學(xué)習(xí)風(fēng)格對學(xué)習(xí)滿意度因素模型的影響關(guān)系研究

李寶 張文蘭

摘?要：基于構(gòu)建的混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下學(xué)生學(xué)習(xí)滿意度影響因素結(jié)構(gòu)方程模型，研究重點以學(xué)習(xí)風(fēng)格中活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)習(xí)者為不同群體進(jìn)行群組分析，分別對于已建立的因素模型中各因素變量之間的影響關(guān)系進(jìn)行探究。研究結(jié)果表明，活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)習(xí)者在因素模型中教學(xué)能力與助教行為的共變關(guān)系系數(shù)、教學(xué)能力對于資源呈現(xiàn)方式的影響路徑系數(shù)、教學(xué)活動設(shè)計對于感知有用的影響路徑系數(shù)、感知有用和考核方式對于學(xué)習(xí)動機(jī)的影響路徑系數(shù)、感知有用和學(xué)習(xí)獎勵對于交互行為的影響路徑系數(shù)存在差異。

關(guān)鍵詞：混合式學(xué)習(xí);學(xué)習(xí)滿意度;活躍型學(xué)習(xí)者;沉思型學(xué)習(xí)者;因素模型

一、問題的提出

2009年美國曾經(jīng)在《在線學(xué)習(xí)中基于循證實踐的評價——一份元分析和在線學(xué)習(xí)研究的文獻(xiàn)綜述》（Evaluation of evidence-based practices in online learning：A meta-analysis and review of online learning studies）報告中強(qiáng)調(diào)“混合式學(xué)習(xí)是最有效的教學(xué)形式”[1]后，截至2015年數(shù)據(jù)報告顯示，美國混合式學(xué)習(xí)幾乎占了學(xué)校教育的二分之一。國內(nèi)自從Web2.0技術(shù)出現(xiàn)后，利用Moodle、Blackboard、Blog等平臺的在線學(xué)習(xí)和面對面相結(jié)合的學(xué)習(xí)方式一直受到研究者的關(guān)注。Jaggers（2011）提到混合式學(xué)習(xí)是針對單純的在線學(xué)習(xí)輟學(xué)率比較高的問題而提出的學(xué)習(xí)方式[2]，同時針對這種環(huán)境下學(xué)習(xí)效果的研究已受到研究者的關(guān)注。然而，從學(xué)習(xí)者個體的角度出發(fā)，學(xué)習(xí)滿意度的差異性是否與學(xué)習(xí)者個體差異性相關(guān)？學(xué)習(xí)者個體特征是否對于學(xué)習(xí)滿意度的因素影響程度造成差異？以學(xué)習(xí)者個體差異角度出發(fā)去探究學(xué)習(xí)者滿意度的研究正好是檢驗教學(xué)活動設(shè)計是否有效的關(guān)鍵途徑，所以從混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下學(xué)習(xí)者個體角度研究和探討其對學(xué)習(xí)滿意度因素之間關(guān)系的影響程度是必不可少的。

近年來，自從學(xué)習(xí)分析技術(shù)、個性化學(xué)習(xí)、分層教學(xué)等概念出現(xiàn)后，研究者更加關(guān)注學(xué)習(xí)過程中個體差異性對于學(xué)習(xí)效果帶來的影響?；旌鲜綄W(xué)習(xí)中，由于學(xué)習(xí)者作為學(xué)習(xí)的主體，學(xué)習(xí)者個體差異會導(dǎo)致不同學(xué)習(xí)者對于學(xué)習(xí)過程具有不同的主觀感受和學(xué)習(xí)體驗。帶來的結(jié)果是，不同學(xué)習(xí)者對于課程學(xué)習(xí)滿意因素之間的影響關(guān)系程度也會有所不同。這種情況之下，學(xué)習(xí)滿意度的研究又少，學(xué)習(xí)者個體差異性的研究又是研究者關(guān)注的熱點。因此，個體差異性對于學(xué)習(xí)滿意度因素模型中各因素變量的影響關(guān)系程度更是值得深入研究的主題。

二、文獻(xiàn)回溯

（一）個體差異性

關(guān)于學(xué)習(xí)個體差異的研究，從已有的文獻(xiàn)整理來看，主要集中于兩個方面。一方面是從個體性別、年齡、教育水平、學(xué)習(xí)經(jīng)歷、計算機(jī)水平等等來進(jìn)行研究。如Ingen L.C.van Soelen（2009）認(rèn)為學(xué)習(xí)過程中學(xué)習(xí)者個體學(xué)習(xí)速度、遺忘速度的差異會對學(xué)習(xí)結(jié)果造成影響[3];Jesus De la Fuente（2009）認(rèn)為，學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)者存在個體差異主要包括正式成分（聲音的響亮、說話的語速快、精神過于集中、手勢過度以及其他典型舉止）、態(tài)度和情緒（敵意、急躁、憤怒、攻擊）、動機(jī)方面（成就動機(jī)、競爭、成功的歸因和動力等）、行為表現(xiàn)（時間緊迫、速度、多動、工作的參與）和認(rèn)知方面（需要控制自己周圍的環(huán)境作為特征風(fēng)格的歸屬之一）[4];Philippe Rast（2010）認(rèn)為學(xué)習(xí)個體在初始技能、學(xué)習(xí)速率、漸進(jìn)技能、年齡、信息處理速度、教育水平等方面存在差異[5];Rishi D.Ruttun（2012）認(rèn)為應(yīng)該從性別、年齡、教育水平、學(xué)習(xí)領(lǐng)域、個人能力、計算機(jī)水平等等考慮個體差異[6];Raymond A.Noe（2013）的研究表明在對于非正式學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)個體差異研究時，應(yīng)該從五大個體特征維度（隨和、責(zé)任、情緒穩(wěn)定、外向型、經(jīng)驗開放）、自我效能感、學(xué)習(xí)熱情等進(jìn)行個體差異分析[7];Ali Tarhini（2014）認(rèn)為學(xué)習(xí)者對于技術(shù)接受度的個體差異重點應(yīng)在性別、經(jīng)驗、教育水平、年齡上進(jìn)行考慮[8]。

另一個方面，對于學(xué)習(xí)個體差異的研究主要集中從學(xué)習(xí)風(fēng)格角度來關(guān)注個體差異。學(xué)習(xí)風(fēng)格主要利用學(xué)習(xí)風(fēng)格量表測量的結(jié)果來體現(xiàn)個體的差異性，研究者使用的學(xué)習(xí)風(fēng)格量表有Kolb的經(jīng)驗學(xué)習(xí)風(fēng)格量表、Myers Briggs 人格類型的學(xué)習(xí)風(fēng)格量表、VARK量表、Dunn&Dunn學(xué)習(xí)風(fēng)格量表、多元智力學(xué)習(xí)風(fēng)格量表、格拉峽—里奇曼學(xué)習(xí)風(fēng)格量表、赫爾曼的大腦四象限分工及優(yōu)勢測定量表、Felder-Siliverman學(xué)習(xí)風(fēng)格量表等等。如Wang Pei-Jung 等人（2013）認(rèn)為發(fā)散型、同化型、順應(yīng)型、會聚型四個類型的學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)效果上沒有表現(xiàn)出顯著性差異[9];Akdemir和Koszalkab（2008）的研究表明學(xué)習(xí)風(fēng)格差異對于研究生課程學(xué)習(xí)策略的影響關(guān)系，發(fā)現(xiàn)依存型學(xué)習(xí)者采用協(xié)作型教學(xué)策略和獨立型學(xué)習(xí)者采用探索型教學(xué)策略帶來的學(xué)習(xí)效果是同等的[10];Sun等人（2008）的研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)風(fēng)格對于學(xué)習(xí)成效沒有顯著性差異，只是表現(xiàn)出“同化型”學(xué)生學(xué)習(xí)成績普遍稍高[11];Graf和Kinshuk（2009）的研究認(rèn)為利用系統(tǒng)對于不同學(xué)習(xí)風(fēng)格、認(rèn)知特點的學(xué)生在課程學(xué)習(xí)中使用不同學(xué)習(xí)策略進(jìn)行學(xué)習(xí)與瀏覽行為進(jìn)行監(jiān)測，提供給適合不同學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)過程的需求，可以不斷完善學(xué)習(xí)者特征模型。[12]

（二）學(xué)習(xí)滿意度的影響因素

對學(xué)習(xí)滿意度的影響因素研究進(jìn)行文獻(xiàn)梳理，進(jìn)一步探究學(xué)習(xí)個體差異性是否會對學(xué)習(xí)滿意度產(chǎn)生影響。李明輝（2011）認(rèn)為個體的自我效能感、媒體熟悉程度、技術(shù)使用意向等會對在線學(xué)習(xí)的滿意度產(chǎn)生差異影響[13];Piccoli等人（2001）認(rèn)為學(xué)習(xí)動機(jī)、學(xué)習(xí)適應(yīng)性、自我效能感、對于技術(shù)使用態(tài)度等會對學(xué)習(xí)滿意度造成差異影響[14];Arbaugh（2000）認(rèn)為學(xué)生學(xué)習(xí)投入時間、學(xué)生的性別、感知有用、感知易用等個體差異性會對學(xué)習(xí)滿意度產(chǎn)生影響，而學(xué)習(xí)經(jīng)歷對于學(xué)習(xí)滿意度沒有任何影響關(guān)系[15];Kanuka和Nocente（2003）的研究結(jié)果表明學(xué)習(xí)者個體在認(rèn)知模型、成效期望方面的差異會對學(xué)習(xí)滿意度造成影響[16];Henry（2008）的研究認(rèn)為學(xué)習(xí)風(fēng)格對于學(xué)習(xí)滿意度有顯著影響關(guān)系[17]，然而Adnan AI Shaikh（2015）認(rèn)為學(xué)習(xí)風(fēng)格和學(xué)習(xí)滿意度之間沒有直接的影響關(guān)系[18];Ong（2006）等研究認(rèn)為男生往往對于在線學(xué)習(xí)經(jīng)歷會有更滿意的學(xué)習(xí)體驗[19]。關(guān)于學(xué)習(xí)滿意度中個體差異對其影響的研究結(jié)論比較復(fù)雜，不同研究視角得出的結(jié)論有所不同。

通過對個體差異以及學(xué)習(xí)滿意度的研究文獻(xiàn)匯總，筆者發(fā)現(xiàn)從學(xué)習(xí)者個體差異中學(xué)習(xí)風(fēng)格的不同去考慮其對學(xué)習(xí)滿意度因素的影響關(guān)系是目前研究比較缺乏的。筆者前期研究已經(jīng)得出混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下學(xué)習(xí)滿意度的影響因素層級模型[20]，因此本研究重點探討混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下不同學(xué)習(xí)風(fēng)格對學(xué)習(xí)滿意度影響因素模型中各因素之間的影響關(guān)系帶來的差異程度。

三、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

研究采用成熟的Felder-Siliverman學(xué)習(xí)風(fēng)格量表，該量表的信效度已經(jīng)過Zywno（2003）、Felder和Spurlin（2005）等檢驗[21]，重點以學(xué)習(xí)風(fēng)格中處理加工維度中的沉思型學(xué)習(xí)者和活躍型學(xué)習(xí)者為例進(jìn)行深入研究和探討，擬將研究的問題具體化為研究假設(shè)“活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)習(xí)者在影響因素模型中各影響因素之間的關(guān)系存在差異”。

（二）研究對象

本研究選取某高校參與《信息技術(shù)與課程整合》《現(xiàn)代教育技術(shù)》《計算機(jī)網(wǎng)絡(luò)》等課程混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下的學(xué)生為研究對象，課程學(xué)員主要以學(xué)習(xí)該門課程的學(xué)生為主，一共有學(xué)員412名。該課程授課形式以面授教學(xué)和在線學(xué)習(xí)相結(jié)合的形式，調(diào)查研究對象都是按照要求完成整個混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下課程學(xué)習(xí)的學(xué)生。研究最終問卷回收409份，經(jīng)過篩選后保留405份問卷。

（三）研究工具和方法

本研究采用問卷調(diào)查的方法，分別使用的問卷為學(xué)習(xí)風(fēng)格量表、學(xué)習(xí)滿意度問卷，學(xué)習(xí)滿意度量表采用五點里克特計分法，選項分別為“比較滿意”“滿意”“一般”“不滿意”“比較不滿意”，對應(yīng)計分標(biāo)準(zhǔn)分別為5、4、3、2、1。在國外學(xué)習(xí)風(fēng)格量表研究中，F(xiàn)elder-Silverman學(xué)習(xí)風(fēng)格量表采用率比較高，F(xiàn)elder-Silverman學(xué)習(xí)風(fēng)格模型分為信息加工、感知、輸入、理解四個維度，本研究選取量表中來自信息加工維度的問題進(jìn)行調(diào)查。信息加工維度分為活躍型和沉思型，在實際SPSS數(shù)據(jù)處理過程中，對于該維度不同的學(xué)習(xí)風(fēng)格類型采用數(shù)字“1”和“2”進(jìn)行編碼，其中活躍型學(xué)習(xí)者232名、沉思型學(xué)習(xí)者173名。學(xué)習(xí)滿意度問卷是在Arbaugh設(shè)計學(xué)習(xí)滿意度量表的基礎(chǔ)上進(jìn)行修改的，從多角度評價學(xué)生對課程學(xué)習(xí)過程中學(xué)習(xí)的滿意度，同時對修改后的學(xué)習(xí)滿意度問卷進(jìn)行了檢驗，問卷的信度系數(shù)為0.916，問卷具有良好的信度。同時，對編制的學(xué)習(xí)滿意度問卷效度進(jìn)行檢驗，利用因子分析的方法進(jìn)行分析，采用主成分分析的方法，抽取限定因子數(shù)量后，利用最大方差正交旋轉(zhuǎn)法獲取問卷的KMO值分別為0.885、0.893，方差累計解釋量分別為54.67%、48.95%，滿足要求指標(biāo)（KMO值大于0.8，方差累計解釋量大于40%），這說明問卷具有良好的效度。

四、研究數(shù)據(jù)分析與結(jié)論

（一）模型假設(shè)的檢驗

結(jié)合建立的混合式學(xué)習(xí)滿意度影響模型，前期數(shù)據(jù)調(diào)查分析以及相關(guān)研究后發(fā)現(xiàn)，助教行為、教學(xué)能力、資源特征、資源呈現(xiàn)方式、課程彈性、學(xué)習(xí)獎勵、活動設(shè)計、交互行為、學(xué)習(xí)動機(jī)、感知有用是影響混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下學(xué)習(xí)滿意度的主要因素，感知易用、學(xué)習(xí)背景、成效期望、自我效能感、平臺功能設(shè)計對于學(xué)習(xí)滿意度未產(chǎn)生顯著性影響關(guān)系。刪除不顯著影響因素，對影響因素模型進(jìn)行重構(gòu)，得出學(xué)習(xí)滿意度影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，如圖1所示。其中W1～W23表示模型中各變量之間的相互影響關(guān)系系數(shù)，W24～W38表示各潛在變量中的觀測變量對其影響程度，V1～V35分別是各觀察變量以及潛在變量的殘差值。

（二）結(jié)構(gòu)方程模型的擬合度檢驗

利用研究的假設(shè)在AMOS軟件中構(gòu)建學(xué)習(xí)滿意度影響因素的結(jié)構(gòu)模型，之后分別對于活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)者在模型中的參數(shù)進(jìn)行識別、違犯估計等分析，并進(jìn)行模型擬合度各項指標(biāo)的檢驗，如表1所示。其中沉思型學(xué)習(xí)者群組的模型擬合度中GFI的值為0.893，AGFI的值為0.886，離理想擬合度指標(biāo)0.90相近，其余各項指標(biāo)均達(dá)到參數(shù)指標(biāo)要求。從整體來考慮，模型的擬合度較為良好;活躍型學(xué)習(xí)者群組中各項參數(shù)滿足擬合度的指標(biāo)要求。

（三）結(jié)構(gòu)方程模型的修正

在AMOS中利用MI（Modification Indices，修正指標(biāo)）數(shù)據(jù)進(jìn)行模型的完善，從數(shù)據(jù)中分析發(fā)現(xiàn)，教學(xué)能力和助教行為兩個因素變量之間的修正指標(biāo)的值為25.982，這表示助教行為和教學(xué)能力兩個變量之間存在共變關(guān)系，需要建立兩者之間的關(guān)系。在初步模型建立后，發(fā)現(xiàn)資源特征對于感知有用、資源呈現(xiàn)方式對于活動設(shè)計、資源特征對于交互行為因素變量不存在顯著影響關(guān)系，需要進(jìn)行模型的修正，刪除模型中對應(yīng)因素之間的影響關(guān)系。修正過程中還發(fā)現(xiàn)，e31e32的修正指標(biāo)為17.890，需要考慮建立e31和e32之間的共變關(guān)系。模型修正后，再次進(jìn)行擬合度檢驗，發(fā)現(xiàn)沉思型學(xué)習(xí)者群組的模型擬合度檢驗中GFI的值達(dá)到0.903，達(dá)到指標(biāo)要求。

（四）研究假設(shè)的檢驗

群組分析后，活躍型學(xué)習(xí)者在影響因素模型中各因素之間相互的影響關(guān)系系數(shù)如圖2所示，沉思型學(xué)習(xí)者如圖3所示。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)習(xí)者在模型中某些因素之間相互影響關(guān)系的程度存在差異。

（1）活躍型學(xué)習(xí)者與沉思型學(xué)習(xí)者在教學(xué)能力和助教行為之間影響關(guān)系上存在差異。活躍型學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)滿意度因素模型中，教師的教學(xué)能力和助教行為之間的影響路徑系數(shù)為0.59;沉思型學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)滿意度影響因素模型中，教師教學(xué)能力和助教行為之間的路徑系數(shù)為0.26。研究結(jié)果表明，沉思型和活躍型學(xué)習(xí)者都認(rèn)為混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下主講教師教學(xué)能力和助教行為之間存在影響關(guān)系。同時，活躍型學(xué)習(xí)者在模型中兩個因素之間影響關(guān)系的程度明顯大于沉思型學(xué)習(xí)者。這說明活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為教師和助教之間的溝通和交流以及對于面授和在線學(xué)習(xí)相互銜接的要求程度高于沉思型學(xué)習(xí)者。

（2）活躍型學(xué)習(xí)者與沉思型學(xué)習(xí)者在教師教學(xué)能力對于資源呈現(xiàn)方式和活動設(shè)計之間的影響關(guān)系系數(shù)上存在差異。關(guān)于教學(xué)能力對于資源呈現(xiàn)方式的影響程度，活躍型學(xué)習(xí)者在因素模型中表現(xiàn)為0.42（P<0.001），沉思型學(xué)習(xí)者在因素模型中表現(xiàn)為0.25（P<0.005）。即，活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)習(xí)者都會認(rèn)為教師教學(xué)能力對資源的呈現(xiàn)方式帶來顯著的影響關(guān)系，只是活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為教師教學(xué)能力對資源呈現(xiàn)方式的影響路徑系數(shù)明顯高于沉思型學(xué)習(xí)者;教學(xué)能力對活動設(shè)計的影響路徑系數(shù)在因素模型中可以看出，活躍型群組的路徑系數(shù)為0.61（P<0.001）、沉思型群組的路徑系數(shù)為0.38（P<0.001），表明教師教學(xué)能力會決定混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下學(xué)習(xí)活動的設(shè)計，同時活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為其影響系數(shù)明顯高于沉思型學(xué)習(xí)者。因此，個體學(xué)習(xí)風(fēng)格的不同會影響模型中教師教學(xué)能力和影響因素之間的影響路徑系數(shù)。

（3）活躍型學(xué)習(xí)者與沉思型學(xué)習(xí)者在教學(xué)活動設(shè)計對于感知有用的影響路徑系數(shù)上存在差異。在影響因素模型中，對活躍型學(xué)習(xí)者群組分析后，教學(xué)活動設(shè)計對于感知有用的影響路徑系數(shù)為0.53（P<0.001）;而對沉思型學(xué)習(xí)者群組分析后，教學(xué)活動設(shè)計對于感知有用的影響路徑系數(shù)為0.37（P<0.001）。研究可以發(fā)現(xiàn)，教學(xué)活動設(shè)計對于感知有用的影響關(guān)系不論是沉思型學(xué)習(xí)者還是活躍型學(xué)習(xí)者都存在顯著性影響，那么在具體教學(xué)中可以利用教學(xué)活動設(shè)計，讓學(xué)生參與到具體教學(xué)活動中對于學(xué)生感知有用有正向顯著影響關(guān)系。同時，研究還表明，活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為教師利用教學(xué)活動設(shè)計讓學(xué)生來感知知識內(nèi)容有用的影響路徑系數(shù)明顯高于沉思型學(xué)習(xí)者，這也反映出活躍型學(xué)習(xí)者喜歡在活動設(shè)計情境中學(xué)習(xí)和掌握知識點。

（4）活躍型學(xué)習(xí)者與沉思型學(xué)習(xí)者在感知有用和考核方式對于學(xué)習(xí)動機(jī)的影響路徑系數(shù)上存在差異?；钴S型學(xué)習(xí)者群組在因素模型中，感知有用對于學(xué)習(xí)動機(jī)的影響路徑系數(shù)為0.40（P<0.001）;而沉思型學(xué)習(xí)者群組在因素模型中，影響路徑系數(shù)為0.51（P<0.001）。綜合來看，學(xué)習(xí)者認(rèn)為感知有用會對學(xué)習(xí)動機(jī)產(chǎn)生顯著性影響關(guān)系，只是活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為感知有用對于學(xué)習(xí)動機(jī)的影響路徑系數(shù)略小于沉思型學(xué)習(xí)者。因此，在實際教學(xué)中讓學(xué)生感知有用是提高學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)動機(jī)的有效途徑之一。另外，在影響因素模型的群組分析中發(fā)現(xiàn)，考核方式對學(xué)習(xí)動機(jī)的影響路徑系數(shù)在活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)習(xí)者群組上呈現(xiàn)出差異?；钴S型學(xué)習(xí)者在模型中表現(xiàn)出考核方式對于學(xué)習(xí)動機(jī)的影響關(guān)系系數(shù)為0.69（P<0.001），而沉思型學(xué)習(xí)者為0.18（P<0.01），影響因素的關(guān)系系數(shù)存在顯著性差異。影響因素的關(guān)系系數(shù)也反映出考核方式對于活躍型學(xué)習(xí)者來說是影響學(xué)習(xí)動機(jī)因素中影響系數(shù)最高的，相反沉思型學(xué)習(xí)者對于考核方式影響學(xué)習(xí)動機(jī)的系數(shù)明顯較低。從感知有用和考核方式兩個因素來看，沉思型學(xué)習(xí)者認(rèn)為只有學(xué)生感知有用才是影響其學(xué)習(xí)動機(jī)的主要因素;活躍型學(xué)習(xí)者除了感知有用以外，通過設(shè)置考核方式也是影響學(xué)生學(xué)習(xí)動機(jī)的主要因素之一。

（5）活躍型學(xué)習(xí)者與沉思型學(xué)習(xí)者在感知有用和學(xué)習(xí)獎勵對于交互行為的影響路徑系數(shù)上存在差異?；钴S型學(xué)習(xí)者群組在因素模型中，感知有用對于學(xué)生交互行為的影響路徑系數(shù)為0.19（P<0.01）;而沉思學(xué)習(xí)者群組在因素模型中，感知有用對于學(xué)生交互行為的影響路徑系數(shù)為0.45（P<0.001）。由此可以看出，學(xué)生學(xué)習(xí)時產(chǎn)生交互行為的影響因素中，沉思型學(xué)習(xí)者往往是通過感知有用進(jìn)而產(chǎn)生交互行為，同時感知有用對于交互行為產(chǎn)生的影響關(guān)系系數(shù)明顯高于活躍型學(xué)習(xí)者。另外，在學(xué)習(xí)獎勵對于交互行為影響方面，活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為學(xué)習(xí)獎勵對于交互行為影響的路徑系數(shù)要高，而且沉思型學(xué)習(xí)者群組認(rèn)為學(xué)習(xí)獎勵對于交互行為未產(chǎn)生顯著性影響關(guān)系（影響路徑系數(shù)為0.06，P>0.01）。因此，混合式學(xué)習(xí)中，活躍型學(xué)習(xí)者可以通過學(xué)習(xí)獎勵提高其學(xué)習(xí)交互行為發(fā)生的頻率，沉思型學(xué)習(xí)者可以通過學(xué)習(xí)中感知知識有用從而產(chǎn)生交互行為。

五、研究總結(jié)

（一）研究總結(jié)

本研究選取某高校學(xué)生為研究對象，以《信息技術(shù)與課程整合》《現(xiàn)代教育技術(shù)》《計算機(jī)網(wǎng)絡(luò)》等為研究課程，通過混合式學(xué)習(xí)環(huán)境下的實際教學(xué)應(yīng)用，構(gòu)建了學(xué)習(xí)滿意度影響因素結(jié)構(gòu)方程模型，重點對于活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)滿意度因素模型中各因素變量之間影響路徑系數(shù)的差異性進(jìn)行了分析。本研究主要有以下結(jié)論。

（1）從構(gòu)建的學(xué)習(xí)滿意度影響因素結(jié)構(gòu)方程模型來看，助教行為和教學(xué)能力是影響學(xué)生學(xué)習(xí)滿意度最根本的因素，學(xué)習(xí)動機(jī)和交互行為是影響學(xué)習(xí)滿意度最直接的因素。學(xué)習(xí)動機(jī)和交互行為均受到資源特征、感知有用、學(xué)習(xí)獎勵、考核方式的顯著影響，同時學(xué)習(xí)動機(jī)還會影響學(xué)生的交互行為等。從研究者建立的學(xué)習(xí)滿意度影響因素模型來看，模型具體體現(xiàn)了變量因素之間的影響關(guān)系。

（2）從學(xué)習(xí)風(fēng)格中信息處理加工維度進(jìn)行群組分析或差異性研究，最終發(fā)現(xiàn)在影響因素模型中教師教學(xué)能力對助教行為的共變關(guān)系系數(shù)、教學(xué)能力對于資源呈現(xiàn)方式的影響路徑系數(shù)、教學(xué)活動設(shè)計對于感知有用的影響路徑系數(shù)、感知有用和考核方式對于學(xué)習(xí)動機(jī)的影響路徑系數(shù)、感知有用和學(xué)習(xí)獎勵對于交互行為的影響路徑系數(shù)會因為活躍型學(xué)習(xí)者群體和沉思型學(xué)習(xí)者群體的不同而造成相應(yīng)關(guān)系的差異，模型中其他各因素變量之間的相互影響關(guān)系在活躍型和沉思型學(xué)習(xí)者群體中不存在差異。

（二）研究建議

結(jié)合研究的結(jié)論可以得知，沉思型學(xué)習(xí)者和活躍型學(xué)習(xí)者在影響因素模型中某些變量之間的關(guān)系存在差異，針對學(xué)習(xí)者個體差異中學(xué)習(xí)風(fēng)格的不同后期采取不同的教學(xué)策略，正是本研究需要進(jìn)一步思考的問題。根據(jù)研究中活躍型學(xué)習(xí)者群體和沉思型學(xué)習(xí)者群體表現(xiàn)出來的差異，在實際教學(xué)中應(yīng)該注意三個方面的問題。

（1）注重教師教學(xué)能力的培養(yǎng)，提高在線學(xué)習(xí)和面授教學(xué)的銜接度。研究中發(fā)現(xiàn)教師教學(xué)能力對于助教行為、資源呈現(xiàn)方式的影響關(guān)系會因為學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)風(fēng)格不同呈現(xiàn)出差異。要實現(xiàn)學(xué)習(xí)的個性化，就需要關(guān)注不同學(xué)習(xí)者表現(xiàn)出各因素之間影響關(guān)系的差異性。教師不斷對自己的教學(xué)能力進(jìn)行塑造，注重自身教學(xué)能力的培養(yǎng)，能夠針對不同學(xué)習(xí)風(fēng)格的學(xué)習(xí)者呈現(xiàn)適合學(xué)生需要的資源，同時及時和助教進(jìn)行溝通和交流，將在線學(xué)習(xí)和面授學(xué)習(xí)的教學(xué)有效銜接起來。在分析研究中也發(fā)現(xiàn)，教學(xué)能力對資源呈現(xiàn)方式的影響路徑系數(shù)在活躍型學(xué)習(xí)者群體中較高，教師需要在教學(xué)中思考如何進(jìn)行有效的資源呈現(xiàn)方式設(shè)計，因為這是活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為可以體現(xiàn)教學(xué)能力的重要因素。教師教學(xué)能力的體現(xiàn)不單單只是通過資源呈現(xiàn)方式，教師與助教之間的協(xié)作和交流也是活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為教師教學(xué)能力體現(xiàn)的因素。這就需要教師與助教進(jìn)行溝通，有效的在線學(xué)習(xí)設(shè)計也是體現(xiàn)教師教學(xué)能力的因素。

（2）開展豐富的學(xué)習(xí)活動設(shè)計，明確每項活動評價的標(biāo)準(zhǔn)?；钴S型學(xué)習(xí)者在模型中活動設(shè)計對于感知有用的影響路徑系數(shù)高于沉思型學(xué)習(xí)者，所以在實際教學(xué)活動中針對活躍型學(xué)習(xí)者應(yīng)該多設(shè)計情境化學(xué)習(xí)活動，活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為情境化學(xué)習(xí)活動設(shè)計或者問題解決性的學(xué)習(xí)活動能夠讓他們感知知識內(nèi)容的有用。教師在實際教學(xué)中應(yīng)該結(jié)合學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)風(fēng)格的類型開展對應(yīng)的個性化教學(xué)活動設(shè)計，利用學(xué)習(xí)活動的設(shè)計來引導(dǎo)并且激發(fā)與維持學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)的動機(jī)，引導(dǎo)其參與到對應(yīng)的學(xué)習(xí)活動中來，這也恰恰驗證了混合式學(xué)習(xí)中個性化學(xué)習(xí)活動設(shè)計對于學(xué)習(xí)滿意度的重要性。在活動設(shè)計中，應(yīng)該將活動的考核方式進(jìn)行明確的說明?；钴S型學(xué)習(xí)者群體認(rèn)為考核方式對于學(xué)習(xí)動機(jī)具有重要的影響關(guān)系，因此如何去制定活動考核方式對于學(xué)生是否參與活動至關(guān)重要;沉思型學(xué)習(xí)者恰恰認(rèn)為通過感知有用是決定學(xué)習(xí)動機(jī)的主要因素，因此活動設(shè)計針對沉思型學(xué)習(xí)者的重點在于讓學(xué)生感知有用。但是，在研究假設(shè)的結(jié)論中可以看到，活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為教學(xué)活動設(shè)計對于感知有用的影響關(guān)系系數(shù)高于沉思型學(xué)習(xí)者，而感知有用對于學(xué)習(xí)動機(jī)的影響路徑系數(shù)卻低于沉思型學(xué)習(xí)者。因此，通過學(xué)習(xí)活動設(shè)計讓學(xué)生感知有用進(jìn)而提高學(xué)習(xí)動機(jī)對于活躍型學(xué)習(xí)者而言不是最重要的，因為考核方式的影響系數(shù)高于感知有用。

（3）設(shè)置表揚或者獎勵的機(jī)制，促進(jìn)學(xué)生交互行為的產(chǎn)生。Dragana Jovanovic的研究表明外在的學(xué)習(xí)獎勵會對學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)動機(jī)產(chǎn)生影響。[22]研究分析同時也發(fā)現(xiàn)，活躍型學(xué)習(xí)者認(rèn)為學(xué)習(xí)獎勵對于學(xué)生交互行為具有較高的影響關(guān)系系數(shù)。因此，在個性化教學(xué)策略設(shè)計中，可以針對活躍型學(xué)習(xí)者設(shè)置獎勵機(jī)制，教師在面授教學(xué)中應(yīng)該及時對學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)進(jìn)行評價與鼓勵，在線學(xué)習(xí)的老師則需要在學(xué)習(xí)中設(shè)置一些虛擬獎勵、廣播表揚、每周學(xué)習(xí)之星評選等，利用適當(dāng)?shù)莫剟顏砑ぐl(fā)學(xué)生產(chǎn)生交互行為。但是，對于沉思型學(xué)習(xí)者而言，學(xué)習(xí)獎勵對于交互行為未產(chǎn)生顯著影響關(guān)系，恰恰感知有用對于交互行為的影響程度較高。針對沉思型學(xué)習(xí)者進(jìn)行個性化教學(xué)策略設(shè)計時，應(yīng)該讓沉思型學(xué)習(xí)者通過感知知識的有用性進(jìn)而產(chǎn)生交互行為。

該研究僅僅針對活躍型學(xué)習(xí)者和沉思型學(xué)習(xí)者分別在影響因素模型中各因素變量之間的關(guān)系進(jìn)行了探討，對于Felder-Silverman學(xué)習(xí)風(fēng)格量表中其他三個維度未進(jìn)行繼續(xù)研究，后續(xù)可以圍繞該研究開展后續(xù)研究。同時，本研究選取的研究對象和研究環(huán)境僅僅局限于某高校的部分課程，后續(xù)研究應(yīng)該將其研究樣本擴(kuò)大范圍，對于模型和研究結(jié)論不斷進(jìn)行論證。結(jié)合后期研究結(jié)論，圍繞著學(xué)習(xí)風(fēng)格的差異采取符合個體需求的學(xué)習(xí)策略并不斷驗證學(xué)習(xí)滿意度的結(jié)果，盡快利用個性化學(xué)習(xí)活動設(shè)計來提高學(xué)習(xí)者在該環(huán)境下學(xué)習(xí)的適應(yīng)性，最終個體差異的學(xué)習(xí)者對于課程學(xué)習(xí)滿意度能夠達(dá)到一致性。

參考文獻(xiàn)：

[1]俞顯，張文蘭.混合學(xué)習(xí)的研究現(xiàn)狀和趨勢分析[J].現(xiàn)代教育技術(shù)，2013（7）：14-18.

[2]Bayram Guzer & Hamit Caner.The Past，Present and Future of Blended Learning：An in Depth Analysis of Literature[J].Procedia-Social and Behavior Science，2014（2）：4596-4603.

[3]Inge L C Van Soelen，Stephanie M van den Berg，Peter H Dekker，Marieke van Leeuwen，Jiska S Peper，Hilleke E Hulshoff Pol & Dorret I Boomsma.Individual Differences in Dynamic Measures of Verbal Learning Abilities in Young Twin Pairs and Their Older Siblings[J].Learning and Individual Difference，2009（4）：440-444.

[4]Jesus De la Fuente & Maria Cardelle-Elawar.Research on Action-emotion Style and Study Habits：Effects of Individual Differences on Learning and Academic Performance of Undergraduate Students[J].Learning and Individual Differences，2009（4）：567-576.

[5]Philippe Rast & Daniel Zimprich.Individual Difference in A Positional Learning Task Across the Adult Lifespan[J].Learning and Individual Differences，2010（1）：1-7.

[6]Rishi D Ruttun & Robert D Macredie.The Effects of Individual Differences and Visual Instructional Aids on Disorientation，Learning Performance and Attitude in a Hypermedia Learning System[J].Computers in Human Behavior，2012（6）：2182-2198.

[7]Raymond A Noe，Michael J Tews & Alena D Marand.Individual Differences and Informal Learning in the Workplace[J].Journal of Vocational Behavior，2013（3）：327-335.

[8]Ali Tarhini，Kate Hone & Xiaohui Liu.The Effect of Individual Differences on E-learning Users’ Behavior in Developing Countries：A Structural Equation Model[J].Computer in Human Behavior，2014（12）：153-163.

[9]Wang Pei-Jung，Lee Wen Shya，Hu Ming-Hsia & Wu Ying-Tai.Learning Style of?Undergraduate and Graduate Physical Therapy Students in Taiwan[J].Procedia-Social and Behavioral Sciences，2013（10）：1254-1258.

[10]Omur Akdemir & Tiffany A Koszalka.Investigating the Relationships Among?Instructional Strategies and Learning Styles in Online Environments[J].Computer & Education，2008（4）：1451-1461.

[11]Koun-tem Sun，Yuan-cheng Lin & Chia-Jui Yu.A Study on Learning Effect Among Different Learning Styles in a Web-based Lab of Science for Elementary School Students[J].Computer & Education，2008（4）：1411-1422.

[12]Sabine Graf，Tzu-Chien Liu，Kinshuk，Nian-Shing Chen & Stephen J H Yang.Learning Styles and Cognitive Traits-Their Relationship and Its Benefits Web-based Educational Systems[J].Computer in Human Behavior，2009（6）：1280-1289.

[13]李明輝.網(wǎng)絡(luò)環(huán)境下學(xué)習(xí)滿意度、知識掌握及使用意愿的影響因素分析[D].上海：復(fù)旦大學(xué)，2010：38-40.

[14]Gabriele Piccoli，Rami Ahmad & Blake Ives.Web-based Virtual Learning Environments：A Research Framework and A Preliminary Assessment of Effectivenessin Basic IT Skill Training[J].MIS Quarterly，2001（4）：401-426.

[15]Arbaugh J B.Virtual Classroom Characteristics and Student Satisfaction with Internet-based MBA Courses[J].Journal of Management Education，2000（1）：32-54.

[16]Kanuka H & Nocente N.Exploring the Effects of Personality Type on Perceived Satisfaction with Web-based Learning in Continuing Professional Development[J].Decision Education，2003（2）：227-245.

[17]Paul David Henry.Learning Style and Learner Satisfaction in A Course Delivery Context[J].International Journal of Humanities and Social Science，2008（2）：71-74.

[18]Adnan Al Shaikh.Learning Styles and Satisfaction with Educational Activities among Paediatric Physicians at King Abdulaziz Medical City Jeddah[J].Journal of Taibah University Medical Sciences，2015（1）：102-108.

[19]Chrong-Shyong Ong & Jung-Yu Lai.Gender Differences in Perceptions and Relationship among Dominants of E-learning Acceptances[J].Computer in Human?Behavior，2006（5）：816-829.

[20]李寶，張文蘭，張思琦，趙姝.混合式學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)滿意度影響因素的模型研究[J].遠(yuǎn)程教育雜志，2016（1）：69-75.

[21]李寶，張文蘭.智慧教育環(huán)境下學(xué)習(xí)資源推送服務(wù)模型的構(gòu)建[J].遠(yuǎn)程教育雜志，2015（3）：41-48.

[22]Dragana Jovanovic & Marina Matejevic.Relationship Between Rewards and Intrinsic Motivation for Learning-researches Review[J].Procedia-Social and Behavioral Science，2014（9）：456-460.