教師非正式網絡學習效果的影響因素研究

摘 要 從網絡學習支持環境的構成出發，文章探索了影響教師非正式網絡學習效果的技術性支持、人際性支持與認知性支持等三個維度之間的關系：技術性支持與人際性支持有顯著正相關，技術性支持與認知性支持顯著相關，人際性支持與認知性支持顯著相關。此外通過多元回歸分析發現，技術性支持、人際性支持與認知性支持對教師非正式網絡學習的效果具有顯著影響。

關鍵詞 網絡學習效果 影響因素 技術性支持 人際性支持 認知性支持

信息網絡技術的發展為教師專業發展創造了新的可能，教師繼續教育學習方式因此發生了革命性改變，除了傳統的短期定點集中培訓以外，分布式大規模的教師網絡培訓學習已成為可能。不僅如此，在這種大的環境背景下，教師紛紛利用業余時間，通過網絡即時獲取專業發展所需資源，并建立起與專家或同行之間的學習通道，不斷加深與外界之間的聯系與交流。從學習方式來看，教師參與網絡學習可分為正式網絡學習與非正式網絡學習，這兩種形式的學習方式從不同側面對教師專業發展提供了支持。從組織方式來說，教師網絡學習分為自組織與被組織兩種形式，教師自組織的網絡學習對于教師專業發展來說意義更大[1]。在非正式學習環境之下，教師的這種自組織網絡學習經常發生，例如，備課過程中，遇到問題通過QQ或者論壇求助專家；茶余飯后，參與某個QQ社群與其他教師談天說地；編制課件時，通過搜索引擎穿梭于網絡資源的洪流之中。在某種程度上來說，教師非正式網絡學習隨時隨地都可能發生，這使得對這種方式的學習行為的測量頗具挑戰性，對其學習效果的評價亦需要采取更具包容性的態度。為此，文章嘗試從網絡學習支持環境的相關維度的關系出發，探索教師非正式網絡學習的技術性支持、人際性支持和認知性支持等三個維度之間的關系以及這三個維度與教師非正式網絡學習效果之間的關系。

一、文獻綜述與研究假設

從整體來說，目前多數研究從網絡學習條件、網絡學習動機、網絡學習行為等方面展開對網絡學習效果的分析研究。網絡學習條件，廣義上可以理解為網絡學習支持環境，包括硬件環境、軟件環境和學習者自身條件限制等方面，一般比較容易觀測。在研究網絡學習行為及效果時，網絡學習的軟硬件環境已經固定，研究者一般只須關注到學習者的自身條件即可。網絡學習動機則比較復雜，包含學習需要和學習期待兩個成分，不同心理學家從不同角度對學習動機進行了闡釋，主要包括強化理論、歸因理論、需要層次理論、成就動機理論、自我價值理論和自我效能感理論等。至于網絡學習行為，一般網絡學習平臺都有學的歷史記錄，通過對這些歷史記錄的分析，結合心理學和社會學的相關理論，運用Amos、Lisrel等結構方程模型工具，可以以模型實證的方式建構網絡學習行為的影響因素，也可以通過數據挖掘的方式發現網絡學習的行為模式。

具體到教師網絡學習的效果，現有研究在動機、行為、效果等維度均有所涉獵。秦丹在研究教師參與網絡課程的學習動機時發現，教師網絡學習自我效能感與其專業發展動機之間呈現顯著正相關[2]。郭紹青等分析西部小學教師網上學習行為時指出學習者個體因素與網絡教學平臺制約教師網絡學習效果[3]；徐源、程進軍等從參與、社交、交互、認知、元認知五個維度發現教師參與學習共同體中的學習過程，以及其對學習共同體的身份認知，對于優化學習者的網絡學習具有重要的影響[4]。從研究內容來看，以上研究普遍關注到的是正式網絡課程中的教師網絡學習行為、動機和效果，目前缺乏對教師非正式網絡學習影響因素的相關研究。究其原因，一方面是因為非正式網絡學習的學習時間、學習過程具有極大的隨意性；另一方面是因為與傳統正式網絡學習不同，非正式網絡學習沒有固定的學習平臺與學習課程，教師學習的歷史數據難以有效收集，無法有效量化。

考察非正式網絡學習效果的影響因素需要另辟蹊徑，借助一定的理論框架，開發行之有效的測量工具，從中觀層次出發分析影響教師網絡學習效果的影響因素。目前，無論是在正式網絡教學中，還是在非正式網絡自主學習過程中，設計基于網絡的學習共同體已經成為促進學習者個體有效參與社會性知識建構的重要途徑。從認知性、技術性和社會性三個維度綜合建構教師學習共同體學習支持系統，根據不同的學習方式有側重性地提供支持，可以有效地實現教師網絡學習共同體的有序發展[5][6]。在一定程度上來講，教師網絡學習共同體的有序發展，意味著教師網絡學習效果的提升，也是教師以自組織形式在學習共同體的生態學習環境下，借由技術性支持、認知性支持和人際性支持獲得自身專業發展的重要形式。因此，當我們關注教師非正式網絡學習效果時，可以從學習共同體的建構理念出發尋找理論支撐。當研究關注點聚焦到學習共同體信息交流功能時，學術性支持、認知性支持和人際性支持維度得到了強化；而研究關注重心側重于建構支持學習共同體發展的支持環境時，技術性、認知性和社會性三個維度則成為衡量學習環境的重要指標，影響著學習活動的開展及學習活動的效果。為此，本文從以下幾個維度嘗試建構教師非正式網絡學習效果的影響因素：技術性支持維度、人際性支持維度和認知性支持維度，擬作出以下研究假設。

假設1（H1）：網絡學習的技術性支持與網絡學習的人際性支持具有正相關聯系。

假設2（H2）：網絡學習的技術性支持與網絡學習的認知性支持具有正相關聯系。

假設3（H3）：網絡學習的人際性支持與網絡學習的認知性支持具有正相關聯系。

假設4（H4）：網絡學習的技術性支持與網絡學習效果具有正相關聯系。

假設5（H5）：網絡學習的人際性支持與網絡學習效果具有正相關聯系。

假設6（H6）：網絡學習的認知性支持與網絡學習效果具有正相關聯系。

二、研究方法

1.研究對象

研究對象為來自新疆地區的中小學教師，共發放問卷1450份，回收問卷1442份，有效問卷1280份，問卷有效回收率為88.3%，所有問卷調查獲得的數據運用SPSS19.0統計分析軟件進行處理。

2.研究工具設計與驗證

（1）工具設計

問卷共有兩個部分構成：第一部分為教師基本信息，包括性別、年齡、教齡、學歷等題項。第二部分涉及教師網絡學習環境支持的三個維度：技術性支持維度（FTS）、人際性支持維度（FPS）、認知性支持維度（FCS），以及教師網絡學習效果評價維度（RSG），均以李克特五點量表的形式進行計分（1=非常符合；2=比較符合；3=難以回答；4=不太符合5=很不符合）。

（2）信度分析

問卷信度指的是數據內部一致性及數據的穩定性，在具體的研究過程中，信度系數會受到各種因素的影響。一方面Cronbachα系數容易受到量表的項目數影響，某個結構的項目數越多，系數可能越高，反之亦然。另一方面，信度系數同時會受到測量內容的影響，測量不同內容，信度系數有高有低[7]。整體而言，如果項目數目較多時，Cronbachα大于0.7即為可接受水平；如果項目較少，且測量的內容比較特殊時，Cronbachα大于0.6即為可接受水平[8]。本研究問卷整體的Cronbachα為0.833>0.70，整體信度較高。技術性支持（FTS）、人際性支持（FPS）、認知性支持（FCS）與網絡學習效果（RSG）的Cronbachα分別為：0.610、0.635、0.627、0.627，皆處于可接受水平。

（3）效度分析

一般來說，對問卷進行探索性因素分析或驗證性因素分析，可以有效檢驗并確定問卷結構效度是否與研究者預期相一致。本次研究整體量表的KMO為0.887，Bartlett球度檢驗近似卡方為3926.542（p=0.000），說明該問卷適合進行因子分析。但由于本研究每個構念維度是依照前人理論研究成果發展而來，故對每個構念維度進行了人為設定，使用AMOS建模工具進行了驗證性因素分析，經模型檢驗與校正之后，具體每個維度因子負荷結構矩陣結果見表1。每個題項的因子負荷（loadings）均大于0.6，表明所抽取的公因子與預想的構念維度基本一致，說明該問卷具有一定的結構效度。

三、數據與分析

為了驗證研究假設，首先使用SPSS19建立分析了四個結構維度之間的相關關系模型。模型顯示FTS與FPS、FCS、F-SG之間的相關系數分別為0.486、0.532、0.536。整體來說，技術性支持（FTS）、人際性支持（FPS）、認知性支持（FCS）之間在0.01水平上顯著相關。之后分別建立4組多元線性回歸模型。模型1為：將“人際性支持”作為因變量，“技術性支持”為自變量，以檢驗假設H1；模型2為：以“認知性支持”為因變量，“技術性支持”為自變量，檢驗假設H2；模型3為：以“認知性支持”為因變量，“人際性支持”為自變量，檢驗假設H3；模型4為：以“網絡學習效果”為因變量，“技術性支持”“人際性支持”“認知性支持”為自變量，以檢驗假設H4、H5與H6。

1.技術性支持對人際性支持的影響

在模型1（表2），DW值為1.927，容差為1.000，VIF為1.000。當DW值越接近2，容差不接近0，VIF小于10時，表明相關系數越接近0，變量間無線性重合問題。其中，R方為0.236，表示“技術性支持”可以解釋“人際性支持”的23.6%的變異量，技術性支持的t值為19.854（p=0.000），達到非常顯著的水平。基于此，研究假設H1得到驗證，表明技術性支持對人際性支持具有比較顯著的正向影響。由此可見，教師上網所依賴的軟硬件技術，以及教師的計算機操作水平，在其參與非正式網絡學習的過程中，會影響到教師之間的人際互動與交流。

2.技術性支持對認知性支持的影響

在模型2（表2），DW值為1.839，容差為1.000，VIF為1.000。當DW值越接近2，容差不接近0，VIF小于10時，表明相關系數越接近0，變量間無線性重合問題。其中，R方為0.283，表示“技術性支持”可以解釋“認知性支持”的28.3%的變異量，技術性支持的t值為22.477（p=0.000），達到非常顯著的水平。基于此，研究假設H2得到驗證，表明技術性支持對認知性支持具有比較顯著的正向影響。由此可見，教師上網所依賴的軟硬件技術，以及教師的計算機操作水平，不僅會影響教師之間的人際互動水平，同時也會影響他們之間的意義協商與知識建構水平。

3.認知性支持對人際性支持的影響

在模型3（表2），DW值為1.873，容差為1.000，VIF為1.000。當DW值越接近2，容差不接近0，VIF小于10時，表明相關系數越接近0，變量間無線性重合問題。其中，R方為0.248，表示“人際性支持”可以解釋“認知性支持”的24.8%的變異量，人際性支持的t值為20.525（p=0.000），達到非常顯著的水平。基于此，研究假設H3得到驗證，表明人際性支持對認知性支持具有比較顯著的正向影響。由此可見，教師參與非正式網絡學習的過程中，人際互動的質量和水平會影響教師之間的意義協商與知識建構水平。

4.技術性支持、認知性支持、人際性支持對網絡學習效果的影響

在模型4（表2），DW值為1.861，技術性支持的容差為0.652，VIF為1.534。當DW值越接近2，容差不接近0，VIF小于10時，表明相關系數越接近0，變量間無線性重合問題。模型4中，技術性支持的β值為0.265，表示其影響網絡學習效果的路徑系數達到了26.5%；認知性支持的β值為0.230，表示其示其影響網絡學習效果的路徑系數達到了23%；人際性支持的β值為0.345，表示其影響網絡學習效果的路徑系數達到了34.5%。同時，“技術性支持”“認知性支持”和“人際性支持”的綜合R方為0.477，表示三個構念維度，可以共同解釋網絡學習效果47.7%的變異量，它們的T值分別為10.554（p=0.000）、9.390（p=0.000）、13.658（p=0.000），均達到非常顯著的水平。基于此，研究假設H4、H5、H6均得到驗證，表明人際性支持、認知性支持、人際性支持均對網絡學習效果具有比較顯著的正向影響。由此可見，在參與非正式網絡學習的過程中，教師上網所依賴的軟硬件技術以及他們的計算機操作水平、教師間人際互動的質量與水平以及教師間的意義協商與知識建構水平，都對教師的非正式網絡學習效果具有顯著的影響。

四、結論與討論

教師網絡學習作為教師專業發展的重要途徑，受到來自國家及各級教育部門的重視，越來越多的研究者也開始關注到教師網絡學習的問題。教師網絡學習可以分為兩種情況，一種是教師為完成規定的在職學習（學歷進修或非學歷培訓）任務，通過上網學習作為完成上述學習的補充，是一種正式學習；另一種是教師上網僅作為一名網民，參與網絡的活動，構成了非正式學習[9]。對于正式的教師網絡學習，研究者依據教師在特定網絡學習過程中，相關培訓課程上的行為表現，通過問卷調查、數據挖掘等實證研究范式，就教師網絡學習行為、動機、效果等方面展開了相關研究，并在政策、認識、評價等層面提出了具有理論引領和實踐指導的措施與建議[3-4，9-10]。對于非正式的教師網絡學習而言，由于其發生的時間、空間及過程具有極大的隨意性，使得學習的歷史數據難以有效收集，無法有效量化，對這種學習的效果進行評價也頗具挑戰性。本研究受前人關于網絡學習共同體研究成果的啟發[6，11-13]，從認知性支持、技術性支持和社會性支持三個維度出發，編制了問卷，對教師非正式網絡學習影響因素進行了探索。通過AMOS結構方程建模及SPSS回歸分析發現，認知性支持、技術性支持及人際性支持等三個構念層面彼此高度相關，共同對教師非正式網絡學習的效果具有顯著影響。

參考文獻

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[2] 秦丹.網絡環境中教師專業發展動機的研究[J].中國電化教育，2012（5）.

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[4] 徐源，程進軍，于延梅.教師網絡學習行為的實證研究[J].中國電化教育，2009（12）.

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[10] 吳淑蘋.基于數據挖掘的教師網絡學習行為分析與研究[J].教師教育研究，2013（3）.

[11] 楊卉.網絡學習共同體知識建構的傳播方式探究[J].電化教育研究，2008（6）.

[12] 和學仁，劉敏昆.網絡學習共同體的自組織生態及其實現機制[J].現代教育技術，2013（9）.

[13] 況姍蕓.網絡學習共同體的構建[J].開放教育研究，2005（4）.

[作者：孟召坤（1983-），男，江蘇連云港人，石河子大學文學藝術學院講師，在讀博士研究生。]

【責任編輯 陳國慶】