從工具理性走向價值理性：我國大學生在線教學持續使用意愿的影響因素

周建華 陳鳳菊 李 政

（1. 贛州師范高等?？茖W校，江西贛州 341000；2. 廈門大學 教育研究院，福建廈門 361005；3. 浙江大學 教育學院，浙江杭州 310058；4. 紹興文理學院 教師教育學院，浙江紹興 312000）

新世紀以來，隨著信息技術和數字科技的迅猛發展，在線教育得到前所未有的發展，尤其是疫情期間，我國高校為確?！巴Ｕn不停學”，通過建設在線平臺、研發網絡課程、優化授課進程等途徑，對在線教學“進行大范圍應用創新，保障了教育教學工作的有序進行”（吳巖，2020）。進入后疫情時代，在線教學保持高速發展勢頭，逐步形成架構科學、運行規范的獨立教學體系，已經成為“高等教育教學的自然組成和重要支撐”（吳巖，2023）。但與此同時，在線教學出現的“互動不足、理念落后、效果不佳等問題也使得在線教學質量受人質疑”（毛雁冰等，2022）。在后疫情時代，在線教學已不再是應對危機的被迫選擇，而成為與線下教學并駕齊驅的理性方案。然而，關于大學生是否傾向繼續使用在線教學模式這一問題形成了多元甚至截然相反的研究結論（鄔大光等，2020；熊強等，2022）。為此，開展大規模學情調查，從大學生的用戶視角，分析我國在線教學持續使用意愿的影響因素及其生成機制，成為持續推進和保持在線教學健康發展的重要基礎。

一、文獻綜述與分析框架

（一）文獻綜述

技術與教育的深度融合對高校傳統教學模式帶來了沖擊，促使高校教學形式不斷推陳出新，高校借助信息技術提升教育質量“已成不可逆轉的趨勢”（朱永海等，2014）。但現有的在線教學服務與質量能否激發學生的使用意愿？何種因素對其產生影響？作用機制是什么？回答這些問題，對于“實現高質量在線教學”具有重要意義。為此，相關研究從在線教學質量、在線教學設施與服務、在線教學主體（教師和學生）和在線教學滿意度等角度予以回應。

教學質量是影響學生在線教學滿意度及持續使用意愿的重要因素。大量研究表明，學生對在線教學質量的評價與其對在線學習的接受度、參與度和滿意度等密切相關（Cole et al.，2021）。學生在學習中感受到的教學策略、教學激勵及學習支持越充分，其參與在線教學越積極（Laaser & Toloza，2017）。阿爾多瓦等（Aldowah et al.，2019）指出在線教學尤其需要具有適切性、針對性的課程設計和課程內容。薩盧姆（Salloum，2018）從課程內容、課程設計等環節評價在線教學質量，發現知識共享和質量把控能顯著提高學生對在線教學的接受度。韓多科（Handoko，2019）發現，學生感知的在線教學質量顯著影響其參與在線教學的行為意向。樸明俊等（Park et al.，2021）指出，學生對在線教學質量的評價越高，持續使用在線教學的意愿越高。此外，在線教學資源的豐富性、在線學習環境和技術設施的完備性等都會影響學生在線學習的動機、使用體驗和意愿（Selim，2007），而且在線教學平臺的場域效應也很關鍵，特別是“平臺使用的舒適性、互動情景性尤為重要”（Song et al.，2004）。

就在線教學主體而言，由于在線教學強調課堂翻轉及教學重構，學生的主觀能動性被認為具有更大的影響效用。研究表明，學生的認知策略、學習調控能力直接影響學生在線教學參與度，積極培養學生的自主學習能力有助于提高學生在線學習表現（Chou，2012）。赫古納等（Herguner et al.，2020）發現，學生在線學習態度顯著影響其在線學習績效表現。研究者還發現，學習社區、技術支持和學生個體特征是影響在線教學質量的重要因素，學生的“班級共同體”和“年級共同體”意識越強，其在線教學績效表現越好（張紅艷等，2013）。加拉達等（Jaradat et al.，2020）證實學習社區或學習共同體意識與在線教學滿意度呈顯著正相關。此外，教師的作用尤其是教學設計和引導始終占重要地位。萊特（Wright，2003）發現良好的課程設計和課程質量能夠推進在線教學的順利開展，同時教師與學生在知識與情感上的良性互動，包括師生交互和生生交互，都是促進在線教學取得成功的關鍵因素（Woo &Reeves，2007）。格蕾等（Gray et al.，2016）強調明確的課程學習目標、詳盡合理的課程組織結構是影響學生在線教學滿意度的顯著因素。

在線教學滿意度與持續使用意愿之間的復雜關系長期為學界關注。一般認為，滿意度是學生在線教學持續使用意愿的潛在影響因素，對學生持續使用意愿有正向影響（李雅箏，2016；覃紅霞等，2021）。影響在線教學滿意度和持續使用意愿的因素較為多元。研究發現，感知有用性、內在動機和滿意度對持續使用意愿有直接影響，期望確認、內容質量、自主設計、感知能力間接影響持續使用意愿（楊根福，2016）。課程內容質量、課程設計質量能通過影響感知有用性、感知易用性和滿意度直接或間接作用于學生在線學習持續使用意愿（Cheng，2020）。覃紅霞等（2020）研究發現，疫情期間學生對在線教學的滿意度較高，但不同學科學生的持續使用意愿差異較大。這說明，教學滿意度與持續意愿并非簡單的正向相關，而是受多種中介因素和調節因素影響。也有學者指出，滿意度與教學質量之間的關系復雜，高滿意度并不必然意味著教學質量高，教學質量高也不一定總能獲得高滿意度（Marsh et al.，2011；鄭雅君等，2016）。因此，在線教育質量感知、滿意度與持續使用意愿三者之間并非簡單的線性關系累積，其影響因素和內在機理有待深入研究。

（二）分析框架

在線教育質量評價從商業管理的軟件用戶評價研究中借鑒了大量基礎模型。2003 年，文卡特什（Venkatesh）和戴維斯（Davis）建構了系統性的用戶使用行為意愿模型，即整合型技術采納與使用理論模型（unified theory of acceptance and use of technology，UTAUT）。該模型包含四個核心因素（Venkatesh et al.，2003）：績效期望（performance expectancy，PE）、努力期望（effort expectancy，EE）、社群影響（social influence，SI）和促進條件（facilitating conditions，FC）。經實證研究檢驗，這一模型能有效解釋個體對信息系統的接納和使用行為，其解釋力達到70%（Oye et al.，2014；李思豫等，2020）。

本研究以UTAUT 模型為框架建構研究模型（見圖1），探究大學生對高校在線教學的質量評價、整體態度和影響其持續使用意愿的內外部因素及作用機理。

模型的自變量根據UTAUT 模型的四個核心因素設置。其中，績效期望指學生認為在線教學對提高學習績效的作用程度；努力期望指學生參與在線教學需要付出的努力程度；社群影響指學生所處環境對其參與在線教學的影響程度；促進條件指學生參與在線教學感受到的軟硬件設施配置條件。持續使用意愿指學生經歷一段時間的在線學習后，對在線教學的態度和行為表現，即繼續使用在線教學的意愿。另外，基于前文綜述，質量感知和滿意度評價既承接質量期望的價值判斷，也是影響持續使用意愿的重要變量，因而有可能在兩者之間發揮中介作用。為此，本研究在UTAUT 模型中加入質量感知和滿意度評價兩個中介變量，其中質量感知指學生對在線教學課程質量的綜合評判，滿意度指學生對在線教學的整體認可程度。

二、研究設計

（一）研究對象

課題組于2022 年12 月至2023 年3 月通過網絡平臺向在校大學生發放全國大學生在線教學情況調查問卷，共有416 所高校的128810 名大學生參與調查。通過測謊題、答題所用時間（刪除答題時間低于5 分鐘或高于20 分鐘的樣本）、年齡（刪除年齡小于15 歲或大于28 歲的樣本），及題項間的邏輯關系進行排查和清洗，本研究最終得到有效問卷112880 份，問卷有效率87.63%。有效樣本數據的特征分布見表1。

（二）變量選擇

根據模型的基本框架，結合相關理論和變量定義，本研究從全國大學生在線教學情況調查結果中提取與研究主題有關的18 道題，構成高校學生在線教學持續使用意愿量表（見表2）。18 個題項分別從外部環境、主觀態度等方面測量學生對在線教學主要環節的價值判斷和感知體驗，測量項均采用李克特（Likert）五點計分法，題項理論中值為3 分。

表2 變量定義與描述

（三）研究方法

本研究運用SPSS24.0 軟件和AMOS24.0 軟件對樣本進行共同方法偏差檢驗、共線性診斷和信效度檢驗，確保所用數據的可靠性和有效性；對研究樣本進行描述性統計分析，了解我國大學生在線教學持續使用意愿；運用AMOS24.0 軟件的極大似然法構建、優化、檢驗結構方程模型，利用Bootstrap法檢驗中介效應，并使用R 軟件的蒙特卡洛仿真模擬方法，進行因果中介分析（Casual Mediation Analysis，CMA），以檢驗因果關系的穩健性；最后，根據結構方程模型的擬合結果，進行路徑系數分析和因果關系分析，探討我國大學生在線教學持續使用意愿的影響因素和生成機制。

三、實證研究結果

（一）共同方法偏差檢驗與共線性診斷

本研究通過網絡收集數據，且主要為主觀自我報告，可能存在共同方法偏差。因此，研究者分析數據前，采用Harman 單因素法進行共同方法偏差檢驗（周浩等，2004）：首先利用SPSS26.0 軟件進行探索性因子分析，結果得到第一個主成分所占載荷量為28.23%，沒有達到40%的標準；利用AMOS26.0軟件進行驗證性因子分析，設定公因子數為1，發現模型擬合指標達到共同方法偏差的檢驗要求（擬合指標：CMIN/DF=134.48，RMSEA=0.187，TLI=0.559，CFI=0.584，SRMR=0.112），表明數據不存在嚴重的共同方法偏差（周建華等，2022）。另外，共線性診斷結果表明，18 個觀測變量的方差膨脹系數（Variance Inflation Factor，VIF）在1.24～2.98 之間，處于可接受范圍，表明本研究選取的觀測變量之間不存在嚴重的多重共線性問題（周建華等，2023）。

（二）信效度檢驗與描述性統計

為確保研究數據具有良好的內部一致性和整體有效性，本研究對6 個潛變量和18 個觀測變量進行信效度檢驗和描述性統計，結果見表3。

表3 變量信效度檢驗及描述性統計

信效度檢驗結果顯示，本研究選取的6 個潛變量的克隆巴赫系數均大于0.9，驗證性因子分析的擬合指標在適配值范圍內，表明樣本數據和因子信效度良好，適用于構建結構方程模型。同時，描述性統計結果顯示，各變量（潛變量和觀測變量）的得分均值高于理論中值，表明學生對在線教學的評價整體持肯定態度。具體表現為：

1.績效期望的得分均值為4.00，是評價最高的潛變量。這與同一時期的在線教學評價研究結論一致（鄔大光等，2020），是典型的針對新技術、新領域的皮格馬利翁效應。一般而言，不能單獨將在線教學的績效期望與線下課堂教學的績效期望作簡單比較，因為兩者有各自的特點和要求。但多項研究發現，大學生對在線教學寄予更高的績效期望。導致這一結論的可能解釋是，學生一方面希望借由新技術帶來更好的學習成效，另一方面也希望互聯網和教育技術力量“倒逼”教學改革。

2.努力期望的得分均值為3.66，在所有變量中倒數第二，僅高于質量感知（3.45）。努力期望與績效期望的差值達0.34，表明學生對在線教學能夠實現的績效有較大期盼，但不看重個人學業努力及教學參與在績效實現進程中的重要意義。換而言之，學生對軟件系統和教師授課有較大依賴，尤其是努力期望的觀測變量行為投入得分僅3.62，反映了學生主動投入的意識和行動落后于績效期望。

3.促進條件的得分均值為3.95，是得分第二高的潛變量，表明學生感受到的網絡條件、平臺條件和學校軟硬件的支持整體較好。在線教學系統的普及應用和智能軟件的快速迭代，是疫情以來我國能以極短時間推行世界范圍內覆蓋院校最廣、涉及師生最多、涵蓋課程最全的在線教學體系的關鍵。隨著人工智能技術的蓬勃發展，人工智能教育、虛擬現實教育和增強現實教育等新型教育技術得以廣泛應用，以信息技術為核心的教學促進條件還將發揮更深遠的“長尾效應”。

4.社群影響的得分均值為3.86，整體保持較高水平，表明學生學習場域內具有較濃厚的在線教學氛圍。社群影響與促進條件的差值僅為0.09，表明在線教學的社會環境與網絡環境有較高的兼容性。一般而言，學校的教學管理秩序、教師的課堂教學風格、學生的教學參與氛圍都對在線教學有積極的影響。疫情期間重要的參與因素還包括學生家庭的支持乃至校外社會的普遍理解。隨著疫情過后遠程辦公、在線會議等新工作模式的廣泛運用，大規模在線開放課程（MOOC）、小型私人在線課程（SPOC）和翻轉課堂獲得更大程度的社會認可，在線教學的社群影響日益深遠。

5.質量感知的得分均值為3.45，略高于理論中值，但與期望績效反差較大，在所有變量中得分最低。這表明學生沒有否定在線教學質量，但反映出對在線教學質量的擔憂，與“技術驅動教學改革”“互聯網+教育”理想期望差距較大。在線教學實施后期，學生并未產生與教育質量期望相符的質量感知，無論是“互聯網+教育”的目標實現，還是“技術驅動教學改革”的愿景落實，差距都較大，這可能是影響滿意度和持續使用意愿的主要短板。

6.滿意度和持續使用意愿的得分均值分別為3.87 和3.85，評價整體偏正面，且明顯高于疫情期間的調研結果（分別是3.54 和3.32）（覃紅霞等，2021）。這表明學生對在線教學的整體評價較高，逐漸適應了在線教學，并從中發現了在線學習的便利與高效。這種正面評價意味著學生對在線教學充滿了信心和期待。

（三）模型優化與擬合

基于以上結果，本研究利用AMOS24.0 軟件對學生在線教學持續使用意愿的研究模型進行擬合，以判斷潛變量與觀測變量的因果關系是否顯著。

1.對假設模型（圖1）的擬合結果顯示，路徑[社群影響→質量感知]、[社群影響→滿意度]不顯著（p值分別是0.236 和0.411），[促進條件→質量感知]、[質量感知→使用意愿]路徑系數太?。ǚ謩e是0.041 和0.023），不符合擬合要求（一般要大于0.10）。因此，刪除此四條路徑。

2.再次擬合的結果顯示各條路徑均有顯著性（p＜0.05），擬合指標均在適配值范圍內（見表4）。擬合優度指數顯示，除CMIN/DF（卡方自由度比）因樣本量超大的影響外，其余擬合指標均在適配值范圍內，且質量感知、滿意度、持續使用意愿三個變量的決定系數R2分別達到0.51、0.64 和0.72（即模型對質量感知、滿意度、持續使用意愿的解釋力分別達到51%、64%和72%），表明模型擬合良好，也證實了UTAUT 模型有較高解釋力。

表4 模型擬合指數

優化后的標準模型見圖2?？冃谕?、努力期望不僅直接影響持續使用意愿，而且還通過質量感知→滿意度的鏈式中介效應間接影響持續使用意愿；促進條件可以直接影響持續使用意愿，也可以通過滿意度間接影響持續使用意愿；社群影響對持續使用意愿的影響僅有直接路徑，沒有間接路徑。由此推斷，質量感知和滿意度在模型中有單獨中介效應和鏈式中介效應。

圖2 高校學生在線教學持續使用意愿研究標準模型

（四）中介效應及其穩健性檢驗

為了檢驗質量感知和滿意度在模型中的中介效應，本研究采用Bootstrap 法（重復抽樣5000 次）進行中介效應檢驗，檢驗結果見表5。滿意度在績效期望、努力期望、促進條件與持續使用意愿之間的獨立中介效應，以及質量感知→滿意度在績效期望、努力期望與持續使用意愿之間的鏈式中介效應，95%水平上的置信區間均不包含0，顯著性p值均小于0.001。這表明滿意度在績效期望、努力期望、促進條件與持續使用意愿之間的獨立中介效應，以及質量感知→滿意度在績效期望、努力期望與持續使用意愿之間的鏈式中介效應，均通過了檢驗，具有統計學意義。從滿意度的獨立中介效應比例看，其在促進條件與持續使用意愿之間的中介效應最強，中介效應比例為50.69%；在努力期望與持續使用意愿之間的中介效應次之，中介效應比例為34.15%；在績效期望與持續使用意愿之間的中介效應最小，中介效應比例為24.07%。就質量感知→滿意度的鏈式中介效應比例看：在努力期望與持續使用意愿之間的鏈式中介效應較強，中介效應比例為13.24%；在努力期望與持續使用意愿之間的鏈式中介效應較弱，中介效應比例僅2.90%。

表5 Bootstrap 法中介效應檢驗結果

考慮到滿意度、質量感知與持續使用意愿之間可能存在內生性，本研究采用因果中介分析方法（Imai et al.，2010）進行檢驗。因果中介分析基于反事實框架，能夠以最少的實證預設集中靈活地估計和分析因果中介效應的敏感性。其基本思路是針對因變量和中介變量擬合模型，重復模擬模型參數，對因果中介效應進行點估計和區間估計（Hicks & Tingley，2011）。本研究運用R 軟件，以3000 次準貝葉斯蒙特卡洛仿真模擬方式，獲得各變量的效應值和95%置信區間（見表6）。

表6 因果中介效應檢驗結果

由表6 可知，滿意度在績效期望、努力期望、促進條件與持續使用意愿之間的獨立中介效應，以及質量感知→滿意度在績效期望、努力期望與持續使用意愿之間的鏈式中介效應，95%水平上的置信區間均不包含0，都通過了檢驗，具有統計學意義。且各效應數值、中介效應占比與Bootstrap 法中介效應檢驗結果（表5）基本吻合，表明因果中介效應成立，研究結論穩健可靠。

（五）擬合結果與路徑系數分析

模型擬合后，本研究得到模型的載荷系數和結構模型的路徑系數（見表7）。

表7 模型的路徑系數

1. 測量模型路徑系數

從測量模型看，每個潛變量的載荷系數均介于0.725～0.944 之間，且每條測量路徑都具有顯著性，符合結構方程模型的擬合要求。對于績效期望而言，個性定制的載荷系數明顯高于教學資源、學情分析，表明學生對在線教學的最大期望是技術賦能實現個性化教學；對于社群影響而言，教學管理的載荷系數明顯低于教師引導、同伴影響，表明學生認為當前的在線教學管理存在較大的提升空間；努力期望、促進條件、質量感知、滿意度等潛變量分別對應的觀測變量的載荷系數相差不明顯。

2. 結構模型路徑系數

1）就持續使用意愿而言，績效期望、努力期望、促進條件、社群影響和滿意度均對其有正向影響。其中，績效期望（0.352）和促進條件（0.346）的作用最大；社群影響、滿意度的作用次之，分別是0.258和0.231；努力期望的作用最?。?.151）。值得關注的是，質量感知與持續使用意愿之間沒有直接路徑。

2）就滿意度而言，績效期望、努力期望、促進條件和社群影響均對其有正向影響。其中，促進條件的作用最大（0.494），績效期望次之（0.223），質量感知的作用最小，與滿意度呈正向弱相關（0.108）。質量感知與滿意度之間的弱相關性，表明教學質量與滿意度之間存在較為復雜的關系（Marsh &Martin，2011），用滿意度表征教育質量存在局限性（鄭雅君等，2016）。

3）就質量感知而言，績效期望和努力期望對其有正向影響，且努力期望的作用（0.677）明顯高于績效期望（0.249），表明提升教育質量的關鍵在于引導學生提高努力期望，增加在線學習的投入。

3.影響因素及其效應

根據結構方程模型的“鏈式法則”（覃紅霞等，2022），可以測算持續使用意愿影響因素的效應值（見表7）。按效應值從大到小排列，影響持續使用意愿的因素分別是：績效期望（0.410）、促進條件（0.372）、社群影響（0.346）、滿意度（0.231）、努力期望（0.211）和質量感知（0.025）?？梢园l現：

1）UTAUT 模型的四個核心要素——績效期望、促進條件、社群影響、努力期望對持續使用意愿都有較強的正向預測效應。值得注意的是，努力期望的預測效應相對較弱，只有績效期望的一半左右。隨著學生對在線教學的逐漸適應，系統的易用性不再是決定其長期使用意愿的重要因素。學生提高信息技術的熟練程度后，他們更關注于如何通過使用這些工具獲得更好的學習效果（Lee, et al.,2011）。

2）作為中介變量的滿意度和質量感知對持續使用意愿的作用相差較大。滿意度的影響作用是0.231，這表明在線教學持續使用意愿與滿意度之間高度關聯；質量感知的作用只有0.025，表明受社群影響、促進條件等外部環境因素制約，學生持續使用意愿與在線教學質量感知關聯甚小?？赡艿脑蛟谟?，對相當一部分學生而言，在線教學更多表現為一種配套的“教學手段”而非獨立的“學習路徑”。

四、結論與討論

本研究以UTAUT 理論為基礎，對我國高校的在線教學情況進行實證研究，發現以下結論和啟示：

（一）在線教學已成為高等教育的新常態，應全面強化在線教學質量把控

當前，我國高校學生對在線教學整體持肯定態度，持續使用意愿較高；學生對在線教學的績效期望、努力期望、社群影響、促進條件、質量感知、滿意度和持續使用意愿的評價均呈正面；對績效期望、促進條件的評價最高，表明互聯網“原住民”一代的大學生對在線教學有天然的偏好，對信息技術改革教育教學期待較高。結構方程模型的結果也顯示，除質量感知與持續使用意愿之間沒有直接路徑外，績效期望、促進條件等其他四項潛變量均正向影響持續使用意愿。這表明，在線教學因其靈活性、便捷性和個性化特質獲得廣泛認可，逐漸成為高等教育的新常態。

與新常態相伴而來的是，對在線教學質量標準的新要求?！敖刂?022 年11 月，中國慕課數量超過6.19 萬門，注冊用戶4.02 億，學習人數達9.79 億人次，中國慕課數量和學習人數均居世界第一”（吳巖，2023）。更高的發展成就，意味著更高的績效期望和質量要求。當前我國正深入推進教育數字化戰略行動，打造全球最大的國家高等教育智慧教育平臺，構建世界最大規模的高等教育在線教學體系，在線教學應成為教育數字化戰略實施的試驗場和主戰場。

這就要求我們：一要以數字治理體系完善在線教學管理制度，加強課程教學服務與指導，嚴格課程開發、選用維護和考核評價等全周期管理，加快精準教育治理變革；二要以數字師訓系統提升教師在線教學授課質量，強化在線教學技術培訓與開發，提高在線教學的授課深度、互動熱度和反饋效度；三要以數字互動社區優化學生在線教學的參與方式，提升學生的課前籌備度、課間專注度和課后持續度，激發學生在線學習志趣；四要以數字監管平臺加強在線教學平臺的運營監督管理，強化學習進程維護和監控，落實平臺備案機制和黑白名單制度，全面增強質量意識，持續提升質量文化，重塑教育教學新生態。

（二）在線教學正面臨質量感知的新鴻溝，應凸顯學生群體的主體意識

一般認為，信息技術或數字資源的不均衡導致在線教育的數字鴻溝（曹夢瑩等，2023），容易被忽視的隱性鴻溝出現在學生對在線教學的質量期望與質量感知之間。研究發現，學生對在線教學績效期望與質量感知兩個潛變量的評價分別居于首位和末尾，差值高達0.55。這表明，學生對在線教學寄予了超過傳統線下教學的質量期望，特別是希望在線教學借助信息技術、互聯網技術倒逼教學改革，形成新的教學范式，以改變相對沉悶的傳統課堂授課氛圍。然而，學生對在線教學的質量感知居所有變量得分最低，與學生績效期望存在較大反差，構成了在線教學的新鴻溝。

結構方程模型的結果顯示，對持續使用意愿而言，績效期望、促進條件、社群影響、滿意度和努力期望顯示出逐次降低的影響效應，而且質量感知與持續使用意愿之間無直接影響。對此可能的解釋是，盡管近年來師生在線教學技術和教學能力提升快速，但師生還未能適應在線教學的秩序變革，教學組織、教學平臺、教學制度在引導教師“如何教”上支撐不夠，教學環境、課程設置、考核標準在引導學生“如何學”上關照不足，在線教學仍較多停留于“教學在線”，學生尚未明確自身在教育質量提升上的主體性定位，缺少提升教學質量的主觀能動性和探究式行為，“為在線而在線”，從而直接影響其質量感知的評價結果乃至持續使用意愿的程度。

在線教學是一種不同于傳統線下教學的教學體系，它不僅傳授知識、培訓技能，更多的是幫助學生“學會如何學習”。要實現這一目標，一要探索并遵循在線教學規律和基本原理，兼顧學生的共性和個性學習需求（劉暢等，2022），積極促成教學理念的革新，強化“教師主導－學生主體”的有效耦合和教學交互。二要不斷提升教師的在線教學主導能力。除了一般意義上的教學技能和信息技術，數字教育時代的教師應具備泛在式教學設計能力、互動式教學組織能力和多元化教學反饋能力，尤其是要掌握教學數據管理和教學分析技術，以更好地適應在線教學的發展和變化。三要全面強化學生主體意識和責任意識，及時吸收并充分運用在線教學的新理念、新方法和新技術，如游戲化人機交互教學理念、在線教學交互平臺和協作實踐工具、智能化學習輔助系統、虛擬實境和增強實境技術、翻轉課堂模式等，讓學生真正動起來，與教師一起雙向奔赴，彌合質量期望與質量感知之間的新鴻溝。

（三）個性定制將成為在線教學的新范式，應積極推進在線教學的范式革命

本研究發現，學生對在線教學的績效期望評價最高，從其觀測變量看，個性定制成為解釋績效期望的最重要指標（0.944），學生期待多元化、個性化和創新式的教學體驗。除了個性定制，社群影響也是較具爭議的潛變量。社群影響的得分均值為3.86，整體保持較高水平，且與促進條件的差值僅為0.09，但結構方程模型揭示的機理路徑顯示，社群影響僅對持續使用意愿有直接路徑，沒有間接路徑。換言之，社群影響對質量感知及教學滿意度的影響幾乎不存在。對此可能的解釋是，盡管在線教學得到了充分的社會關注和群體支持，但其對社會需求和利益相關群體的回應和反饋整體不高，學生難以從社群影響在線教學的進程中獲得質量感知和教學滿意度，這是在線教育者需要關注的。在線教學應當承擔學生群體與社會組織及利益相關者群體之間的空中連線，而非隔絕于社會事務及生產實踐的空中樓閣。長遠來看，在線教學應推動基于學生自主、持續創新的教學范式變革，而不應是依賴教師控制、局限于傳統教學改良的微調，個性定制教學與社群合作踐學的充分交互將成為在線教學的新范式。

這要求我們：一要重視學生學習基礎的差異性，適應學生個性化學習需求，確立多種選擇的教學起點，開辟多種指向的教學路徑，凸顯在線教學在資源共享、多維學習等方面的優勢，以教育技術拓寬教育視野，以創新思想引領教學改革，加強對學生在在線環境中“如何自學”“如何創學”的指導；二要通過多種在線教學方式促進社群合作踐學，積極利用在線論壇、協作小組、虛擬班級等在線社群平臺促進學習交流，利用協作編輯、云端存儲、在線會議等遠程協作工具實現實時協作和共同創作，利用虛擬現實場域、增強現實技術、遠程實驗平臺促進聯合研發和跨界攻關，構建豐富多樣的在線合作學習環境，促使在線教學由工具理性向價值理性轉化，以更為多元的個性化教學、更為交互的校內外聯動，全面推進高等教育教學范式變革。