葛 成 莉楊 小 紅

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

引言

隨著移動互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，微信、QQ、釘釘、微博等社交媒體的普及，通過社交媒體進行溝通，已經(jīng)成為高校師生面對面交流方式之外使用最多的一種交流方式，甚至在遠程教育中，通過社交媒體進行溝通，成為師生間最主要的一種溝通方式.社交媒體對高校師生之間的溝通與教學質(zhì)量產(chǎn)生了重要的影響.而社交媒體的使用對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教學質(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.從高校師生使用社交媒體進行教育型溝通、社交型溝通出發(fā)，分析這種溝通對教學質(zhì)量的影響、比較兩種不同的溝通對于教學質(zhì)量的影響有什么差異，希望能給高校工作者與學生在社交媒體溝通提升教學質(zhì)量方面提供一些建議.

1 相關(guān)研究評述

1.1 社交媒體對教學質(zhì)量的影響存在爭議

社交媒體對于教學質(zhì)量的影響的研究結(jié)論存在爭議，有些研究發(fā)現(xiàn)社交媒體促進了教學質(zhì)量，有些研究發(fā)現(xiàn)社交媒體降低了教學質(zhì)量.馮興保（2017）的研究顯示，通過課程微信公眾號的建立，能夠讓同學參與到學習互動中來［1］，與學生在第一時間分享最新的專業(yè)資訊，提供相關(guān)資料，能夠利用碎片化的時間來進行學習與互動交流，提高學習興趣，提升自學能力，拓展知識結(jié)構(gòu)，促進了教學質(zhì)量［2］.周喜華（2016）對大學生“微信控”現(xiàn)象進行了研究［3］，研究發(fā)現(xiàn)大學生對使用微信產(chǎn)生了心理依賴，在上課期間使用微信已經(jīng)相當普遍，對大學生的學習產(chǎn)生了負面影響.張釗（2020）在社交媒體對大學生思政教育影響探討中提出：社交媒體是大學生日常生活中不可或缺的新媒體應用服務，對其認知方式和行為、態(tài)度產(chǎn)生了重要影響，也給高校的思政課教學帶來了挑戰(zhàn)和機遇［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質(zhì)量有待實證研究

高校師生關(guān)系的調(diào)查結(jié)果顯示，大學教育中師生之間缺乏溝通與交流，導致師生關(guān)系淡漠，這會在一定程度上影響高校的教學質(zhì)量［5］.而社交媒體具有的教育功能與社交功能，可以通過高校師生在教學中的使用社交媒體，彌補傳統(tǒng)教學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］，強化了互動與反饋，提升了教育教學效果；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傳播中，微信傳收雙方關(guān)系較為緊密，有利于教育活動的展開.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、慕課等平臺進行教學，并通過建立微信群、QQ群等形式加強與學生的互動聯(lián)系，爭取讓高校思政課實現(xiàn)全程聯(lián)動教學、教學輕松愉悅、愉悅接受教學內(nèi)容，提升思政課的親和力［7］.

1.3 本文的研究

綜上所述，通過社交媒體進行溝通，已經(jīng)成為高校師生之間面對面交流方式之外使用最多的一種方式，甚至在遠程教育中，通過社交媒體進行溝通，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，可以通過高校師生在教學中的使用社交媒體，彌補傳統(tǒng)教學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質(zhì)量目前仍然缺乏實證研究.在以上背景下，本文通過問卷調(diào)查的方式，收集數(shù)據(jù)，研究高校師生之間通過使用微信、QQ等社交媒體進行溝通，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質(zhì)量，以及如何通過促進師生關(guān)系和學生的學習投入度間接影響教學質(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、教學質(zhì)量為變量，分別從教育型溝通和社會型溝通、學生的成績、對老師的滿意度四個維度分析研究，通過師生之間的溝通、教學質(zhì)量兩個變量來構(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)于學習、學業(yè)方面的內(nèi)容，是在課堂教學之外所進行的一種師生溝通.教育型溝通既能提高學生的成績，也能提高學生對老師的滿意度.本文中教學質(zhì)量從學生的成績與學生對老師的滿意度兩個方面進行評價.

因此，文章假設(shè)：

H1：假設(shè)師生之間的教育型溝通會直接提高教學質(zhì)量；

H1a：假設(shè)師生間的教育型溝通會直接提高學生的成績；

H1b：假設(shè)師生間的教育型的溝通會直接提高學生對老師的滿意度.

2.2.2 社交型溝通與教學質(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，是與學習、學業(yè)無關(guān)的交流，是對于除了學業(yè)之外的類似于生活、情感方面的溝通，例如微信朋友圈、QQ空間的點贊或評論、轉(zhuǎn)發(fā)對方發(fā)布的信息，節(jié)日問候等.本文中教學質(zhì)量從學生的成績與學生對老師的滿意度兩個方面進行評價.

H2：假設(shè)師生間的社交型溝通會直接提高教學質(zhì)量；

H2a：假設(shè)師生間的社交型溝通會直接提高學生的成績；

H2b：假設(shè)師生間的社交型溝通會直接提高學生對老師的滿意度.

3 研究設(shè)計

3.1 變量來源和測量

本文運用的數(shù)據(jù)均來自對周邊五所高校354名學生的問卷調(diào)查，借助于已有的量表，根據(jù)本文的特點進行相應修改，以保證測量的有效性.所有題項均采用Likert 五級量表進行測量，1為非常不同意，5為非常同意.

3.2 問卷形成

提出理論假設(shè)，對354名學生進行問卷調(diào)查，進行實證研究，驗證假設(shè).問卷發(fā)放方式有面對面和線上兩種方式，其中面對面發(fā)放問卷共回收281份，線上發(fā)放共回收73份，合計回收354份.

4 數(shù)據(jù)分析

4.1 樣本對象的描述性分析

本文主要從問卷的發(fā)放方式、性別、年齡構(gòu)成、生源地構(gòu)成、生活費、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個方面進行描述性分析，具體見表1、表2所示：

表1 樣本特征描述性統(tǒng)計分析

表2 樣本特征描述性統(tǒng)計分析

續(xù)表2

4.2 信度和效度

對社交媒體溝通、教學質(zhì)量變量及維度進行信度分析，如下表所示：

表3 測量題項的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，相當好；0.80<α<0.90，非常好；

從上表可以看出，問卷兩個變量和四個維度的信度都大于0.8，因此，該問卷信度非常好.

其次，對問卷樣本數(shù)據(jù)進行效度檢驗，結(jié)果如下表所示：

表4 問卷整體KMO值和Barlett球性檢驗

由上表可知，問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 球性檢驗顯著（Sig<0.05），采用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法進行因子分析. 最終，成功提取4個因子，經(jīng)過旋轉(zhuǎn)后，成分矩陣各標量測量項目的因子載荷均在0.5以上，公因子特征值均大于1，累計方差解釋率（旋轉(zhuǎn)后）超過72%，能夠很好解釋原始變量中所包含的信息，故問卷量表的效度較高.

4.3 變量之間的相關(guān)性分析

本文在信度和效度檢驗的基礎(chǔ)上，對變量之間進行相關(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質(zhì)量中的學生成績和學生對教師的滿意度之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系.

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

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

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

社交型溝通與教學質(zhì)量中的學生成績、學生對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

通過線性回歸來對社交媒體溝通兩個維度與教學質(zhì)量兩個維度進行回歸分析，以及分別對假設(shè)H1a、H1b、H2a、H2b進行檢驗.

表7 教育型溝通與學生成績的回歸分析

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，說明教育型溝通對學習成績的聯(lián)合解釋量達到88.2%，且F值為2631.051，顯著性為0.0000.同時，相關(guān)系數(shù)為正，說明教育型溝通和學習成績存在顯著的正向影響關(guān)系，即假設(shè)H1a得證.

表8 教育型溝通與學生對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，說明教育型溝通對學生對教師的滿意度的聯(lián)合解釋量達到92.6%，且F 值為4404.757，顯著性為0.0000.同時，相關(guān)系數(shù)為正，說明教育型溝通和學生對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 社交型溝通與學生成績的回歸分析

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，說明社交型溝通對學習成績的聯(lián)合解釋量達到63.6%，且F值為617.697，顯著性為0.0000.，相關(guān)系數(shù)為正，說明社交型溝通和學習成績之間存在顯著的正向影響關(guān)系，即假設(shè)H2a成立.

表10 社交型溝通與學生對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，說明社交型溝通對學生對教師的滿意度的聯(lián)合解釋量達到87.7%，且F 值為2509.789，顯著性為0.0000.同時，相關(guān)系數(shù)為正，說明社交型溝通和學生對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維度考察，教學質(zhì)量從學生成績和學生對教師的滿意度兩個維度考察，經(jīng)過驗證，得出結(jié)論，高校師生運用社交媒體溝通對提高高校教學質(zhì)量有顯著的促進作用.

5.2 啟示

高校教師可以運用微信、QQ 等社交媒體與學生進行溝通，溝通內(nèi)容既包括與學業(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有助于學生解決學習、生活中遇到的一些問題，使學生對學習成績提升更有信心；②有助于教師發(fā)現(xiàn)問題，及時改進自己的教學理念、教學方法，更好地提高教學質(zhì)量；③有助于教師及時了解學生的學習狀況、學習動態(tài)、心理狀態(tài)，以便更好地開展學生管理工作；④減小師生之間的距離感，促進良好的師生關(guān)系，進而提高學生對教師的滿意度.

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，分析兩個變量對教學質(zhì)量的影響，教學質(zhì)量只選擇了學生成績和學生對教師的滿意度兩個因素進行分析，比較單一，模型中也沒有涉及中間變量，文章在寫作過程中，作者也是在考慮是否可以將學習投入度，師生關(guān)系等因素引入進來作為中間變量進行分析，未來打算把學習投入度、師生關(guān)系納入相應的調(diào)節(jié)變量繼續(xù)研究社交媒體對教學質(zhì)量的影響.