周建華 陳鳳菊 李 政

（1.贛州師范高等?？茖W(xué)校，江西贛州 341000；2.廈門大學(xué) 教育研究院，福建廈門 361005；3.浙江大學(xué) 教育學(xué)院，浙江杭州 310058）

一、問題提出

近二十年來，以開放課件、翻轉(zhuǎn)課堂、慕課、小規(guī)模限制性在線課程（SPOC）為代表的新型在線教學(xué)模式蓬勃興起，持續(xù)推動各國高校加速在線教學(xué)發(fā)展進程。我國高校在線教學(xué)取得長足發(fā)展的同時，在線教學(xué)成效的質(zhì)疑也不斷涌現(xiàn)，如“學(xué)生在線學(xué)習(xí)體驗欠佳、教學(xué)滿意度不高、教學(xué)質(zhì)量堪憂”等（覃紅霞等，2020）。美國、澳大利亞、土耳其、南非等國家的在線教學(xué)也面臨著學(xué)生自主學(xué)習(xí)能力不足、存在數(shù)字鴻溝、教師信息素養(yǎng)不足、教學(xué)效率不高、學(xué)生學(xué)習(xí)體驗不佳等問題（EDUCAUSE，2021），折射出學(xué)界對大規(guī)模在線教學(xué)運行規(guī)律及成效機理的深度研究缺位。在線教學(xué)成效的影響機理與線下教育有何異同？我國高校在線教學(xué)的整體成效如何？背后的深層動因又是什么？這些都是迫切需要回答的現(xiàn)實問題。本研究基于全國334所高校、212907名學(xué)生的在線教學(xué)調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建在線教學(xué)成效影響機理模型，分析當前高校在線教學(xué)成效，提出提升成效、推進改革的路徑建議。

二、文獻綜述與分析框架

（一）文獻綜述

在線教學(xué)理論有三種：行為主義學(xué)習(xí)理論、認知主義學(xué)習(xí)理論和社會建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論，它們在解釋在線教學(xué)的建構(gòu)、實施和評價中發(fā)揮著積極作用。不同的理論衍生不同的在線教學(xué)成效評估維度，如雷莫斯（Remmers，1930）從課程設(shè)置、教師教學(xué)、師生關(guān)系等方面探討教學(xué)成效的影響因素；馬什（Marsh ，1991）認為教學(xué)技能、師生關(guān)系、課程結(jié)構(gòu)與組織、作業(yè)量等是影響教學(xué)成效的主要因素；森特拉（John A Centra，1993）認為影響教學(xué)成效的因素包括教學(xué)組織、師生交流、教學(xué)技巧；克里奇（Kolitch，1999）等提出課程組織、行為管理、學(xué)生成績評定和師生關(guān)系等四個維度影響教學(xué)成效。米歇爾等（Michele et al.，2011）發(fā)現(xiàn)教師的教學(xué)風(fēng)格、課堂教學(xué)內(nèi)容和方式、教師的有效反饋、教學(xué)條件等因素會影響教學(xué)成效。由于社會建構(gòu)主義對在線教學(xué)的適用性得到多方論證（樊改霞，2022），本研究傾向于以社會建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論為基礎(chǔ)，將在線教學(xué)成效視為教師的教學(xué)行為、學(xué)生的學(xué)習(xí)投入、師生間的交流互動以及教學(xué)設(shè)施條件等維度共同作用的結(jié)果。

1991年，德國學(xué)者林德曼（Rindermann，2001）基于多維教學(xué)質(zhì)量觀（見圖1）理論，開發(fā)了海德堡教學(xué)評估量表，量表的Cronbach's alpha系數(shù)是0.8，信度良好（Muto，1992）。林德曼認為教學(xué)成效受學(xué)生、教師、教學(xué)條件等因素影響，學(xué)生、教師和教學(xué)條件各自又包含諸多因素且相互影響，因此對教學(xué)的認識和評價不應(yīng)是單一而是多維的，如此方可“全面地理解教學(xué)”。1997年，林德曼修訂完善了海德堡教學(xué)評估量表，提出著名的教學(xué)成效評價公式：教學(xué)成效=教師+學(xué)生+外部條件+互動條件（黃福濤，1997）。隨著“博洛尼亞進程”的啟動，海德堡教學(xué)評估量表得到廣泛使用（Rindermann，1999）。本研究根據(jù)林德曼多維教學(xué)質(zhì)量觀，構(gòu)建在線教學(xué)成效影響機理的基本框架。

圖1 林德曼多維教學(xué)質(zhì)量觀

在線教學(xué)成效的測量指標，可以依據(jù)學(xué)習(xí)理論和教學(xué)理論分層設(shè)置。從學(xué)生學(xué)習(xí)的視角看，學(xué)習(xí)動機是學(xué)生參與在線教學(xué)、開展在線學(xué)習(xí)的重要驅(qū)動力，直接影響學(xué)習(xí)成效（Young-Ju et al.，2000）。在開放的網(wǎng)絡(luò)教學(xué)系統(tǒng)，學(xué)生的個性化特征更突出，其學(xué)習(xí)行為對在線教學(xué)成效的影響更直接（Hill et al.，1997）；學(xué)生學(xué)習(xí)主動性、學(xué)習(xí)能力、學(xué)習(xí)投入能正向預(yù)測在線教學(xué)成效（Kintu, 2017）。從教師教學(xué)方面看，教師作為在線教學(xué)活動的組織者，其教學(xué)設(shè)計、教學(xué)方法和教學(xué)態(tài)度直接影響在線教學(xué)成效（Artino，2012）。在線教學(xué)離不開教學(xué)環(huán)境的支持，在線教學(xué)平臺的性能（穩(wěn)定性、流暢度、易用性等）、在線教學(xué)環(huán)境、學(xué)校對在線教學(xué)的支持等都會影響在線教學(xué)成效（Phan et al.，2017；李瑩瑩等，2020）。還有研究指出，教學(xué)交互是在線教學(xué)最重要、最突出的問題（王志軍等，2015），是影響在線教學(xué)效果的關(guān)鍵因素之一（Zhao et.al.，2005）?？偟膩碚f，大量研究認為，影響在線教學(xué)成效的關(guān)鍵因素是學(xué)生學(xué)習(xí)、教師教學(xué)、教學(xué)條件和教學(xué)交互（Sun et al.，2016）。

影響在線教學(xué)成效的四個關(guān)鍵因素中，特別值得關(guān)注、也特別容易引起爭議的因素?zé)o疑是“教學(xué)交互”。西蒙斯（Siemens）針對在線教學(xué)的新特征提出“聯(lián)通主義”概念（王佑鎂等，2006），認為教學(xué)活動是連接知識節(jié)點和信息源的進程，其關(guān)鍵是分享和交互，而非灌輸和儲存。因此，教學(xué)交互的程度和效度，被認為是衡量在線教學(xué)成效的重要指標（Moore et al.，1989；Arbaugh，2008；Arthur et al.，2008 ；Bettinger et al.，2016）。 基 于 聯(lián)通 主 義 的“教學(xué)交互”蘊含更多“關(guān)系中學(xué)”（learning by relationships）和“分布式認知”（distributed cognition）的變革，是對傳統(tǒng)建構(gòu)學(xué)習(xí)理論的突破。這種教學(xué)交互至少具有三種核心類型：教師與學(xué)生、學(xué)生與學(xué)生、學(xué)生與課程內(nèi)容（Woo et al.，2007；Blasco et al.，2013）。其中，教師與學(xué)生的互動有助于激發(fā)學(xué)生學(xué)習(xí)積極性、促進學(xué)生深度理解課程內(nèi)容，生生互動可以幫助學(xué)生減少負面情緒，提高教學(xué)參與度（王思遙，2021；覃紅霞等，2021），學(xué)生與課程內(nèi)容的互動有助于激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)熱情，增加學(xué)習(xí)投入，進而實現(xiàn)預(yù)期的學(xué)習(xí)成果（Kumar et al.，2021；Baber，2021）。值得注意的是，有學(xué)者提出，教學(xué)交互對在線教學(xué)成效產(chǎn)生直接影響，同時也承擔(dān)著中介作用（劉威童等，2022）。

（二）分析框架

本研究以林德曼的多維教學(xué)質(zhì)量觀為理論基礎(chǔ)，結(jié)合教學(xué)交互對在線教學(xué)的重要作用，構(gòu)建在線學(xué)習(xí)成效影響機理假設(shè)模型（見圖2）。

圖2 在線教學(xué)成效影響機理假設(shè)模型

其中，“學(xué)生學(xué)習(xí)”指學(xué)生在線學(xué)習(xí)能力、習(xí)慣和投入等的綜合表現(xiàn)，對應(yīng)多維教學(xué)質(zhì)量觀的變量“學(xué)生”；“技術(shù)支持”指學(xué)校、在線教學(xué)平臺、網(wǎng)絡(luò)供應(yīng)商等對在線教學(xué)的保障，對應(yīng)多維教學(xué)質(zhì)量觀的變量“教學(xué)條件”；“教師教學(xué)”指教師在線教學(xué)投入、教學(xué)設(shè)計、課堂教學(xué)等方面的綜合表現(xiàn)，對應(yīng)多維教學(xué)質(zhì)量觀的變量“教師”；教學(xué)成效指學(xué)生對在線教學(xué)“教”和“學(xué)”效果的評價，對應(yīng)多維教學(xué)質(zhì)量觀的變量“教學(xué)成效”；教學(xué)交互指在線教學(xué)參與者、教育資源之間的相互交流與相互作用，是本研究根據(jù)聯(lián)通主義理論，針對在線教學(xué)而增設(shè)的變量。

本研究提出以下三個假設(shè)：

H1：學(xué)生學(xué)習(xí)、技術(shù)支持、教師教學(xué)均正向影響教學(xué)交互；

H2：教學(xué)交互在學(xué)生學(xué)習(xí)、技術(shù)支持、教師教學(xué)三者與教學(xué)成效之間存在中介效應(yīng)；

H3：教學(xué)交互正向影響教學(xué)成效。

三、研究設(shè)計與方法

（一）研究數(shù)據(jù)

本研究數(shù)據(jù)來自廈門大學(xué)教師發(fā)展中心開展的“全國高校在線教學(xué)情況調(diào)查”，該調(diào)查采取非概率抽樣方式，于2020年4-6月在全國高校發(fā)放，共收集到全國334所高校、256504名學(xué)生的在線教學(xué)評價數(shù)據(jù)。本研究從中選取本科生數(shù)據(jù)，內(nèi)容包括基本信息、在線教學(xué)環(huán)境及支持、線上學(xué)習(xí)體驗和對在線教學(xué)的改進意見等四部分。選取的本科生數(shù)據(jù)共237800組，剔除未開展在線教學(xué)、含有缺失值和不規(guī)范值的數(shù)據(jù)條目，最終獲得212907組有效數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)分布見表一。

表一 調(diào)查樣本分布（N=212907）

（二）變量選擇

根據(jù)假設(shè)模型的基本框架，本研究從樣本數(shù)據(jù)中提取了與在線教學(xué)成效相關(guān)的25個題項，整合成五個量表（見表二）。

表二 變量的定義與描述

教學(xué)成效（F5）是被解釋變量，其它潛變量（F1-F4）是本研究的解釋變量。量表采用李克特五點量表計分（1=非常不好，2=不好，3=一般，4=好，5=非常好），分值越高表示學(xué)生對該觀測變量的正向感知度越高，每個題項的理論中值為3分。

（三）研究方法

本研究用 SPSS 25.0 軟件和 AMOS 24.0 軟件檢驗數(shù)據(jù)的信效度和共同方法偏差；再運用 SPSS 25.0 軟件對變量數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計和相關(guān)性分析；其后運用 AMOS 24.0 和極大似然法擬合、修正和優(yōu)化假設(shè)模型，構(gòu)建在線教學(xué)成效影響機理最終模型；最后用Bootstrap分析檢驗教學(xué)交互的中介效應(yīng)，運用“鏈式法則”研究教學(xué)成效影響機理。

四、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗

本研究采用的數(shù)據(jù)來自網(wǎng)絡(luò)調(diào)查，為主觀自我報告數(shù)據(jù)，可能存在共同方法偏差。因此，研究者分析數(shù)據(jù)前，采用Harman單因素法進行共同方法偏差檢驗（周浩等，2004）：首先利用 SPSS 25.0 軟件進行探索性因子分析（未旋轉(zhuǎn)），得到第一個主成分載荷量 為27.89%，沒有達到40%的標準（湯丹丹等，2020）；再利用AMOS24.0軟件進行驗證性因子分析，設(shè)定公因子數(shù)為1，擬合模型，發(fā)現(xiàn)模型擬合指標達到共同方法偏差的檢驗要求標準（溫忠麟等，2004）（擬合指標：χ2/df=9315.2，RMSEA=0.259，TLI=0.654，CFI=0.699，SRMR=0.087），表明數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）數(shù)據(jù)描述與檢驗

1.描述統(tǒng)計和信效度檢驗。為確保研究數(shù)據(jù)的可靠性和有效性，本研究運用 SPSS25.0 軟件和Amos24.0對5個潛變量和14個觀測變量進行描述統(tǒng)計和信效度檢驗（見表三）。

表三 變量信效度檢驗結(jié)果

信效度結(jié)果顯示，5個潛變量的內(nèi)部一致性Cronbach's alpha系數(shù)均大于0.8，驗證性因子分析的擬合指標在適配值范圍內(nèi)，表明樣本數(shù)據(jù)和因子信效度良好。

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）的得分均值只有2.75，低于理論中值3分，表明學(xué)生對在線學(xué)習(xí)的表現(xiàn)評價偏負面，自主學(xué)習(xí)能力較弱，學(xué)習(xí)的主動性、自覺性和學(xué)習(xí)投入不足；技術(shù)支持（F2）得分（M=3.41）高于理論中值，偏正面，表明學(xué)生對在線教學(xué)的硬件、平臺、政策等給予肯定；教師教學(xué)（F3）得分（M=2.75）低于理論中值，偏負面，表明學(xué)生認為教師在線教學(xué)投入不足，教學(xué)設(shè)計、教學(xué)方法運用不夠恰當，教學(xué)組織不盡人意；教學(xué)交互（F4）得分（M=3.69）高于理論中值，表明學(xué)生對在線教學(xué)交互的評價偏正面，能利用在線教學(xué)的優(yōu)勢進行內(nèi)容交互、師生交互和生生交互。根據(jù)林德曼的教學(xué)成效評價公式（教學(xué)成效=教師+學(xué)生+外部條件+互動條件），可以判斷我國高校在線教學(xué)成效不佳。事實上，教學(xué)成效（F5）的得分（M=3.32）僅比理論中值高10%，表明學(xué)生對在線教學(xué)成效的評價不高，在線教學(xué)質(zhì)量有待提高。

2.相關(guān)分析。為進一步分析在線教學(xué)部分觀測變量成效不佳的原因，本研究運用SPSS25.0軟件對觀測變量進行相關(guān)分析，結(jié)果見表四。

表四 觀測變量相關(guān)系數(shù)矩陣

從表四可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）、技術(shù)支持（F2）、教師教學(xué)（F3）三個潛在自變量之間呈顯著正相關(guān)（p＜0.001）；學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）、技術(shù)支持（F2）、教師教學(xué)（F3）三個潛在自變量與中介變量教學(xué)交互（F4）、潛在因變量教學(xué)成效（F5）之間呈顯著的正向弱相關(guān)（p＜0.001）；中介變量教學(xué)交互（F4）與潛在因變量教學(xué)成效（F5）之間呈顯著的正相關(guān)（p＜0.001）。

（三）模型優(yōu)化與構(gòu)建

在信效度檢驗和相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，本研究利用AMOS24.0軟件對圖2模型進行擬合，判斷潛變量與觀測變量的因果關(guān)系是否顯著。

1.模型修正與優(yōu)化

本研究利用AMOS24.0軟件對假設(shè)模型（見圖2）進行擬合和優(yōu)化。

1）對假設(shè)模型擬合發(fā)現(xiàn)，路徑[F2→F5]不顯著（p=0.637），[F1→F5]、[F3→F5]路徑系數(shù)太?。?.02和0.01），不符合擬合要求（一般要大于0.10）。因此，這三條路徑都予以刪除。

2）進一步擬合的結(jié)果表明，路徑[e2←e3]、[e4←e5]、[e5←e6]等殘差路徑的修正指數(shù)達到修正要求。結(jié)合學(xué)習(xí)習(xí)慣（F12）與學(xué)習(xí)投入（F13）、教學(xué)硬件（F21）與教學(xué)平臺（F22）、教學(xué)平臺（F22）與網(wǎng)絡(luò)條件（F23）之間的理論聯(lián)系，本研究再次對模型進行修正，增加[e2←e3]、[e4←e5]、[e5←e6]等殘差路徑。

3）再次重新擬合的結(jié)果顯示，各條路徑均具有顯著性（p＜0.001）。除卡方自由度比受樣本數(shù)據(jù)量超大的影響外，其余擬合指標均在適配值范圍內(nèi)（χ2/df=137.54，RMSEA=0.08，TLI=0.947，CFI=0.961，SRMR=0.036），且決定系數(shù) R2=0.85（表示模型能夠解釋在線學(xué)習(xí)成效85%的變異量），表明模型擬合良好（Byrne，2001）。至此本研究完成模型優(yōu)化，得到最終的標準模型（見圖3）。

圖3 在線教學(xué)成效影響機理標準模型

從標準模型可見，學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）、技術(shù)支持（F2）、教師教學(xué)（F3）等三個潛變量需要通過教學(xué)交互（F4）影響被解釋變量教學(xué)成效（F5），由此推斷教學(xué)交互（F4）起了“橋梁”的中介效應(yīng)。

2.中介效應(yīng)檢驗

結(jié)構(gòu)方程模型中，反映影響作用的是“效應(yīng)”，包括：總效應(yīng)（Total Effects,TE）、直接效應(yīng)（Direct Effects,DE）和間接效應(yīng)（Indirect Effects,IE）。若中介效應(yīng)成立，則三種效應(yīng)滿足“鏈式法則”（覃紅霞等，2022）：

為了證實教學(xué)交互（F4）的中介效應(yīng)，本研究運用AMOS24.0做Bootstrap分析（抽樣次數(shù)設(shè)定為5000次），分析結(jié)果見表五。

表五 Bootstrap 分析結(jié)果

從表五可知，本研究構(gòu)建的最終標準模型在路徑[F1→F4→F5]（即學(xué)生學(xué)習(xí)→教學(xué)交互→教學(xué)成效）、[F2→F4→F5]（即教師教學(xué)→教學(xué)交互→教學(xué)成效）和[F3→F4→F5]（即技術(shù)支持→教學(xué)交互→教學(xué)成效）上的效應(yīng)都滿足：“鏈式法則”、p值顯著和置信區(qū)間都含0，其中[F2→F4→F5]路徑的中介作用最顯著（0.830），表明教學(xué)交互（F4）在潛變量學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）、技術(shù)支持（F2）、教師教學(xué)（F3）與被解釋變量教學(xué)成效（F5）之間存在顯著的中介效應(yīng)，本研究假設(shè)H2得到證實。同時，本研究還發(fā)現(xiàn)，該中介效應(yīng)是完全中介效應(yīng)，表明教學(xué)交互對在線教學(xué)成效起著決定性作用。

（四）模型應(yīng)用與分析

由于教學(xué)交互的中介效應(yīng)已得到證實，本研究利用“鏈式法則”測算教學(xué)成效各影響因素的效應(yīng)（即影響作用）（見表六）。

表六 最終模型的路徑系數(shù)與教學(xué)成效各影響因素效應(yīng)

從表六可知，1）技術(shù)支持對教學(xué)成效有顯著的正向作用（0.830）。我國高校開展的大規(guī)模在線教學(xué)有很強的應(yīng)急性，教學(xué)硬件、教學(xué)平臺等方面準備不足、保障有限（鄔大光等，2020；覃紅霞等，2020），但學(xué)生對學(xué)校、教學(xué)平臺等給予肯定，認為技術(shù)支持對在線教學(xué)成效的影響大于教師教學(xué)（0.637）和學(xué)生學(xué)習(xí)（0.349），是最重要的潛在自變量。

2）學(xué)生學(xué)習(xí)和教師教學(xué)對教學(xué)成效有顯著的正向作用，但教師教學(xué)（0.637）的影響作用是學(xué)生學(xué)習(xí)（0.349）的1.83倍，表明學(xué)生認可教師在線教學(xué)工作，但學(xué)生面對在線教學(xué)未能及時調(diào)整狀態(tài)。本研究還發(fā)現(xiàn)，學(xué)生在線學(xué)習(xí)表現(xiàn)乏力的主要因素是沒有養(yǎng)成良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣（0.282）、專注力較差、自主學(xué)習(xí)能力弱，這與已有研究發(fā)現(xiàn)相似（Cho et al.，2013；喬偉峰等，2021）。這表明，面對大規(guī)模在線教學(xué)，學(xué)生的思想準備和行動自覺沒有達到在線教學(xué)要求，這是值得關(guān)注的問題。本研究假設(shè)H1得到部分驗證。

3）教學(xué)交互（0.921）是影響教學(xué)成效的最關(guān)鍵因素。學(xué)生認為在線教學(xué)的關(guān)鍵是加強教學(xué)交互，增強師生交互、生生交互。如杜威指出的，“交互在整個教學(xué)過程中具有重要的作用”（Dewey，1916），在線教學(xué)同樣如此。本研究假設(shè)H3得到驗證。教學(xué)交互的三種類型中，效應(yīng)由大到小分別是師生交互（0.843）＞生生交互（0.765）＞內(nèi)容交互（0.673）。這說明，教學(xué)交互的關(guān)鍵是師生交互。師生是教育教學(xué)的絕對主體，“真正影響教育品質(zhì)的事情發(fā)生在師生互動的教學(xué)情景中”（Bok，2006）。

五、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

1.我國高校在線教學(xué)整體成效不盡理想，但硬性教學(xué)條件受到好評。

統(tǒng)計結(jié)果顯示，教學(xué)成效（F5）的整體評價（M=3.32）僅比理論中值高10%，低于以相近調(diào)研題項測量的線下教學(xué)成效（M=3.52）（王晶心等，2018），與相關(guān)研究結(jié)論相似（樂傳永等，2020）。學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）和教師教學(xué)（F2）等“軟性學(xué)習(xí)環(huán)境”指標得分不高，可能是導(dǎo)致教學(xué)成效評價低的主要成因。不過，以技術(shù)支持（F2）為代表的“硬性”環(huán)境觀測變量得分（M=3.41）高于整體成效評價。一般而言，相比于硬性教學(xué)條件，學(xué)生自我學(xué)習(xí)管理能力及教師信息化教學(xué)勝任力等軟性教學(xué)條件的優(yōu)化有一定滯后性，這種滯后性在在線教學(xué)中更顯著。師生在線教學(xué)“面臨更多的挑戰(zhàn)”（Kebritchi et al.，2017），需要予以更多關(guān)切。

2.在線教學(xué)成效的影響機理與線下教學(xué)差異較大。

本研究建構(gòu)的在線教學(xué)成效影響機理模型，再次印證了傳統(tǒng)學(xué)習(xí)理論對在線教學(xué)的“范式適用”。模型分析結(jié)果表明，在線教學(xué)成效的影響機理與線下教學(xué)差異極大，突出表現(xiàn)在：學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）、技術(shù)支持（F2）與教學(xué)成效（F5）之間呈顯著正向相關(guān)（p＜0.001），但如放置于以教學(xué)交互為中介變量的在線教學(xué)成效影響機理模型中，學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）、技術(shù)支持（F2）、教師教學(xué)（F3）三者與教學(xué)成效（F5）的直接效應(yīng)卻明顯減弱。換言之，在線教學(xué)交互產(chǎn)生了如“虹吸效應(yīng)”的完全中介作用。相關(guān)研究顯示，線下教學(xué)的教學(xué)互動僅具有部分中介作用（郭建鵬等，2020），兩者相比差異明顯。

3.學(xué)生對教師教學(xué)有更高的期待和路徑依賴。

一般認為，在線教學(xué)能更好地促進學(xué)生的自主學(xué)習(xí)和自我管理（鄔大光，2020），因為在線教學(xué)的特點是能讓學(xué)生更多地實現(xiàn)“個性化學(xué)習(xí)”（胡小平等，2020）。但本研究發(fā)現(xiàn)，在線教學(xué)的“教與學(xué)”依然深受傳統(tǒng)課堂教育文化的影響，大部分學(xué)生未能建構(gòu)起獨立的自學(xué)體系；反映教師授課情況的教學(xué)效果（F51）評價得分（M=3.59），明顯高于反映學(xué)生自學(xué)情況的學(xué)習(xí)效果（F52）得分（M=3.05）；教師教學(xué)（F3）的路徑系數(shù)（0.692）和效應(yīng)值（0.637）遠高于學(xué)生學(xué)習(xí)（F1）的表現(xiàn)（0.379和 0.349）；教學(xué)交互（F4）的觀測指標中，師生交互（F42）的路徑系數(shù)（0.915）和效應(yīng)值（0.843）亦高于生生交互（F43）的表現(xiàn)（0.831和0.765），折射出學(xué)生對教師教學(xué)具有較強的路徑依賴，以及對教師教學(xué)組織、教學(xué)態(tài)度和教學(xué)設(shè)計更高的期待。

（二）主要建議

1.提升在線教學(xué)成效的必然方向：科技創(chuàng)新和教育變革的歷史邏輯。

長期以來,在線教學(xué)被視為傳統(tǒng)教學(xué)模式之下的次級（inferior），是傳統(tǒng)教學(xué)模式的補充而非獨立個體（Buck，2001）。要提升在線教學(xué)成效，不能固步自封自我限制，而要將在線教學(xué)放在高等教育與外部經(jīng)濟的雙向聯(lián)動、在線教學(xué)與線下教學(xué)的雙軌交互層面，做好頂層設(shè)計與規(guī)范管理，充分認識在線教學(xué)在構(gòu)建終身學(xué)習(xí)體系和全民學(xué)習(xí)型社會、加速優(yōu)質(zhì)教育供給側(cè)改革的重要價值和特殊使命，努力形成一整套包括理念技術(shù)、方式方法、考核評價等在內(nèi)的在線教學(xué)“中國范式”。

具體而言，一方面要順應(yīng)信息技術(shù)發(fā)展。我國已建成在學(xué)人數(shù)達4430萬的世界最大規(guī)模高等教育體系，擁有應(yīng)用規(guī)模和數(shù)量均為世界第一的在線教育體系（教育部，2022），同時擁有多項世界領(lǐng)先的信息科技尖端技術(shù)，兩者的“強強聯(lián)合”是歷史發(fā)展的必然趨勢。另一方面要推動教育體制改革和機制創(chuàng)新，大幅提升在線教育的硬性教學(xué)條件和技術(shù)支持水平，促進現(xiàn)代信息技術(shù)與教學(xué)課程內(nèi)容的深度融合，擴大優(yōu)質(zhì)在線教學(xué)資源的有效供給，構(gòu)建促進教學(xué)成效提升的政策規(guī)制體系，形成具備世界水平、中國特色的在線教學(xué)管理服務(wù)格局。

2.提升在線教學(xué)成效的應(yīng)然模式：主導(dǎo)作用和主體地位的理論邏輯。

終身教育時代將更加個性化、多元化，教育的核心旨意從傳授知識、培訓(xùn)技能轉(zhuǎn)向幫助學(xué)生“學(xué)會如何學(xué)習(xí)”。在線教學(xué)推動了這一教育變革進程。隨著移動學(xué)習(xí)的興起，在線教學(xué)的服務(wù)能級和服務(wù)半徑不斷擴大，有效地促進了終身教育及自我教育體系的構(gòu)建。在線教學(xué)要積極促成教學(xué)理念的轉(zhuǎn)變和優(yōu)化，突出學(xué)生在教與學(xué)中的主體地位，始終以“學(xué)的行為”和“學(xué)的效果”作為出發(fā)點和落腳點，激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)動機和內(nèi)生動力；積極推進課程項目完善化、技術(shù)培訓(xùn)深入化、教學(xué)設(shè)計專業(yè)化；加強教學(xué)平臺服務(wù)支撐，持續(xù)推進學(xué)生自主學(xué)習(xí)方式的變革。

在線教學(xué)有其自身的教育規(guī)律和特殊價值，過多沿用線下教學(xué)模式以規(guī)限、斧正在線教學(xué)，忽視對在線教學(xué)自身的模式凝練和架構(gòu)創(chuàng)新，容易導(dǎo)致在線教學(xué)自身的“功能性貧血”。依據(jù)已有研究，本研究提出了提升在線教學(xué)成效的應(yīng)然模式（見圖4）：首先，教師向?qū)W生推送在線教學(xué)資源，供學(xué)生自主選擇，做到“內(nèi)容交互”；其次，學(xué)生從被動學(xué)習(xí)轉(zhuǎn)向主動學(xué)習(xí)，以小組合作學(xué)習(xí)推動“生生交互”；最后，教師依據(jù)大數(shù)據(jù)分析，掌握、評估學(xué)生學(xué)習(xí)行為，并通過課前輔導(dǎo)、在線授課和課后拓展為學(xué)生提供信息反饋，師生合作實現(xiàn)高質(zhì)量的“師生交互”。

圖4 在線教學(xué)應(yīng)然模式

3.提升在線教學(xué)成效的實然道路：教學(xué)交互與技術(shù)適配的實踐邏輯。

技術(shù)改變了人與人互動的方式。在線教學(xué)成為知識傳授、情感互動、文化傳承、精神共鳴的媒介，拓展了傳統(tǒng)教學(xué)的意義與價值蘊含。為預(yù)防道德退化、人際疏離、社會失范等社會危機，強化教學(xué)交互是滿足學(xué)生個性化需求、促進學(xué)生社會化、實現(xiàn)學(xué)生高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。倘若對在線教學(xué)的理解仍然停留在上傳統(tǒng)的課程大綱、參考資料等表層階段，僅考慮教學(xué)內(nèi)容的單向輸送，忽視情感交流與歸屬的作用，容易導(dǎo)致師生交流閉塞、互動不強，進而制約教學(xué)交互成效的提高，影響在線教學(xué)質(zhì)量。

因此，教育管理者需要促進師生深層次領(lǐng)會在線教學(xué)的內(nèi)涵，樹立新的教學(xué)交互觀念；充分發(fā)揮教師的主導(dǎo)作用，加強教學(xué)共同體建設(shè)，鼓勵教師組織在線話題討論活動、參與在線教學(xué)技術(shù)開發(fā)及知識培訓(xùn)；鼓勵師生設(shè)立合作學(xué)習(xí)小組，增進師生、生生間的交流，構(gòu)建多元的在線學(xué)習(xí)共同體；強化教學(xué)交互，營造主動學(xué)習(xí)、互助互學(xué)、共同進步的在線教學(xué)氛圍；鼓勵師生開展“操作交互→信息交互→概念交互”（陳麗，2004），從多維度入手全面提高在線教學(xué)成效。