麻榮杰 樂承毅 路亭 吳嘉煒

摘要：[目的/意義]旨在探究互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境影響下的不同高校師生互動方式對本科生知識共享效果的影響機(jī)制。[方法/過程]從課堂互動和課外互動兩個維度來細(xì)化劃分線上/線下師生互動，引入學(xué)業(yè)情緒作為中介變量，通過搜集296份有效樣本，采用SEM與fsQCA相結(jié)合的方法進(jìn)行實證分析。[結(jié)果/結(jié)論]SEM研究發(fā)現(xiàn)，課堂互動直接正向影響本科生知識共享效果，而課外互動不能直接正向影響知識共享效果；課堂互動和課外互動可通過學(xué)業(yè)情緒的中介作用來正向影響知識共享效果。進(jìn)一步通過fsQCA分析，得到一種高知識共享效果前因構(gòu)型和兩種低共享效果前因構(gòu)型，發(fā)現(xiàn)線上和線下課堂互動、線下課外互動與學(xué)業(yè)情緒共同作用于高知識共享效果；而缺乏積極的師生互動和消極的學(xué)業(yè)情緒都有可能造成低共享效果。

關(guān)鍵詞：師生互動；學(xué)業(yè)情緒；知識共享效果；結(jié)構(gòu)方程模型；模糊集定性比較分析

分類號：G645; G640

引用格式：麻榮杰， 樂承毅， 路亭， 等. 高校師生互動對本科生知識共享效果的影響： 基于SEM和fsQCA方法[J/OL]. 知識管理論壇， 2023， 8（4）： 303-315[引用日期]. http：//www.kmf.ac.cn/p/353/.

隨著互聯(lián)網(wǎng)信息時代的到來，逐步發(fā)展普及的線上師生教學(xué)/溝通軟件已成為師生知識交互的重要平臺，此外，移動互聯(lián)網(wǎng)浪潮下智能手機(jī)等移動終端的不斷普及，為高校師生進(jìn)行隨時隨地的互動提供了有力支撐[1-2]。在此背景下，互聯(lián)網(wǎng)線上軟件已然成為師生互動的重要渠道與載體，師生互動的內(nèi)容、形式等也因此發(fā)生了巨大的改變，傳統(tǒng)面對面線下師生互動融合互聯(lián)網(wǎng)線上師生互動的混合式師生互動形式已成為主流。

互聯(lián)網(wǎng)新媒體環(huán)境下，師生互動不再以老師為中心，不少高校也逐步將線上互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境作為正式線下學(xué)習(xí)環(huán)境的有益補(bǔ)充。特別是本次新冠疫情之后，由于傳統(tǒng)信息溝通渠道的限制，線上互聯(lián)網(wǎng)平臺一度成為師生互動的主要渠道，一項位于羅馬尼亞的巴考大學(xué)對COVID-19疫情背景下在線平臺教育質(zhì)量進(jìn)行的學(xué)生調(diào)查結(jié)果表明，多數(shù)大學(xué)生對在封鎖期間采取的線上教學(xué)—學(xué)習(xí)—評估的授課效果感到滿意[3]。師生互動的空間從傳統(tǒng)線下課堂延伸到了無垠的網(wǎng)絡(luò)平臺，提高了師生交互頻率，有利于改善傳統(tǒng)教學(xué)模式下資源難共享以及師生互動受時空限制的問題，為師生互動提供更豐富的內(nèi)容與形式。

對于實際應(yīng)用而言，由于國外信息化建設(shè)更早，不少國外高校先于國內(nèi)開始了相關(guān)探索。例如阿爾伯塔大學(xué)在健康科學(xué)專業(yè)中將互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境與正式學(xué)習(xí)環(huán)境相結(jié)合，以提高跨專業(yè)教學(xué)的質(zhì)量[4]；還有美國國家科學(xué)基金會資助的Bot 2.0計劃，主動引入指定的線上軟件，以提升學(xué)生的課程參與度，并對學(xué)生的學(xué)習(xí)成果進(jìn)行相關(guān)評估[5]；而國內(nèi)盡管相關(guān)進(jìn)度較慢，但引入互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境拓展師生互動邊界的相關(guān)設(shè)想早已萌生[6]，隨著全國信息化建設(shè)的逐步推進(jìn)，不少高校業(yè)已開始運(yùn)用現(xiàn)代信息技術(shù)拓寬傳統(tǒng)師生互動途徑、改進(jìn)教學(xué)模式[7]，并將其作為高校教育信息化以及智慧校園的重要組成部分[8-9]。因此，對于線上互聯(lián)網(wǎng)軟件應(yīng)用于高等教育的研究，尤其是其關(guān)于互動行為影響的研究，一直是研究的熱門方向，吸引著國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注[10-12]。

已有許多關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下師生互動的研究，如師生互動與學(xué)生學(xué)習(xí)效果、學(xué)生認(rèn)知與社會性情感發(fā)展、學(xué)業(yè)成就和滿意度、學(xué)習(xí)動機(jī)、創(chuàng)造能力以及知識生產(chǎn)都有相關(guān)性[13]。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)中涉及師生課外互動的研究較少（知網(wǎng)中按“師生課外互動”“課外互動”等關(guān)鍵詞搜索到的文獻(xiàn)數(shù)遠(yuǎn)少于課堂互動），而師生課外互動作為增強(qiáng)本科生積極情緒體驗過程中的重要一環(huán)，理應(yīng)給予更多的關(guān)注與研究。因此，厘清互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境影響下高校師生課堂互動和課外互動之間的聯(lián)系及其對知識共享結(jié)果的影響機(jī)制成為教育界所亟需解決的重要問題。

1? 研究假設(shè)

互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境拓寬了師生互動的邊界，線上線下混合的師生互動可細(xì)分為校園內(nèi)日常教育、課堂教學(xué)等課堂互動（classroom interaction）和非正式的游戲、聚餐等課外互動（extracurricular interaction）。在線上線下混合的課堂內(nèi)外師生互動交往過程中，學(xué)生在與教師不同形式的互動過程中產(chǎn)生不同的學(xué)業(yè)情緒體驗。情緒體驗一般分為積極和消極兩方面。積極或消極的情緒體驗會直接影響到學(xué)生的專業(yè)知識獲取過程，從而決定其學(xué)業(yè)成就和知識共享效果?；谏鲜龇治?，提出總假設(shè)如下：

H：師生互動通過影響學(xué)業(yè)情緒，進(jìn)而影響知識共享效果。

下文將根據(jù)總假設(shè)，分別闡釋各個子假設(shè)。

1.1? 師生互動與學(xué)業(yè)情緒

師生互動是師生間發(fā)生的一切交互作用和影響，是相互作用影響的過程且互動情景豐富多樣[14]，其外延也遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過課堂教學(xué)本身[15]。教師和學(xué)生之間發(fā)生的互動，可分為校園內(nèi)日常教育、課堂教學(xué)等課堂互動和非正式的游戲、聚餐等課外互動。在教學(xué)、學(xué)習(xí)或交往過程中，學(xué)生在與教師不同形式的互動過程中產(chǎn)生的情緒體驗稱為學(xué)業(yè)情緒，其與學(xué)業(yè)進(jìn)展、課堂教學(xué)和學(xué)業(yè)成就有直接關(guān)系[16]，一般分為積極和消極兩方面，如享受、希望、自豪、解脫、憤怒、焦慮、羞恥、無望和無聊等。學(xué)業(yè)情緒測評量表有董妍等的青少年學(xué)業(yè)情緒問卷[17]、馬惠霞的大學(xué)生一般學(xué)業(yè)情緒問卷[18]、R. Pekrun的學(xué)業(yè)情緒問卷[16]等。

根據(jù)互動儀式鏈理論[19]，教師和學(xué)生以線上或線下的形式聚集在一起，參與同一行動，并共享短暫的情感狀態(tài)，因此師生互動具備互動儀式鏈的組成要素。當(dāng)這些互動要素通過有節(jié)奏且持續(xù)的反饋強(qiáng)化，積累到高程度的相互關(guān)注和情感共享時，單次師生互動儀式凝聚的短期情感轉(zhuǎn)化為長期穩(wěn)定的個體情感能量，即與教師互動時自信、愉悅的積極情緒體驗。因此，師生互動儀式會帶來積極的學(xué)業(yè)情緒體驗。

從師生關(guān)系來看，教學(xué)中良好的課堂互動對師生關(guān)系存在積極影響[20]，課堂互動中教師共享知識給學(xué)生，學(xué)生獲取到專業(yè)知識，體驗到獲取知識成長的成就感，在雙方共享知識的過程中，學(xué)生建立起對老師的感謝和信任，課堂互動中建立起良好的師生關(guān)系。課堂互動是高校師生互動的主要方式，但有相當(dāng)一部分本科生與教師也存在程度較深的課外互動，如與教師聚餐、閑聊、打球、玩游戲等活動。在閑聊聚餐娛樂互動過程中，教師和學(xué)生互動交流，彼此的了解不斷加深，有助于形成良好的師生關(guān)系。由于和諧融洽的師生關(guān)系是學(xué)生保持積極學(xué)業(yè)情緒、形成正向?qū)W習(xí)態(tài)度的重要保障[21]，故師生互動有利于良好師生關(guān)系的形成，從而正向影響學(xué)業(yè)情緒體驗。

綜上所述，提出以下假設(shè)：

H1：課堂互動顯著正向影響學(xué)業(yè)情緒。

H2：課外互動顯著正向影響學(xué)業(yè)情緒。

1.2? 師生互動與知識共享效果

1958年英國哲學(xué)家波蘭尼首次提出隱性知識（tacit knowledge）的概念，相對的概念便是顯性知識，以書面文字、圖表和數(shù)學(xué)公式加以表達(dá)的知識被稱之為顯性知識，而沒有被表達(dá)的知識則屬于隱性知識[22]。隱性知識高度個體化，難以形式化或溝通，難以與他人共享，常以個人經(jīng)驗、印象、感悟、團(tuán)隊的默契、技術(shù)訣竅、組織文化、風(fēng)俗等形式存在，而顯性知識則是客觀的有形的知識，通常以語言、文字等結(jié)構(gòu)化的形式存儲，可表現(xiàn)為產(chǎn)品外觀、文件、數(shù)據(jù)庫、說明書、公式和計算機(jī)程序等形式[23]?！爸豢梢鈺豢裳詡鳌钡碾[性知識不易表達(dá)、傳遞，常在人際交往過程中才能實現(xiàn)傳遞和共享從而外化為顯性知識[24-25]。因此，教學(xué)是教師和學(xué)生合作互動的過程[26]，教師和學(xué)生在溝通互動中產(chǎn)生的知識共享是本科生教學(xué)培養(yǎng)的核心，教師（高態(tài)勢知識主體）借助各種互動交流方式，使其顯性知識和隱性知識被學(xué)生（低態(tài)勢知識主體）吸收并轉(zhuǎn)化為自身知識。例如，張戈等依據(jù)互動理論，研究發(fā)現(xiàn)師生互動比同伴互動和自主學(xué)習(xí)更有助于提高知識獲取效果[27]。

師生互動可以正向預(yù)測學(xué)生學(xué)習(xí)結(jié)果[28]，提高學(xué)生的學(xué)習(xí)投入[29]，對學(xué)生在知識獲得與能力發(fā)展方面產(chǎn)生積極影響[30]，高校教師可通過不同形式的互動將知識共享給學(xué)生，進(jìn)而提高學(xué)生的學(xué)業(yè)成績[31-32]、學(xué)習(xí)滿意度[33]、專業(yè)能力、創(chuàng)新能力等。不同的師生互動方式下，學(xué)生的知識獲取效果存在顯著差異[34]，并會帶來差異化的知識產(chǎn)出結(jié)果[35]。總體來說，有效的師生互動會提高知識共享效果，進(jìn)而促進(jìn)學(xué)生的全面發(fā)展。綜上所述，師生互動正向影響知識共享效果，而師生互動分為課堂互動和課外互動，因此提出以下假設(shè)：

H3：課堂互動顯著正向影響知識共享效果。

H4：課外互動顯著正向影響知識共享效果。

1.3? 學(xué)業(yè)情緒與知識共享效果

對學(xué)生來說，學(xué)業(yè)情緒是在學(xué)習(xí)過程中，與學(xué)業(yè)相關(guān)的各種情緒體驗，包括高興、厭倦、失望、焦慮、氣憤等[17]。已有研究證實[36-37]，學(xué)業(yè)情緒是影響學(xué)業(yè)成績的重要內(nèi)在因素，能夠直接影響青少年的學(xué)業(yè)表現(xiàn)狀況。學(xué)業(yè)成績和積極學(xué)業(yè)情緒呈正相關(guān)[38]，和消極學(xué)業(yè)情緒呈負(fù)相關(guān)，不同學(xué)業(yè)成績的大學(xué)生在積極學(xué)業(yè)情緒上的得分存在顯著差異[39]。相比消極學(xué)業(yè)情緒，積極學(xué)業(yè)情緒更能促進(jìn)積極學(xué)習(xí)行為，提高學(xué)生的學(xué)習(xí)動機(jī)[40]以及學(xué)習(xí)自主性[41]。結(jié)合前人的研究成果，提出以下假設(shè)：

H5：學(xué)業(yè)情緒顯著正向影響知識共享效果。

1.4? 學(xué)業(yè)情緒的中介作用

前文已經(jīng)探討了師生互動、學(xué)業(yè)情緒與知識共享效果的關(guān)系。在師生互動過程中，隨著互動程度頻次的累積，有利于學(xué)生形成積極學(xué)業(yè)情緒，進(jìn)而間接影響知識共享效果，而師生課內(nèi)和課外互動的失衡（師生互動缺失或互動不當(dāng)）對大學(xué)生在線學(xué)習(xí)倦怠具有顯著正向影響，學(xué)生表現(xiàn)出情緒低落、行為不當(dāng)、成就感低的狀態(tài)[42]。因此，學(xué)生的學(xué)業(yè)情緒體驗影響了知識共享效果，此外，已有相當(dāng)一部分對學(xué)業(yè)情緒中介作用的研究，如L. Wei等研究發(fā)現(xiàn)學(xué)生的數(shù)學(xué)學(xué)業(yè)情緒在師生互動類型和數(shù)學(xué)學(xué)習(xí)成績之間起到中介作用[43]；蔡紅紅研究發(fā)現(xiàn)，教師在線教學(xué)準(zhǔn)備能分別通過研究生的學(xué)習(xí)者控制、學(xué)業(yè)倦怠情緒的獨(dú)立中介作用和學(xué)習(xí)者控制與學(xué)業(yè)倦怠情緒的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接預(yù)測學(xué)習(xí)效果[44]；吳世珍研究發(fā)現(xiàn)疫情背景下學(xué)生適應(yīng)能力對學(xué)習(xí)投入的影響過程中存在學(xué)業(yè)情緒中介效應(yīng)[45]。

綜上所述，本文引入高校本科生在與教師溝通互動這一特定情景下的學(xué)業(yè)情緒體驗作為中介變量，來探究其在師生互動與知識共享效果間的作用。因此提出以下假設(shè)：

H6：學(xué)業(yè)情緒在課堂/課外互動與知識共享效果中起到中介作用。

根據(jù)以上假設(shè)，本文立足于高校本科生線上線下混合式學(xué)習(xí)的現(xiàn)狀，將高校師生互動方式分為課堂互動（線上/線下）和課外互動（線上/線下），選取師生互動這一特定情景下的學(xué)業(yè)情緒作為中介變量 ，構(gòu)建本文的理論模型，如圖1所示：

2? 研究設(shè)計

2.1? 數(shù)據(jù)收集

本研究借助問卷星平臺發(fā)放網(wǎng)絡(luò)問卷來收集數(shù)據(jù)，為避免問卷重復(fù)，設(shè)置每個ID只能填寫一次。同時，為提高調(diào)研精度，通過委托教師、本科生分發(fā)問卷和實地去高校食堂、教室發(fā)放的形式去搜集問卷。問卷調(diào)查的對象群體是全國不同專業(yè)的本科生，涉及大一至大四以及已畢業(yè)的同學(xué)。

為保證量表測度的穩(wěn)定性和準(zhǔn)確性，在參考相關(guān)文獻(xiàn)和專家指導(dǎo)下設(shè)計預(yù)調(diào)查問卷，并開展小規(guī)模調(diào)查，收集到40份預(yù)調(diào)研問卷。經(jīng)過信效度檢驗和題項相關(guān)性檢驗后，對問卷題項進(jìn)行調(diào)整和修改，形成正式問卷，隨后進(jìn)行大規(guī)模發(fā)放。整個問卷設(shè)計、修正、發(fā)放、收集過程歷時約2個月。正式調(diào)查共收集數(shù)據(jù)357份，刪除答卷時間過短、填寫不完整、所有題項均一致的無效問卷后共得到有效問卷296份，問卷有效回收率為82.9%。

經(jīng)統(tǒng)計，在搜集的296份有效樣本中，女生占66.6%，男生占33.4%，女性本科生居多；專業(yè)類別中除去填寫“其他”的樣本，來自人文經(jīng)管類專業(yè)的119人、理科類專業(yè)53人、工科類專業(yè)67人、醫(yī)科類專業(yè)14人、藝體類專業(yè)18人，可見，調(diào)查對象以經(jīng)管理工類學(xué)生為主。

2.2? 變量測量

本研究所設(shè)計的問卷分為三個部分：師生互動、學(xué)業(yè)情緒和知識共享效果。師生互動中的課堂互動量表參考目前線上線下混合式學(xué)習(xí)的師生互動量表構(gòu)建[46]，課外互動量表則通過訪談觀察歸納構(gòu)建而得，以娛樂、閑聊、運(yùn)動等課外活動為主。學(xué)業(yè)情緒量表則是參考青少年學(xué)業(yè)情緒問卷[17]的積極情緒描述詞針對師生互動過程情景修改。本科生知識共享效果參考布魯姆教育目標(biāo)分類法中對認(rèn)知領(lǐng)域教育目標(biāo)的分類，選擇知識、運(yùn)用、分析三個角度根據(jù)研究主題對應(yīng)構(gòu)建量表，來分別評估本科生專業(yè)理論知識、專業(yè)技能知識、專業(yè)思維知識的共享效果。另外，考慮到多數(shù)本科生接受到的各種就業(yè)指導(dǎo)教育，也會獲得與就業(yè)相關(guān)的專業(yè)知識，進(jìn)而構(gòu)建了職業(yè)規(guī)劃能力維度下的專業(yè)就業(yè)知識的量表。最終的知識共享效果量表由專業(yè)理論知識、專業(yè)技能知識、專業(yè)思維知識和專業(yè)就業(yè)知識的均值作為觀測指標(biāo)來度量。量表采用5級李克特量表，1和5分別表示完全不同意和完全同意。例如，學(xué)業(yè)情緒量表觀測指標(biāo)值越大，表明該學(xué)生學(xué)業(yè)情緒狀態(tài)越積極。

2.3? 信效度檢驗

采用SPSS 26.0和AMOS 24.0統(tǒng)計軟件，首先對研究數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析及信效度檢驗，具體結(jié)果如表1所示：

由表可知，課外互動均值（2.61）顯著低于課堂互動均值（4.03），表明目前高等院校內(nèi)本科生與導(dǎo)師課外互動程度較低；課堂互動、課外互動、學(xué)業(yè)情緒、知識共享效果變量間均有一定相關(guān)性，但無高度相關(guān)關(guān)系，且使用Harman單因子檢驗法提取的第一公因子方差解釋率為42.1%（低于50%），說明研究數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差。

量表各潛變量測度題項的Cronbach s Alpha值都在0.75以上，表明量表的內(nèi)部一致性較好，具有良好的信度；每個測量題項在其所對應(yīng)的構(gòu)面上的組合信度CR值都超過0.75，各維度AVE都大于0.5，說明本量表具有較好的收斂效度。

隨后，對數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性分析，各潛變量測度題項的因子載荷及t值均達(dá)到了0.001的顯著性水平，且沒有不恰當(dāng)?shù)慕?，這說明本量表的構(gòu)面具有較好的聚合效度。同時，進(jìn)一步通過模型比較的方法來考察各個變量的區(qū)分效度，基準(zhǔn)模型4因子（課堂互動、課外互動、學(xué)業(yè)情緒、知識共享效果）與其余模型相比較，對實際數(shù)據(jù)最為擬合，說明問卷所涉及的4個潛變量量表均具有良好的區(qū)分效度。

3? 結(jié)構(gòu)方程模型分析

3.1? 假設(shè)檢驗

采用AMOS 24.0對研究數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，并根據(jù)修正指標(biāo)值（MI值）和誤差項之間的實際理論關(guān)聯(lián)性，在e1和e2、e3和e7、e5和e6之間建立聯(lián)系，模型擬合優(yōu)度進(jìn)一步提升，修正后的模型路徑系數(shù)見圖2，對應(yīng)的模型適配度檢驗指標(biāo)見表2。

結(jié)合表2和圖2 ， SEM模型擬合指標(biāo)都達(dá)到理想的要求。結(jié)構(gòu)方程模型中R方系數(shù)衡量外生變量對內(nèi)生變量的解釋能力，當(dāng)R方值>0.670時表示解釋能力較好，R方值>0.330表示中等，當(dāng)R方值小于0.190時解釋能力差。由圖2中學(xué)業(yè)情緒和知識共享效果變量右上角的數(shù)值可知，0.58和0.65均接近于0.67，模型具有較好的解釋能力。

課堂、課外互動對學(xué)業(yè)情緒均具有正向影響作用，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均為0.49（***），課外互動對學(xué)業(yè)情緒的影響等同于課堂互動，假設(shè)H1、H2成立。

課堂互動對知識共享效果有直接正向顯著影響，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是0.27（**），假設(shè)H3成立。但課外互動對知識共享效果的路徑系數(shù)顯著性水平為0.846，沒有通過檢驗，假設(shè)H4不成立，與預(yù)想不一致。究其原因在于老師與本科生課外互動過程中（即閑聊、娛樂、運(yùn)動等活動）較少涉及到專業(yè)相關(guān)問題和知識的討論分享，更多是通過對學(xué)生精神上的鼓勵，提升老師的親切感，進(jìn)而對知識共享效果形成影響。因此，課外互動直接對提高學(xué)生的知識共享效果不顯著。

學(xué)業(yè)情緒對知識共享效果有顯著正向影響，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.604（***），假設(shè)H5成立，由路徑系數(shù)大小顯然可知積極學(xué)業(yè)情緒對知識共享效果有著至關(guān)重要的作用，進(jìn)一步驗證了前人的研究成果。

3.2? 中介效應(yīng)檢驗

為進(jìn)一步明確學(xué)業(yè)情緒在課堂互動、課外互動與知識共享效果中的作用機(jī)制，需檢驗學(xué)業(yè)情緒的中介效應(yīng)。通過AMOS軟件使用偏差校正（bias-corrected）Bootstrap法重復(fù)抽樣5 000次進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗，置信度選擇95%，計算結(jié)果如表3所示：

課堂互動對知識共享效果的間接效應(yīng)達(dá)到顯著性水平（p值<0.01），直接效應(yīng)同樣顯著（p值<0.05），這說明學(xué)業(yè)情緒在課堂互動和知識共享效果的關(guān)系中起到部分中介作用。課外互動對知識共享效果的間接效應(yīng)達(dá)到顯著性水平（p值<0.01），直接效應(yīng)不顯著（p值>0.05），直接效應(yīng)不顯著而間接效應(yīng)顯著也進(jìn)一步說明師生課外互動是通過對學(xué)生的學(xué)業(yè)情緒影響而作用于學(xué)生的知識共享效果，也驗證了學(xué)業(yè)情緒在課堂互動和知識共享效果的關(guān)系中起到完全中介作用。綜上，假設(shè)H6成立。

4? 模糊集定性比較分析

前文所用的SEM（結(jié)構(gòu)方程模型）方法可用于識別和探索潛變量之間的影響路徑以及直接間接效應(yīng)，并已經(jīng)驗證影響知識共享效果的關(guān)鍵因素及其影響路徑。但因SEM通?；诰€性關(guān)系模型，其在捕捉變量之間的非線性關(guān)系上略有不足。fsQCA方法（模糊集定性比較分析）基于模糊集合理論，通過邏輯運(yùn)算來識別出某變量的必要條件和充分條件，可以發(fā)現(xiàn)不同變量組合的非線性和復(fù)雜交互關(guān)系。將SEM和fsQCA結(jié)合使用可以獲得更加全面和深入的分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)師生互動和本科生知識共享效果的深度聯(lián)系。

4.1? 數(shù)據(jù)校準(zhǔn)

考慮當(dāng)下互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下師生互動已轉(zhuǎn)為線下師生互動融合互聯(lián)網(wǎng)線上互動的形式，進(jìn)一步劃分課堂/課外互動，故選取線上課堂互動（A1—2均值）、線下課堂互動（A3—4均值）、線上課外互動（B1—2均值）、線下課外互動（B3—4均值）、學(xué)業(yè)情緒（C1—3均值）作為前因條件，知識共享（D1—4均值）效果作為結(jié)果變量做 fsQCA分析。進(jìn)行分析前，將上述6個連續(xù)變量按照C. C. Ragin[47]提出的5%（完全不隸屬）、95%（完全隸屬）和50%（交叉點(diǎn)）的標(biāo)準(zhǔn)，利用fsQCA 3.0軟件的calibrate函數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)。對模糊集出現(xiàn)隸屬分?jǐn)?shù)為0.5的情況，采用P. C. Fiss[48]的方法，對隸屬分?jǐn)?shù)為0.5的增加0.001變?yōu)?.501。

數(shù)據(jù)校準(zhǔn)后進(jìn)行了必要性條件分析，如表4所示：

由分析結(jié)果可知各單一條件的一致性水平均小于0.9，不足以構(gòu)成必要條件，因此本研究可以做條件組態(tài)分析。

4.2? fsQCA分析

fsQCA組態(tài)分析可得到簡約解和中間解，本文將在中間解和復(fù)雜解同時出現(xiàn)的條件視為核心條件，而只出現(xiàn)在中間解的條件視為邊緣條件。根據(jù)P. C. Fiss的建議，將一致性閾值閾值設(shè)為0.8，案例閾值設(shè)為2，并參考杜運(yùn)周等的建議[49]，將PRI一致性水平閾值設(shè)為0.70。結(jié)合以上標(biāo)準(zhǔn)，通過fsQCA 3.0軟件構(gòu)建真值表做條件組態(tài)分析，以知識共享效果為結(jié)果變量的分析結(jié)果如表5所示：

從表5中可以看出，高知識共享效果的前因組態(tài)有一種，其中線上和線下課堂互動、線下課外互動和學(xué)業(yè)情緒均是核心條件，這說明當(dāng)師生采取積極的線上和線下課堂互動、線上課外互動，且具備積極學(xué)業(yè)情緒時，會產(chǎn)生高水平的知識共享效果。

進(jìn)一步通過反向案例分析發(fā)現(xiàn)，低知識共享效果的前因組態(tài)有6種，總體一致性水平處于0.900，從而解釋了約70%本科生低知識共享效果的原因。將具有相同類型核心條件的前因構(gòu)型進(jìn)行歸類，從而將它們歸納為以下兩種低知識共享效果觸發(fā)模式，具體如下：

（1）NC1（～互動*～學(xué)業(yè)情緒）：該模式包含NC1a～NC1d 4種子組態(tài)，其典型特征是消極學(xué)業(yè)情緒并伴隨至少一種類型互動程度的不足。如NC1a組態(tài)表示低程度的線下課堂互動和消極的學(xué)業(yè)情緒會產(chǎn)生低知識共享效果，其一致性水平為0.931，覆蓋度為0.496，說明該組態(tài)解釋效果好。從這一類構(gòu)型可以看出學(xué)業(yè)情緒是影響知識共享效果的主要因素，消極的學(xué)業(yè)情緒和低程度的互動對知識共享效果造成不利影響。

（2）NC2（～互動）：該模式包含NC2a～NC2b兩種子組態(tài)，其典型特征是師生互動程度較低。如NC2b組態(tài)，其核心條件線上課堂互動、線下課堂互動、線下課外互動程度均處在低水平。無論該本科生學(xué)業(yè)情緒處于積極還是消極狀態(tài)，一旦與教師缺乏足夠的互動時，其知識共享效果難以觸及高水平。這一低知識共享效果模式說明師生互動的重要性，過度缺乏與教師的互動，單靠學(xué)生自己，難以得到較好的知識共享效果。

結(jié)合以上正反案例的組態(tài)分析結(jié)果，影響知識共享效果的原因具有非對稱性特征。具有高知識共享效果的本科生，師生互動和學(xué)業(yè)情緒均處于良好的水平，而消極學(xué)業(yè)情緒或者與教師互動的過度缺乏則會產(chǎn)生低知識共享效果。師生的高度互動和積極學(xué)業(yè)情緒兩者不可或缺，在高校本科生教學(xué)培養(yǎng)過程中，一方面要鼓勵本科生積極與教師互動，提高師生互動程度，另一方面倡導(dǎo)教師和學(xué)生課外多交流，幫助學(xué)生形成積極的學(xué)業(yè)情緒。

5? 結(jié)論與建議

5.1? 研究結(jié)論

本研究探討了互聯(lián)網(wǎng)趨勢影響下及混合式學(xué)習(xí)背景下，師生互動對本科生知識共享效果的影響機(jī)制，主要得到以下結(jié)論：

（1）高校師生間的互動有利于本科生形成良好積極的學(xué)業(yè)情緒。回應(yīng)教師課堂提問、完成課后作業(yè)等此類課堂互動越多，本科生越易產(chǎn)生積極的學(xué)業(yè)情緒，而與教師閑聊、吃飯等此類課外互動同樣會正向影響學(xué)業(yè)情緒。然而師生課外互動程度普遍較低，課外互動程度（均值2.71）顯著低于師生課堂互動程度（均值3.97）。

（2）高校師生互動可經(jīng)學(xué)業(yè)情緒間接或直接地正向影響知識共享效果。師生課堂互動行為（認(rèn)真聽課、完成作業(yè)）本身可直接促進(jìn)本科生的知識獲取，而課外互動行為并不會直接影響，而是借由吃飯、閑聊、游戲等互動形式來使學(xué)生產(chǎn)生積極學(xué)業(yè)情緒，進(jìn)而間接提高知識共享效果。

（3）由低知識共享效果組態(tài)可知，消極學(xué)業(yè)情緒或低師生互動均會產(chǎn)生低知識共享效果。即使存在部分師生互動，若本科生缺乏積極學(xué)業(yè)情緒，難有好的知識共享效果。同樣即使有積極情緒，但缺乏與教師的互動也會產(chǎn)生低知識共享效果。

5.2? 管理建議

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下管理建議：

（1）高校可通過豐富的教學(xué)手段和形式積極引導(dǎo)學(xué)生和教師互動，如翻轉(zhuǎn)課堂、課堂小游戲等，并營造師生平等的校園氛圍，鼓勵學(xué)生利用線上溝通軟件積極與教師互動，如咨詢問題等。通過良好的師生互動幫助學(xué)生形成積極的學(xué)業(yè)情緒，進(jìn)而提升知識共享效果，潛移默化地提升本科生專業(yè)素養(yǎng)。

（2）高?？赏ㄟ^考核獎勵等激勵教師積極與學(xué)生互動，尤其是課外互動，同時利用線上網(wǎng)絡(luò)工具豐富師生互動方式，增強(qiáng)師生互動的趣味性。中國學(xué)生相對沉默被動，因而高校要鼓勵教師發(fā)揮主動性引導(dǎo)學(xué)生參與到課堂、課外互動中，通過活潑有趣的互動方式帶動學(xué)生，增強(qiáng)本科生知識共享效果，從而提升教學(xué)質(zhì)量。

（3）高校一方面要出臺措施加強(qiáng)師生互動，另一方面重點(diǎn)關(guān)注本科生學(xué)業(yè)情緒狀態(tài)。建立有效的管理制度機(jī)制，形成師生積極互動的和睦氛圍，以促進(jìn)本科生專業(yè)知識共享效果的提高。此外高校定期提供心理培訓(xùn)講座、舉行師生合作類競賽等措施，進(jìn)一步幫助學(xué)生形成積極學(xué)業(yè)情緒。

5.3? 創(chuàng)新點(diǎn)

本研究對互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下的混合式線上/線下師生互動對本科生知識效果的影響機(jī)制進(jìn)行深入研究，主要有以下幾點(diǎn)創(chuàng)新：

（1）從課堂內(nèi)外的全新視角出發(fā)，將師生互動行為劃分為課堂互動和課外互動，并引入學(xué)業(yè)情緒中介變量，構(gòu)建出高校師生互動對本科生知識共享效果影響的理論模型。

（2）通過搜集問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析，實證了師生互動到本科生知識共享效果間的影響路徑，發(fā)掘出課堂互動與課外互動對本科生知識獲取效果的作用機(jī)制差異。

（3）結(jié)合模糊集定性比較分析方法，揭示了本科生高/低知識共享效果的前因條件構(gòu)型，進(jìn)一步豐富了該領(lǐng)域的研究成果。

5.4? 不足與未來展望

本研究存在一定的不足和局限性：①未考慮學(xué)生特質(zhì)、教師特質(zhì)等變量的調(diào)節(jié)作用，未來研究可將教師、學(xué)生按不同特質(zhì)分為不同類型，再去探討不同類型師生的知識共享效果差異；②學(xué)業(yè)情緒可分為積極和消極兩類，本研究只探討了積極學(xué)業(yè)情緒的影響，未考慮到消極學(xué)業(yè)情緒可能的作用機(jī)制。

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The Effect of Faculty-Student Interaction on the Effectiveness of Undergraduate Knowledge Sharing in Higher Education： Based on SEM and fsQCA Methods

Ma Rongjie1? Le Chengyi1? Lu Ting2， 3? Wu Jiawei1

1College of Economics and Management， East China Jiaotong University， Nanchang 330013

2College of Education， Capital Normal University， Beijing 100089

3College of Humanities and Arts， Nanchang Institute of technology， Nanchang 330099

Abstract： [Purpose/Significance] This study aims to investigate the mechanism of the influence of different university faculty-student interaction methods on the effect of undergraduate knowledge sharing under the influence of the Internet environment. [Methods/Procedures] This study refined the division of online/offline faculty-student interactions from the dimensions of classroom interactions and extracurricular interactions， introduced academic emotions as a mediating variable， and conducted empirical analyses by collecting 296 valid samples and adopting the method of combining SEM and fsQCA. [Result/Conclusion] The SEM study finds that classroom interaction directly and positively affects undergraduate students' knowledge sharing effects， while extracurricular interaction cannot directly and positively affect knowledge sharing effects. And classroom interactions and extracurricular interactions can positively influence knowledge sharing effects through the mediating role of academic mood. Further， through fsQCA analysis， one high knowledge sharing effect antecedent construct and two low sharing effect antecedent constructs are obtained， and it finds that online and offline classroom interactions， offline extracurricular interactions， and academic emotions work together to contribute to the high knowledge sharing effect. Whereas， the lack of positive faculty-student interactions and the negative academic emotions may cause the low sharing effect.

Keywords： faculty-student interaction? ? academic emotions? ? knowledge sharing effect? ? structural equation model? ? qualitative comparative analysis of fuzzy sets