我国高校在线教学成效如何？——基于对21万本科生的调查

周建华 陈凤菊 李 政

（1.赣州师范高等专科学校，江西赣州 341000；2.厦门大学 教育研究院，福建厦门 361005；3.浙江大学 教育学院，浙江杭州 310058）

一、问题提出

近二十年来，以开放课件、翻转课堂、慕课、小规模限制性在线课程（SPOC）为代表的新型在线教学模式蓬勃兴起，持续推动各国高校加速在线教学发展进程。我国高校在线教学取得长足发展的同时，在线教学成效的质疑也不断涌现，如“学生在线学习体验欠佳、教学满意度不高、教学质量堪忧”等（覃红霞等，2020）。美国、澳大利亚、土耳其、南非等国家的在线教学也面临着学生自主学习能力不足、存在数字鸿沟、教师信息素养不足、教学效率不高、学生学习体验不佳等问题（EDUCAUSE，2021），折射出学界对大规模在线教学运行规律及成效机理的深度研究缺位。在线教学成效的影响机理与线下教育有何异同？我国高校在线教学的整体成效如何？背后的深层动因又是什么？这些都是迫切需要回答的现实问题。本研究基于全国334所高校、212907名学生的在线教学调研数据，构建在线教学成效影响机理模型，分析当前高校在线教学成效，提出提升成效、推进改革的路径建议。

二、文献综述与分析框架

（一）文献综述

在线教学理论有三种：行为主义学习理论、认知主义学习理论和社会建构主义学习理论，它们在解释在线教学的建构、实施和评价中发挥着积极作用。不同的理论衍生不同的在线教学成效评估维度，如雷莫斯（Remmers，1930）从课程设置、教师教学、师生关系等方面探讨教学成效的影响因素；马什（Marsh ，1991）认为教学技能、师生关系、课程结构与组织、作业量等是影响教学成效的主要因素；森特拉（John A Centra，1993）认为影响教学成效的因素包括教学组织、师生交流、教学技巧；克里奇（Kolitch，1999）等提出课程组织、行为管理、学生成绩评定和师生关系等四个维度影响教学成效。米歇尔等（Michele et al.，2011）发现教师的教学风格、课堂教学内容和方式、教师的有效反馈、教学条件等因素会影响教学成效。由于社会建构主义对在线教学的适用性得到多方论证（樊改霞，2022），本研究倾向于以社会建构主义学习理论为基础，将在线教学成效视为教师的教学行为、学生的学习投入、师生间的交流互动以及教学设施条件等维度共同作用的结果。

1991年，德国学者林德曼（Rindermann，2001）基于多维教学质量观（见图1）理论，开发了海德堡教学评估量表，量表的Cronbach's alpha系数是0.8，信度良好（Muto，1992）。林德曼认为教学成效受学生、教师、教学条件等因素影响，学生、教师和教学条件各自又包含诸多因素且相互影响，因此对教学的认识和评价不应是单一而是多维的，如此方可“全面地理解教学”。1997年，林德曼修订完善了海德堡教学评估量表，提出著名的教学成效评价公式：教学成效=教师+学生+外部条件+互动条件（黄福涛，1997）。随着“博洛尼亚进程”的启动，海德堡教学评估量表得到广泛使用（Rindermann，1999）。本研究根据林德曼多维教学质量观，构建在线教学成效影响机理的基本框架。

图1 林德曼多维教学质量观

在线教学成效的测量指标，可以依据学习理论和教学理论分层设置。从学生学习的视角看，学习动机是学生参与在线教学、开展在线学习的重要驱动力，直接影响学习成效（Young-Ju et al.，2000）。在开放的网络教学系统，学生的个性化特征更突出，其学习行为对在线教学成效的影响更直接（Hill et al.，1997）；学生学习主动性、学习能力、学习投入能正向预测在线教学成效（Kintu, 2017）。从教师教学方面看，教师作为在线教学活动的组织者，其教学设计、教学方法和教学态度直接影响在线教学成效（Artino，2012）。在线教学离不开教学环境的支持，在线教学平台的性能（稳定性、流畅度、易用性等）、在线教学环境、学校对在线教学的支持等都会影响在线教学成效（Phan et al.，2017；李莹莹等，2020）。还有研究指出，教学交互是在线教学最重要、最突出的问题（王志军等，2015），是影响在线教学效果的关键因素之一（Zhao et.al.，2005）。总的来说，大量研究认为，影响在线教学成效的关键因素是学生学习、教师教学、教学条件和教学交互（Sun et al.，2016）。

影响在线教学成效的四个关键因素中，特别值得关注、也特别容易引起争议的因素无疑是“教学交互”。西蒙斯（Siemens）针对在线教学的新特征提出“联通主义”概念（王佑镁等，2006），认为教学活动是连接知识节点和信息源的进程，其关键是分享和交互，而非灌输和储存。因此，教学交互的程度和效度，被认为是衡量在线教学成效的重要指标（Moore et al.，1989；Arbaugh，2008；Arthur et al.，2008 ；Bettinger et al.，2016）。 基 于 联通 主 义 的“教学交互”蕴含更多“关系中学”（learning by relationships）和“分布式认知”（distributed cognition）的变革，是对传统建构学习理论的突破。这种教学交互至少具有三种核心类型：教师与学生、学生与学生、学生与课程内容（Woo et al.，2007；Blasco et al.，2013）。其中，教师与学生的互动有助于激发学生学习积极性、促进学生深度理解课程内容，生生互动可以帮助学生减少负面情绪，提高教学参与度（王思遥，2021；覃红霞等，2021），学生与课程内容的互动有助于激发学生的学习热情，增加学习投入，进而实现预期的学习成果（Kumar et al.，2021；Baber，2021）。值得注意的是，有学者提出，教学交互对在线教学成效产生直接影响，同时也承担着中介作用（刘威童等，2022）。

（二）分析框架

本研究以林德曼的多维教学质量观为理论基础，结合教学交互对在线教学的重要作用，构建在线学习成效影响机理假设模型（见图2）。

图2 在线教学成效影响机理假设模型

其中，“学生学习”指学生在线学习能力、习惯和投入等的综合表现，对应多维教学质量观的变量“学生”；“技术支持”指学校、在线教学平台、网络供应商等对在线教学的保障，对应多维教学质量观的变量“教学条件”；“教师教学”指教师在线教学投入、教学设计、课堂教学等方面的综合表现，对应多维教学质量观的变量“教师”；教学成效指学生对在线教学“教”和“学”效果的评价，对应多维教学质量观的变量“教学成效”；教学交互指在线教学参与者、教育资源之间的相互交流与相互作用，是本研究根据联通主义理论，针对在线教学而增设的变量。

本研究提出以下三个假设：

H1：学生学习、技术支持、教师教学均正向影响教学交互；

H2：教学交互在学生学习、技术支持、教师教学三者与教学成效之间存在中介效应；

H3：教学交互正向影响教学成效。

三、研究设计与方法

（一）研究数据

本研究数据来自厦门大学教师发展中心开展的“全国高校在线教学情况调查”，该调查采取非概率抽样方式，于2020年4-6月在全国高校发放，共收集到全国334所高校、256504名学生的在线教学评价数据。本研究从中选取本科生数据，内容包括基本信息、在线教学环境及支持、线上学习体验和对在线教学的改进意见等四部分。选取的本科生数据共237800组，剔除未开展在线教学、含有缺失值和不规范值的数据条目，最终获得212907组有效数据，样本数据分布见表一。

表一 调查样本分布（N=212907）

（二）变量选择

根据假设模型的基本框架，本研究从样本数据中提取了与在线教学成效相关的25个题项，整合成五个量表（见表二）。

表二 变量的定义与描述

教学成效（F5）是被解释变量，其它潜变量（F1-F4）是本研究的解释变量。量表采用李克特五点量表计分（1=非常不好，2=不好，3=一般，4=好，5=非常好），分值越高表示学生对该观测变量的正向感知度越高，每个题项的理论中值为3分。

（三）研究方法

本研究用 SPSS 25.0 软件和 AMOS 24.0 软件检验数据的信效度和共同方法偏差；再运用 SPSS 25.0 软件对变量数据进行描述统计和相关性分析；其后运用 AMOS 24.0 和极大似然法拟合、修正和优化假设模型，构建在线教学成效影响机理最终模型；最后用Bootstrap分析检验教学交互的中介效应，运用“链式法则”研究教学成效影响机理。

四、研究结果

（一）共同方法偏差检验

本研究采用的数据来自网络调查，为主观自我报告数据，可能存在共同方法偏差。因此，研究者分析数据前，采用Harman单因素法进行共同方法偏差检验（周浩等，2004）：首先利用 SPSS 25.0 软件进行探索性因子分析（未旋转），得到第一个主成分载荷量 为27.89%，没有达到40%的标准（汤丹丹等，2020）；再利用AMOS24.0软件进行验证性因子分析，设定公因子数为1，拟合模型，发现模型拟合指标达到共同方法偏差的检验要求标准（温忠麟等，2004）（拟合指标：χ2/df=9315.2，RMSEA=0.259，TLI=0.654，CFI=0.699，SRMR=0.087），表明数据不存在严重的共同方法偏差。

（二）数据描述与检验

1.描述统计和信效度检验。为确保研究数据的可靠性和有效性，本研究运用 SPSS25.0 软件和Amos24.0对5个潜变量和14个观测变量进行描述统计和信效度检验（见表三）。

表三 变量信效度检验结果

信效度结果显示，5个潜变量的内部一致性Cronbach's alpha系数均大于0.8，验证性因子分析的拟合指标在适配值范围内，表明样本数据和因子信效度良好。

描述性统计结果显示，学生学习（F1）的得分均值只有2.75，低于理论中值3分，表明学生对在线学习的表现评价偏负面，自主学习能力较弱，学习的主动性、自觉性和学习投入不足；技术支持（F2）得分（M=3.41）高于理论中值，偏正面，表明学生对在线教学的硬件、平台、政策等给予肯定；教师教学（F3）得分（M=2.75）低于理论中值，偏负面，表明学生认为教师在线教学投入不足，教学设计、教学方法运用不够恰当，教学组织不尽人意；教学交互（F4）得分（M=3.69）高于理论中值，表明学生对在线教学交互的评价偏正面，能利用在线教学的优势进行内容交互、师生交互和生生交互。根据林德曼的教学成效评价公式（教学成效=教师+学生+外部条件+互动条件），可以判断我国高校在线教学成效不佳。事实上，教学成效（F5）的得分（M=3.32）仅比理论中值高10%，表明学生对在线教学成效的评价不高，在线教学质量有待提高。

2.相关分析。为进一步分析在线教学部分观测变量成效不佳的原因，本研究运用SPSS25.0软件对观测变量进行相关分析，结果见表四。

表四 观测变量相关系数矩阵

从表四可以发现，学生学习（F1）、技术支持（F2）、教师教学（F3）三个潜在自变量之间呈显著正相关（p＜0.001）；学生学习（F1）、技术支持（F2）、教师教学（F3）三个潜在自变量与中介变量教学交互（F4）、潜在因变量教学成效（F5）之间呈显著的正向弱相关（p＜0.001）；中介变量教学交互（F4）与潜在因变量教学成效（F5）之间呈显著的正相关（p＜0.001）。

（三）模型优化与构建

在信效度检验和相关分析的基础上，本研究利用AMOS24.0软件对图2模型进行拟合，判断潜变量与观测变量的因果关系是否显著。

1.模型修正与优化

本研究利用AMOS24.0软件对假设模型（见图2）进行拟合和优化。

1）对假设模型拟合发现，路径[F2→F5]不显著（p=0.637），[F1→F5]、[F3→F5]路径系数太小（0.02和0.01），不符合拟合要求（一般要大于0.10）。因此，这三条路径都予以删除。

2）进一步拟合的结果表明，路径[e2←e3]、[e4←e5]、[e5←e6]等残差路径的修正指数达到修正要求。结合学习习惯（F12）与学习投入（F13）、教学硬件（F21）与教学平台（F22）、教学平台（F22）与网络条件（F23）之间的理论联系，本研究再次对模型进行修正，增加[e2←e3]、[e4←e5]、[e5←e6]等残差路径。

3）再次重新拟合的结果显示，各条路径均具有显著性（p＜0.001）。除卡方自由度比受样本数据量超大的影响外，其余拟合指标均在适配值范围内（χ2/df=137.54，RMSEA=0.08，TLI=0.947，CFI=0.961，SRMR=0.036），且决定系数 R2=0.85（表示模型能够解释在线学习成效85%的变异量），表明模型拟合良好（Byrne，2001）。至此本研究完成模型优化，得到最终的标准模型（见图3）。

图3 在线教学成效影响机理标准模型

从标准模型可见，学生学习（F1）、技术支持（F2）、教师教学（F3）等三个潜变量需要通过教学交互（F4）影响被解释变量教学成效（F5），由此推断教学交互（F4）起了“桥梁”的中介效应。

2.中介效应检验

结构方程模型中，反映影响作用的是“效应”，包括：总效应（Total Effects,TE）、直接效应（Direct Effects,DE）和间接效应（Indirect Effects,IE）。若中介效应成立，则三种效应满足“链式法则”（覃红霞等，2022）：

为了证实教学交互（F4）的中介效应，本研究运用AMOS24.0做Bootstrap分析（抽样次数设定为5000次），分析结果见表五。

表五 Bootstrap 分析结果

从表五可知，本研究构建的最终标准模型在路径[F1→F4→F5]（即学生学习→教学交互→教学成效）、[F2→F4→F5]（即教师教学→教学交互→教学成效）和[F3→F4→F5]（即技术支持→教学交互→教学成效）上的效应都满足：“链式法则”、p值显著和置信区间都含0，其中[F2→F4→F5]路径的中介作用最显著（0.830），表明教学交互（F4）在潜变量学生学习（F1）、技术支持（F2）、教师教学（F3）与被解释变量教学成效（F5）之间存在显著的中介效应，本研究假设H2得到证实。同时，本研究还发现，该中介效应是完全中介效应，表明教学交互对在线教学成效起着决定性作用。

（四）模型应用与分析

由于教学交互的中介效应已得到证实，本研究利用“链式法则”测算教学成效各影响因素的效应（即影响作用）（见表六）。

表六 最终模型的路径系数与教学成效各影响因素效应

从表六可知，1）技术支持对教学成效有显著的正向作用（0.830）。我国高校开展的大规模在线教学有很强的应急性，教学硬件、教学平台等方面准备不足、保障有限（邬大光等，2020；覃红霞等，2020），但学生对学校、教学平台等给予肯定，认为技术支持对在线教学成效的影响大于教师教学（0.637）和学生学习（0.349），是最重要的潜在自变量。

2）学生学习和教师教学对教学成效有显著的正向作用，但教师教学（0.637）的影响作用是学生学习（0.349）的1.83倍，表明学生认可教师在线教学工作，但学生面对在线教学未能及时调整状态。本研究还发现，学生在线学习表现乏力的主要因素是没有养成良好的学习习惯（0.282）、专注力较差、自主学习能力弱，这与已有研究发现相似（Cho et al.，2013；乔伟峰等，2021）。这表明，面对大规模在线教学，学生的思想准备和行动自觉没有达到在线教学要求，这是值得关注的问题。本研究假设H1得到部分验证。

3）教学交互（0.921）是影响教学成效的最关键因素。学生认为在线教学的关键是加强教学交互，增强师生交互、生生交互。如杜威指出的，“交互在整个教学过程中具有重要的作用”（Dewey，1916），在线教学同样如此。本研究假设H3得到验证。教学交互的三种类型中，效应由大到小分别是师生交互（0.843）＞生生交互（0.765）＞内容交互（0.673）。这说明，教学交互的关键是师生交互。师生是教育教学的绝对主体，“真正影响教育品质的事情发生在师生互动的教学情景中”（Bok，2006）。

五、研究结论与建议

（一）研究结论

1.我国高校在线教学整体成效不尽理想，但硬性教学条件受到好评。

统计结果显示，教学成效（F5）的整体评价（M=3.32）仅比理论中值高10%，低于以相近调研题项测量的线下教学成效（M=3.52）（王晶心等，2018），与相关研究结论相似（乐传永等，2020）。学生学习（F1）和教师教学（F2）等“软性学习环境”指标得分不高，可能是导致教学成效评价低的主要成因。不过，以技术支持（F2）为代表的“硬性”环境观测变量得分（M=3.41）高于整体成效评价。一般而言，相比于硬性教学条件，学生自我学习管理能力及教师信息化教学胜任力等软性教学条件的优化有一定滞后性，这种滞后性在在线教学中更显著。师生在线教学“面临更多的挑战”（Kebritchi et al.，2017），需要予以更多关切。

2.在线教学成效的影响机理与线下教学差异较大。

本研究建构的在线教学成效影响机理模型，再次印证了传统学习理论对在线教学的“范式适用”。模型分析结果表明，在线教学成效的影响机理与线下教学差异极大，突出表现在：学生学习（F1）、技术支持（F2）与教学成效（F5）之间呈显著正向相关（p＜0.001），但如放置于以教学交互为中介变量的在线教学成效影响机理模型中，学生学习（F1）、技术支持（F2）、教师教学（F3）三者与教学成效（F5）的直接效应却明显减弱。换言之，在线教学交互产生了如“虹吸效应”的完全中介作用。相关研究显示，线下教学的教学互动仅具有部分中介作用（郭建鹏等，2020），两者相比差异明显。

3.学生对教师教学有更高的期待和路径依赖。

一般认为，在线教学能更好地促进学生的自主学习和自我管理（邬大光，2020），因为在线教学的特点是能让学生更多地实现“个性化学习”（胡小平等，2020）。但本研究发现，在线教学的“教与学”依然深受传统课堂教育文化的影响，大部分学生未能建构起独立的自学体系；反映教师授课情况的教学效果（F51）评价得分（M=3.59），明显高于反映学生自学情况的学习效果（F52）得分（M=3.05）；教师教学（F3）的路径系数（0.692）和效应值（0.637）远高于学生学习（F1）的表现（0.379和 0.349）；教学交互（F4）的观测指标中，师生交互（F42）的路径系数（0.915）和效应值（0.843）亦高于生生交互（F43）的表现（0.831和0.765），折射出学生对教师教学具有较强的路径依赖，以及对教师教学组织、教学态度和教学设计更高的期待。

（二）主要建议

1.提升在线教学成效的必然方向：科技创新和教育变革的历史逻辑。

长期以来,在线教学被视为传统教学模式之下的次级（inferior），是传统教学模式的补充而非独立个体（Buck，2001）。要提升在线教学成效，不能固步自封自我限制，而要将在线教学放在高等教育与外部经济的双向联动、在线教学与线下教学的双轨交互层面，做好顶层设计与规范管理，充分认识在线教学在构建终身学习体系和全民学习型社会、加速优质教育供给侧改革的重要价值和特殊使命，努力形成一整套包括理念技术、方式方法、考核评价等在内的在线教学“中国范式”。

具体而言，一方面要顺应信息技术发展。我国已建成在学人数达4430万的世界最大规模高等教育体系，拥有应用规模和数量均为世界第一的在线教育体系（教育部，2022），同时拥有多项世界领先的信息科技尖端技术，两者的“强强联合”是历史发展的必然趋势。另一方面要推动教育体制改革和机制创新，大幅提升在线教育的硬性教学条件和技术支持水平，促进现代信息技术与教学课程内容的深度融合，扩大优质在线教学资源的有效供给，构建促进教学成效提升的政策规制体系，形成具备世界水平、中国特色的在线教学管理服务格局。

2.提升在线教学成效的应然模式：主导作用和主体地位的理论逻辑。

终身教育时代将更加个性化、多元化，教育的核心旨意从传授知识、培训技能转向帮助学生“学会如何学习”。在线教学推动了这一教育变革进程。随着移动学习的兴起，在线教学的服务能级和服务半径不断扩大，有效地促进了终身教育及自我教育体系的构建。在线教学要积极促成教学理念的转变和优化，突出学生在教与学中的主体地位，始终以“学的行为”和“学的效果”作为出发点和落脚点，激发学生的学习动机和内生动力；积极推进课程项目完善化、技术培训深入化、教学设计专业化；加强教学平台服务支撑，持续推进学生自主学习方式的变革。

在线教学有其自身的教育规律和特殊价值，过多沿用线下教学模式以规限、斧正在线教学，忽视对在线教学自身的模式凝练和架构创新，容易导致在线教学自身的“功能性贫血”。依据已有研究，本研究提出了提升在线教学成效的应然模式（见图4）：首先，教师向学生推送在线教学资源，供学生自主选择，做到“内容交互”；其次，学生从被动学习转向主动学习，以小组合作学习推动“生生交互”；最后，教师依据大数据分析，掌握、评估学生学习行为，并通过课前辅导、在线授课和课后拓展为学生提供信息反馈，师生合作实现高质量的“师生交互”。

图4 在线教学应然模式

3.提升在线教学成效的实然道路：教学交互与技术适配的实践逻辑。

技术改变了人与人互动的方式。在线教学成为知识传授、情感互动、文化传承、精神共鸣的媒介，拓展了传统教学的意义与价值蕴含。为预防道德退化、人际疏离、社会失范等社会危机，强化教学交互是满足学生个性化需求、促进学生社会化、实现学生高质量发展的重要途径。倘若对在线教学的理解仍然停留在上传统的课程大纲、参考资料等表层阶段，仅考虑教学内容的单向输送，忽视情感交流与归属的作用，容易导致师生交流闭塞、互动不强，进而制约教学交互成效的提高，影响在线教学质量。

因此，教育管理者需要促进师生深层次领会在线教学的内涵，树立新的教学交互观念；充分发挥教师的主导作用，加强教学共同体建设，鼓励教师组织在线话题讨论活动、参与在线教学技术开发及知识培训；鼓励师生设立合作学习小组，增进师生、生生间的交流，构建多元的在线学习共同体；强化教学交互，营造主动学习、互助互学、共同进步的在线教学氛围；鼓励师生开展“操作交互→信息交互→概念交互”（陈丽，2004），从多维度入手全面提高在线教学成效。