425(p=0.000)、參與性β=0.451(p=0.000)、可及性β=0.482(p=0.000)。第四步，將教師關懷行為和學業自我效能感同時作為自變量、在線學習投入作為因變量放入回歸模型。在引入學業自我效能感后，教師關懷對在線學習投入的影響變為β=0.238(p=0.000)，依然對在線學習投入具有正向影響，解釋方差增加為0.373。這初步表明學業自我效能感在教師關懷行為與在線學習投入間起部分中介作用，假設H4得到初步支持。

表2 多層線性回歸分析結果

3.2.2 中介效應分析

在上述分析的基礎上，為了進一步驗證在線教學中教師關懷行為、學業自我效能感與學習投入間的關系，本研究采用Hayes編制的SPSS宏程序PROCESS中的Model 4模型的Bootstrap法進一步檢驗學業自我效能感的中介效應。在控制人口學變量的條件下，以教師關懷行為為自變量，學習投入為因變量，學業自我效能感為中介變量在95%置信區間，選擇5 000次樣本抽樣數進行檢驗。結果顯示(詳見表3)：教師關懷行為對學業自我效能感的正向預測作用顯著(B=0.67,t=29.41,p<0.001)；教師關懷行為對學習投入的正向預測作用顯著(B=0.54，t=16.83，p<0.001)，且當放入中介變量后，教師關懷行為對學習投入的直接預測作用依然顯著(B=0.26，t=6.01，p<0.001)，同時學業自我效能感對學習投入的正向預測作用也顯著(B=0.42，t=8.99，p<0.001)。此外，教師關懷行為對在線學習投入影響的直接效應的 95%置信區間的上、下限為0.48、0.60，學業自我效能感在教師關懷行為和在線學習投入間的中介效應的95%置信區間的上、下限為0.33、0.51，都不包含0。表明，教師關懷行為不僅能夠直接預測在線學習投入，而且能夠通過學業自我效能感的中介作用間接預測在線學習投入，假設H4得到進一步支持。

表3 學業自我效能感的中介效應檢驗

圖1 學業自我效能感在教師關懷行為與學習投入間的中介效應圖

4 研究結論與建議

4.1 研究結論

本研究揭示了教師關懷行為與在線學習投入間的相關關系，從理論上深化了對兩者關系的認識，豐富了國內有關教師關懷行為與在線學習投入關系的研究成果。更重要的是，本研究基于社會認知理論分析了教師關懷行為影響在線學習投入的內在機制：教師關懷行為既能夠直接影響在線學習投入，又能夠通過學業自我效能感間接影響在線學習投入，以此為改善學習者在線學習投入、優化在線學習效果提供新路徑。下面對本研究所得結論進行具體分析：

首先，教師關懷行為能夠正向預測學習者的在線學習投入。本研究實證結果表明，教師關懷行為對學習者在線學習投入具有顯著正向影響。該研究結果與國內傳統教學環境中的研究結論保持一致。如康健、張廣鵬分別以初中生和高中生為研究對象研究發現，教師關懷行為可以顯著正向預測學習投入。可見，無論是傳統教學中還是在線教學中，教師關懷行為都是一種有效且必不可少的教師行為。進一步分析教師關懷行為各個維度的具體效應發現，教師關懷中可及性對在線學習投入的影響效應最強，參與性對在線學習投入的影響效應次之，影響效應相對較弱的是清晰性和包容性。這一結果與傳統教學是不同的，傳統教學中包容性對學習投入的影響效應較大[29,30]。這在很大程度上反映出在線學習環境時空分離的特點，教學過程中會存在“情感享受喪失、社會臨場感降低、互動低下”等現象，所以在線教學中可及性和參與性對在線學習投入的效能就被增強了。因此，教師在進行在線教學工作時應該充分地將關懷這一要素考慮進來，并著重提高自身在參與性與可及性方面的關懷能力，關注學生的情感與心理狀態，讓學生感受到教師的持續關注，最大限度地提升學習者的在線學習投入水平。

其次，教師關懷行為還能夠顯著預測在線學習者的學業自我效能感。這一結論是本研究中的一個新發現，在既往研究中很少涉及。并且這與雷浩等人實證研究的結果保持一致。即學生感知的教師關懷越多，學生就會擁有更高的學業自我效能感。對這一結論可以用自我決定動機理論來解釋，Ryan和Deci認為，對于從事的工作與任務的完成不僅僅會受個人的興趣愛好或者人生觀、價值觀的影響，同時個人對自己完成任務的能力與行為水平也會受到他人的影響。尤其是對個體而言十分重要的人，如果他人能夠給予鼓勵性的行為，那么個體就容易對自己充滿自信并堅定自己的行為[31]。教師作為學生在線課堂中的重要人物，通過合理的關懷行為就會提高學習者的學業自我效能感。國外也有研究指出，教師的即時性和臨場感對于學生在線學習自我效能的發展至關重要，這一結論也支持此研究結果[22]。

轉換后行為認知成本，指的是用戶在全新電商平臺下，付出成本和學習新課程的成本。當前電商平臺在對界面設計、網頁瀏覽操作等環節上存在較大差別，因此用戶所感知的服務質量上會出現較為明顯的差異，不利于后續工作的開展，甚至對用戶忠誠度的維持也將產生負面影響。

最后，本研究最為重要的發現就是，在線教學環境中教師關懷行為不僅僅能夠直接影響學習者的在線學習投入，還能夠通過學習者的學業自我效能感的中介作用來間接影響在線學習投入，即學業自我效能感在教師關懷行為與在線學習投入間起部分中介作用。表3數據顯示，直接效應的效應值小于總間接效應的效應值，總間接效應的相對效應百分比為51.85%，體現了中介變量對解釋在線學習者學習投入的重要性。以往研究結果也表明，學生感受到教師對自己的關心、信任和尊重，能夠激發學生的積極情緒，從而產生積極的自我評價，進而增強學業自我效能感[32]。學業自我效能感的增加，能使學生表現出更強的學習心理彈性和學習內驅力，更專注于學習任務,增加學習投入。

4.2 研究建議

基于所得結論，本研究就促進在線教學中學習者學習投入，優化在線教學質量提出如下建議：

4.2.1 開發“面向在線教育的教師關懷行為能力提升”課程具有迫切的現實意義

培養在線教育中教師關懷能力，需要科學、系統的教師教育培訓課程對教師能力的養成加以匡扶和指引。目前，在線教師教育培訓中關于教師關懷能力的課程和項目并不多，在情感教育方面也還不夠成熟，所以開發“面向在線教育的教師關懷行為能力提升”課程具有迫切的現實意義，需要引起我們的重視。課程開發可以從清晰性、包容性、參與性和可及性這四個方面來展開：清晰性方面，教師要能夠做到提供詳細的課程日歷，明確各項活動的起止時間，列出每周的學習目標等；包容性方面，教師要鼓勵、允許學生分享與老師不一致的觀點或經驗，根據學生情況靈活調整教學安排等；參與性方面，教師設計教學活動要以學習者為中心，增進師生互動和生生互動；可及性方面，教師要對學生的作業和疑問給出及時性的反饋和建設性的解答。同時，教師也要樹立正確的關懷意識，主動付出時間和努力，把關懷和謙遜之情融入教學設計中，以促進學生更好地投入在線學習。

4.2.2 發揮學業自我效能感的橋梁作用，增強教師關懷對學生在線學習投入的影響效果

本研究發現，學業自我效能感在教師關懷行為和在線學習投入之間發揮著部分中介作用。一方面，教師關懷可以直接作用于學習投入；另一方面，在線學習者感知到教師關懷后通過學業自我效能感這個“橋梁”對學習投入產生影響。所以可以引入學業自我效能感作為干預的切入點，強化在線學習者的學習投入。教師在教學過程中要注意因材施教，進行分層教學，關注學業自我效能感較差的學生，多與他們進行溝通，鼓勵包容使其不斷改變對學習的信念以形成對自身能力的積極評價；對學業自我效能感較好的學生則可以發布更具挑戰性的學習任務，來幫助他們實現從現有的問題解決能力到潛在的問題解決能力的跨越[34]，使學習者在在線學習中體會到獲得感和成就感。教師要實施關懷策略有效進行情感傳達，激發學生的內驅力，提高學業自我效能感，增強學生在線學習投入效果。

4.2.3 在線學習投入提升要超越認知存在，拓展到教學存在，重申社會存在的重要性

喬治·韋利特西亞諾斯(George Veletsianos)博士的研究表明，在線學習中存在去人性化的趨勢[34]。在線學習如同其他學習形式一樣，也應該是一種具有充滿社會性和充滿情感的體驗過程，情感的聯系是建立社會存在感、減少孤立感和建立信心的關鍵因素。目前，如何創建包含社會存在的在線學習環境是教師們所面臨的一大挑戰。國外有研究通過建立在線關懷小組和關懷聯系網站的兩種方式作為促進學生在線學習投入和發展社會存在的新策略，以“關懷”的方式為教學增加社會臨場感提供了機會[36]。所以，本研究建議國內在線學習投入提升要在打好教學存在的基礎上，重視社會存在的重要性。關懷對建立和維持社會存在尤為重要，從實施關懷行為的角度出發，賦予在線學習環境人性化，促進學生認知發展和學業成就，滿足學生情感社交需求，增加美好的在線學習體驗，增強學習投入的活力與專注性，鼓勵提倡奉獻等行為。