彭紅超 趙佳斌 閆寒冰

(1. 華東師范大學(xué) 開放教育學(xué)院，上海 200062； 2. 華東師范大學(xué) 教育學(xué)部 教育信息技術(shù)學(xué)系，上海 200062)

一、引 言

智慧教育已成為引領(lǐng)我國未來教育發(fā)展的潮流和趨勢?！督逃畔⒒?.0行動計劃》指出，要將“構(gòu)建智慧學(xué)習(xí)環(huán)境”作為提升教育質(zhì)量的重要方向。自2018年國家啟動智慧教育創(chuàng)新發(fā)展行動以來，全國涌現(xiàn)出一大批智慧教育實驗校，創(chuàng)建了有校本特色的智慧課堂。十年來，智慧課堂已發(fā)展至示范發(fā)展階段(中華人民共和國教育部，2018)，表現(xiàn)為以智慧教室為代表的智慧學(xué)習(xí)空間初具規(guī)模：教室有云計算、大數(shù)據(jù)、人工智能等技術(shù)的支持，并配有移動智能終端，師生可進行良好的交互；教師能夠明晰智慧的涵義，真正以學(xué)生智慧發(fā)展為目標(biāo)開展教學(xué)設(shè)計；學(xué)生的高階思維能力與問題解決能力能在精心設(shè)計的活動中不斷發(fā)展。

智慧課堂作為智慧教育的環(huán)境范式，是傳感技術(shù)、通信技術(shù)、人工智能技術(shù)(如智能交互、數(shù)據(jù)智能分析、情境感知技術(shù))等先進技術(shù)與平板電腦、交互式白板、投影儀、智能導(dǎo)師系統(tǒng)等智能教學(xué)媒體增能的虛實混合的課堂環(huán)境(彭紅超，2019)。技術(shù)與媒體使智慧課堂既能關(guān)注每位學(xué)生的學(xué)習(xí)，也能照顧學(xué)生群體間的互動(De et al.，2019)。在此基礎(chǔ)上，智慧課堂能夠響應(yīng)學(xué)生的學(xué)習(xí)需求，提供適性的學(xué)習(xí)支持、個性化的幫助(Li et al.，2015)。因此，理論上講，智慧課堂的學(xué)習(xí)者具有獲得美好適宜的個性化學(xué)習(xí)服務(wù)和發(fā)展體驗的更大可能。

然而，關(guān)注學(xué)習(xí)者在智慧課堂中學(xué)習(xí)體驗的研究較少(胡永斌等，2016)，且絕大部分是理論層面的探討，如含義、要素與激活圖式(沈夏林等，2019)。少數(shù)涉及調(diào)查和實驗的研究，也只是簡單地檢驗智慧課堂中學(xué)習(xí)體驗的水平與滿意度(Du et al.，2017；徐晶晶等，2018)，未系統(tǒng)地探究其影響機制。本研究聚焦技術(shù)使用，并綜合考慮學(xué)習(xí)行為、學(xué)習(xí)者凝聚力和教師公平對待等要素，深度探究其影響學(xué)習(xí)體驗的機制，包括直接或間接影響路徑(涉及學(xué)習(xí)行為)以及這種路徑是否受關(guān)系維度(涉及學(xué)習(xí)者凝聚力和教師公平對待)的影響。

二、研究假設(shè)

智慧教育主張借助技術(shù)的優(yōu)勢促進學(xué)習(xí)者的可持續(xù)發(fā)展體驗，豐富的技術(shù)支持是智慧課堂的重要特征之一(黃榮懷等，2012)。這符合世界各國教育信息化的國策——技術(shù)能夠提供適宜的學(xué)習(xí)體驗，滿足學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)需要。

(一)技術(shù)使用對學(xué)習(xí)體驗的影響

學(xué)習(xí)體驗是學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)過程中或完成后對學(xué)習(xí)環(huán)境、學(xué)習(xí)活動和學(xué)習(xí)支持服務(wù)等教與學(xué)要素的主觀感受與情感反映。將技術(shù)融入課堂教學(xué)可以增強學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)體驗(Ioannou & Ioannou, 2020)。

研究表明，具備情感情境喚醒功能的多媒體環(huán)境，能夠正向影響學(xué)習(xí)者的情感體驗，提高學(xué)習(xí)投入(Kwok et al.，2011)，特別是虛擬現(xiàn)實等仿真技術(shù)，能夠顯著改善學(xué)習(xí)者的物理沉浸感(劉革平等，2021)，增強其心流體驗。此外，研究者還發(fā)現(xiàn)技術(shù)工具在教學(xué)中的使用能夠增加師生、學(xué)生和學(xué)習(xí)內(nèi)容的多樣互動體驗(Pérez-delHoyo et al.，2020)，比如智慧黑板帶來的投票、競答等即時互動體驗，繪圖工具帶來的內(nèi)容的直觀即視體驗。實證研究表明，學(xué)生對前者體驗持積極態(tài)度(Sad，2012)，對后者體驗在滿意度與便利性等方面也給予較高評價(Jou et al.，2016)。在支持服務(wù)方面，研究者同樣發(fā)現(xiàn)技術(shù)使用具有提供滿意體驗的潛力，如姜強等(2018)發(fā)現(xiàn)大數(shù)據(jù)技術(shù)的使用，有可能提供滿意的個性化學(xué)習(xí)體驗；沈(Shen，2014)發(fā)現(xiàn)提供實時反饋體驗的課程具有吸引力?；诖耍狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：智慧課堂的技術(shù)應(yīng)用能夠影響學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)體驗。

(二)學(xué)習(xí)行為的作用及其構(gòu)成

信息技術(shù)作為學(xué)習(xí)工具與環(huán)境，能夠引發(fā)學(xué)習(xí)行為的變革。研究表明，在豐富的技術(shù)支持下，自主、合作、探究等學(xué)習(xí)行為可以得到了廣泛的支撐，如人工智能技術(shù)可以促進語言學(xué)習(xí)者的自主學(xué)習(xí)(洪常春，2018)，改進后的粒子群優(yōu)化算法能夠幫助教師規(guī)劃不同的合作學(xué)習(xí)過程(Lin et al.，2010)。Web 2.0 技術(shù)可以促進醫(yī)學(xué)生在合作學(xué)習(xí)中精準(zhǔn)地做出臨床推理(Gherib，2021)，ThinknLearn軟件能夠幫助學(xué)習(xí)者在科學(xué)探究中更好地做出科學(xué)假設(shè)(Ahmed，2013)，平板電腦的使用能夠提升STEM探究性教與學(xué)行為的成效(Henderson-Rosser & Sauers，2017)。

另一方面，自主、合作、探究等學(xué)習(xí)行為具有主動、互動和開放等優(yōu)勢，能讓學(xué)習(xí)者獲得更好的學(xué)習(xí)體驗(Husni，2020)。研究表明，自主學(xué)習(xí)在3D設(shè)計課程中讓學(xué)習(xí)者對建模體驗更滿意(Liu et al.，2020)，合作在項目學(xué)習(xí)中讓學(xué)習(xí)者獲得更高的參與感、滿意度(O’Sullivan et al.，2017)，探究在生物靜電學(xué)實驗中讓學(xué)生態(tài)度更積極(Suwondo & Wulandari, 2013)。自主、探究、合作帶來的高參與感、滿意度與熱情，為積極學(xué)習(xí)體驗的形成提供了有利條件。

綜上，技術(shù)應(yīng)用能夠改變學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)行為，而不同的學(xué)習(xí)行為可能會產(chǎn)生不同的學(xué)習(xí)體驗。鑒于此，本研究提出以下假設(shè)：

H2：智慧課堂中的學(xué)習(xí)行為在技術(shù)使用對學(xué)習(xí)體驗的影響中具有中介作用。

自主、合作、探究是基礎(chǔ)教育倡導(dǎo)的學(xué)習(xí)行為。李克東教授(2001)認(rèn)為，信息技術(shù)賦能的數(shù)字化學(xué)習(xí)環(huán)境有一種新型的學(xué)習(xí)行為：利用數(shù)據(jù)資源的學(xué)習(xí)。隨著技術(shù)與教育的創(chuàng)新式融合應(yīng)用，這四種數(shù)字化學(xué)習(xí)行為似乎已成為智慧課堂的主要學(xué)習(xí)活動(于穎等，2015)。有研究還發(fā)現(xiàn)它們相關(guān)系數(shù)較高(Li et al.，2015)，具有高度的一致性和內(nèi)在統(tǒng)一性(林眾等，2011)。 鑒于此，本研究重點關(guān)注智慧課堂中的數(shù)據(jù)獲取、自主學(xué)習(xí)、探究學(xué)習(xí)和合作學(xué)習(xí)四種行為，并提出以下假設(shè)：

H3: 數(shù)據(jù)獲取、自主學(xué)習(xí)、探究學(xué)習(xí)和合作學(xué)習(xí)構(gòu)成學(xué)習(xí)行為的二階因子。

(三)學(xué)習(xí)者凝聚力與教師公平對待的作用

課堂學(xué)習(xí)環(huán)境存在物理維度和關(guān)系維度，關(guān)系維度是智慧課堂環(huán)境關(guān)注的內(nèi)容(劉邦奇等，2018)。以往研究中，教師的公平對待和學(xué)習(xí)者之間的凝聚力是關(guān)系維度的重要研究變量(Aslam et al.，2018)。

學(xué)習(xí)者凝聚力衡量的是學(xué)習(xí)者了解、幫助和支持彼此的程度，它是合作、探究等學(xué)習(xí)行為的核心要素與基礎(chǔ)，具有高凝聚力的學(xué)習(xí)者在合作探究學(xué)習(xí)中更容易成功(王坦，2005)。凝聚力會影響學(xué)習(xí)行為(Thornton & Perry，2020)。研究者發(fā)現(xiàn)利用計算機輔助語言學(xué)習(xí)時，凝聚力會影響合作意識與行為(張璇，2006)；在技術(shù)支持的異步在線學(xué)習(xí)中，凝聚力對課堂交互行為有重要影響(李梅等，2016)；在技術(shù)支持的合作學(xué)習(xí)中，群體凝聚力能提高學(xué)習(xí)者的參與行為(Wang et al.，2009)?？梢姡诩夹g(shù)支持的環(huán)境下，凝聚力是影響學(xué)習(xí)行為的關(guān)鍵因素?？紤]到前面論述的“技術(shù)改變對學(xué)習(xí)行為”的作用，凝聚力對學(xué)習(xí)行為影響可能表現(xiàn)為此作用的調(diào)節(jié)?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：

H4：學(xué)習(xí)者凝聚力在技術(shù)使用影響學(xué)習(xí)行為的路徑中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

教師公平對待指學(xué)習(xí)者受到教師公平對待的程度，體現(xiàn)在課堂教學(xué)過程中教師的支持行為和互動程度的差異。研究表明，在技術(shù)支持的線上線下混合教學(xué)中，教師支持程度的差異顯著影響了學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)行為(荊永君等，2021)；在技術(shù)增強的網(wǎng)絡(luò)協(xié)作學(xué)習(xí)中，有無教師的支持，會對學(xué)習(xí)者參與行為產(chǎn)生影響(Tsai，2010)；在VR支持環(huán)境下的探究活動中，師生互動的差異顯著影響學(xué)習(xí)者的探究行為(Cheng & Tsai，2019)?？梢?，教師的差異對待會導(dǎo)致技術(shù)支持的學(xué)習(xí)環(huán)境中學(xué)習(xí)行為的不同。鑒于前面技術(shù)使用對學(xué)習(xí)行為作用的論述，公平對待對學(xué)習(xí)行為影響和凝聚力一樣，可能表現(xiàn)為此作用的調(diào)節(jié)。鑒于此，本研究提出以下假設(shè)：

H5：教師公平對待在技術(shù)使用影響學(xué)習(xí)行為的路徑中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

綜上，本研究構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)的中介模型，探析智慧課堂中技術(shù)使用影響學(xué)習(xí)體驗的機理(見圖1)。具體講，它主要考察智慧課堂情境下，1)技術(shù)使用是否是學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)體驗的影響因素；2)學(xué)習(xí)行為是否在技術(shù)應(yīng)用和學(xué)習(xí)體驗中起中介作用；3)學(xué)習(xí)者凝聚力與教師公平對待對該中介作用的前半路徑是否具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

圖1 智慧課堂中學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)體驗?zāi)Ｐ?/p>

三、調(diào)查對象、研究工具與方法

(一)調(diào)研對象

本研究以六個省市在智慧課堂學(xué)習(xí)的三至九年級中小學(xué)生為調(diào)研對象，共發(fā)放1870份問卷，回收1775份，回收率為94.9%。其中，有效問卷1335份，有效率為75.2%。有效樣本中，小學(xué)生占49.8%、中學(xué)生占51.2%， 男生占52.7%、女生47.2%，平均年齡為14.7歲(SD=2.40)。

(二)研究工具

本研究采用李等(Li，2015)研發(fā)的智慧課堂量表(Smart Classroom Scale，SCS)。該量表依據(jù)智慧課堂的特點以及智能技術(shù)功能特性，通過篩選、修正一系列用于評測技術(shù)環(huán)境的題項編制而成，包括TROFLEI(Technology-Rich Outcomes-Focused Learning Environment Inventory)，TICI(Technology Integrated Classroom Inventory)和CCEI(Computerized Classroom Ergonomic Inventory)。作為從學(xué)生感知角度評估智慧課堂的調(diào)查表，智慧課堂量表由十個子量表構(gòu)成(從1到5表示“幾乎從不”到“幾乎總是”)，其克倫巴赫α信度系數(shù)(Cronbach’s alpha coefficient)為0.92，是已被證實的有效的研究工具。

本研究選用智慧課堂量表的技術(shù)使用(TU)、自主學(xué)習(xí)(DI)、數(shù)據(jù)獲取(LD)、探究學(xué)習(xí)(IN)、合作學(xué)習(xí)(CO)、學(xué)生凝聚力(SC)、教師公平對待(EQ)和學(xué)習(xí)體驗(LE)八個子量表，共26個題項。其中，技術(shù)使用已被證明是智慧課堂環(huán)境的核心特征，它構(gòu)成了數(shù)據(jù)獲取、自主學(xué)習(xí)、探究學(xué)習(xí)和合作學(xué)習(xí)等學(xué)習(xí)行為及學(xué)習(xí)體驗的基礎(chǔ)。

本研究采用雙向翻譯的方法，使智慧課堂量表的中文翻譯與原版在表達與概念方面盡量匹配(Duda，1998)。初步分析數(shù)據(jù)顯示，模型的擬合指數(shù)分別為：χ2/df=2.33, TLI=0.955, CFI=0.962, RMSEA=0.038, SRMR=0.054(建議值：χ2/df<3; TLI>0.9; CFI>0.9；RMSEA<0.08; SRMR<0.05)，擬合指數(shù)均在建議值內(nèi)，具有良好的結(jié)構(gòu)效度。另外，計算得到的各維度成分信度均大于0.8，表明量表具有良好的一致性和可靠性。

(三)數(shù)據(jù)分析方法

本研究利用SPSS 23.0預(yù)處理收集到的原始數(shù)據(jù)，通過描述性統(tǒng)計與摘要獨立樣本t檢驗分析智慧課堂的質(zhì)量，通過相關(guān)性分析初探智慧課堂各質(zhì)量要素間的關(guān)系。之后，將預(yù)處理后的數(shù)據(jù)導(dǎo)入潛變量建模軟件MPLUS 8.0，通過高階因素分析檢驗智慧課堂中學(xué)習(xí)行為的構(gòu)成(H3)，通過結(jié)構(gòu)方程模型分析(Structural Equation Mooleling,SEM)檢驗智慧課堂中的技術(shù)使用對學(xué)習(xí)體驗的影響(H1)以及學(xué)習(xí)行為對此影響的中介作用(H2)。最后，本研究通過潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程(Latent Moderated Structural Equations,LMS)分析檢驗智慧課堂中的學(xué)生凝聚力與教師公平對待在學(xué)習(xí)行為中介作用的前半路徑中是否具有調(diào)節(jié)效應(yīng)(H4和H5)。

(四)共同方法偏差檢驗

本研究所有數(shù)據(jù)均來自學(xué)習(xí)者的自我報告，有可能出現(xiàn)共同方法偏差。為避免此類系統(tǒng)誤差，問卷采用匿名作答、題項隨機呈現(xiàn)、個別答疑等控制措施。回收后的數(shù)據(jù)采用Harman單因素法檢驗其共同方法偏差(劉慶奇等，2017)——設(shè)定公因子數(shù)為1的驗證性因子分析。分析結(jié)果顯示，模型擬合指數(shù)未達到擬合良好的標(biāo)準(zhǔn)(χ2/df=14.60, TLI=0.724, CFI=0.746, RMSEA=0.101, SRMR=0.083)，因此，本研究收集的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重共同方法偏差問題。

四、結(jié)果與分析

(一) 智慧課堂質(zhì)量與各要素間的關(guān)系

描述性統(tǒng)計、t檢驗與相關(guān)性分析結(jié)果見表一。研究發(fā)現(xiàn)，智慧課堂各質(zhì)量要素的均值較高，說明智慧課堂質(zhì)量良好。另外，對比李(2015)的調(diào)研結(jié)果，本研究發(fā)現(xiàn)近六年智慧課堂已有明顯發(fā)展(0.000≤p<0.003)，這一定程度上驗證了智慧教育進入示范階段后，智慧課堂正在發(fā)生質(zhì)變。同時，智慧課堂的八個質(zhì)量要素兩兩顯著正相關(guān)(0.445

表一 智慧課堂各質(zhì)量要素的描述性統(tǒng)計、t檢驗與相關(guān)性分析

(二)智慧課堂學(xué)習(xí)行為的構(gòu)成

高階因子分析的一、二階因子模型及其對比分別見圖2和表二。一階因子模型中的自主學(xué)習(xí)、數(shù)據(jù)獲取、探究學(xué)習(xí)和合作學(xué)習(xí)四個因子間的最低相關(guān)系數(shù)達0.770(p<0.001)，這驗證了二階因子構(gòu)建的可行性(見圖2左側(cè))。在圖2右側(cè)的二階因子模型中，四個一階因子對二階因子學(xué)習(xí)行為的載荷處在區(qū)間[0.846, 0.953] (p<0.001)內(nèi)，說明學(xué)習(xí)行為與四個一階因子之間具有較強的相關(guān)性(見表二)。同時，它們之間的R2值在0.501以上，說明學(xué)習(xí)行為可以較好地解釋此四個一階因子的變異量。綜上可初步驗證二階因子學(xué)習(xí)行為的存在。

圖2 一階因子模型和二階因子模型

表二 一階因子和二階因子模型對比

另外，計算二階和一階模型的目標(biāo)系數(shù)為99.5%(見表二)，遠大于閾值90%，說明二階因子模型能夠有效地解釋四個一階因子之間的組間關(guān)聯(lián)，進一步支持了二階因子的存在。

綜上，二階因子學(xué)習(xí)行為的存在具有理論和實證上的合理性。另外，由表二可知，一階因子模型和二階因子模型的整體擬合指標(biāo)均達到良好的標(biāo)準(zhǔn)。在此情況下，按照簡約原則，可以選用二階因子模型。至此，本研究假設(shè)H3得到驗證。

(三)測量模型的信效度檢驗

探究智慧課堂中技術(shù)使用對學(xué)習(xí)體驗的影響機制前，須檢驗各測量模型的信效度。在學(xué)習(xí)行為二階因子模型的構(gòu)成分析基礎(chǔ)上，假設(shè)模型(見圖1)的技術(shù)使用(TU)、學(xué)生凝聚力(SC)、教師公平對待(EQ)、學(xué)習(xí)體驗(LE)、學(xué)習(xí)行為(LB)五個潛變量的信效度分析結(jié)果見表三。各變量之間的相關(guān)性均顯著，且聚合效度AVE的平方根大于該變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，表明測量模型區(qū)分效度良好。各測量題項的因子載荷量在0.7以上，無負(fù)的誤差變異量，符合基本適配度標(biāo)準(zhǔn)； 各測量項目的R2值在0. 40以上，α系數(shù)在0.7以上，成分信度和聚合效度在0.5以上，說明模型的內(nèi)在適配度較好。測量模型的信效度檢驗符合標(biāo)準(zhǔn)，可進行下一步分析。

表三 測量模型的信度、聚合效度與區(qū)別效度

(四)技術(shù)使用對學(xué)習(xí)體驗的直接影響

本研究參照萬杰等(2018)倡導(dǎo)的檢驗程序，檢驗技術(shù)使用對學(xué)習(xí)體驗的直接效應(yīng)是否顯著(H1)，構(gòu)建技術(shù)使用為外生潛變量，學(xué)習(xí)體驗為內(nèi)源潛變量模型。結(jié)果顯示，模型擬合良好(χ2/df=2.018, TLI=0.993, CFI=0.996, RMSEA=0.033, SRMR=0.016)，且技術(shù)使用能顯著正向影響學(xué)習(xí)者在智慧課堂的學(xué)習(xí)體驗(β=0.529, SE=0.039, p<0.001, 95%CI=0.451～ 0.598)。

(五)學(xué)習(xí)行為的中介作用

本研究在模型中加入學(xué)習(xí)行為潛變量，檢驗學(xué)習(xí)行為是否對技術(shù)使用正向影響學(xué)習(xí)體驗具有中介作用(H2)。模型檢驗顯示，其擬合度良好：χ2/df=3.552, TLI=0.957, CFI=0.963, RMSEA=0.044, SRMR=0.042。中介作用的檢驗采用較高統(tǒng)計效力的Bootstrap方法：在Mplus8.0中進行偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap設(shè)置，包括1000次重復(fù)抽樣和95%置信區(qū)間。

Bootstrap檢驗結(jié)果表明，智慧課堂中的技術(shù)使用對學(xué)習(xí)行為具有顯著的正向影響(β=0.775, SE=0.023, p<0.001, 95%CI=0.726 ～ 0.820)，但不顯著(β=-0.019, SE=0.055, p=0.732; 95%CI=-0.135 ～ 0.087)，學(xué)習(xí)行為對學(xué)習(xí)體驗具有顯著的正向影響(β=0.806, SE=0.049, p<0.001, 95%CI=0.713 ～ 0.901)。間接效應(yīng)檢驗的點估計Z值為13.545，大于1.96，且Bootstrap的95%置信區(qū)間檢驗均不包含0，表明中介作用存在；直接效應(yīng)檢驗點估計的Z值為-0.342，小于1.96，且Bootstrap的95%置信區(qū)間檢驗包含0，表明直接效應(yīng)不顯著(見表四)。綜上，假設(shè)模型為完全中介模型(中介效應(yīng)為0.624)，即在技術(shù)使用和學(xué)習(xí)體驗的關(guān)系中，學(xué)習(xí)行為起完全中介作用。至此，本研究的假設(shè)H1和H2得到檢驗。

表四 學(xué)習(xí)行為的中介效應(yīng)

(六)學(xué)習(xí)者凝聚力與教師公平對待的調(diào)節(jié)效應(yīng)

將學(xué)習(xí)者凝聚力和教師公平對待納入模型后，研究采用相對無偏估計的潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程檢驗它們對中介作用前半路徑(技術(shù)使用到學(xué)習(xí)行為)的調(diào)節(jié)效果(H4)。

1.學(xué)習(xí)者凝聚力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

在分析調(diào)節(jié)效應(yīng)前本研究采取以下步驟(Maslowsky et al.，2015)判斷是否滿足分析條件：首先，建立不包含潛交互項“SC×TU”的基準(zhǔn)模型，χ2/df=3.645, TLI=0.932, CFI=0.941, RMSEA=0.038, SRMR=0.055，組合指標(biāo)表明模型擬合度良好；接著，建立包含潛交互項“SC×TU”的模型，其赤池信息量準(zhǔn)則指數(shù)AIC=86608.02，相比基準(zhǔn)模型的AIC值(86613.78)減少5 .76, 表明有調(diào)節(jié)的中介模型相比基準(zhǔn)模型有所改善，可以進行后續(xù)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

分析結(jié)果顯示，學(xué)習(xí)者凝聚力能顯著正向預(yù)測學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)行為(β=0.299，SE=0.037，p<0.001)，且學(xué)習(xí)者凝聚力與技術(shù)使用的交互項對學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)行為的預(yù)測作用也顯著(β=0.049，SE=0.014，p<0.001)。后者說明學(xué)習(xí)者凝聚力能夠調(diào)節(jié)技術(shù)使用對學(xué)習(xí)行為的影響，在中介作用的前半段路徑上具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)H4得到驗證。

接著，本研究采用簡單斜率法分析學(xué)生凝聚力的調(diào)節(jié)效應(yīng)。以學(xué)生凝聚力平均水平上下1個標(biāo)準(zhǔn)差為界限將學(xué)生分為低中高三組，采用分組回歸分析不同水平的學(xué)生凝聚力調(diào)節(jié)技術(shù)使用對學(xué)習(xí)行為的影響。結(jié)果表明，三個凝聚力水平組的學(xué)生學(xué)習(xí)行為均隨技術(shù)使用(即學(xué)生使用信息技術(shù)作為學(xué)習(xí)和獲取信息工具的程度)的增加而呈顯著上升趨勢(?p<0.001)，且低中高三組的技術(shù)使用對學(xué)習(xí)行為影響的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)(β值)依次增大，分別為0.50、0.55、0.60，表明學(xué)生凝聚力正向調(diào)節(jié)技術(shù)對學(xué)習(xí)行為的影響。

2.教師公平對待的調(diào)節(jié)效應(yīng)

研究建立不包含潛交互項“EQ×TU”的基準(zhǔn)模型，χ2/df=3.823, TLI=0.938, CFI=0.946, RMSEA=0.025, SRMR=0.078，組合指標(biāo)表明模型擬合情況良好；接著建立包含潛交互項“EQ×TU”的模型，其AIC=87587.54，相比基準(zhǔn)模型的AIC值(87592.85)減少5.31，表明加入調(diào)節(jié)變量教師公平對待后的有調(diào)節(jié)的中介模型比基準(zhǔn)模型更好，可以進行后續(xù)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

結(jié)果顯示，教師公平對待能顯著正向預(yù)測學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)行為(β=0.433，SE=0.044，p<0.001)，且教師公平對待與技術(shù)使用的交互項對學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)行為的預(yù)測作用顯著(β=0.046，SE=0.022，p=0.039)。后者說明教師公平對待能夠調(diào)節(jié)技術(shù)使用對學(xué)習(xí)行為的影響，在對中介作用的前半段上具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)H5得到驗證。

研究采用簡單斜率法進一步分析教師公平對待的調(diào)節(jié)效應(yīng)，按照教師公平對待平均水平上下1個標(biāo)準(zhǔn)差為界限將學(xué)生分為低中高三組，并采用分組回歸分析不同水平的教師公平對待調(diào)節(jié)技術(shù)使用對學(xué)習(xí)行為的影響。結(jié)果表明，三個公平對待組中的學(xué)生學(xué)習(xí)行為均隨技術(shù)使用的提升呈顯著的上升趨勢(?p<0.001)，且低中高三組的技術(shù)使用對學(xué)習(xí)行為影響的β值依次增大，分為別0.42、0.50、0.56，說明教師對待學(xué)生越公平，其正向調(diào)節(jié)技術(shù)使用預(yù)測學(xué)習(xí)行為的作用越強。

五、結(jié)論與討論

智慧課堂作為智慧學(xué)習(xí)環(huán)境的范式，強調(diào)豐富的技術(shù)使用、創(chuàng)新的學(xué)習(xí)方式和親歷的學(xué)習(xí)體驗。本研究構(gòu)建了有調(diào)節(jié)的中介模型，得到以下結(jié)論：

(一)智慧課堂的質(zhì)量已有實質(zhì)性提升

早期的智慧課堂主要由電子書包和翻轉(zhuǎn)課堂(含電子白板、云平臺等)組成，無論課前的自主學(xué)習(xí)還是課上的合作探究，其成效均比預(yù)期的差距大(李逢慶等，2021)，因為當(dāng)時的智慧課堂處在形變階段，后期雖有大數(shù)據(jù)與人工智能技術(shù)的助力，但技術(shù)使用的目的仍以替代和擴增為主，課堂形態(tài)與教學(xué)結(jié)構(gòu)并未因此有明顯變化(祝智庭等，2018)。這也是李等(2015)發(fā)現(xiàn)智慧課堂在八大質(zhì)量要素中均處于較低水平的主要原因。

本研究發(fā)現(xiàn)，相比李等(2015)的調(diào)研結(jié)果，今天的智慧課堂在八個質(zhì)量要素方面均有實質(zhì)性提升(0.000

(二)智慧課堂中技術(shù)使用間接顯著影響學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)體驗

本研究發(fā)現(xiàn)，在智慧課堂中技術(shù)使用能夠正向影響學(xué)生的學(xué)習(xí)體驗(β=0.529, p<0.001)，但這種影響完全是間接的(β=-0.019, p=0.732)，即技術(shù)使用通過顯著影響學(xué)習(xí)行為(β=0.775, p<0.001)影響學(xué)習(xí)體驗(β=0.806, p<0.001)，學(xué)習(xí)行為具有傳導(dǎo)效應(yīng)。

按照技術(shù)促變教育的原理1與原理2，技術(shù)使用改變學(xué)生學(xué)習(xí)行為的原因為技術(shù)提供了豐富的信息表征形式，改變了學(xué)生學(xué)習(xí)的時空結(jié)構(gòu)(祝智庭，2014)。智慧課堂中，信息的表征大致有三個階段：學(xué)習(xí)內(nèi)容的多媒體表征、學(xué)習(xí)情況的可視化表征和學(xué)習(xí)情境的虛擬仿真表征。其中，第二階段正在誘發(fā)數(shù)字化后的聽、講、練等行為向以自主、合作、探究為主的深度學(xué)習(xí)行為轉(zhuǎn)變，且此三者與數(shù)據(jù)獲取均已成為智慧課堂中的主要學(xué)習(xí)行為(?R2≥0.501)。而時空結(jié)構(gòu)的改變，已成功促使同步與異步、線上與線下的學(xué)習(xí)行為發(fā)生并成為新常態(tài)，由此，一種新型的OMO(Online Merge Offline)教學(xué)模式：混成學(xué)習(xí)也隨之而生。不過，技術(shù)帶來的行為改變，不一定只產(chǎn)生積極作用。近年來基于電子產(chǎn)品的課堂學(xué)習(xí)已對學(xué)生的視力造成不良影響，有研究者開始探索技術(shù)支持的傳統(tǒng)學(xué)習(xí)行為的回歸問題，如電磁感應(yīng)與光學(xué)點陣技術(shù)支持的傳統(tǒng)書寫(張曉梅等，2020)。

本研究發(fā)現(xiàn)，智慧課堂的學(xué)習(xí)行為主要從動機激發(fā)、技術(shù)易用性、親歷經(jīng)驗獲得三個維度改善學(xué)習(xí)體驗。智慧課堂的四種主要學(xué)習(xí)行為具有注重學(xué)生能動性、真實、富有挑戰(zhàn)性等特征。研究表明，真實、富有挑戰(zhàn)性容易讓學(xué)生感知到學(xué)習(xí)的效用，從而激發(fā)學(xué)習(xí)動機(Floyd，2009)，特別是挑戰(zhàn)的難度與能力水平相匹配時，這種動機能夠得到有效維持，甚至能讓學(xué)生產(chǎn)生忘我的“心流”體驗(Csikszentmih & Flow，2008)。學(xué)生對能動性的感知也與內(nèi)在動機顯著相關(guān)，當(dāng)學(xué)生認(rèn)為自己有控制權(quán)時，他們學(xué)習(xí)會更有動力(Claxton，2007)。從技術(shù)接受模型看(Teo，2009)，學(xué)生在以上四種學(xué)習(xí)行為中感覺到技術(shù)容易使用，說明學(xué)生對智慧課堂的現(xiàn)有技術(shù)接受良好，認(rèn)為現(xiàn)有技術(shù)能夠有效支持自己的自主、合作、探究學(xué)習(xí)。而智慧課堂中的學(xué)習(xí)行為能夠讓學(xué)生獲得親歷經(jīng)驗的可能原因主要有兩個：緘默引導(dǎo)與情境支持。一方面，借助大數(shù)據(jù)與可視化技術(shù)的支持，師生能夠?qū)崟r了解教與學(xué)狀況，教師能夠放心地將更多主動權(quán)交給學(xué)生，只在必要時和智能技術(shù)一起提供緘默式引導(dǎo)，學(xué)生也更容易主動求學(xué)；另一方面，AR/XR、全息投影、超清視頻等支持的情境資源，能夠仿真現(xiàn)實場景或放大微觀世界，特別是在體感技術(shù)的支持下，學(xué)生還能與其交互，增強體驗學(xué)習(xí)。劉革平等(2021)對手勢交互虛擬實驗對學(xué)習(xí)體驗影響機制的研究已證實了這點。

(三)學(xué)習(xí)者凝聚力和教師公平對待在技術(shù)使用影響學(xué)習(xí)體驗的路徑中發(fā)揮部分調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)者凝聚力對技術(shù)使用影響學(xué)習(xí)行為這一中介路徑具有調(diào)節(jié)效應(yīng)(交互項β=0.049，p<0.001)，且為正向。這一結(jié)論驗證了群體動力學(xué)理論關(guān)于凝聚力對學(xué)習(xí)行為具有重要影響的觀點(張立新等，2011)。在智慧課堂環(huán)境中，由于時空結(jié)構(gòu)的變化、教學(xué)模式的革新，學(xué)生之間的凝聚力特質(zhì)更重要(王小根等，2020)，而凝聚力促變學(xué)習(xí)行為的主要原因可能是它增強學(xué)生之間的情感歸屬以及學(xué)生之間的目標(biāo)動機(胡凡剛等，2013)。從前者看，學(xué)生成員的信任感、歸屬感越高，合作探究活動會表現(xiàn)出更強的團體性與小組性(柳瑞雪等，2016)。從后者看，凝聚力高的學(xué)習(xí)團隊的目標(biāo)一致性也高，團隊成員也表現(xiàn)出更強烈的動機，努力采用不同的活動完成學(xué)習(xí)。目標(biāo)不同會導(dǎo)致技術(shù)支持的混合教學(xué)中的學(xué)習(xí)行為差異(曹梅，2020)就是佐證。

本研究發(fā)現(xiàn)，在以學(xué)習(xí)行為為中介的技術(shù)應(yīng)用對學(xué)習(xí)體驗的關(guān)系中，教師公平對待在前一半段路徑中具有正向調(diào)節(jié)影響(低中高三組β值依次為0.42、0.50、0.56)。在智慧課堂中，公平民主是教師作為組織者和引領(lǐng)者極具優(yōu)越性的領(lǐng)導(dǎo)方式，其主要表現(xiàn)為教師對學(xué)生公平對待，包括“平等尊重”和“平等機會”。平等尊重指尊重學(xué)生的個體差異。尊重差異體現(xiàn)在融合技術(shù)優(yōu)勢開展多元評價(楊鑫等，2021)，追求對學(xué)生的精準(zhǔn)個性化指導(dǎo)，從而激發(fā)學(xué)習(xí)者合作探究等行為的積極性。平等機會在智慧課堂中又可分活動機會平等和學(xué)習(xí)支持平等。前者表現(xiàn)為學(xué)生利用技術(shù)與資源開展合作交流和分享展示的機會，讓學(xué)生能夠在深度思考與自由表達中形成自主、合作、探究等學(xué)習(xí)行為。后者不僅表現(xiàn)在幫助學(xué)習(xí)者掌握智慧課堂中的新型技術(shù)，還體現(xiàn)在解答學(xué)生參與探究合作過程中遇到的問題上。