在线教学质量与其满意度的关系探究

摘 要： 为探究本科生线上教学质量对其线上教学效果满意度的影响和作用机制，本研究基于学习满意度理论构建结构方程模型，对调查数据进行分析。研究发现，在线教学质量能够直接显著预测本科生对在线教学的满意度，也能分别通过本科生的学业自我效能感、学业情绪的多重中介作用间接预测对在线教学质量的满意度，且间接效应之和大于直接效应。在两个特定的间接效应中，自我效能感的独立间接效应最大。为提高本科生线上教学的满意度，学校应积极优化在线教学的资源、设备，加强对教师专业素养的培训；教师要充分发挥在线教学中的教育机智，给予学生及时正向的评价；培养学生自我调节和对网络信息学习的能力；不断开发优质线上课程，构建高质量的在线课程设计。

关键词： 在线学习满意度；自我效能感；学业情绪；本科生

中图分类号： G431

文献标识码： A文章编号： 2095－5995（2023）05－0049－09

一、问题提出

随着信息技术的快速发展和对教育的革新，在线学习也成为了“互联网+教育”模式的重要特点。《2020年地平线报告》将“在线教育”作为15个最重要的趋势之一[1]。2021年2月，教育部颁布《普通高等学校本科教育教学审核评估实施方案（2021—2025年）》，着力实施新一轮本科教学评估的“硬招”，进一步加强了学生对自主学习及其满意度的关注。因此研究本科生在线学习的满意度对提升在线学习效果具有重要意义。

1982年图赫（Tough）最早提出了学习满意度的概念，他认为学习满意度是指学习者因学习而产生的一种满足感[2]。之后马丁（Martin）对学习满意度做了进一步阐释，他认为学习满意度是衡量学习者预期目标是

否达成的指标[3]。随后麦考密克（McCormick）和阿斯汀（Astin）将高等教育的满意度定义为学生的感知经历和他们在大学时所受教育的感知价值[4]。国内学者关于学习满意度内涵的理解主要有心理反应说[5]、满足感说[6]等观点。综合国内外学术界的有关研究，本研究认为学习满意度作为学生对本身学习状态的心理感知，是对整个学习进程的一种主观评断，包括了学生对教师、课程、资源、环境等各方面的衡量。面对线上教学方式的大规模普及，如何适应新一轮教育方式变革，正确评估和提升线上教学效果成为了关键问题。目前关于在线学习满意度的影响因素仍需要不断的创新、融合与反思。教师的课堂教学水平决定着教学质量，影响着学生对在线学习的投入度，学生对在线学习的投入度越高，学生对线上教学的满意度就越高。学生的学习投入是由行为投入、情感投入、认知投入三部分组成[7]。因此，本文以在线教学质量、学业情绪、自我效能感分别作为学生的行为投入、情感投入、认知投入三个维度；基于自我效能感、学业情绪控制—价值理论来分析通过了解S省T市疫情期间某高校本科生对线上教学的满意程度。通过了解本科生在线学习满意度的情况，构建在线学习满意度模型，分析结构方程模型之间的路径系数及中介效应，探索学生在线教学质量、自我效能感、学业情绪与满意度之间的关系，进而得出相关结论，为提升学生线上学习效果提出建议对策。

二、文献综述与研究假设

（一）学业自我效能感、学业情绪与在线教学质量

学业自我效能感是自我效能感理论在学习领域中的延伸与应用，可以被界定为学生对自己完成课程与学业计划、获得高水平学业成就的能力的判断[8]。拥有较高的学业自我效能感更能把控自己的学习状态；拥有清晰的学业目标，并依据自身的情况指定合适自己的计划，而低定位感的学习者容易因迷航而偏离学习目标，致使学习任务被拖延，从而使得学习者自信心降低，产生挫折感，其自我效能感亦比较低[9]。学业情绪的交互作用同样作为在线学习的内容之一，对提升认知交互及整体在线学习质量具有关键性的作用[10]，对预测在线协作知识建构水平具有关键性作用[11]，学生在教学活动中有着积极正向情绪更有利于产生好的教学效果。因此，本研究提出假设：

H1：本科生在线教学质量显著影响自我效能感、学业情绪的形成。

（二）学业自我效能感、学业情绪与在线学习满意度

自我效能感影响个体目标设定的过程中通常伴有动机因素参与其中[12]，自我效能感较高的学生更易形成高动机，选择具有挑战性的学习任务，从而加大对学习的投入程度，提升其满意度。由此可推断出自我效能感对在线学习满意度有重要影响。同时，消极情绪可能会分散学生注意力，导致学生难以投入到当前的学习任务。同时，疫情期间，学生产生更多的焦虑和抑郁情绪，也会导致减少自身学习投入[13]。良好的情绪交互更有利于在线学习者在学习过程中形成良好的学习氛围，产生信任感和求知欲，从而提升在线学习满意度。因此，本研究提出假设：

H2：学业自我效能感、学业情绪共同显著影响在线学习的满意度。

（三）学业自我效能感与学业情绪的多重中介作用

自我效能感作为影响学生学业投入的重要因素，对学习信念、学业倦怠、学业策略等都有一定影响。自我效能感是人们对其组织和实施达成特定成就目标所需行动过程的能力的信念[14]。在学习过程中，学生自我效能感的高低不仅会影响学习的动机、学习投入，而且还会影响学生的学业情绪。同时，学业情绪的控制—价值理论认为学生的学业情绪会影响自身的学习认知、动机和自我调节，进而影响学业投入的效果及其满意度。积极情绪会促进学习者的认知灵活性，提高其对学习行为和获得学业成绩能力的判断[15]，而消极情绪会影响学习者对自身学习能力的感知。因此，本研究提出假设：

H3：本科生的学业自我效能感与学业情绪对在线学习满意度起多重中介作用。

三、研究设计

（一）研究对象

本次研究的数据来自S省T市某大学的2179位在校大学生，调查对象的专业包括文史类873名，理工类604名，艺术类419名，体育类283名，专业广泛；学生年级分布为大一占30.52%，大二占24.46%，大三占20.33%，大四占24.69%。其中疫情前有过线上学习经历的学生占78.98%，未有过线上学习经历的21.02%。另外，经统计发现，疫情期间高校线上教学所采用的平台主要以腾讯会议、学习通、钉钉、微信、腾讯课堂、Zoom等多种平台，范围广泛。线上教学方式方面，35.38%的学生选择直播教学，能够实时互动； 24.64%的学生选择直播+录播的方式，更有利于回顾复习；19.5%的学生选择自主学习和直播教学，使得学习的自主性更大；10%的学生选择录播+微信群答疑，学生可以在自主学习后与老师进行问答互动；还有5.46%的学生选择自主学习+微信群答疑（见表1）。

（三）研究工具

本研究的调查问卷共分为三部分：第一部分是调查对象的个体特征，包括性别、年级、专业、是否有过线上学习经历及线上学习地点等；第二部分是本科生对于线上教学满意度问卷调查，包括43个测量题项，使用Likert5点量表计分：1=非常不同意、2=不同意、3=一般、4=同意、5=非常同意；同时为弥补问卷封闭式题目的枯燥乏味、信息单一化，第三部分设计了一个开放性题目：对目前线上课程有什么不满，请简要说明，从而与量化研究互为补充。

（四）数据的收集与处理

本研究的问卷发放时间为2022年11月8－9日。发放方式是将编制好的电子问卷通过二维码发放给在校本科生。问卷共发放2500份，回收2179份。所有题项中答题用时累计60秒内、答案选项完全一致的问卷视为无效问卷并剔除，最终获得有效问卷为2048份，回收率和有效率分别为87.1%和93.98%。分析采用SPSS23.0、Amos24.0统计软件进行数据录入和分析。

四、研究结果

（一）变量相关分析

为了解变量之间是否有相关关系，本研究进行了相关分析。结果发现：在线教学质量与自我效能感（r=0.672，p<0.01）、学业情绪（r=0.361，p<0.01）、在线学习满意度（r=0.493，p<0.01）显著正相关；自我效能感与学业情绪（r=0.468，p<0.01）、对线上教学满意度（r=0.551，p<0.01）显著正相关；学生的自我效能与线上教学满意度（r=0.551，p<0.01）显著正相关。四个变量的相关系数都在0.361—0.672范围之内，因此，呈现中度相关性，符合预期的相关性理论假设（见表2）；也初步验证了H1、H2、H3的假设，进一步验证变量之间的关系。

（三）聚合效度和区别效度

本研究测量题目因素负荷量在0.679－0.920之间，t值在21.423－63.071之间，p＜0.001，AVE在0.509－0.775之间（见表3）;AVE根号值在0.713－0.88之间，构面相关系数在0.361－0.672之间，AVE根号值均大于构面相关系数（见表2），说明本研究潜变量具有较好的聚合效度和区分度。

（五）设定模型评价与假设检验

结构模型拟合：将34个测量题项导入结构模型中，得到模型拟合度指标x2/df=6.264，ＲMSEA为0.065，CHI为9.017；AGFI为0.895且非常接近0.9；同时IFI、TLI、CFI、GFI均大于0.9。在评估模型拟合度方面，由于卡方统计量容易受样本大小的影响，因此除了卡方统计了外，还需同时参考其他拟合度指标[16]，尽管CHI>5，但在其他各项指标都在合理范围之内（见表4）。因此模型拟合较好，是一个可接受模型。

主效应检验：根据结构模型SMC范围，0.19为显著性小，0.33为显著性中等，0.67为显著性大。如图1所示，学业自我效能感、学业情绪与在线教学质量之间的标准化路径系数分别为0.69、0.37，p<0.001，因此，H1假设得到验证。同时，学业自我效能感、学业情绪与在线教学满意度之间的标准化路径系数分别为0.37、0.27，p<0.001，因此，H2假设得到验证。

中介效应检验：本研究采用Bootstrap进行中介效应检验，M1是在线教学质量与满意度之间以学业自我效能感为中介效应，M2是在线教学质量与满意度之间以学业情绪为中介效应，M3为M1、M2总中介效应之和。M1的BC—Percentile 95% CI为［0.251，0.433］，不包含0，说明中介效应显著。M2的BC—Percentile 95% CI为［0.092，0.180］，不包含0，也说明中介效应显著（见表5）。说明学业自我效能感在在线教学质量对满意度的影响中起到中介效应作用，学业情绪在在线教学质量对满意度的影响中同样起到中介效应作用。因此验证了H3假设。

五、研究结论与讨论

在自我效能感和学业情绪的控制—价值理论的启发下，本研究构建并验证了在线教学质量、本科生的学业自我效能感、学业情绪和在线教学满意度这四个变量之间的结构关系，揭示了在线教学质量通过学业自我效能感和学业情绪影响在线教学满意度的发生机制，并为本科生在线学习的自我学习状态提供了实证依据。

（一）研究结果描述性分析

通过对研究对象的人口学变量分析，本科生在对线上教学的满意度的均值上，总体上女生满意度（3.559）高于男生（3.447）。男生更偏向于理性的思考，兴奋点易转移。女生则感性思维更多，耐受力更较好，所以女生更容易在一些事物上坚持到底。由教师现实的面授转变为教师视频语音的讲解，极大降低的师生之间的互动性，也较为乏味，因此这种教学方式更适合耐受力好的女生。同时，男生上课容易开小差，而女生的自制力更强，在没有监管的线上学习过程中，女生容易有更好的学习状态。

在专业上，体育类（3.644）明显满意度高于文史类（3.504）、理工类（3.555）和艺术类（3.468）。这主要是因为线上教学能为体育生提供系统的“运动攻略”。体育生通过线上教学丰富理论知识，与线下针对性训练相结合，更具有系统性和针对性。文史类、理工类作为相对乏味的专业，师生互动相比面对面交流较弱，比如数学题的讲解、画图编辑都不太方便；历史课堂的情感渲染有一定推迟性和间接性。艺术类由于专业的特殊性，课堂节奏无法根据学生的具体情况做出及时的调整，使得艺术类的满意度明显低于其他专业。比如美术课需要现场的示范、特定环境的光影选择等，这些都是线上教学难以做到的。因此，各类专业教师应当根据本专业的特点做好线上教学设计和安排，以保证线上教学质量。