王改花 張李飛 傅鋼善

(1．西安郵電大學(xué) 數(shù)字藝術(shù)學(xué)院，陜西西安 710121；2．西安交通大學(xué) 人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院，陜西西安 710049；3.陜西師范大學(xué) 教育學(xué)院，陜西西安 710062)

一、問(wèn)題提出

當(dāng)前大學(xué)生的學(xué)習(xí)環(huán)境和學(xué)習(xí)情境已發(fā)生了較大變化，學(xué)習(xí)者特征也隨之改變。這就迫切要求我們研究學(xué)習(xí)者特征，探究其對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響，從而促進(jìn)教師改善教學(xué)策略，促進(jìn)學(xué)習(xí)者有效學(xué)習(xí)。

(一)學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響

近年來(lái)研究者開(kāi)始關(guān)注學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響。從研究?jī)?nèi)容看，大多數(shù)研究?jī)H探索單一或2-3個(gè)學(xué)習(xí)者特征因素對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響(Lim & Morris，2009； Launer & 康文霞，2011；Hejazifar，2012； McDonald，2014；Kintu et al.，2016，2017；Ramirez-Arellano et al.，2019)，少有研究系統(tǒng)探究學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果。然而，在實(shí)際學(xué)習(xí)中，個(gè)體學(xué)習(xí)效果是所有因素綜合影響的結(jié)果(Turner & Patrick，2008)，這包括：

1)人口學(xué)和社會(huì)文化因素，包括性別、先前經(jīng)驗(yàn)(在線學(xué)習(xí)/混合學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)、互聯(lián)網(wǎng)和計(jì)算機(jī)應(yīng)用經(jīng)驗(yàn))等。研究表明，性別差異可能影響學(xué)習(xí)效果。例如，有研究發(fā)現(xiàn)混合學(xué)習(xí)中自我調(diào)控能力強(qiáng)的女生學(xué)業(yè)成績(jī)更好(Alghamdi et al.，2020)。也有研究發(fā)現(xiàn)，性別對(duì)混合學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響(Lim et al.，2009)。此外，學(xué)習(xí)者的先前知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)將影響他們對(duì)信息的感知、組織和理解，是學(xué)習(xí)者組織和同化新知識(shí)的概念性參考。網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)和混合學(xué)習(xí)的成功還高度依賴于互聯(lián)網(wǎng)和計(jì)算機(jī)應(yīng)用經(jīng)驗(yàn)(Joksimovi et al.，2015；Shraim & Khlaif，2010)。

2)認(rèn)知因素，包括學(xué)習(xí)策略(自我調(diào)控策略、信息素養(yǎng)策略、時(shí)間管理策略等)、學(xué)習(xí)風(fēng)格、元認(rèn)知(自我監(jiān)控能力)等。首先，混合學(xué)習(xí)環(huán)境中學(xué)習(xí)者靈活性和自主性增強(qiáng)，自我調(diào)節(jié)成為成功的關(guān)鍵因素(Van Laer & Elen，2017；Lin et al.，2016)。自我調(diào)控能力強(qiáng)的學(xué)習(xí)者更適合混合學(xué)習(xí)，尚不具備自主學(xué)習(xí)能力的學(xué)習(xí)者成績(jī)往往較差(Tsai & Shen，2009)。其次，學(xué)習(xí)者的信息素養(yǎng)是混合學(xué)習(xí)的阻礙因素之一(Bonk & Graham，2012)。如果要采用混合學(xué)習(xí)，師生首先要具備足夠的技術(shù)基礎(chǔ)。如果他們不習(xí)慣使用技術(shù)學(xué)習(xí)，那使用混合學(xué)習(xí)反而會(huì)降低學(xué)習(xí)質(zhì)量。再次，時(shí)間管理策略也是學(xué)習(xí)者有效開(kāi)展混合學(xué)習(xí)必備的技能，時(shí)間管理能力強(qiáng)的學(xué)習(xí)者可能獲得更好的學(xué)業(yè)表現(xiàn)(Selim，2007)。第四，學(xué)習(xí)風(fēng)格是教育的重要因素?；趯W(xué)習(xí)風(fēng)格的自適應(yīng)學(xué)習(xí)系統(tǒng)研究非常豐富，其中所羅門學(xué)習(xí)風(fēng)格模型的應(yīng)用最為廣泛(Tortorella & Graf，2017)。但已有研究結(jié)論存在很大爭(zhēng)議，有研究表明，基于不同學(xué)習(xí)風(fēng)格的自適應(yīng)學(xué)習(xí)系統(tǒng)可以減少學(xué)習(xí)所需的時(shí)間并提高學(xué)習(xí)者的整體滿意度(Popescu，2010)，然而，也有研究指出基于學(xué)習(xí)風(fēng)格的自適應(yīng)學(xué)習(xí)是無(wú)效的(Brown et al.，2009)。有研究甚至提出“請(qǐng)停止學(xué)習(xí)風(fēng)格的神話”的論斷(Kirschner，2017)。最后，元認(rèn)知策略與混合學(xué)習(xí)成績(jī)密切相關(guān)(Ramirez-Arellano et al.，2019)。

3)情感因素。情緒影響學(xué)習(xí)和學(xué)習(xí)績(jī)效(Pekrun et al.，2010)。有關(guān)學(xué)習(xí)態(tài)度影響混合學(xué)習(xí)效果的研究較少，大多數(shù)研究關(guān)注混合學(xué)習(xí)對(duì)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)態(tài)度的影響(Emelyanova & Voronina，2017)，或混合學(xué)習(xí)與網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)、傳統(tǒng)學(xué)習(xí)態(tài)度的對(duì)比研究(Arrosagaray et al.，2019)。有研究表明，網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)和混合學(xué)習(xí)的成功很大程度上取決于師生參與混合學(xué)習(xí)的信心和能力(Hadad，2007)。

4)意志因素，包括學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、自我效能感等。許多研究表明，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)混合學(xué)習(xí)效果影響顯著(Alk & Temizel，2018)。但也有研究表明，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)提高入學(xué)率起著至關(guān)重要的作用，但并不直接影響學(xué)習(xí)成績(jī)，只對(duì)社會(huì)存在感正向影響(Law et al.，2019)。有研究發(fā)現(xiàn)，增強(qiáng)自我效能感的干預(yù)措施能夠提高學(xué)生的混合學(xué)習(xí)學(xué)業(yè)表現(xiàn)(簡(jiǎn)菁，2016)。

5)行為因素。研究表明，互動(dòng)顯著正向影響學(xué)習(xí)者的混合學(xué)習(xí)效果(Kent et al.，2016；Ekwunife-Orakwue & Teng，2014)。同時(shí)，混合學(xué)習(xí)被視為促進(jìn)互動(dòng)的有效方法(Pima et al.，2018)。

研究方法方面，現(xiàn)有研究主要采用問(wèn)卷調(diào)查、實(shí)驗(yàn)、數(shù)據(jù)挖掘、學(xué)習(xí)分析等方法，其中，問(wèn)卷調(diào)查法應(yīng)用更為普遍，但樣本量偏小，大多數(shù)研究樣本數(shù)在500以內(nèi)。

(二)學(xué)習(xí)效果

有關(guān)學(xué)習(xí)效果的內(nèi)涵迄今仍然沒(méi)有統(tǒng)一的界定。美國(guó)教育評(píng)鑒標(biāo)準(zhǔn)聯(lián)合委員會(huì)認(rèn)為，學(xué)習(xí)效果是對(duì)學(xué)生特定學(xué)習(xí)的期望，即學(xué)生在特定的學(xué)習(xí)、發(fā)展與表現(xiàn)等方面獲得的結(jié)果，包括認(rèn)知理解能力(認(rèn)知)、態(tài)度與價(jià)值觀(情意)與實(shí)際技能(技能)及行為(李麓君，2014)。黃海濤(2010)認(rèn)為，學(xué)習(xí)效果是學(xué)生經(jīng)過(guò)某種學(xué)習(xí)后，知識(shí)、技能、態(tài)度和情感以及習(xí)得的能力的增長(zhǎng)，這種增長(zhǎng)是具體的、可測(cè)量的。雖然學(xué)者們對(duì)學(xué)習(xí)效果內(nèi)涵界定的角度或分類依據(jù)不同，但一致認(rèn)為學(xué)習(xí)效果不僅指學(xué)習(xí)成績(jī)，而是受教育后的全方面變化，是學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)目標(biāo)的達(dá)成情況。根據(jù)布魯姆的教學(xué)目標(biāo)分類理論，教育目標(biāo)可分為三大領(lǐng)域：認(rèn)知、動(dòng)作技能、情感。綜上，學(xué)習(xí)效果作為一種學(xué)習(xí)結(jié)果，是學(xué)習(xí)者通過(guò)一段時(shí)間的學(xué)習(xí)所獲得的能力，包括認(rèn)知能力、動(dòng)作技能、情感態(tài)度與行為。

考慮到學(xué)習(xí)成績(jī)主要關(guān)注學(xué)習(xí)者有關(guān)知識(shí)與技能目標(biāo)的達(dá)成程度，較少體現(xiàn)或并沒(méi)有體現(xiàn)情感目標(biāo)的達(dá)成，有些研究者采用自評(píng)問(wèn)卷的方式彌補(bǔ)學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)u(píng)價(jià)的不足。還有研究者引入主觀學(xué)習(xí)效果評(píng)價(jià)、主觀學(xué)習(xí)滿意度評(píng)價(jià)以及主觀學(xué)習(xí)適應(yīng)性評(píng)價(jià)(陳麗娜，2018)。也有研究者將學(xué)習(xí)滿意度作為衡量混合課程有效性的重要因素(Kintu et al.，2017)，還有研究者將學(xué)習(xí)投入作為高校教育質(zhì)量評(píng)估的重要指標(biāo)(徐波，2013)。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)研究框架

本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法，從系統(tǒng)視角探究三個(gè)問(wèn)題：1)大學(xué)生學(xué)習(xí)者特征與混合學(xué)習(xí)效果關(guān)系如何？2)學(xué)習(xí)者特征如何影響混合學(xué)習(xí)效果？3)學(xué)習(xí)者特征的二級(jí)維度如何影響混合學(xué)習(xí)效果？為了系統(tǒng)探究學(xué)習(xí)者特征對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響，本研究的研究路徑是“人口學(xué)因素→認(rèn)知因素→情感因素→意志因素→行為因素”。

表一 基本變量信息編碼

(二)研究對(duì)象

研究對(duì)象是某大學(xué)參加2018-2019學(xué)年第二學(xué)期現(xiàn)代教育技術(shù)課程混合學(xué)習(xí)的全日制本科二年級(jí)1889名師范生。量表發(fā)放時(shí)間為2019年5-6月(分三次發(fā)放)，研究者刪除全在線學(xué)習(xí)者的數(shù)據(jù)、重復(fù)填答問(wèn)卷的學(xué)習(xí)者數(shù)據(jù)、填答時(shí)間低于兩分鐘的問(wèn)卷(根據(jù)試測(cè)，完整填寫問(wèn)卷最少需兩分鐘)，并對(duì)三次測(cè)量的有效學(xué)習(xí)者數(shù)據(jù)配對(duì)，共1257名學(xué)習(xí)者有三次完整數(shù)據(jù)。

學(xué)習(xí)者基本信息見(jiàn)表一，所學(xué)專業(yè)涉及理科(地理科學(xué)、化學(xué)、物理學(xué)、計(jì)算機(jī)科學(xué)與技術(shù)、生物科學(xué)、數(shù)學(xué)與應(yīng)用數(shù)學(xué))、文科(漢語(yǔ)言文學(xué)、歷史學(xué)、英語(yǔ)、思想政治教育)、術(shù)科(美術(shù)學(xué)、音樂(lè)學(xué)、舞蹈學(xué)、體育教育)。

(三)變量選擇與測(cè)量

1．因變量的選擇與測(cè)量

本研究的因變量是混合學(xué)習(xí)效果，包括學(xué)習(xí)成績(jī)、學(xué)習(xí)效果自評(píng)、學(xué)習(xí)投入、學(xué)習(xí)滿意度。學(xué)習(xí)成績(jī)測(cè)量主要依據(jù)布魯姆的教學(xué)目標(biāo)分類理論，采用過(guò)程性、多元化評(píng)價(jià)，包括評(píng)價(jià)形式多元化(形成性評(píng)價(jià)和總結(jié)性評(píng)價(jià))、評(píng)價(jià)主體多元化(教師評(píng)價(jià)、學(xué)生互評(píng)、學(xué)生自評(píng))、評(píng)價(jià)內(nèi)容多元化(包括綜合作業(yè)、在線交流討論、單元活動(dòng)參與、期終在線考試、期終線下筆試)。本研究依據(jù)中國(guó)學(xué)生發(fā)展核心素養(yǎng)(核心素養(yǎng)研究課題組，2016)、布魯姆教學(xué)目標(biāo)分類理論及本課程的學(xué)習(xí)目標(biāo)，自編成混合學(xué)習(xí)效果自評(píng)量表，包括知識(shí)與技能、樂(lè)學(xué)善學(xué)、信息意識(shí)、自我管理、社會(huì)參與、科學(xué)精神；參考弗雷德里克斯等(Fredricks et al.，2004)編制的課堂學(xué)習(xí)投入量表、NSSE-China大學(xué)生學(xué)習(xí)性投入調(diào)查(黃美娟，2014)、李爽等(2015)編制的在線學(xué)習(xí)投入量表，改編成混合學(xué)習(xí)投入量表；在瑞典顧客滿意度指數(shù)模型、美國(guó)顧客滿意度指數(shù)模型的理論架構(gòu)基礎(chǔ)上，參考英國(guó)開(kāi)放大學(xué)學(xué)習(xí)滿意度問(wèn)卷(Li et al.，2016)、阿博(Arbaugh，2000)編制的在線學(xué)習(xí)滿意度量表，改編成混合學(xué)習(xí)滿意度量表。所有量表均為學(xué)生自評(píng)量表，采取5點(diǎn)計(jì)分李克特量表，題目均為單選題，各維度題目得分的均值為該維度的得分，將各維度均分相加除以維度數(shù)為量表總均分，總均分越高表示該特征水平越高。

1)信度分析。學(xué)習(xí)效果自評(píng)總量表(單維)的Cronbach’s α系數(shù)為0.935；學(xué)習(xí)投入總量表及認(rèn)知投入、情感投入、行為投入三個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.926、0.818、0.870、0.805；學(xué)習(xí)滿意度總量表及課程滿意度、教學(xué)滿意度、平臺(tái)滿意度、期望服務(wù)滿意度、感知服務(wù)滿意度、總體滿意度六個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.958、0.893、0.906、0.893、0.781、0.819、0.816。各量表均達(dá)到評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)(吳明隆，2010b)，表明各量表信度良好。

2)效度分析。探索性因素分析結(jié)果表明，學(xué)習(xí)效果自評(píng)量表題項(xiàng)均屬于一個(gè)維度，KMO值為0.960，χ2值為9430.444，自由度為66，p=0.000<0.05，累計(jì)解釋變異量為59.113%，且因素負(fù)荷量介于0.604～0.808，均達(dá)到評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，表明量表效度良好。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明，參數(shù)估計(jì)結(jié)果比較理想，學(xué)習(xí)滿意度量表所有參數(shù)均達(dá)顯著，各項(xiàng)目因素載荷在0.627～0.865之間，λ值均大于0.50，小于0.95；模型擬合指數(shù)比較理想，絕對(duì)適配度指標(biāo)χ2、RMR、RMSEA、GFI、AGFI分別為805.198(p=0.000<0.05)、0.017、0.044、0.947、0.933，增值適配度指標(biāo)NFI、RFI、IFI、TLI、CFI分別為0.960、0.954、0.972、0.967、0.971，簡(jiǎn)約適配度指數(shù)PGFI、PNFI、PCFI、χ2自由度比分別為0.748、0.824、0.834、3.397，除指標(biāo)χ2自由度比值與χ2值沒(méi)有達(dá)到評(píng)判建議值，其余指標(biāo)均達(dá)到模型適配標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)綜合判斷依據(jù)，由于卡方值易受樣本數(shù)的影響，當(dāng)樣本數(shù)較大時(shí)，卡方值相對(duì)會(huì)變大，顯著性概率值p會(huì)變小，容易出現(xiàn)假設(shè)模型被拒絕的現(xiàn)象，此時(shí)整體模型適配度的判別不應(yīng)只以CMIN值作為唯一的判別依據(jù)，應(yīng)參考Amos提供的RFI值、NFI值、TLI值、IFI值、GFI值、AGFI值、RMSEA值等指標(biāo)加以綜合判斷，因?yàn)檫@些指標(biāo)波動(dòng)性較小(吳明隆，2010a)。本樣本數(shù)N=1257，屬于大樣本，綜合判斷結(jié)果表明學(xué)習(xí)滿意度量表結(jié)構(gòu)合理。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明，學(xué)習(xí)投入量表分析方法與學(xué)習(xí)滿意度量表一樣，各項(xiàng)目因素載荷在0.561～0.761之間，模型擬合指數(shù)比較理想，絕對(duì)適配度指標(biāo)χ2、RMR、RMSEA、GFI、AGFI分別為770.727(p=0.000<0.05)、0.024、0.062、0.926、0.904，增值適配度指標(biāo)NFI、RFI、IFI、TLI、CFI分別為0.925、0.913、0.937、0.927、0.937，簡(jiǎn)約適配度指數(shù)PGFI、PNFI、PCFI、χ2自由度比分別為0.808、0.798、0.808、5.839。綜合判斷結(jié)果表明，學(xué)習(xí)投入量表結(jié)構(gòu)合理。

2．自變量的選擇與測(cè)量

本研究根據(jù)文獻(xiàn)綜述、專家咨詢及研究團(tuán)隊(duì)近二十年的網(wǎng)絡(luò)教育與混合教學(xué)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)(王改花等，2018b)，從心理過(guò)程的視角，構(gòu)建混合學(xué)習(xí)者特征模型，包括人口學(xué)特征、知(認(rèn)知)、情(情感)、意(意志)、行(行為)五個(gè)維度。人口學(xué)特征因素包括性別、學(xué)科背景、計(jì)算機(jī)水平、先前知識(shí)經(jīng)驗(yàn)。認(rèn)知因素包括學(xué)習(xí)策略、元認(rèn)知、學(xué)習(xí)風(fēng)格、空間定位感，其中，學(xué)習(xí)風(fēng)格包括信息加工(活躍型與沉思型)、感知(感悟型與直覺(jué)型)、輸入(視覺(jué)型與聽(tīng)覺(jué)型)、理解(序列型與綜合型)等維度。情感因素包括學(xué)習(xí)態(tài)度、學(xué)習(xí)焦慮。意志因素包括學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)習(xí)自我效能感。

本研究基于已有研究成果(王改花等，2018b)改編相關(guān)量表，這包括：在費(fèi)爾德等(Felder & Silverman，1988)的所羅門學(xué)習(xí)風(fēng)格問(wèn)卷(Index of Learning Styles)基礎(chǔ)上，改編而成學(xué)習(xí)風(fēng)格量表；以?shī)W蘇貝爾的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)理論為理論基礎(chǔ)，參考王迎(2006)編制的遠(yuǎn)程學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)量表和王改花等(2018b)編制的網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)量表，基于對(duì)部分學(xué)習(xí)者的面對(duì)面訪談，改編而成學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)量表；參考大學(xué)生在線學(xué)習(xí)行為量表(金枝，2011)、大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)行為問(wèn)卷(李玉斌等，2013)、在線學(xué)習(xí)行為測(cè)評(píng)量表(朱祖林，2015)，改編而成學(xué)習(xí)行為量表。

1)信度分析。除學(xué)習(xí)風(fēng)格量表，本研究的信度分析均采用內(nèi)部一致性信度。學(xué)習(xí)策略總量表及資源管理策略、信息素養(yǎng)策略、合作交流策略、反思總結(jié)策略、自我調(diào)節(jié)策略五個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.941、0.873、0.864、0.831、0.841、0.842；元認(rèn)知總量表及元認(rèn)知知識(shí)、元認(rèn)知體驗(yàn)、元認(rèn)知監(jiān)控三個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.976、0.947、0.888、0.955；空間定位感量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.893；學(xué)習(xí)態(tài)度總量表及認(rèn)知態(tài)度、行為態(tài)度、情感態(tài)度三個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.934、0.867、0.834、0.871；學(xué)習(xí)焦慮總量表及網(wǎng)絡(luò)延遲焦慮、網(wǎng)絡(luò)術(shù)語(yǔ)焦慮、網(wǎng)絡(luò)搜索焦慮和網(wǎng)絡(luò)總體焦慮四個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.939、0.888、0.815、0.891、0.869；學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)總量表及認(rèn)知內(nèi)驅(qū)力、自我提高內(nèi)驅(qū)力、附屬內(nèi)驅(qū)力三個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.882、0.840、0.810、0.730；學(xué)習(xí)自我效能感總量表及一般自我效能和特殊自我效能兩個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.921、0.869、0.876；學(xué)習(xí)行為總量表及行為參與、行為堅(jiān)持、行為專注、行為互動(dòng)、靈活性五個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.912、0.827、0.850、0.754、0.880、0.805。各量表均達(dá)到評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，表明各心理特征量表信度良好。學(xué)習(xí)風(fēng)格量表采用再測(cè)信度。再測(cè)信度假設(shè)受試者由量表所得的測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)經(jīng)過(guò)短暫時(shí)間仍維持一致或具穩(wěn)定性，可反映量表的穩(wěn)定與一致性程度。學(xué)習(xí)風(fēng)格在短時(shí)間內(nèi)不會(huì)隨時(shí)間改變，費(fèi)爾德等(Felder & Silverman，2005)采用再測(cè)信度進(jìn)行所羅門學(xué)習(xí)風(fēng)格問(wèn)卷的信度分析， 并建議4周是理想的間隔時(shí)間，且將Cronbach’s α系數(shù)0.5及以上作為再測(cè)信度的接受標(biāo)準(zhǔn)。為了提高問(wèn)卷發(fā)放的效率，本研究通過(guò)QQ向175名學(xué)習(xí)者一對(duì)一發(fā)放再測(cè)問(wèn)卷，時(shí)間間隔為4周，共160名學(xué)習(xí)者填寫了量表，有效問(wèn)卷160份，有效率100%。學(xué)習(xí)風(fēng)格量表的信息加工、感知、輸入、理解等維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.630、0.540、0.688、0.683，達(dá)到了評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，表明學(xué)習(xí)風(fēng)格量表信度良好。

表二 學(xué)習(xí)效果量表驗(yàn)證性因素分析的整體模型適配度檢驗(yàn)摘要表(N=1257)

2)效度分析。除學(xué)習(xí)風(fēng)格量表與空間定位感量表外，本研究均采用驗(yàn)證性因素分析，參數(shù)估計(jì)結(jié)果比較理想，所有參數(shù)均達(dá)顯著水平，λ值均大于0.50，小于0.95；模型擬合指數(shù)比較理想(見(jiàn)表二)，各量表基本達(dá)到了評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，只有學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)量表與元認(rèn)知量表的個(gè)別值沒(méi)有達(dá)到建議值，但與建議值接近。綜合評(píng)判表明，各心理特征量表效度良好。學(xué)習(xí)風(fēng)格量表是對(duì)所羅門學(xué)習(xí)風(fēng)格問(wèn)卷的改編，結(jié)構(gòu)、內(nèi)容、計(jì)分方式等均沿用該問(wèn)卷，只改編了學(xué)習(xí)情境并將語(yǔ)言本土化。所羅門學(xué)習(xí)風(fēng)格問(wèn)卷具有較好的效度。探索性因素分析結(jié)果表明，空間定位感量表題項(xiàng)均屬于同一維度，KMO值為0.876，χ2值為3494.039，自由度為10，p=0.000<0.05顯著水平，累計(jì)解釋變異量為70.164%，且因素負(fù)荷量介于0.802～0.872，均達(dá)到評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，表明空間定位感量表效度良好。

3．控制變量的選擇與測(cè)量

本研究的控制變量主要是人口學(xué)特征因素，包括性別(男、女)、學(xué)科背景(文科、理科、術(shù)科)、計(jì)算機(jī)水平(低、中、高)、MOOC先前學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)(有、無(wú))、前序課程學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)(有、無(wú))。

(四)研究工具和統(tǒng)計(jì)模型

本研究采用描述統(tǒng)計(jì)分析參加混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者特征與學(xué)習(xí)效果，研究工具為SPSS19.0。本研究的因變量學(xué)習(xí)效果數(shù)據(jù)類型是定距類型。為了了解學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的系統(tǒng)影響，本研究使用多元線性回歸模型，數(shù)據(jù)處理工具為stataMP16軟件。為了有效檢驗(yàn)“人口學(xué)因素→認(rèn)知因素→情感因素→意志因素→行為因素”學(xué)習(xí)者特征對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響路徑，本研究以人口學(xué)特征因素為基準(zhǔn)模型，分別引入認(rèn)知、情感、意志、行為等因素，建立五個(gè)多元線性回歸模型：模型1為“人口學(xué)特征因素”基準(zhǔn)模型，模型2為“人口學(xué)特征+認(rèn)知因素”模型(簡(jiǎn)稱“認(rèn)知模型”)，模型3為“人口學(xué)特征+認(rèn)知因素+情感因素”模型(簡(jiǎn)稱“情感模型”)，模型4為“人口學(xué)特征+認(rèn)知因素+情感因素+意志因素”模型(簡(jiǎn)稱“意志模型”)，模型5為“人口學(xué)特征+認(rèn)知因素+情感因素+意志因素+行為因素”模型(簡(jiǎn)稱“行為模型”)。

為了了解學(xué)習(xí)策略、元認(rèn)知、學(xué)習(xí)態(tài)度、學(xué)習(xí)焦慮、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)習(xí)自我效能感、學(xué)習(xí)行為如何影響學(xué)習(xí)效果，本研究共建立了七個(gè)模型：學(xué)習(xí)策略模型2-1(在認(rèn)知模型基礎(chǔ)上引入學(xué)習(xí)策略)、元認(rèn)知模型2-2(在認(rèn)知模型基礎(chǔ)上引入元認(rèn)知)、學(xué)習(xí)態(tài)度模型3-1(在情感模型基礎(chǔ)上引入學(xué)習(xí)態(tài)度)、學(xué)習(xí)焦慮模型3-2(在情感模型基礎(chǔ)上引入學(xué)習(xí)焦慮)、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)模型4-1(在意志模型基礎(chǔ)上引入學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī))、學(xué)習(xí)自我效能感模型4-2(在意志模型基礎(chǔ)上引入學(xué)習(xí)自我效能感)、學(xué)習(xí)行為模型5-1(在行為模型基礎(chǔ)上引入學(xué)習(xí)行為)。

三、研究結(jié)果

(一)混合學(xué)習(xí)者特征與學(xué)習(xí)效果現(xiàn)狀

1．學(xué)習(xí)者特征總體情況

1)認(rèn)知維度

學(xué)習(xí)策略總體表現(xiàn)的均值為3.58±0.57(最小值1.14，最大值5)，資源管理策略、合作交流策略、信息素養(yǎng)策略、反思總結(jié)策略、自我調(diào)節(jié)策略等維度的均值分別為3.61±0.69、3.42±0.72、3.77±0.67、3.58±0.65、3.52±0.73(最小值1，最大值5)。這表明，參與混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者有較好的學(xué)習(xí)策略，且信息素養(yǎng)策略>資源管理策略>反思總結(jié)策略>自我調(diào)節(jié)策略>合作交流策略，信息素養(yǎng)策略表現(xiàn)最好，自我調(diào)節(jié)策略和合作交流策略表現(xiàn)相對(duì)較弱。

元認(rèn)知總體表現(xiàn)的均值為3.73±0.59(最小值1.09，最大值5)，元認(rèn)知知識(shí)、元認(rèn)知體驗(yàn)、元認(rèn)知監(jiān)控等維度的均值分別為3.77±0.60、3.74±0.67、3.68±0.62(最小值1，最大值5)。這表明，混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者有較高的元認(rèn)知能力，且元認(rèn)知知識(shí)>元認(rèn)知體驗(yàn)>元認(rèn)知監(jiān)控，元認(rèn)知監(jiān)控表現(xiàn)相對(duì)較弱。

在學(xué)習(xí)風(fēng)格方面，信息加工維度分布基本均衡(活躍型637人，占50.7%；沉思型620人，占49.3%)，感知維度分布較不均衡(感悟型810人，占64.4%；直覺(jué)型447人，占35.6%)，輸入維度分布極不均衡(視覺(jué)型1079人，占85.8%；言語(yǔ)型178人，占14.2%)，理解維度分布基本均衡(序列型663人，占52.7%；綜合型594人，占47.3%)。各維度人數(shù)分布與之前的研究(Felder，2005)基本一致?？臻g定位感總體表現(xiàn)均值為2.99±0.85(最小值1，最大值5)。這表明，混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者在線學(xué)習(xí)的空間定位感相對(duì)其他學(xué)習(xí)者特征表現(xiàn)較弱。

2)情感維度

學(xué)習(xí)態(tài)度總體表現(xiàn)均值為3.73±0.63(最小值1.2，最大值5)，認(rèn)知態(tài)度、行為態(tài)度、情感態(tài)度等維度的均值分別為3.83±0.66、3.70±0.70、3.63±0.71(最小值1，最大值5)。這表明，混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者有較好的學(xué)習(xí)態(tài)度，且認(rèn)知態(tài)度>行為態(tài)度>情感態(tài)度。

學(xué)習(xí)焦慮總體表現(xiàn)均值為3.59±0.72(最小值1，最大值5)，網(wǎng)絡(luò)延遲焦慮、網(wǎng)絡(luò)搜索焦慮、網(wǎng)絡(luò)術(shù)語(yǔ)焦慮、網(wǎng)絡(luò)總體焦慮等維度的均值分別為3.78±0.82、3.65±0.85、3.43±0.79、3.50±0.82(最小值1，最大值5)。這表明，混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者有較高的學(xué)習(xí)焦慮，且網(wǎng)絡(luò)延遲焦慮>網(wǎng)絡(luò)搜索焦慮>網(wǎng)絡(luò)總體焦慮>網(wǎng)絡(luò)術(shù)語(yǔ)焦慮。

3)意志維度

學(xué)習(xí)者自我效能感總體表現(xiàn)均值為3.76±0.54(最小值1.27，最大值5)，一般自我效能感、特殊自我效能感等維度的均值分別為3.69±0.60、3.81±0.55(最小值1，最大值5)。這表明，混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者有較高的學(xué)習(xí)自我效能感，且特殊自我效能感>一般自我效能感。

學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)總體表現(xiàn)均值為3.64±0.57(最小值1，最大值5)，認(rèn)知內(nèi)驅(qū)力、自我提高內(nèi)驅(qū)力、附屬內(nèi)驅(qū)力等維度的均值分別為3.65±0.61、3.76±0.68、3.49±0.76(最小值1，最大值5)。這表明，混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者有較高的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)，且自我提高內(nèi)驅(qū)力>認(rèn)知內(nèi)驅(qū)力>附屬內(nèi)驅(qū)力。

4)學(xué)習(xí)行為維度

學(xué)習(xí)行為總體表現(xiàn)均值為3.45±0.48(最小值1.8，最大值5)，行為參與、行為堅(jiān)持、行為專注、行為互動(dòng)、靈活性等維度的均值分別為3.81±0.57、2.33±1.01、3.64±0.57、3.66±0.61、3.82±0.55(最小值1，最大值5)。這表明，混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)行為表現(xiàn)較好，靈活性>行為參與>行為互動(dòng)>行為專注>行為堅(jiān)持，行為堅(jiān)持表現(xiàn)較差。

2．學(xué)習(xí)效果總體情況

學(xué)習(xí)效果均值為0.63，標(biāo)準(zhǔn)差為13.60。這表明，混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)效果良好。

(二)學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的系統(tǒng)影響

多元線性回歸分析涉及多個(gè)變量，嚴(yán)重的多元共線性問(wèn)題會(huì)使模型估計(jì)不準(zhǔn)確甚至難以估計(jì)(劉紅云，2019)。本研究首先進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，采用的指標(biāo)為方差膨脹因子VIF，即如果VIF>10，說(shuō)明多重共線性較強(qiáng)。本研究VIF介于1.95～2.25之間，均小于10，不存在較強(qiáng)多重共線性，可以認(rèn)為本研究符合多元線性回歸模型要求。

表三為學(xué)習(xí)效果的多元線性回歸分析結(jié)果，表明在控制人口學(xué)因素后，逐步加入 “認(rèn)知因素→情感因素→意志因素→行為因素”因變量，學(xué)習(xí)者特征對(duì)學(xué)習(xí)效果影響的變化情況。模型1、模型2、模型3、模型4、模型5多元線性回歸整體檢驗(yàn)F值分別為32.18(p=0.000<0.05)、36.88(p=0.000<0.05)、37.73(p=0.000<0.05)、79.26(p=0.000<0.05)、105.85(p=0.000<0.05)。從模型擬合情況看，嵌套模型的擬合效果大幅上升“0.153→0.294→0.325→0.535→0.619”。研究結(jié)果表明，性別、學(xué)科背景、計(jì)算機(jī)水平對(duì)學(xué)習(xí)效果影響顯著，且影響逐漸減弱；學(xué)習(xí)風(fēng)格的信息加工維度與元認(rèn)知在認(rèn)知模型、情感模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，且影響逐漸減弱，在意志模型、行為模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響；空間定位感在認(rèn)知模型、情感模型、意志模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，在行為模型中無(wú)顯著影響；學(xué)習(xí)態(tài)度在情感模型、意志模型與行為模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，但影響逐漸減弱；學(xué)習(xí)焦慮在情感模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，在意志模型、行為模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響；學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)與學(xué)習(xí)自我效能感在意志模型、行為模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果均有顯著正向影響，但影響逐漸減弱；學(xué)習(xí)行為在行為模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著影響；MOOC先前學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)、相關(guān)前序課程學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)、學(xué)習(xí)策略、學(xué)習(xí)風(fēng)格感知維度、學(xué)習(xí)風(fēng)格輸入維度、學(xué)習(xí)風(fēng)格理解維度對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響。

為了系統(tǒng)探究學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響，本研究重點(diǎn)考察模型5的研究結(jié)果：人口學(xué)特征因素+認(rèn)知因素+情感因素+意志因素+行為因素可解釋總學(xué)習(xí)效果變異的61.9%。行為、意志、情感、人口學(xué)特征等因素對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著影響，且影響因素的大小依次是“學(xué)習(xí)行為>學(xué)科背景>學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)>學(xué)習(xí)自我效能感>計(jì)算機(jī)水平>學(xué)習(xí)態(tài)度>性別”。女生顯著高于男生，即其他條件不變時(shí)，女生比男生學(xué)習(xí)效果提高1.98%，換算方法為：exp(0.046)-1(下同)；文科生顯著高于術(shù)科生，即其他條件不變時(shí)，文科生比術(shù)科生學(xué)習(xí)效果提高10.15%；計(jì)算機(jī)水平越高，學(xué)習(xí)效果越好，即其他條件不變時(shí)，中等計(jì)算機(jī)水平比計(jì)算機(jī)低水平學(xué)習(xí)效果提高2.53%，計(jì)算機(jī)高水平比計(jì)算機(jī)低水平學(xué)習(xí)效果提高3.46%；學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，即其他條件不變時(shí)，學(xué)習(xí)態(tài)度水平每上升一個(gè)百分點(diǎn)，學(xué)習(xí)效果將提高2.53%；學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，即在其他條件不變時(shí)，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)水平每上升一個(gè)百分點(diǎn)，學(xué)習(xí)效果將提高5.34%；學(xué)習(xí)自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，即其他條件不變時(shí)，學(xué)習(xí)自我效能感水平每上升一個(gè)百分點(diǎn)，學(xué)習(xí)效果將提高3.15%；學(xué)習(xí)行為對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，即其他條件不變時(shí)，學(xué)習(xí)行為水平每上升一個(gè)百分點(diǎn)，學(xué)習(xí)效果將提高13.77%；MOOC先前學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)、相關(guān)前序課程學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)、學(xué)習(xí)策略、學(xué)習(xí)風(fēng)格、元認(rèn)知、空間定位感、學(xué)習(xí)焦慮對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響。

表三 學(xué)習(xí)者特征對(duì)總學(xué)習(xí)效果影響的多元線性回歸分析

表四 學(xué)習(xí)者特征二級(jí)維度對(duì)學(xué)習(xí)效果系統(tǒng)影響的多元線性回歸分析

(三)學(xué)習(xí)者特征二級(jí)維度對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的系統(tǒng)影響

模型5顯示，學(xué)習(xí)態(tài)度、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)習(xí)自我效能感、學(xué)習(xí)行為顯著影響學(xué)習(xí)效果。為了進(jìn)一步了解這些要素如何影響學(xué)習(xí)效果，本研究在模型3、模型4、模型5的基礎(chǔ)上對(duì)學(xué)習(xí)者特征二級(jí)維度作用進(jìn)行檢驗(yàn)(見(jiàn)表四，僅呈現(xiàn)了部分截表)。模型3-1的結(jié)果表明，認(rèn)知態(tài)度與情感態(tài)度共同正向顯著影響學(xué)習(xí)效果，且認(rèn)知態(tài)度對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響大于情感態(tài)度，行為態(tài)度對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響。模型4-1的結(jié)果表明，認(rèn)知內(nèi)驅(qū)力和附屬內(nèi)驅(qū)力共同正向顯著影響學(xué)習(xí)效果，且認(rèn)知內(nèi)驅(qū)力對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響大于附屬內(nèi)驅(qū)力，自我提高內(nèi)驅(qū)力對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響。模型4-2的結(jié)果表明，一般自我效能感和特殊自我效能感共同正向顯著影響學(xué)習(xí)效果。模型5-1的結(jié)果表明，行為參與、行為專注、行為互動(dòng)及靈活性共同正向顯著影響學(xué)習(xí)效果，且對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響大小為：行為參與>行為互動(dòng)>靈活性>行為專注，行為堅(jiān)持對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響。

四、結(jié)論與討論

本研究用辯證、整體、開(kāi)放、發(fā)展、層次的觀點(diǎn)系統(tǒng)地看待學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響。

(一)人口學(xué)因素對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響

先前學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)中的計(jì)算機(jī)水平顯著影響混合學(xué)習(xí)效果。第一，計(jì)算機(jī)水平對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響。這與已有研究結(jié)論一致，即混合學(xué)習(xí)的成功高度依賴于學(xué)習(xí)者應(yīng)用互聯(lián)網(wǎng)和計(jì)算機(jī)的經(jīng)驗(yàn)(Shraim & Khlaif，2010)。基于訪談與觀察，本研究認(rèn)為主要原因可能包括：首先，現(xiàn)代教育技術(shù)是一門對(duì)信息素養(yǎng)要求較高的理論與實(shí)踐結(jié)合的課程，課程評(píng)價(jià)方式包括形成性評(píng)價(jià)和總結(jié)性評(píng)價(jià)，評(píng)價(jià)內(nèi)容需要學(xué)習(xí)者具備一定的計(jì)算機(jī)能力，例如，需完成兩次綜合作業(yè)“多媒體課件的設(shè)計(jì)與制作”“信息化教學(xué)設(shè)計(jì)”；其次，混合學(xué)習(xí)要求學(xué)習(xí)者一半時(shí)間進(jìn)行線上學(xué)習(xí)，且需要具備一定的信息素養(yǎng)；再次，混合學(xué)習(xí)有四類學(xué)習(xí)者，分別為混合學(xué)習(xí)的適應(yīng)者、混合學(xué)習(xí)的不完全適應(yīng)者、線下學(xué)習(xí)的保守者、線上學(xué)習(xí)的革新者，學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)和計(jì)算機(jī)水平的不同，引發(fā)他們對(duì)混合課程不同的情感體驗(yàn)和行為模式，進(jìn)而影響學(xué)習(xí)效果。第二，MOOC先前學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響。第三，相關(guān)前序課程學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)對(duì)學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響，原因可能是大部分學(xué)生(1088人，占86.6%)沒(méi)有相關(guān)課程先前學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)。

性別對(duì)混合學(xué)習(xí)效果有顯著影響，女生學(xué)習(xí)效果顯著好于男生。基于觀察和訪談，我們認(rèn)為這可能是因?yàn)榕鷮?duì)學(xué)習(xí)任務(wù)的態(tài)度更加積極、主動(dòng)、認(rèn)真。林等(Lim & Morris，2009)則發(fā)現(xiàn)，性別對(duì)混合學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響，可能原因是林的研究對(duì)象數(shù)量偏少，造成了統(tǒng)計(jì)誤差，也可能是文化差異導(dǎo)致結(jié)論不同。

學(xué)科背景對(duì)混合學(xué)習(xí)效果有顯著影響，術(shù)科生學(xué)習(xí)效果顯著低于文理科生。質(zhì)性研究結(jié)果表明，術(shù)科生大學(xué)入學(xué)成績(jī)相對(duì)偏低，由于學(xué)習(xí)能力、習(xí)慣、興趣、動(dòng)機(jī)等原因，其文化課成績(jī)均相對(duì)較低。

(二)認(rèn)知因素對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響

已有研究表明，學(xué)習(xí)者的時(shí)間管理策略、信息素養(yǎng)策略、自我調(diào)節(jié)策略顯著影響混合學(xué)習(xí)效果，本研究卻發(fā)現(xiàn)上述學(xué)習(xí)策略并沒(méi)有顯著影響混合學(xué)習(xí)效果。原因可能是：1)本研究將學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響看成一個(gè)整體，關(guān)注整體、部分、環(huán)境的相互聯(lián)系、制約和依賴關(guān)系。學(xué)習(xí)者特征模型由“人口學(xué)特征、知、情、意、行”組成，具有不同于各要素作用簡(jiǎn)單相加的新的作用。以往研究大多單獨(dú)考慮這些因素對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響，沒(méi)有將學(xué)習(xí)策略作為整體變量，也沒(méi)有將這些學(xué)習(xí)策略置身于系統(tǒng)的學(xué)習(xí)者特征中。2)本研究將時(shí)間管理策略歸在資源管理策略中，發(fā)現(xiàn)資源管理策略并沒(méi)有顯著影響學(xué)習(xí)效果。這與以往研究結(jié)論(Selim，2007；McDonald，2014；Hejazifar，2012)不一致，原因可能是以往研究與本研究的混合學(xué)習(xí)環(huán)境和學(xué)習(xí)任務(wù)的差異。學(xué)習(xí)策略將隨任務(wù)的不同而變化(R.賴丁等，2003)，不同學(xué)習(xí)策略對(duì)應(yīng)不同類型的任務(wù)?；旌蠈W(xué)習(xí)環(huán)境的變化會(huì)影響學(xué)習(xí)者特征對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響。以往混合學(xué)習(xí)研究中，線上學(xué)習(xí)是全自主的學(xué)習(xí)方式，對(duì)學(xué)習(xí)者的時(shí)間管理策略要求較高。本研究的混合學(xué)習(xí)是半自主的學(xué)習(xí)方式，線下課堂每?jī)芍芤粋€(gè)專題，每個(gè)專題有四次不同時(shí)間的相同講座，學(xué)習(xí)者可選擇任意一次參加；線上學(xué)習(xí)均是半自主的時(shí)間安排，每周發(fā)布新的主題或作業(yè)，并規(guī)定了學(xué)習(xí)截止時(shí)間。這樣教師就給學(xué)習(xí)者規(guī)劃好了半自主的時(shí)間管理策略，學(xué)習(xí)者只要半自主地進(jìn)行時(shí)間管理就可以。學(xué)習(xí)者畫像也表明，半自主學(xué)習(xí)方式對(duì)拖延學(xué)習(xí)者、被動(dòng)學(xué)習(xí)者等具有良好的外部監(jiān)控和調(diào)節(jié)作用。3)本研究結(jié)果顯示，自我調(diào)節(jié)策略對(duì)學(xué)習(xí)效果沒(méi)有顯著影響，與已有研究結(jié)論不一致(Van Laer & Elen，2017；Lin et al.，2016；Tsai & Shen，2009)。但質(zhì)性分析結(jié)果表明，自我調(diào)節(jié)策略通過(guò)學(xué)習(xí)者的元認(rèn)知能力中的元認(rèn)知監(jiān)控影響學(xué)習(xí)效果。4)本研究結(jié)果顯示，信息素養(yǎng)策略對(duì)混合學(xué)習(xí)沒(méi)有顯著影響，與邦克等(Bonk & Graham,2012)的研究結(jié)論不一致，原因可能是學(xué)習(xí)者的信息素養(yǎng)已經(jīng)有了較大提升。本研究發(fā)現(xiàn)，混合學(xué)習(xí)中，學(xué)習(xí)者采用了較適合的學(xué)習(xí)策略，信息素養(yǎng)策略表現(xiàn)最好；本研究通過(guò)訪談和觀察也發(fā)現(xiàn)，信息素養(yǎng)策略是混合學(xué)習(xí)中非常重要的學(xué)習(xí)策略之一，雖然學(xué)習(xí)者的信息素養(yǎng)有差異，但基本能滿足混合學(xué)習(xí)需求。

元認(rèn)知對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響。元認(rèn)知監(jiān)控和元認(rèn)知體驗(yàn)共同正向影響學(xué)習(xí)效果，這與已有研究結(jié)論(Launer et al.，2011；Ramirez-Arellano et al.，2019)一致，且本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)元認(rèn)知對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的顯著影響主要由其二級(jí)指標(biāo)元認(rèn)知監(jiān)控引起。

學(xué)習(xí)風(fēng)格信息加工維度影響學(xué)習(xí)效果，活躍型學(xué)習(xí)者顯著高于沉思型學(xué)習(xí)者；學(xué)習(xí)風(fēng)格感知、學(xué)習(xí)風(fēng)格輸入、學(xué)習(xí)風(fēng)格理解等維度對(duì)學(xué)習(xí)效果均無(wú)顯著影響。這一研究結(jié)論很大程度上支持柯施納(Kirschner，2017)對(duì)學(xué)習(xí)風(fēng)格的抨擊——“請(qǐng)停止學(xué)習(xí)風(fēng)格神話”，學(xué)習(xí)風(fēng)格并沒(méi)有影響學(xué)習(xí)效果。但本研究發(fā)現(xiàn)活躍型學(xué)習(xí)者與沉思型學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)效果的差異，這一定程度沒(méi)有否定學(xué)習(xí)風(fēng)格對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響。

空間定位感在認(rèn)知模型、情感模型、意志模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，在行為模型中無(wú)顯著影響。以往較少有研究探究空間定位感對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響，本研究則將空間定位感引入學(xué)習(xí)者特征對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的關(guān)鍵變量，且發(fā)現(xiàn)了有意義的研究結(jié)論。

(三)情感因素對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響

學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，認(rèn)知態(tài)度與情感態(tài)度共同顯著正向影響學(xué)習(xí)效果。學(xué)習(xí)態(tài)度對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響研究較少，本研究特地將其引入混合學(xué)習(xí)者特征的關(guān)鍵變量，發(fā)現(xiàn)其對(duì)學(xué)習(xí)效果的重要影響?？梢?jiàn)，學(xué)習(xí)態(tài)度是影響高?；旌鲜浇虒W(xué)質(zhì)量的因素之一(解筱杉，2012；Hadad,2007)。

學(xué)習(xí)焦慮在情感模型中對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，在意志模型、行為模型中對(duì)總學(xué)習(xí)效果無(wú)顯著影響。以往混合學(xué)習(xí)研究較少探索學(xué)習(xí)焦慮對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響，考慮到混合學(xué)習(xí)線上學(xué)習(xí)的特點(diǎn)，本研究將學(xué)習(xí)焦慮引入影響混合學(xué)習(xí)效果的因素中，并發(fā)現(xiàn)了與網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)焦慮一致的研究結(jié)論，即學(xué)習(xí)焦慮會(huì)影響網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)(McDarland et al.，2006)。本研究通過(guò)觀察和訪談也得出同樣的結(jié)論，當(dāng)網(wǎng)絡(luò)延時(shí)或搜索不到想要的信息時(shí)，學(xué)習(xí)者會(huì)表現(xiàn)出較強(qiáng)的學(xué)習(xí)焦慮，并影響學(xué)習(xí)效果。

(四)意志因素對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響

學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，認(rèn)知內(nèi)驅(qū)力和附屬內(nèi)驅(qū)力共同顯著正向影響學(xué)習(xí)效果。這一結(jié)論與以往研究結(jié)論一致，如拉米雷斯·阿雷利亞諾等(2019)、勞拉等(2019)均發(fā)現(xiàn)在混合學(xué)習(xí)中，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)影響學(xué)習(xí)效果。但這些研究沒(méi)有探討學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)的分維度(認(rèn)知內(nèi)驅(qū)力、自我提高內(nèi)驅(qū)力、附屬內(nèi)驅(qū)力)如何具體影響學(xué)習(xí)效果。本研究的結(jié)論更加具體，對(duì)加強(qiáng)混合學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)更有實(shí)際指導(dǎo)意義。

自我效能感對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，自我效能感中的一般自我效能感與特殊自我效能感共同顯著正向影響學(xué)習(xí)效果，這與已有研究結(jié)論(McDonald，2014；Hejazifar，2012)一致。

(五)行為因素對(duì)混合學(xué)習(xí)效果的影響

學(xué)習(xí)行為對(duì)學(xué)習(xí)效果有顯著正向影響，行為參與、行為專注、行為互動(dòng)、靈活性共同顯著正向影響學(xué)習(xí)效果。這一結(jié)論與以往研究結(jié)論(Kent et al.，2016； Ekwunife-Orakwue & Feng，2014)一致。以往研究主要從行為參與、行為互動(dòng)的維度探究學(xué)習(xí)行為對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響，本研究引入行為堅(jiān)持和行為專注、靈活性，且發(fā)現(xiàn)行為堅(jiān)持和行為專注、靈活性是影響學(xué)習(xí)效果的重要因素。

本研究存在下列不足：首先，研究結(jié)論有待進(jìn)一步驗(yàn)證，研究對(duì)象僅是某大學(xué)參加現(xiàn)代教育技術(shù)課程混合學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者，后續(xù)研究可擴(kuò)大研究對(duì)象范圍，對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行驗(yàn)證與完善；其次，研究數(shù)據(jù)有待挖掘，現(xiàn)代教育技術(shù)課程的技術(shù)后臺(tái)有大量的學(xué)習(xí)者行為數(shù)據(jù)，本研究團(tuán)隊(duì)已經(jīng)開(kāi)展了基于數(shù)據(jù)挖掘方法的行為特征研究(傅鋼善，2014；王改花，2018a，2019)，未來(lái)可以開(kāi)展學(xué)習(xí)者特征與后臺(tái)行為數(shù)據(jù)的關(guān)聯(lián)研究。