王 君

（浙江萬里學院外語學院，浙江 寧波 315100）

國務院總理李克強在2020年政府工作報告中提出，要全面推動“互聯(lián)網(wǎng)+”，使之成為經(jīng)濟社會創(chuàng)新發(fā)展的重要驅動力。面對“互聯(lián)網(wǎng)+”迅速發(fā)展對傳統(tǒng)課堂教育帶來的挑戰(zhàn)，高校積極應對，引進和開發(fā)了一大批線上教學資源。為了實現(xiàn)線上線下課堂教學的“同質等效”，從學習者視角對網(wǎng)絡課堂教學實施滿意度評估，是“互聯(lián)網(wǎng)+”時代背景下中國高校在線教學監(jiān)督與考核的途徑之一。而且，通過就高校學生對在線教學評估的主要影響因素開展實驗探究，對提高學校線上教育管理水平，提升應用型人才品質有著重要意義。

近幾年圍繞在線學習滿意度影響因素的研究主要分為學習者內部因素和外部因素兩大類。內部因素主要是來自于學習者自身能力的影響。張蓓等認為學生的學習潛能、學習自主性、對課程的忠誠度等因素對大學外語教學滿意度有顯著影響；王妍莉認為感知有用性和感知易用性是影響在線學習滿意度的關鍵因素；熊怡靜圍繞學習意愿、行為動機、身心健康等因素對中職學生線上課程的滿意度進行了調查；趙嬰認為提升學生信息技術應用能力和語言知識建構能力，能夠有效提升線上教學模式的滿意度。外部因素包括教師的教育教學能力和學習環(huán)境兩個方面。左其生等認為教師在語言表達、教學互動、教學技能和學科素養(yǎng)四個維度的綜合教學能力是影響在線教學質量的關鍵因素；張瑞玲認為教師的教學方法、教學內容、管理水平、獎懲手段是影響學生整體滿意度的重要因素；劉建銀等認為在線教學缺乏充足的教學硬件條件保障，會嚴重影響在線教學效果。不難看出，對在線教學滿意度研究集中在教學理念、教學模式以及師資培養(yǎng)等領域，缺乏普遍性和多維性的實證分析。本研究以“爾雅”通識課程《中日茶道文化》為例，從學習者視角入手，利用結構方程模型，從教師教學、學生自學和硬件支持三方面對在線學習者的評價進行研究分析，以期能夠深入掌握在線教育的基本規(guī)律，實現(xiàn)以學習者為中心的教育目標。

1 課題設計

1.1 《中日茶道文化》課程概述

茶文化是一種“中介”文化，以茶為載體，以能體現(xiàn)中國傳統(tǒng)思想道德、人文精神為宗旨，包括有關茶的禮儀、風俗、茶藝、文學藝術、辭曲歌賦等。茶道是茶文化的核心，是具體的茶事實踐過程，是茶人自我完善、自我認識的過程。茶道發(fā)源于中國，是東方文化和人文精神的精粹。《中日茶道文化》是“爾雅”網(wǎng)絡課程，圍繞中日茶文化的異同，從茶的起源、茶的工序、茶之書、道與禪、茶道與中國傳統(tǒng)文化等內容的講解，引領學生沿著中國茶道的歷史軌跡，領略中華民族優(yōu)秀傳統(tǒng)文化，進一步增強大學生“文化自信”。該課程自引進以來，平均每學期選課人數(shù)超千人，較好補充和豐富了校內優(yōu)質教學資源。

1.2 構建模型

模型以《中日茶道文化》課程為基礎，從教師教學、學生自學和硬件支持三個方面展開綜合研究。其中，執(zhí)教素質、教學態(tài)度和教學技能直接影響教師教學質量，學生期望、自我感知和自我效能影響了學生的自學質量，而課程資源和網(wǎng)絡環(huán)境則決定了線上教學的硬件支持情況。以上八個維度的相互作用共同反映了學生在線學習的情況。由此，可以建立在線學習滿意度結構方程模型（見圖1）。

圖1 在線學習滿意度結構方程模型

1.3 研究假設

將《中日茶道文化》在線課程中的教師教學質量、學生自學質量、硬件支持情況等影響因素作為觀測變量，本研究提出以下假設：H1：執(zhí)教素養(yǎng)，對學習者在線學習評價具有重要的正向影響；H2：教學態(tài)度，對學習者在線學習評價具有重要的正向影響；H3：教學技能，對學習者在線學習評價具有重要的正向影響；H4：學生期望，對學習者在線學習評價具有重要的正向影響；H5：自我感知，對學習者在線學習評價具有重要的正向影響；H6：自我效能，對學習者在線學習評價具有重要的正向影響；H7：課程資源，對學習者在線學習評價具有重要的正向影響；H8：網(wǎng)絡環(huán)境，對學習者在線學習評價具有重要的正向影響。

1.4 指標選取

本調研采用問卷的形式獲取樣本信息。首先，從測量題上借鑒現(xiàn)有資料，設定在線課程滿意度影響指數(shù)；然后，與課程負責人及相關教師開展訪談，按照專家建議加以調整修改，建立初步問卷；再次，對問卷調查結果進行小范圍的前測，并保留信度與效度載荷因子超過0.50的選項，最后形成學習滿意度與影響因子的量表。量表由“基本信息”和“滿意度調查”兩個部分組成。內容分為：教師執(zhí)教素養(yǎng)、教學態(tài)度、教學技能、學生期望、自主認知、自我效能、教學資源和網(wǎng)絡環(huán)境等八個層次，共二十七個觀察變量，具體見表1。問卷設計使用了李克特五級評分法，對觀測數(shù)據(jù)的賦值以從低至高排序。

1.5 數(shù)據(jù)收集

以浙江省屬本科高校有《中日茶道文化》課程學習經(jīng)歷的學生為主要研究樣本。利用“問卷星”系統(tǒng)發(fā)放問卷，并實地訪問了四所同類院校，當場發(fā)放紙質答卷112份，兩次合計回收答卷487份，對回收答卷進行數(shù)據(jù)核實和匯總后最終保留的有效答卷為399份，有效率為81.93%。根據(jù)基本信息來看，31.83%被調查者為男性，68.17%為女性；本科生356人，占比89.22%，?？粕?3人，占比10.78%。各觀測變量平均數(shù)和標準差如表1所示。

表1 模型變量平均值及標準差

2 統(tǒng)計結果與分析

2.1 模型驗證

包括計量模型驗證和結構方程模型驗證。計量模型驗證主要檢查測試量表的信度和效度，以及量表中變量題目的一致性及潛變量間的差異。結構方程模型驗證主要檢查自變量與因變量之間關系的顯著性及其路徑系數(shù)是否受到模型假設的支持。

2.1.1 計量模型驗證。通過SPSS22.0軟件對量表進行了可信性與效度的分析。通過克隆巴赫系數(shù)(Crongbach's Alpha)、組合信度(CR)、以及平均提取方差值（AVE）三個指標進行判斷。通常認為，Crongbach's Alpha值高于0.7，CR值高于0.7，且AVE值高于0.5時，測量變量問卷題項間的一致性就能夠接受。在線學習滿意度量表信度與效度檢驗結果顯示：各因子克隆巴赫系數(shù)和組合信度均高于0.7，且平均提取方差值均高于0.5，表明測量題項內部一致性較好，信度也能夠接受。所以，本文的研究數(shù)據(jù)比較可靠，也可以進行下一步分析。

2.1.2 結構方程模型驗證。利用AMOS軟件，對已建立的結構方程模型開展絕對擬合指標、相應可比擬合指標和精簡擬合指標評估測試。用CMIN/DF、RMR、RMSEA作為絕對模型值擬合指標；NFI、RFI、IFI、TLI、CFI等作為相應可比模型擬合指標；PGFI、PNFI、PCFI作為精簡模型擬合指標。如表2所示，通過對照這些指標體系的綜合評判標準可看出，除RFI之外，其余模型的擬合評價指標值均表現(xiàn)平穩(wěn)，基本達到了理想水準。RFI對擬合結果的最高評價標準是0.90以上，該模式RFI結果0.893，超過了0.80臨界標準，在可參考范圍內。由此可知，該結構方程模式的總體擬合率較好，標準化路徑系數(shù)也如圖2所顯示。

圖2 結構方程模型路徑系數(shù)圖

表2 模型擬合指標評估

2.2 模型結果分析

對結構方程模型進行了檢驗性結果解析，如表3所示，所有路徑的C.R.均高于7.000，其顯著性概率P值＜0.001，表明模型中的所有潛變量對在線學習滿意度均有正面影響，即所有假設均獲得了有效證明。其中，課程資源（0.985）、網(wǎng)絡環(huán)境（0.957）、自我感知（0.953）是影響學習者在線學習滿意度的主要原因。其次是學生期望（0.935）和自我效能（0.915），再次是教師的教學技能（0.836）和教學態(tài)度（0.795），影響水平最低的則是執(zhí)教素養(yǎng)（0.645）。

表3 模型回歸結果

根據(jù)上述分析結果可知：教師“執(zhí)教素養(yǎng)”和在線教學評價之間存在著明顯的正相關關系，標準回歸系數(shù)為0.645，證明了假設H1。教師具備豐富的茶文化專業(yè)知識，了解茶道禮儀等基本技術規(guī)范，對學員線上學習滿意度產(chǎn)生了一定的影響。但線上學習的內容多數(shù)是教師提前錄制好的視頻資源，教師發(fā)揮“言傳身教”的作用不及線下明顯，因此沒有成為影響線上學習滿意度的主要因素；“教學態(tài)度”和在線學習評價之間存在著明顯的正相關關系，標準回歸系數(shù)為0.795，從而證明了假設H2。教師能夠準確把握學情，充分備課對線上學習滿意度影響較大。但通過比對標準載荷系數(shù)可知，相比于合理調控教學進度等因素而言，教師認真批改作業(yè)和及時給與學生反饋情況等因素，對學習者在線學習滿意度的影響更為顯著；“教學技能”和在線課程滿意度之間存在著明顯的正相關關系，標準回歸系數(shù)為0.836，證明了假設H3。其中，Q7、Q8、Q9的標準載荷系數(shù)分別為0.866、0.914和0.926，說明教師借助茶具實物演示講解茶道文化，對學生學習效果影響很大，但諸多技能發(fā)揮作用的關鍵仍在于教師的語言表達能力；“學生期望”和在線學習滿意度之間存在著明顯的正相關關系，標準回歸系數(shù)是0.935，證明了假設H4。其中，Q10、Q11的標準載荷系數(shù)分別為0.843和0.735，表明了學習者主觀上對中國茶文化抱有濃厚興趣，同時也樂于接受線上課程的形式，對于提高線上課程滿意度具有很明顯的效果；“自我感知”和在線學習滿意度之間存在著明顯的正相關關系，標準回歸系數(shù)是0.953，證明了假設H5。學生對課程及在線學習形式接受度越高，自信心越強，越能夠主動參與在線學習，形成良性循環(huán)，進而提升獲得感和滿意度；“自我效能”和在線學習滿意度之間存在著明顯的正相關關系，標準回歸系數(shù)是0.915，證明了假設H6。通過比對Q16、Q17、Q18標準載荷系數(shù)可知，學生如果對茶道文化有一定的儲備知識，能夠悉心體會茶道養(yǎng)心、靜心、修身的養(yǎng)生之益，對于提高學習效果有重要的意義；“課程資源”和在線課程滿意度之間存在著明顯的正相關關系，標準回歸系數(shù)是0.985，證明了假設H7。其中,Q19、Q20、Q21的標準載荷系數(shù)依次為0.953、0.938和0.831，說明豐富多元的課程資源以及高質量的線上交流，對于提升學習者線上課程滿意度至關重要。如茶葉的分類、選購、儲藏、茶器選配等與生活緊密相關的課程資源的多模態(tài)呈現(xiàn)，能夠有效降低學生的視覺疲勞，增加學生在線學習的趣味性和積極性，給學生帶來更好的學習體驗；“網(wǎng)絡環(huán)境”和網(wǎng)絡學習滿意度之間存在著明顯的正相關關系，標準回歸系數(shù)是0.957，證明了假設H8。觀測變量Q22、Q23、Q24的標準載荷系數(shù)依次為0.875、0.869、0.906。說明良好的網(wǎng)絡硬件和平臺課程的技術支持有助于營造和諧、友好的學習氛圍，增強學生的自我效能、成就感和歸屬感，對于提高在線學習滿意度有明顯的促進作用。

3 結論

第一，相比于教師執(zhí)教素養(yǎng)與教學態(tài)度，教師的課堂教學技巧對在線課程滿意度影響尤為明顯。說明教師除需要擁有良好的師德師風和較高的學術能力之外，更要注重線上授課技巧的訓練。從學習者的需求出發(fā)完善在線課程設計，采用靈活的教學方式，通過熟練操作各種教學軟件，將現(xiàn)代化教學手段靈活運用到在線課堂中，開展多樣的在線學習活動，這是提高學生在線學習預期的重要途徑；第二，相對于學生期望和自我效能，學生的自我感知對在線學習滿意度影響最為顯著。在線學習的相對“獨立性”和“隔離性”，學習者習慣于傳統(tǒng)課堂的教學模式，如果不能積極地融入在線學習方式，便很難從中獲得“存在感”，進而對在線學習失去興趣和信心。因此發(fā)揮教師的引導、監(jiān)督和啟發(fā)作用，通過提前宣講、培訓讓學習者清楚該課程要學什么，對專業(yè)發(fā)展前景有何幫助，讓學習者看到在線學習有趣的一面，樹立積極的學習態(tài)度。只有學習者形成較為穩(wěn)定的內部品質，才能有效發(fā)揮其主觀能動性，激發(fā)學習者的學習動機；第三，課程資源和網(wǎng)絡環(huán)境對在線學習滿意度影響都很顯著。豐富的學習資源和便捷的物理環(huán)境，能夠有效維持學習者的學習動機。教師和課程平臺需要針對當代大學生的特點，開發(fā)更能夠吸引這些“數(shù)字移民”的教學內容、媒體內容和信息資源。給學習者更大的自由和權限，讓他們能夠參與到課程建設中，提升學習者的自我價值感；最后，在線學習更需要重視情感建設。在線學習過程中，學習者的情感體驗不僅是來自于虛擬的網(wǎng)絡教室，更多是來自于師生間、生生間的交流互動。教師及時有效地給與學習者反饋與評價，指導學習者之間開展有益的競爭與協(xié)作，誘發(fā)學習者積極的情感因素，對上述潛變量作用的發(fā)揮有著顯著的催化功能。