郭沫 李玉斌

(遼寧師范大學(xué) 計算機與信息技術(shù)學(xué)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(fā)出“停課不停教、停課不停學(xué)”的號召，在線教育臨危受命，迅猛發(fā)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(guān)注的是學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)投入不高或持續(xù)性不足的問題[1]。類似的問題在以往的慕課(MOOC)學(xué)習(xí)中也有所體現(xiàn)，諸如高輟學(xué)率和低完成率，都說明了學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)投入不夠理想[2]。研究表明，在線學(xué)習(xí)投入不僅能夠預(yù)測在線學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)成效，更是提高在線教育質(zhì)量的關(guān)鍵變量，在提升學(xué)習(xí)用戶在線學(xué)習(xí)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(guān)注。已有研究從教師、家庭、同伴、課程資源設(shè)計、平臺數(shù)據(jù)及智能技術(shù)等外部視角探尋其影響因素[4-8]，并從學(xué)習(xí)動機、學(xué)業(yè)情緒、自我效能感、學(xué)習(xí)滿意度等諸多個體心理維度考察對學(xué)習(xí)者在線學(xué)習(xí)投入的內(nèi)在作用機制[9-11]。

長期以來，教學(xué)一直被認(rèn)為是一種“關(guān)愛職業(yè)”[12]。情感的聯(lián)系和積極的態(tài)度對學(xué)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(xué)經(jīng)驗的教師回顧和反思其教學(xué)生涯，得到與開展有效教學(xué)最相關(guān)的教師特征指標(biāo)是教師關(guān)懷[13]。在沃克(Walker)等人的研究中，一群“新”教師認(rèn)為關(guān)心學(xué)生是他們工作中被忽視的一個方面，但關(guān)懷在保持教師與學(xué)生的學(xué)術(shù)努力意識方面都發(fā)揮著重要作用[14]。由此可見，教師關(guān)懷在教學(xué)過程中被認(rèn)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(guān)懷行為旨在使在線學(xué)習(xí)環(huán)境人性化，有助于降低在線教學(xué)中學(xué)生流失率，提高學(xué)生的學(xué)習(xí)投入度和滿意度[15]。因此，教師關(guān)懷行為是探討在線學(xué)習(xí)投入影響因素中必不可少的情感前因。國外學(xué)者勞倫斯(Lawrence)從自我決定理論的視角探討了在線環(huán)境中學(xué)生感知的教師關(guān)懷行為可以通過動機和情感間接影響學(xué)生感知的認(rèn)知投入[16]。但國內(nèi)至今鮮有學(xué)者從教師關(guān)懷行為的視角研究如何提高學(xué)習(xí)者在線學(xué)習(xí)投入的問題。鑒于此，本研究旨在探討教師關(guān)懷行為與在線學(xué)習(xí)投入之間的關(guān)系及其內(nèi)在機制，為在線學(xué)習(xí)投入的提升、有效開展在線教學(xué)提供指導(dǎo)和借鑒。

教師關(guān)懷行為如何影響學(xué)習(xí)投入? 是否還存在其他影響因素? 班杜拉的社會認(rèn)知理論認(rèn)為個體的行為依賴于個人、行為、環(huán)境之間的三元交互決定論[17]。教師關(guān)懷行為作為一種重要的情感環(huán)境變量，學(xué)業(yè)自我效能感作為一種可控的內(nèi)在學(xué)習(xí)心理因素，學(xué)習(xí)者的在線學(xué)習(xí)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(xué)業(yè)自我效能感是學(xué)習(xí)環(huán)境與學(xué)生行為間的重要中介[18]。一方面，學(xué)業(yè)自我效能感和學(xué)習(xí)投入之間有著密切的關(guān)系。如周小李等發(fā)現(xiàn)在線學(xué)習(xí)自我效能感能夠正向預(yù)測學(xué)生的深度學(xué)習(xí)水平[19]。沈永江等發(fā)現(xiàn)在學(xué)生層面和集體層面上,學(xué)業(yè)自我效能越高,學(xué)習(xí)投入就越強[20]。國外研究也發(fā)現(xiàn)學(xué)業(yè)自我效能感較高的學(xué)生利用在線學(xué)習(xí)平臺展開學(xué)習(xí)會投入更多的時間[21]。綜上，在線學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)者的學(xué)業(yè)自我效能感越高，其學(xué)習(xí)投入就越高。另一方面，學(xué)業(yè)自我效能感還會受到教師關(guān)懷行為的影響。自我效能感是可以培養(yǎng)的，它并不是固有的[22]。根據(jù)自我效能感理論，自我效能感形成與發(fā)展的四個主要信息來源是個體直接經(jīng)驗、替代經(jīng)驗、言語勸導(dǎo)以及情緒反應(yīng)[23]。個體在面臨某項學(xué)習(xí)任務(wù)時接受教師的語言鼓勵會影響個體的學(xué)業(yè)自我效能感。例如，Sung等研究指出教師切合實際的勸導(dǎo)會使個體在學(xué)習(xí)中產(chǎn)生更強的學(xué)業(yè)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(xué)業(yè)自我效能感[24]。葉寶娟等從心理學(xué)的角度證實了學(xué)生在獲得教師的關(guān)懷后，會增強自身對學(xué)習(xí)的興趣與信心[25]。由此可見學(xué)業(yè)自我效能感作為一個潛在的結(jié)果，可能會受到教師關(guān)懷行為的影響。

根據(jù)上述理論分析和已有實證研究結(jié)果，本研究將基于在線學(xué)習(xí)環(huán)境探討教師關(guān)懷行為對在線學(xué)習(xí)投入的影響及其作用機制，提出四條研究假設(shè)：

H1：教師關(guān)懷行為對在線學(xué)習(xí)投入有正向影響作用。

H2：教師關(guān)懷行為對學(xué)業(yè)自我效能感有正向影響作用。

H3：學(xué)業(yè)自我效能感對在線學(xué)習(xí)投入有正向影響作用。

H4：學(xué)業(yè)自我效能感在教師關(guān)懷行為與在線學(xué)習(xí)投入間起中介作用。

2 研究設(shè)計

2.1 研究對象

本研究選取有在線學(xué)習(xí)經(jīng)驗的高校本科生和研究生作為研究對象進(jìn)行問卷調(diào)查。依托問卷星平臺發(fā)放，通過導(dǎo)師和學(xué)生的關(guān)系網(wǎng)進(jìn)行問卷的擴散，收回問卷共1 039份。剔除重復(fù)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(xué)生100人，大二學(xué)生126人，大三學(xué)生375人，大四學(xué)生116人，研究生139人；理工類專業(yè)學(xué)生330人，文史類專業(yè)學(xué)生526人。問卷調(diào)查顯示：9.6%的學(xué)生覺得自己的在線學(xué)習(xí)經(jīng)驗不足；43.8%的學(xué)生覺得自己的在線學(xué)習(xí)經(jīng)驗一般；32.8%的學(xué)生覺得自己的在線學(xué)習(xí)經(jīng)驗尚可；11.1%的學(xué)生覺得自己的在線學(xué)習(xí)經(jīng)驗比較豐富；2.7%的學(xué)生覺得自己的在線學(xué)習(xí)經(jīng)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(xué)生的基本信息。主要涉及被調(diào)查者的性別、年級、專業(yè)以及在線學(xué)習(xí)經(jīng)驗水平。

第二部分是測量所用到的量表。

2.2.1 教師關(guān)懷行為量表

采用李玉斌、王琳等開發(fā)的在線教學(xué)中教師關(guān)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(xué)生在在線學(xué)習(xí)中感知的教師關(guān)懷程度越高。量表內(nèi)部一致性信度 Cronbach’s α為0.957，KMO 取樣適切性系數(shù)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(xué)中學(xué)生感知的教師關(guān)懷。

2.2.2 學(xué)業(yè)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(xué)習(xí)自我效能感量表，包括學(xué)習(xí)能力自我效能感、學(xué)習(xí)意志自我效能感、學(xué)習(xí)技術(shù)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(xué)生感知到的學(xué)業(yè)自我效能感越高。量表內(nèi)部一致性信度 Cronbach’s α為0.966，KMO 取樣適切性系數(shù)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(xué)習(xí)中學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感。

2.2.3 學(xué)習(xí)投入量表

采用Schaufeli等人編制，方來壇等學(xué)者修訂的學(xué)習(xí)投入量表(UWES-S)，包括活力、奉獻(xiàn)和專注三個維度[28]，該量表共有17個題項。調(diào)查時為了符合在線學(xué)習(xí)環(huán)境，加入了“根據(jù)你的在線學(xué)習(xí)經(jīng)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(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平越高。量表內(nèi)部一致性信度 Cronbach’s α為0.962，KMO 取樣適切性系數(shù)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(xué)中學(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平。

3 研究結(jié)果

3.1 相關(guān)分析

采用SPSS的典型相關(guān)分析法對教師關(guān)懷行為、學(xué)業(yè)自我效能感和在線學(xué)習(xí)投入三者之間的相關(guān)性進(jìn)行分析，描述性統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)矩陣如表1所示。結(jié)果顯示，教師在線關(guān)懷行為總體水平一般(Mean=3.800)。在四個維度上，學(xué)習(xí)者感知教師在線關(guān)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(biāo)準(zhǔn)差較大為0.721，表明大部分學(xué)習(xí)者在感知教師可及性維度上較不穩(wěn)定。在線學(xué)習(xí)者的學(xué)業(yè)自我效能感總體水平一般(Mean=3.680)。在線學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)投入整體均值為3.519，在線學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)投入存在較大提升空間。

表1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)矩陣

在線教學(xué)中，教師關(guān)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(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)，說明在線教學(xué)中教師關(guān)懷越多，學(xué)生的學(xué)習(xí)投入水平越高。同時，教師關(guān)懷與學(xué)業(yè)自我效能感呈顯著正相關(guān)(r=0.719,p<0.01)，說明在線教學(xué)中教師關(guān)懷越多，學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感越高。此外，學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入呈正相關(guān)(r=0.575,p<0.01)，說明在線教學(xué)中學(xué)生學(xué)業(yè)自我效能感越高，學(xué)習(xí)投入水平越高。

3.2 影響效應(yīng)分析

3.2.1 多層線性回歸分析

對人口學(xué)變量中的性別、年級、專業(yè)和在線學(xué)習(xí)經(jīng)驗進(jìn)行控制。第一步，將教師關(guān)懷行為作為自變量，學(xué)業(yè)自我效能感作為因變量放入回歸模型。結(jié)果如表2所示，教師關(guān)懷行為β=0.681(p=0.000)對學(xué)業(yè)自我效能感具有顯著正向影響，假設(shè)H2得到支持。第二步，將學(xué)業(yè)自我效能感作為自變量，在線學(xué)習(xí)投入作為因變量放入回歸模型，學(xué)業(yè)自我效能感β=0.547(p=0.000)對在線學(xué)習(xí)投入具有正向影響，假設(shè)H3得到支持。第三步，將教師關(guān)懷行為作為自變量，在線學(xué)習(xí)投入作為因變量放入回歸模型，教師關(guān)懷行為β=0.491(p=0.000)對在線學(xué)習(xí)投入具有正向影響，假設(shè)H1得到支持。接著檢驗教師關(guān)懷行為的四個維度對在線學(xué)習(xí)投入的具體影響大小，分別以教師關(guān)懷的四個維度與在線學(xué)習(xí)投入進(jìn)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(guān)懷行為和學(xué)業(yè)自我效能感同時作為自變量、在線學(xué)習(xí)投入作為因變量放入回歸模型。在引入學(xué)業(yè)自我效能感后，教師關(guān)懷對在線學(xué)習(xí)投入的影響變?yōu)棣?0.238(p=0.000)，依然對在線學(xué)習(xí)投入具有正向影響，解釋方差增加為0.373。這初步表明學(xué)業(yè)自我效能感在教師關(guān)懷行為與在線學(xué)習(xí)投入間起部分中介作用，假設(shè)H4得到初步支持。

表2 多層線性回歸分析結(jié)果

3.2.2 中介效應(yīng)分析

在上述分析的基礎(chǔ)上，為了進(jìn)一步驗證在線教學(xué)中教師關(guān)懷行為、學(xué)業(yè)自我效能感與學(xué)習(xí)投入間的關(guān)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(jìn)一步檢驗學(xué)業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)。在控制人口學(xué)變量的條件下，以教師關(guān)懷行為為自變量，學(xué)習(xí)投入為因變量，學(xué)業(yè)自我效能感為中介變量在95%置信區(qū)間，選擇5 000次樣本抽樣數(shù)進(jìn)行檢驗。結(jié)果顯示(詳見表3)：教師關(guān)懷行為對學(xué)業(yè)自我效能感的正向預(yù)測作用顯著(B=0.67,t=29.41,p<0.001)；教師關(guān)懷行為對學(xué)習(xí)投入的正向預(yù)測作用顯著(B=0.54，t=16.83，p<0.001)，且當(dāng)放入中介變量后，教師關(guān)懷行為對學(xué)習(xí)投入的直接預(yù)測作用依然顯著(B=0.26，t=6.01，p<0.001)，同時學(xué)業(yè)自我效能感對學(xué)習(xí)投入的正向預(yù)測作用也顯著(B=0.42，t=8.99，p<0.001)。此外，教師關(guān)懷行為對在線學(xué)習(xí)投入影響的直接效應(yīng)的 95%置信區(qū)間的上、下限為0.48、0.60，學(xué)業(yè)自我效能感在教師關(guān)懷行為和在線學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間的上、下限為0.33、0.51，都不包含0。表明，教師關(guān)懷行為不僅能夠直接預(yù)測在線學(xué)習(xí)投入，而且能夠通過學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用間接預(yù)測在線學(xué)習(xí)投入，假設(shè)H4得到進(jìn)一步支持。

表3 學(xué)業(yè)自我效能感的中介效應(yīng)檢驗

圖1 學(xué)業(yè)自我效能感在教師關(guān)懷行為與學(xué)習(xí)投入間的中介效應(yīng)圖

4 研究結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

本研究揭示了教師關(guān)懷行為與在線學(xué)習(xí)投入間的相關(guān)關(guān)系，從理論上深化了對兩者關(guān)系的認(rèn)識，豐富了國內(nèi)有關(guān)教師關(guān)懷行為與在線學(xué)習(xí)投入關(guān)系的研究成果。更重要的是，本研究基于社會認(rèn)知理論分析了教師關(guān)懷行為影響在線學(xué)習(xí)投入的內(nèi)在機制：教師關(guān)懷行為既能夠直接影響在線學(xué)習(xí)投入，又能夠通過學(xué)業(yè)自我效能感間接影響在線學(xué)習(xí)投入，以此為改善學(xué)習(xí)者在線學(xué)習(xí)投入、優(yōu)化在線學(xué)習(xí)效果提供新路徑。下面對本研究所得結(jié)論進(jìn)行具體分析：

首先，教師關(guān)懷行為能夠正向預(yù)測學(xué)習(xí)者的在線學(xué)習(xí)投入。本研究實證結(jié)果表明，教師關(guān)懷行為對學(xué)習(xí)者在線學(xué)習(xí)投入具有顯著正向影響。該研究結(jié)果與國內(nèi)傳統(tǒng)教學(xué)環(huán)境中的研究結(jié)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(fā)現(xiàn)，教師關(guān)懷行為可以顯著正向預(yù)測學(xué)習(xí)投入。可見，無論是傳統(tǒng)教學(xué)中還是在線教學(xué)中，教師關(guān)懷行為都是一種有效且必不可少的教師行為。進(jìn)一步分析教師關(guān)懷行為各個維度的具體效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，教師關(guān)懷中可及性對在線學(xué)習(xí)投入的影響效應(yīng)最強，參與性對在線學(xué)習(xí)投入的影響效應(yīng)次之，影響效應(yīng)相對較弱的是清晰性和包容性。這一結(jié)果與傳統(tǒng)教學(xué)是不同的，傳統(tǒng)教學(xué)中包容性對學(xué)習(xí)投入的影響效應(yīng)較大[29,30]。這在很大程度上反映出在線學(xué)習(xí)環(huán)境時空分離的特點，教學(xué)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(xiàn)象，所以在線教學(xué)中可及性和參與性對在線學(xué)習(xí)投入的效能就被增強了。因此，教師在進(jìn)行在線教學(xué)工作時應(yīng)該充分地將關(guān)懷這一要素考慮進(jìn)來，并著重提高自身在參與性與可及性方面的關(guān)懷能力，關(guān)注學(xué)生的情感與心理狀態(tài)，讓學(xué)生感受到教師的持續(xù)關(guān)注，最大限度地提升學(xué)習(xí)者的在線學(xué)習(xí)投入水平。

其次，教師關(guān)懷行為還能夠顯著預(yù)測在線學(xué)習(xí)者的學(xué)業(yè)自我效能感。這一結(jié)論是本研究中的一個新發(fā)現(xiàn)，在既往研究中很少涉及。并且這與雷浩等人實證研究的結(jié)果保持一致。即學(xué)生感知的教師關(guān)懷越多，學(xué)生就會擁有更高的學(xué)業(yè)自我效能感。對這一結(jié)論可以用自我決定動機理論來解釋，Ryan和Deci認(rèn)為，對于從事的工作與任務(wù)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(wù)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(xué)生在線課堂中的重要人物，通過合理的關(guān)懷行為就會提高學(xué)習(xí)者的學(xué)業(yè)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(xué)生在線學(xué)習(xí)自我效能的發(fā)展至關(guān)重要，這一結(jié)論也支持此研究結(jié)果[22]。

轉(zhuǎn)換后行為認(rèn)知成本，指的是用戶在全新電商平臺下，付出成本和學(xué)習(xí)新課程的成本。當(dāng)前電商平臺在對界面設(shè)計、網(wǎng)頁瀏覽操作等環(huán)節(jié)上存在較大差別，因此用戶所感知的服務(wù)質(zhì)量上會出現(xiàn)較為明顯的差異，不利于后續(xù)工作的開展，甚至對用戶忠誠度的維持也將產(chǎn)生負(fù)面影響。

最后，本研究最為重要的發(fā)現(xiàn)就是，在線教學(xué)環(huán)境中教師關(guān)懷行為不僅僅能夠直接影響學(xué)習(xí)者的在線學(xué)習(xí)投入，還能夠通過學(xué)習(xí)者的學(xué)業(yè)自我效能感的中介作用來間接影響在線學(xué)習(xí)投入，即學(xué)業(yè)自我效能感在教師關(guān)懷行為與在線學(xué)習(xí)投入間起部分中介作用。表3數(shù)據(jù)顯示，直接效應(yīng)的效應(yīng)值小于總間接效應(yīng)的效應(yīng)值，總間接效應(yīng)的相對效應(yīng)百分比為51.85%，體現(xiàn)了中介變量對解釋在線學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)投入的重要性。以往研究結(jié)果也表明，學(xué)生感受到教師對自己的關(guān)心、信任和尊重，能夠激發(fā)學(xué)生的積極情緒，從而產(chǎn)生積極的自我評價，進(jìn)而增強學(xué)業(yè)自我效能感[32]。學(xué)業(yè)自我效能感的增加，能使學(xué)生表現(xiàn)出更強的學(xué)習(xí)心理彈性和學(xué)習(xí)內(nèi)驅(qū)力，更專注于學(xué)習(xí)任務(wù),增加學(xué)習(xí)投入。

4.2 研究建議

基于所得結(jié)論，本研究就促進(jìn)在線教學(xué)中學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)投入，優(yōu)化在線教學(xué)質(zhì)量提出如下建議：

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

培養(yǎng)在線教育中教師關(guān)懷能力，需要科學(xué)、系統(tǒng)的教師教育培訓(xùn)課程對教師能力的養(yǎng)成加以匡扶和指引。目前，在線教師教育培訓(xùn)中關(guān)于教師關(guān)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(fā)“面向在線教育的教師關(guān)懷行為能力提升”課程具有迫切的現(xiàn)實意義，需要引起我們的重視。課程開發(fā)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(xì)的課程日歷，明確各項活動的起止時間，列出每周的學(xué)習(xí)目標(biāo)等；包容性方面，教師要鼓勵、允許學(xué)生分享與老師不一致的觀點或經(jīng)驗，根據(jù)學(xué)生情況靈活調(diào)整教學(xué)安排等；參與性方面，教師設(shè)計教學(xué)活動要以學(xué)習(xí)者為中心，增進(jìn)師生互動和生生互動；可及性方面，教師要對學(xué)生的作業(yè)和疑問給出及時性的反饋和建設(shè)性的解答。同時，教師也要樹立正確的關(guān)懷意識，主動付出時間和努力，把關(guān)懷和謙遜之情融入教學(xué)設(shè)計中，以促進(jìn)學(xué)生更好地投入在線學(xué)習(xí)。

4.2.2 發(fā)揮學(xué)業(yè)自我效能感的橋梁作用，增強教師關(guān)懷對學(xué)生在線學(xué)習(xí)投入的影響效果

本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)業(yè)自我效能感在教師關(guān)懷行為和在線學(xué)習(xí)投入之間發(fā)揮著部分中介作用。一方面，教師關(guān)懷可以直接作用于學(xué)習(xí)投入；另一方面，在線學(xué)習(xí)者感知到教師關(guān)懷后通過學(xué)業(yè)自我效能感這個“橋梁”對學(xué)習(xí)投入產(chǎn)生影響。所以可以引入學(xué)業(yè)自我效能感作為干預(yù)的切入點，強化在線學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)投入。教師在教學(xué)過程中要注意因材施教，進(jìn)行分層教學(xué)，關(guān)注學(xué)業(yè)自我效能感較差的學(xué)生，多與他們進(jìn)行溝通，鼓勵包容使其不斷改變對學(xué)習(xí)的信念以形成對自身能力的積極評價；對學(xué)業(yè)自我效能感較好的學(xué)生則可以發(fā)布更具挑戰(zhàn)性的學(xué)習(xí)任務(wù)，來幫助他們實現(xiàn)從現(xiàn)有的問題解決能力到潛在的問題解決能力的跨越[34]，使學(xué)習(xí)者在在線學(xué)習(xí)中體會到獲得感和成就感。教師要實施關(guān)懷策略有效進(jìn)行情感傳達(dá)，激發(fā)學(xué)生的內(nèi)驅(qū)力，提高學(xué)業(yè)自我效能感，增強學(xué)生在線學(xué)習(xí)投入效果。

4.2.3 在線學(xué)習(xí)投入提升要超越認(rèn)知存在，拓展到教學(xué)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(xué)習(xí)中存在去人性化的趨勢[34]。在線學(xué)習(xí)如同其他學(xué)習(xí)形式一樣，也應(yīng)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(lián)系是建立社會存在感、減少孤立感和建立信心的關(guān)鍵因素。目前，如何創(chuàng)建包含社會存在的在線學(xué)習(xí)環(huán)境是教師們所面臨的一大挑戰(zhàn)。國外有研究通過建立在線關(guān)懷小組和關(guān)懷聯(lián)系網(wǎng)站的兩種方式作為促進(jìn)學(xué)生在線學(xué)習(xí)投入和發(fā)展社會存在的新策略，以“關(guān)懷”的方式為教學(xué)增加社會臨場感提供了機會[36]。所以，本研究建議國內(nèi)在線學(xué)習(xí)投入提升要在打好教學(xué)存在的基礎(chǔ)上，重視社會存在的重要性。關(guān)懷對建立和維持社會存在尤為重要，從實施關(guān)懷行為的角度出發(fā)，賦予在線學(xué)習(xí)環(huán)境人性化，促進(jìn)學(xué)生認(rèn)知發(fā)展和學(xué)業(yè)成就，滿足學(xué)生情感社交需求，增加美好的在線學(xué)習(xí)體驗，增強學(xué)習(xí)投入的活力與專注性，鼓勵提倡奉獻(xiàn)等行為。