卜彩麗 郭佳佳 李 奇 張 思

（1.河南師范大學(xué) 教育學(xué)部，河南新鄉(xiāng) 453002；2.華中師范大學(xué) 人工智能教育學(xué)部，湖北武漢 430079）

一、引言

近年來，在線學(xué)習(xí)在兼具時(shí)空靈活、促進(jìn)優(yōu)質(zhì)資源共享、滿足學(xué)生多樣化需求優(yōu)勢的同時(shí)，也存在一些獨(dú)特的挑戰(zhàn)。比如，學(xué)生在線觀看視頻課程時(shí)的退出率（即關(guān)閉視頻）很高。有學(xué)者在研究中指出，大約有50%的學(xué)習(xí)者在最初的五分鐘內(nèi)關(guān)閉視頻[1]；也有研究表明，學(xué)生經(jīng)常不能堅(jiān)持看完一整段視頻[2]。因此，在全球在線教育迅猛發(fā)展、國內(nèi)高等教育一流課程建設(shè)以及翻轉(zhuǎn)教學(xué)廣泛推進(jìn)的背景下，研究如何有效地設(shè)計(jì)教學(xué)視頻，將有助于改善當(dāng)前數(shù)以萬計(jì)在線學(xué)習(xí)者的教育體驗(yàn)。

在影響教學(xué)視頻的諸多因素中，教師作為教學(xué)活動(dòng)的指導(dǎo)者和實(shí)施者，教師在屏能夠增強(qiáng)教學(xué)視頻的互動(dòng)感，使學(xué)習(xí)者獲得接近于真實(shí)課堂的學(xué)習(xí)體驗(yàn)[3]。教師在屏是指在屏幕上顯示教師的形象，這個(gè)教師形象可以是真人圖像，也可以是一個(gè)卡通人物形象[4]。盡管早期的教學(xué)視頻很少嵌入教師的形象，但目前大多數(shù)在線課程都將教師形象嵌入視頻中[5]。楊九民等人分析了國內(nèi)外一些主流MOOC 平臺(tái)的218 門樣本課程發(fā)現(xiàn)，有94.5%的開放課程教學(xué)視頻呈現(xiàn)了教師形象[6]。然而，依據(jù)梅耶（R.E.Mayer）提出的多媒體學(xué)習(xí)圖像原則，當(dāng)演講者的圖像顯示在屏幕上時(shí)，學(xué)生不一定能學(xué)習(xí)得更好[7]。一門MOOC 在線課程從準(zhǔn)備、錄制到編輯視頻需要花費(fèi)數(shù)百個(gè)小時(shí)[8]，而將教師形象嵌入教學(xué)視頻的制作成本相當(dāng)高[9]。因此，教師在屏到底能否促進(jìn)學(xué)習(xí)，能否改善在線學(xué)習(xí)體驗(yàn)，是當(dāng)前在線教育面向縱深發(fā)展和廣泛應(yīng)用背景下亟待解決的一個(gè)問題。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）相關(guān)理論梳理

1.教師在屏促進(jìn)學(xué)習(xí)的理論假設(shè)

目前關(guān)于教師在屏能夠促進(jìn)學(xué)習(xí)的理論，主要基于社會(huì)存在感和社會(huì)代理理論來解釋。社會(huì)存在感是指人們利用媒體進(jìn)行交流和學(xué)習(xí)時(shí)感受到對(duì)方真實(shí)性的程度，以及在隨后的互動(dòng)過程中他們可以感知到自己和對(duì)方進(jìn)行面對(duì)面交流的程度[10]。社會(huì)存在感是在線學(xué)習(xí)領(lǐng)域的一個(gè)關(guān)鍵概念，缺乏社會(huì)存在感也是在線學(xué)習(xí)面臨的一個(gè)嚴(yán)重挑戰(zhàn)[11]。教學(xué)視頻中教師在屏可能會(huì)引發(fā)更強(qiáng)的社會(huì)反應(yīng)，即社會(huì)存在感，這會(huì)促進(jìn)更深度的認(rèn)知過程、更好的學(xué)習(xí)結(jié)果[12]。已有研究發(fā)現(xiàn)，教師在屏可以激發(fā)更高的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)和學(xué)習(xí)興趣，降低學(xué)習(xí)者的認(rèn)知負(fù)荷[13]。

社會(huì)代理理論主要研究社會(huì)線索的存在如何影響學(xué)習(xí)。基于此，梅耶解釋了教師在屏促進(jìn)學(xué)習(xí)的基本原理是：教師的動(dòng)作、眼神交流和面部表情能夠激活學(xué)習(xí)者的社會(huì)反應(yīng)，從而促進(jìn)學(xué)習(xí)者更加努力地選擇、組織和整合學(xué)習(xí)內(nèi)容；學(xué)習(xí)者的社會(huì)反應(yīng)反過來會(huì)導(dǎo)致主動(dòng)認(rèn)知過程的增加，從而提高學(xué)習(xí)效率[14]。

2.教師在屏阻礙學(xué)習(xí)的理論假設(shè)

多媒體學(xué)習(xí)的認(rèn)知理論認(rèn)為：人類信息加工的通道包括視覺和聽覺兩個(gè)獨(dú)立通道，每個(gè)通道一次加工的信息數(shù)量是有限的[15]。當(dāng)教學(xué)視頻中出現(xiàn)教師形象時(shí)，學(xué)習(xí)者不僅需要加工文字、圖片、動(dòng)畫的視覺學(xué)習(xí)材料；同時(shí)，還要加工教師的面部信息、動(dòng)作手勢等視覺信息。而教師形象會(huì)與教學(xué)內(nèi)容爭奪視覺認(rèn)知資源，這可能會(huì)使原本容量有限的工作記憶出現(xiàn)超負(fù)荷，導(dǎo)致無法進(jìn)行有效的信息加工，因此不利于學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)[16]。聚焦要義原則是指：當(dāng)刪除和學(xué)習(xí)目標(biāo)不相關(guān)的多媒體信息時(shí)（不相關(guān)信息包括有趣但不相關(guān)的文本、畫面和聲音），學(xué)習(xí)者會(huì)學(xué)得更好。和學(xué)習(xí)目標(biāo)不相關(guān)的材料會(huì)爭奪工作記憶中的認(rèn)知資源，分散學(xué)生的注意力，干擾其對(duì)重要學(xué)習(xí)材料的選擇和組織，從而阻礙學(xué)習(xí)[17]。教師形象被認(rèn)為是與學(xué)習(xí)目標(biāo)不相關(guān)的畫面，因此，教師形象會(huì)過多吸引學(xué)生的注意力，學(xué)生的注意力分散在教師的臉和教學(xué)內(nèi)容之間，這可能會(huì)妨礙學(xué)習(xí)，并導(dǎo)致更高水平的認(rèn)知負(fù)荷。

3.教師在屏的潛在邊界條件

教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)的影響之所以不一致，是因?yàn)榭赡艽嬖谝恍撛诘恼{(diào)節(jié)變量。綜述先前研究，我們將教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)效果影響的因素，概括為三大類：教師自身特征、學(xué)習(xí)材料特征和學(xué)習(xí)者特征。第一，教師自身特征包括手勢和眼神。教師的手勢是教師教學(xué)行為設(shè)計(jì)中的一種重要形式，是教師教學(xué)非言語行為表現(xiàn)的重要特點(diǎn)之一[18]。教師的眼神是一種強(qiáng)烈的社會(huì)刺激，是社會(huì)信息傳遞過程中社會(huì)線索的重要來源[19]。因此，教師的手勢和眼神可以幫助其更好地表征教學(xué)意圖，促進(jìn)學(xué)生對(duì)所學(xué)知識(shí)內(nèi)容的記憶和理解。第二，學(xué)習(xí)材料特征包括學(xué)科屬性、知識(shí)類型和視頻類型。本研究樣本文獻(xiàn)所選取的學(xué)習(xí)內(nèi)容，可以分為自然科學(xué)領(lǐng)域和人文學(xué)科領(lǐng)域的知識(shí)。按照表征方式和各自功能的不同，可以將知識(shí)類型分為陳述性知識(shí)和程序性知識(shí)，陳述性知識(shí)關(guān)注“是什么”的問題，程序性知識(shí)關(guān)注“如何做”的問題。第三，學(xué)習(xí)者特征包括先驗(yàn)知識(shí)和教育水平。在多媒體學(xué)習(xí)領(lǐng)域，學(xué)習(xí)者的先驗(yàn)知識(shí)水平是影響學(xué)習(xí)效果的重要因素[20]。這可能是由于經(jīng)驗(yàn)效應(yīng)，一些對(duì)低知識(shí)經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)者有效的方法和教學(xué)，對(duì)高知識(shí)經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)者可能沒有作用，甚至?xí)a(chǎn)生消極影響。教育水平也可能會(huì)影響教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)的效果。

（二）相關(guān)研究

梅耶在《劍橋多媒體學(xué)習(xí)手冊（第2 版）》中，首次提出“形象在屏原則”，他通過五項(xiàng)實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，“形象在屏原則”對(duì)促進(jìn)學(xué)習(xí)的作用并不明顯（d=0.22），有四項(xiàng)研究結(jié)果表明教師在屏能起到一點(diǎn)促進(jìn)作用，一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)教師在屏起到了反作用[21]。隨著以MOOC 為代表的在線教育的快速發(fā)展，有更多的研究者投入到教學(xué)視頻設(shè)計(jì)的研究中來。針對(duì)教師在屏的研究結(jié)果，當(dāng)前大致有四種類型的研究：

第一，教師在屏可以顯著促進(jìn)學(xué)生的學(xué)習(xí)，科科奇（M.Kokoc）、徐佩瑤等多位學(xué)者的研究表明，相對(duì)于無教師在屏，教師在屏可以顯著提升學(xué)生學(xué)業(yè)成績[22][23][24]。第二，教師在屏阻礙了學(xué)生的學(xué)習(xí)。莫雷諾（R.Moreno）等人通過實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證了教師在屏的作用，其中一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于無教師在屏，教師在屏組的保持和遷移成績更低。第三，與無教師在屏相比，教師在屏對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)效果的影響不存在顯著性差異，如，克茲利克斯（R.F.Kizilcec）[25]、范·韋梅斯克肯（M.van Wermeskerken）[26]等通過比較有教師、無教師的教學(xué)視頻的短期和中期學(xué)習(xí)效果發(fā)現(xiàn)：有、無教師在屏的教學(xué)視頻，在學(xué)習(xí)效果上并不存在顯著差異。第四，教師在屏對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)結(jié)果和學(xué)習(xí)過程的某些方面存在顯著性影響，而對(duì)其他方面沒有影響。有學(xué)者[27]在研究中發(fā)現(xiàn)，教師在屏可以促進(jìn)簡單主題內(nèi)容的學(xué)習(xí)，而對(duì)復(fù)雜主題內(nèi)容沒有顯著影響；還有研究[28]發(fā)現(xiàn)，教師在屏能促進(jìn)陳述性知識(shí)的學(xué)習(xí)，而對(duì)程序性知識(shí)沒有顯著影響。

（三）研究假設(shè)

綜上所述，一方面，教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)的促進(jìn)作用并不是穩(wěn)健的，因此，本研究采用學(xué)習(xí)過程（認(rèn)知負(fù)荷和社會(huì)存在感）和學(xué)習(xí)結(jié)果（保持測驗(yàn)、遷移測驗(yàn)和其他測驗(yàn)）兩個(gè)指標(biāo)，來檢驗(yàn)教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)的促進(jìn)作用。另一方面，教師在屏的有效性有可能受到教師自身特征、學(xué)習(xí)材料特征和學(xué)習(xí)者特征等潛在變量的調(diào)節(jié)，因此，本研究將進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。提出的研究假設(shè)如下：

假設(shè)1：教師在屏能降低學(xué)習(xí)者的認(rèn)知負(fù)荷，提高社會(huì)存在感；

假設(shè)2：教師在屏能促進(jìn)保持測驗(yàn)、遷移測驗(yàn)和其他測驗(yàn)成績的提高；

假設(shè)3：教師在屏促進(jìn)學(xué)習(xí)的效果會(huì)受到教師自身特征（手勢、眼神）、學(xué)習(xí)材料特征（學(xué)科屬性、知識(shí)類型、視頻類型）以及學(xué)習(xí)者特征（先驗(yàn)知識(shí)、教育水平）等因素的調(diào)節(jié)。

三、研究過程和編碼設(shè)計(jì)

（一）研究方法與工具

本研究采用元分析（Meta-analysis）的方法來分析教師在屏對(duì)學(xué)生學(xué)習(xí)效果的影響，通過文獻(xiàn)閱讀提取相關(guān)的樣本量、均值和標(biāo)準(zhǔn)差等數(shù)據(jù)。元分析是對(duì)以往的研究結(jié)果進(jìn)行系統(tǒng)定量綜合的統(tǒng)計(jì)學(xué)方法[29]，其分析對(duì)象需要是實(shí)證研究結(jié)果。一般包括以下步驟：（1）確定研究目的；（2）進(jìn)行徹底的文獻(xiàn)搜索；（3）確定合適的研究樣本；（4）定義變量并對(duì)變量進(jìn)行編碼；（5）識(shí)別統(tǒng)計(jì)特征的變量；（6）錄入研究數(shù)據(jù)；（7）運(yùn)用多種統(tǒng)計(jì)技術(shù)來探索和展現(xiàn)數(shù)據(jù)。

（二）文獻(xiàn)檢索策略

本研究檢索的時(shí)間范圍為2001年1月至2020年12月，主要采用英文和中文搜索的方式獲取有關(guān)教學(xué)視頻中教師在屏的實(shí)證研究。對(duì)于英文文獻(xiàn)的檢索，所選取的數(shù)據(jù)庫包括SCI、Springer、Education Research Complete、ScienceDirect、ProQuest 等，搜索方式為將關(guān)鍵詞“instructor presence”“instructor face”“pedagogical agent”“conversational agent”分別與“video lecture”“educational video”“instructional video”“video lecture types”進(jìn)行聯(lián)合搜索。對(duì)于中文文獻(xiàn)的搜索，選取的數(shù)據(jù)庫包括中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)、維普中文期刊服務(wù)平臺(tái)等，將關(guān)鍵詞“教學(xué)在屏”“教師呈現(xiàn)”“教師出現(xiàn)”“教師出鏡”分別與“教學(xué)視頻”“教學(xué)視頻類型”“視頻課程”“微視頻”“MOOC”等進(jìn)行聯(lián)合搜索。同時(shí)，為了防止遺漏文獻(xiàn)，我們還通過文獻(xiàn)回溯及Google Scholar 搜索的方式進(jìn)行補(bǔ)查。

（三）文獻(xiàn)納入與排除

文獻(xiàn)納入和排除的標(biāo)準(zhǔn)如下：（1）研究方法為實(shí)證研究，非實(shí)證類研究予以排除；（2）研究需在在線教學(xué)或混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下開展，傳統(tǒng)課堂教學(xué)或者沒有呈現(xiàn)教學(xué)視頻的予以排除；（3）研究主題為教學(xué)視頻設(shè)計(jì)對(duì)學(xué)習(xí)效果影響的文獻(xiàn)；（4）由于需要比較有、無教師在屏的影響，研究必須同時(shí)包含有教師在屏組和無教師在屏對(duì)照組，未設(shè)置對(duì)照組的予以排除；（5）由于研究目的是研究教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)的影響，因此，研究的測量指標(biāo)必須包括學(xué)習(xí)過程指標(biāo)或?qū)W習(xí)成績指標(biāo)中的至少一種（如，社會(huì)存在感、認(rèn)知負(fù)荷、保持測驗(yàn)、遷移測驗(yàn)等）；（6）研究中需要包含生成效應(yīng)量的完整數(shù)據(jù)，且數(shù)據(jù)無重復(fù)（如，平均數(shù)、樣本量、標(biāo)準(zhǔn)差等）。

依據(jù)文獻(xiàn)檢索策略和標(biāo)準(zhǔn)，本研究初步檢索到期刊文獻(xiàn)237 篇，去除跨數(shù)據(jù)庫重復(fù)收錄的文獻(xiàn)，并通過閱讀題目和摘要，去除和研究目的不相關(guān)且不是實(shí)證類研究的文獻(xiàn)，篩選得到78 篇文獻(xiàn)；然后，通過概覽全文，最終確定符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)33 篇。

（四）研究工具、效應(yīng)量與模型選定

本研究的研究工具采用CMA 2.0（Comprehensive Meta-Analysis 2.0），對(duì)于所納入文獻(xiàn)中單位不統(tǒng)一的連續(xù)性數(shù)據(jù)，在元分析中通常采用Cohen’s d作為效應(yīng)量[30]。然而，受不同研究間樣本量差異的影響，Cohen’s d 會(huì)對(duì)效應(yīng)量產(chǎn)生一定的估計(jì)偏差，例如，對(duì)小樣本的效應(yīng)量估計(jì)偏高[31]。因此，本研究選取經(jīng)過選擇校正后的標(biāo)準(zhǔn)化均值差Hedges’s g 作為效應(yīng)量。常用的元分析模型有兩種：固定效應(yīng)模型（Fixed-effects Model）和隨機(jī)效應(yīng)模型（Random-effects Model）。謝和平等人在其一項(xiàng)元分析的研究中表述到：若效應(yīng)量顯著異質(zhì)且程度不低，則表明選擇隨機(jī)效應(yīng)模型合理[32]。由于樣本文獻(xiàn)在知識(shí)類型、視頻類型和先驗(yàn)知識(shí)等方面存在差異，可能會(huì)對(duì)結(jié)果指標(biāo)產(chǎn)生影響，因此，我們選用隨機(jī)效應(yīng)模型來進(jìn)行綜合效應(yīng)的估計(jì)。

（五）文獻(xiàn)編碼

對(duì)于符合納入標(biāo)準(zhǔn)的文獻(xiàn)，按照以下條目進(jìn)行編碼（見表1）：（1）基本信息。包括作者、時(shí)間、樣本量、文獻(xiàn)類型（雜志期刊或?qū)W位論文）。（2）教育水平。按照大學(xué)生、中學(xué)生和小學(xué)生進(jìn)行編碼。（3）學(xué)科屬性。按照人文學(xué)科和自然科學(xué)進(jìn)行編碼。（4）知識(shí)類型。按照陳述性知識(shí)和程序性知識(shí)進(jìn)行編碼。（5）視頻類型。若教學(xué)視頻同時(shí)包含教師和教學(xué)內(nèi)容（PPT、文本材料等）兩個(gè)要素，則按照畫中畫類型進(jìn)行編碼；若教學(xué)視頻采用教師真實(shí)的影像和課堂環(huán)境，則按照攝錄式教學(xué)視頻進(jìn)行編碼。（6）先驗(yàn)知識(shí)。按照低先驗(yàn)知識(shí)和高先驗(yàn)知識(shí)進(jìn)行編碼。（7）手勢。若教學(xué)視頻中呈現(xiàn)教師半身或全身形象（除非文章有特殊說明無手勢），則按照有手勢進(jìn)行編碼；若教學(xué)視頻中只呈現(xiàn)教師的頭部形象，則按照無手勢進(jìn)行編碼。（8）眼神。按照有眼神指導(dǎo)和無眼神指導(dǎo)進(jìn)行編碼。（9）結(jié)果變量。對(duì)于學(xué)習(xí)過程指標(biāo)，按照認(rèn)知負(fù)荷、社會(huì)存在感進(jìn)行編碼。對(duì)于學(xué)習(xí)結(jié)果指標(biāo)，如果檢測的是學(xué)習(xí)者對(duì)學(xué)習(xí)材料的記憶程度，則編碼為保持測驗(yàn)；如果檢測的是學(xué)習(xí)者的遷移能力，則編碼為遷移測驗(yàn)；其他不屬于以上兩種指標(biāo)的按照其他測驗(yàn)進(jìn)行編碼。

表1 教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)效果影響的概要和元分析

研究發(fā)表類型學(xué)習(xí)者特征樣本量眼神學(xué)習(xí)材料特征學(xué)科屬性視頻類型Mayer，教師自身特征手勢知識(shí)類型學(xué)習(xí)過程G E HM D PP L AD CL -0.030 RT&TT 崔巖，2017 T 30 N 0.988&0.826-0.052&0.596楊九民，0.299&1.251楊九民，先驗(yàn)水平G E SC P PP L AD CL -0.248 RT&TT 崔巖，2017 T 30 N 2014T 96 G E SC P PP L AD CL&SP RT&TT學(xué)習(xí)結(jié)果2014T 96 G E HM D PP L AD CL&SP-0.106&0.196 0.071&0.855楊九民，2014T 96 G E HM D PP L AD CL&SP-0.437&0.282O -0.178-0.437&0.282O -0.075-0.487&0.273羅慧敏，2018(E2) T 13 G E HM D PP L AD CL -0.500 RT&TT 2018(E1) T 22 G E HM D SL AD CL 0.152 RT&TT 0.648&0.550羅慧敏，2014T 96 G E SC P PP L AD CL&SP 2018(E1) T 24 G E HM D PP L AD CL 0.115 RT&TT 0.209&0.268羅慧敏，2018(E2) T 15 G E HM D SL AD CL -0.142 RT&TT 2017T 36 N -0.152&-0.036 0.272&-0.322喻靜敏，結(jié)果變量CL&SP -0.457&-0.326 G E SC D PP L MD CL&SP楊九民，0.676&0.701喻靜敏，RT&TT 2020J 38 N G E SC P PP L AD //O 1.057 0.013&0.222 Mehmet，2020J 38 N G E SC P PP L AD //O 0.809 2020J 41 N G E SC PSL AD //O1.6 2017T 35 N G E SC P PP L MD 2020J 41 N G E SC PSL AD //O 0.853 Xiaoming Cao，2019 van der Meij，2015 van der Meij，2015 Lijia Lin，2013 SC J J J J Mehmet，62 E E E E PP /N G N G N G SC Mehmet，PP //CL P P P P 61 AD PD 0.541&-0.936-0.302 g//0.373 L//L RT&TT RT-0.106&0.196 61 13 5 PD RT-0.034 Lijia Lin，羅慧敏，PP SC SC PP AD 0.098 RT&TT RT G E SC P PP L AD CL -0.198 RT 0.046 Yilmaz，N 2012J 53 N G E SC P/L MD //RT 1.47 2012J 53 N G E SC P/L MD //RT 2.639 0.418&0.822 Yung，Yilmaz，2009J 66 / / SC P// AD //RT&TT教育水平Y(jié)ung，-0.107&0.155 Moundridou，2002 J 48 N G / SC P// AD //O 0.325 2009J 66 / / SC P// AD //RT&TT g Mehmet，2013J 13 5 2003J 39 N G / SC P// AD //TT 0.187 RT&TT Johnson，2013J 15 8 G / SC P/L MD //TT 0.137 Johnson，2013J 15 8 G / SC P/L MD //TT 0.503 Johnson，2013J 13 9 G / SC P/ H MD //TT -0.099

注：J：雜志；T：學(xué)位論文。AD：大學(xué)生被試；MD：中學(xué)生被試；PD：小學(xué)生被試。SC：自然科學(xué)；HM：人文學(xué)科。P：程序性知識(shí)；D：陳述性知識(shí)。L：低先驗(yàn)知識(shí)；H：高先驗(yàn)知識(shí)。PP：畫中畫視頻；S：攝錄式視頻。G：有手勢；NG：無手勢。E：有眼神指導(dǎo)；NE：無眼神指導(dǎo)。CL：認(rèn)知負(fù)荷；SP：社會(huì)存在感。RT：保持測驗(yàn)；TT：遷移測驗(yàn)；O：其他測驗(yàn)。/：研究沒有測量或文章未提及。

四、研究結(jié)果

（一）主效應(yīng)檢驗(yàn)

為了考察教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)過程感知和學(xué)習(xí)結(jié)果的影響，本研究分別從認(rèn)知負(fù)荷、社會(huì)存在感、保持測驗(yàn)、遷移測驗(yàn)和其他測驗(yàn)5 個(gè)維度，進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型的主效應(yīng)檢驗(yàn)，如表2所示。

表2 教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)效果影響的主效應(yīng)檢驗(yàn)（隨機(jī)效應(yīng)模型）

在認(rèn)知負(fù)荷上，有12 個(gè)研究包含該變量。其中，有3 個(gè)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教師在屏?xí)档驼J(rèn)知負(fù)荷。主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)：平均效應(yīng)量為-0.195，效應(yīng)量偏小且不顯著。在社會(huì)存在感上，有5 個(gè)研究包含該變量。其中，有3 個(gè)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在教師在屏條件下，學(xué)習(xí)者的社會(huì)存在感高于無教師在屏條件。主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明：平均效應(yīng)量為0.446，效應(yīng)量中等但不顯著。

在保持測驗(yàn)上，有22 個(gè)實(shí)驗(yàn)包含該變量。其中，有18 個(gè)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教師在屏條件下的保持測驗(yàn)成績高于無教師在屏條件。主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：平均效應(yīng)量為0.219，效應(yīng)量偏小且顯著，95%CI 的上限和下限均大于0。在遷移測驗(yàn)上，有22 個(gè)實(shí)驗(yàn)包含該變量。其中，有18 個(gè)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教師在屏條件下的遷移測驗(yàn)成績高于無教師在屏條件。主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：平均效應(yīng)量為0.203，效應(yīng)量偏小且顯著，95%CI 的上限和下限均大于0。在其他測驗(yàn)上，有4 個(gè)實(shí)驗(yàn)包含該變量。其中，有3 個(gè)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教師在屏能明顯改善學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)成績。主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：平均效應(yīng)量為0.434，效應(yīng)量中等但不顯著。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)

在元分析中，25%、50%、75%大致可看作異質(zhì)性低、中、高的界限[33]。本研究分別對(duì)認(rèn)知負(fù)荷等5 個(gè)結(jié)果變量進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)（見表3）,結(jié)果發(fā)現(xiàn)：Q 檢驗(yàn)均顯著，這表明效應(yīng)量顯著異質(zhì)。對(duì)于認(rèn)知負(fù)荷和社會(huì)存在感，I2值分別為68.222 和83.457，表明2 個(gè)結(jié)果變量中由效應(yīng)量的真實(shí)差異造成的變異，分別占總變異的68.22%和83.46%；對(duì)于保持測驗(yàn)、遷移測驗(yàn)和其他測驗(yàn)，I2值分別為70.503、69.769 和83.132，表明3 個(gè)結(jié)果變量中由效應(yīng)量的真實(shí)差異造成的變異，分別占總變異的70.50%、69.77%和83.13%。根據(jù)希金斯（S.Higgins）等人的標(biāo)準(zhǔn)可知，本研究的5 個(gè)結(jié)果變量的異質(zhì)性均較高，其真實(shí)差異所占比重均為中等及以上異質(zhì)性，都不可忽視，因此采用隨機(jī)效應(yīng)模型是合理的。此外，效應(yīng)量的異質(zhì)還意味著教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響，可能存在潛在的調(diào)節(jié)變量[34]。因此，本研究需要進(jìn)一步進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

表3 教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)效果影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)

（三）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究分別對(duì)教師自身特征（手勢、眼神）、學(xué)習(xí)材料特征（學(xué)科屬性、知識(shí)類型、視頻類型）和學(xué)習(xí)者特征（先驗(yàn)知識(shí)、教育水平）三類調(diào)節(jié)變量是否調(diào)節(jié)教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)的影響，進(jìn)行了檢驗(yàn)。

在認(rèn)知負(fù)荷上（見表4），所有變量的調(diào)節(jié)效果都不顯著（ps＞0.05）。在社會(huì)存在感上（見表5），教育水平對(duì)教師在屏起調(diào)節(jié)作用（p＜0.05），大學(xué)（g=0.602）高于中學(xué)（g=-0.178）；知識(shí)類型對(duì)教師在屏起調(diào)節(jié)作用（p＜0.05），陳述性知識(shí)（g=0.954）高于程序性知識(shí)（g=0.045）；視頻類型對(duì)教師在屏起調(diào)節(jié)作用（p＜0.05），攝錄式（g=1.910）高于畫中畫（g=0.117）；手勢對(duì)教師在屏起調(diào)節(jié)作用，有手勢（g=0.716）高于無手勢（g=-0.178）。在保持測驗(yàn)上（見表6），僅手勢對(duì)教師在屏起調(diào)節(jié)作用（p＜0.05），有手勢（g=0.529）高于無手勢（g=0.089）。在遷移測驗(yàn)上（見表7），所有變量的調(diào)節(jié)效果都不顯著（ps＞0.05）。在其他測驗(yàn)上（見表8），手勢對(duì)教師在屏起調(diào)節(jié)作用（p＜0.05），有手勢（g=0.898）高于無手勢（g=-0.126）。

表4 教師在屏對(duì)認(rèn)知負(fù)荷的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（隨機(jī)效應(yīng)模型）

表5 教師在屏對(duì)社會(huì)存在感的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（隨機(jī)效應(yīng)模型）

表6 教師在屏對(duì)保持測驗(yàn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（隨機(jī)效應(yīng)模型）

表7 教師在屏對(duì)遷移測驗(yàn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（隨機(jī)效應(yīng)模型）

表8 教師在屏對(duì)其他測驗(yàn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（隨機(jī)效應(yīng)模型）

（四）發(fā)表偏差檢驗(yàn)

本研究采取失安全系數(shù)（Rosenthal’s fail-safe number，Nfs）、Egger 線性回歸檢驗(yàn)（Egger Linear Regression Test）以及剪補(bǔ)法（Trim and Fill Method）來進(jìn)行發(fā)表偏差檢驗(yàn)（見表9）。從失安全系數(shù)來看，社會(huì)存在感、保持測驗(yàn)和遷移測驗(yàn)分別為：38、223、227，均遠(yuǎn)大于“5k+10”，據(jù)此，表明它們存在發(fā)表偏差的可能性較小。但認(rèn)知負(fù)荷和其他測試等變量的失安全系數(shù)均小于“5k+10”，可能存在發(fā)表偏差。從Egger 線性回歸檢驗(yàn)來看，認(rèn)知負(fù)荷、保持測驗(yàn)和其他測驗(yàn)的指標(biāo)值分別為：-0.430、4.001、13.246，不接近0，且95%CI 不包含0，p 值也均小于0.05，表明認(rèn)知負(fù)荷、保持測驗(yàn)和其他測驗(yàn)可能存在發(fā)表偏差；但是在社會(huì)存在感和遷移測驗(yàn)上，該指標(biāo)值分別為5.853 和2.043，95%CI 均包含0，p 值大于0.05，表明社會(huì)存在感和遷移測驗(yàn)存在發(fā)表偏差的可能性較小。針對(duì)以上檢驗(yàn)結(jié)果的差異，本研究進(jìn)一步采用剪補(bǔ)法，對(duì)效應(yīng)量左右兩邊的文獻(xiàn)進(jìn)行剪補(bǔ)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)效應(yīng)仍顯著。綜上分析，認(rèn)知負(fù)荷、保持測驗(yàn)和其他測驗(yàn)可能存在一定的發(fā)表偏差，社會(huì)存在感和遷移測驗(yàn)存在發(fā)表偏差的可能性較小。

表9 發(fā)表偏差檢驗(yàn)

五、結(jié)論與討論

本研究采用元分析的方法，探討了教學(xué)視頻中教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)過程和學(xué)習(xí)結(jié)果的影響；同時(shí)，通過調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，考察了教師在屏有效性的邊界條件。研究得出如下結(jié)論：（1）教學(xué)視頻中教師在屏對(duì)降低學(xué)習(xí)者的認(rèn)知負(fù)荷和增加社會(huì)存在感方面沒有顯著影響；（2）教師在屏可以提高學(xué)習(xí)者的保持成績和遷移成績；（3）教師在屏的有效性在一定程度上受到知識(shí)類型、視頻類型、教育水平和教師手勢等因素的調(diào)節(jié)。相關(guān)討論如下：

1.教師在屏的有效性

從主效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果來看，教師在屏對(duì)保持測驗(yàn)和遷移測驗(yàn)的促進(jìn)作用，均達(dá)到了顯著水平（p＜0.01），且95%CI 的下限大于0，合成后的效應(yīng)量分別為g=0.219 和g=0.203，即相比無教師在屏的教學(xué)視頻，教師在屏?xí)龠M(jìn)學(xué)習(xí)者的保持和遷移成績，驗(yàn)證了本研究的假設(shè)2，該結(jié)果支持了社會(huì)存在感理論和社會(huì)代理理論。因此，我們認(rèn)為教師在屏一定程度上能夠促進(jìn)學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)，特別是對(duì)知識(shí)的保持和遷移具有一定的促進(jìn)作用。本研究的元分析結(jié)果，和2013年施羅德（N.L.Schroeder）等人[35]、2017年王福興等人[36]的元分析結(jié)果一致。因此，建議未來的在線教學(xué)視頻中應(yīng)設(shè)計(jì)與出現(xiàn)教師形象，以提高學(xué)生的記憶和遷移測試成績。

教師在屏對(duì)降低認(rèn)知負(fù)荷和提高社會(huì)存在感合成后的效應(yīng)量分別為g=-0.195 和g=0.446，但均未達(dá)到顯著水平（p＞0.05）。即與無教師在屏相比，教師在屏對(duì)這些變量沒有顯著性影響，未能支持本研究的假設(shè)1。從效應(yīng)量來看，教師在屏降低認(rèn)知負(fù)荷的效應(yīng)量為-0.195，效應(yīng)量為負(fù)且偏?。唤處熢谄劣绊懮鐣?huì)存在感的效應(yīng)量為0.446，屬于中等效應(yīng)。盡管沒有顯著性差異，但并不代表這些指標(biāo)沒有研究的意義，從以上數(shù)據(jù)分析可以看出，教師在屏對(duì)提升社會(huì)存在感的影響，遠(yuǎn)大于對(duì)增加認(rèn)知負(fù)荷的影響。因此，從總體上來看，教師在屏整體上可以促進(jìn)學(xué)習(xí)。

2.教師在屏的邊界條件

從調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果來看，教師在屏受到教師自身特征（手勢、眼神）、學(xué)習(xí)材料特征（學(xué)科屬性、知識(shí)類型、視頻類型）和學(xué)習(xí)者特征（先驗(yàn)知識(shí)、教育水平）這三類調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)，主要體現(xiàn)在知識(shí)類型、視頻類型、教育水平和教師手勢上。具體表現(xiàn)為：在社會(huì)存在感上，當(dāng)學(xué)習(xí)者為大學(xué)生、知識(shí)類型為陳述性知識(shí)、視頻類型為攝錄式視頻且教師有手勢時(shí)，教師在屏可以提高學(xué)習(xí)者的社會(huì)存在感；在保持測驗(yàn)和其他測驗(yàn)上，當(dāng)教師有手勢時(shí)，教師在屏對(duì)學(xué)習(xí)者的保持測驗(yàn)和其他測驗(yàn)成績有促進(jìn)作用。以上結(jié)果部分支持了本研究的假設(shè)3。由此表明，教師在屏的有效性受到不同調(diào)節(jié)因素的影響，且對(duì)于不同的結(jié)果變量，起調(diào)節(jié)作用的因素也不同。

教師手勢是本研究的一個(gè)重要調(diào)節(jié)因素。有研究表明，在視頻中加入注意力線索，能夠有效提高學(xué)習(xí)者的信息搜索效率，幫助他們在轉(zhuǎn)瞬即逝的視覺畫面中快速找到教師正在講的內(nèi)容[37]。而教師手勢作為社會(huì)線索的一種，可以更快地引導(dǎo)學(xué)習(xí)者的目光，并且從社交層面上激發(fā)學(xué)習(xí)者關(guān)注到相關(guān)學(xué)習(xí)內(nèi)容上[38]。

本研究主要存在以下不足之處：（1）由于元分析對(duì)實(shí)證文獻(xiàn)要求較高，部分實(shí)證研究在探索教師在屏有效性時(shí)，未設(shè)置無教師在屏的控制組，這導(dǎo)致一些實(shí)證文獻(xiàn)無法納入樣本，減少了元分析的文獻(xiàn)數(shù)量，降低了研究結(jié)果的統(tǒng)計(jì)能力。（2）本研究將真人教師和類人教學(xué)代理都視作“教師在屏”，因此，沒有對(duì)教師的形式進(jìn)行研究。未來研究可以進(jìn)一步關(guān)注學(xué)習(xí)者對(duì)教學(xué)代理的感受是否類似于真人教師，教學(xué)代理和真人教師對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響是否相同等問題。（3）本研究未對(duì)教師在屏的形式進(jìn)行分析，未來研究需要進(jìn)一步分析教師持續(xù)在屏和間歇性在屏，對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響是否相同。

致謝：衷心感謝河南師范大學(xué)校長、博士生導(dǎo)師?？?biāo)教授對(duì)本文提出的修改建議。