我國高校在線教學成效如何？
——基于對21萬本科生的調(diào)查

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）

一、問題提出

近二十年來，以開放課件、翻轉(zhuǎn)課堂、慕課、小規(guī)模限制性在線課程（SPOC）為代表的新型在線教學模式蓬勃興起，持續(xù)推動各國高校加速在線教學發(fā)展進程。我國高校在線教學取得長足發(fā)展的同時，在線教學成效的質(zhì)疑也不斷涌現(xiàn)，如“學生在線學習體驗欠佳、教學滿意度不高、教學質(zhì)量堪憂”等（覃紅霞等，2020）。美國、澳大利亞、土耳其、南非等國家的在線教學也面臨著學生自主學習能力不足、存在數(shù)字鴻溝、教師信息素養(yǎng)不足、教學效率不高、學生學習體驗不佳等問題（EDUCAUSE，2021），折射出學界對大規(guī)模在線教學運行規(guī)律及成效機理的深度研究缺位。在線教學成效的影響機理與線下教育有何異同？我國高校在線教學的整體成效如何？背后的深層動因又是什么？這些都是迫切需要回答的現(xiàn)實問題。本研究基于全國334所高校、212907名學生的在線教學調(diào)研數(shù)據(jù)，構建在線教學成效影響機理模型，分析當前高校在線教學成效，提出提升成效、推進改革的路徑建議。

二、文獻綜述與分析框架

（一）文獻綜述

在線教學理論有三種：行為主義學習理論、認知主義學習理論和社會建構主義學習理論，它們在解釋在線教學的建構、實施和評價中發(fā)揮著積極作用。不同的理論衍生不同的在線教學成效評估維度，如雷莫斯（Remmers，1930）從課程設置、教師教學、師生關系等方面探討教學成效的影響因素；馬什（Marsh ，1991）認為教學技能、師生關系、課程結構與組織、作業(yè)量等是影響教學成效的主要因素；森特拉（John A Centra，1993）認為影響教學成效的因素包括教學組織、師生交流、教學技巧；克里奇（Kolitch，1999）等提出課程組織、行為管理、學生成績評定和師生關系等四個維度影響教學成效。米歇爾等（Michele et al.，2011）發(fā)現(xiàn)教師的教學風格、課堂教學內(nèi)容和方式、教師的有效反饋、教學條件等因素會影響教學成效。由于社會建構主義對在線教學的適用性得到多方論證（樊改霞，2022），本研究傾向于以社會建構主義學習理論為基礎，將在線教學成效視為教師的教學行為、學生的學習投入、師生間的交流互動以及教學設施條件等維度共同作用的結果。

1991年，德國學者林德曼（Rindermann，2001）基于多維教學質(zhì)量觀（見圖1）理論，開發(fā)了海德堡教學評估量表，量表的Cronbach's alpha系數(shù)是0.8，信度良好（Muto，1992）。林德曼認為教學成效受學生、教師、教學條件等因素影響，學生、教師和教學條件各自又包含諸多因素且相互影響，因此對教學的認識和評價不應是單一而是多維的，如此方可“全面地理解教學”。1997年，林德曼修訂完善了海德堡教學評估量表，提出著名的教學成效評價公式：教學成效=教師+學生+外部條件+互動條件（黃福濤，1997）。隨著“博洛尼亞進程”的啟動，海德堡教學評估量表得到廣泛使用（Rindermann，1999）。本研究根據(jù)林德曼多維教學質(zhì)量觀，構建在線教學成效影響機理的基本框架。

圖1 林德曼多維教學質(zhì)量觀

在線教學成效的測量指標，可以依據(jù)學習理論和教學理論分層設置。從學生學習的視角看，學習動機是學生參與在線教學、開展在線學習的重要驅(qū)動力，直接影響學習成效（Young-Ju et al.，2000）。在開放的網(wǎng)絡教學系統(tǒng)，學生的個性化特征更突出，其學習行為對在線教學成效的影響更直接（Hill et al.，1997）；學生學習主動性、學習能力、學習投入能正向預測在線教學成效（Kintu, 2017）。從教師教學方面看，教師作為在線教學活動的組織者，其教學設計、教學方法和教學態(tài)度直接影響在線教學成效（Artino，2012）。在線教學離不開教學環(huán)境的支持，在線教學平臺的性能（穩(wěn)定性、流暢度、易用性等）、在線教學環(huán)境、學校對在線教學的支持等都會影響在線教學成效（Phan et al.，2017；李瑩瑩等，2020）。還有研究指出，教學交互是在線教學最重要、最突出的問題（王志軍等，2015），是影響在線教學效果的關鍵因素之一（Zhao et.al.，2005）?？偟膩碚f，大量研究認為，影響在線教學成效的關鍵因素是學生學習、教師教學、教學條件和教學交互（Sun et al.，2016）。

影響在線教學成效的四個關鍵因素中，特別值得關注、也特別容易引起爭議的因素無疑是“教學交互”。西蒙斯（Siemens）針對在線教學的新特征提出“聯(lián)通主義”概念（王佑鎂等，2006），認為教學活動是連接知識節(jié)點和信息源的進程，其關鍵是分享和交互，而非灌輸和儲存。因此，教學交互的程度和效度，被認為是衡量在線教學成效的重要指標（Moore et al.，1989；Arbaugh，2008；Arthur et al.，2008 ；Bettinger et al.，2016）。 基 于 聯(lián)通 主 義 的“教學交互”蘊含更多“關系中學”（learning by relationships）和“分布式認知”（distributed cognition）的變革，是對傳統(tǒng)建構學習理論的突破。這種教學交互至少具有三種核心類型：教師與學生、學生與學生、學生與課程內(nèi)容（Woo et al.，2007；Blasco et al.，2013）。其中，教師與學生的互動有助于激發(fā)學生學習積極性、促進學生深度理解課程內(nèi)容，生生互動可以幫助學生減少負面情緒，提高教學參與度（王思遙，2021；覃紅霞等，2021），學生與課程內(nèi)容的互動有助于激發(fā)學生的學習熱情，增加學習投入，進而實現(xiàn)預期的學習成果（Kumar et al.，2021；Baber，2021）。值得注意的是，有學者提出，教學交互對在線教學成效產(chǎn)生直接影響，同時也承擔著中介作用（劉威童等，2022）。

（二）分析框架

本研究以林德曼的多維教學質(zhì)量觀為理論基礎，結合教學交互對在線教學的重要作用，構建在線學習成效影響機理假設模型（見圖2）。

圖2 在線教學成效影響機理假設模型

其中，“學生學習”指學生在線學習能力、習慣和投入等的綜合表現(xiàn)，對應多維教學質(zhì)量觀的變量“學生”；“技術支持”指學校、在線教學平臺、網(wǎng)絡供應商等對在線教學的保障，對應多維教學質(zhì)量觀的變量“教學條件”；“教師教學”指教師在線教學投入、教學設計、課堂教學等方面的綜合表現(xiàn)，對應多維教學質(zhì)量觀的變量“教師”；教學成效指學生對在線教學“教”和“學”效果的評價，對應多維教學質(zhì)量觀的變量“教學成效”；教學交互指在線教學參與者、教育資源之間的相互交流與相互作用，是本研究根據(jù)聯(lián)通主義理論，針對在線教學而增設的變量。

本研究提出以下三個假設：

H1：學生學習、技術支持、教師教學均正向影響教學交互；

H2：教學交互在學生學習、技術支持、教師教學三者與教學成效之間存在中介效應；

H3：教學交互正向影響教學成效。

三、研究設計與方法

（一）研究數(shù)據(jù)

本研究數(shù)據(jù)來自廈門大學教師發(fā)展中心開展的“全國高校在線教學情況調(diào)查”，該調(diào)查采取非概率抽樣方式，于2020年4-6月在全國高校發(fā)放，共收集到全國334所高校、256504名學生的在線教學評價數(shù)據(jù)。本研究從中選取本科生數(shù)據(jù)，內(nèi)容包括基本信息、在線教學環(huán)境及支持、線上學習體驗和對在線教學的改進意見等四部分。選取的本科生數(shù)據(jù)共237800組，剔除未開展在線教學、含有缺失值和不規(guī)范值的數(shù)據(jù)條目，最終獲得212907組有效數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)分布見表一。

表一 調(diào)查樣本分布（N=212907）

（二）變量選擇

根據(jù)假設模型的基本框架，本研究從樣本數(shù)據(jù)中提取了與在線教學成效相關的25個題項，整合成五個量表（見表二）。

表二 變量的定義與描述

教學成效（F5）是被解釋變量，其它潛變量（F1-F4）是本研究的解釋變量。量表采用李克特五點量表計分（1=非常不好，2=不好，3=一般，4=好，5=非常好），分值越高表示學生對該觀測變量的正向感知度越高，每個題項的理論中值為3分。

（三）研究方法

本研究用 SPSS 25.0 軟件和 AMOS 24.0 軟件檢驗數(shù)據(jù)的信效度和共同方法偏差；再運用 SPSS 25.0 軟件對變量數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計和相關性分析；其后運用 AMOS 24.0 和極大似然法擬合、修正和優(yōu)化假設模型，構建在線教學成效影響機理最終模型；最后用Bootstrap分析檢驗教學交互的中介效應，運用“鏈式法則”研究教學成效影響機理。

四、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

本研究采用的數(shù)據(jù)來自網(wǎng)絡調(diào)查，為主觀自我報告數(shù)據(jù)，可能存在共同方法偏差。因此，研究者分析數(shù)據(jù)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 SPSS 25.0 軟件進行探索性因子分析（未旋轉(zhuǎn)），得到第一個主成分載荷量 為27.89%，沒有達到40%的標準（湯丹丹等，2020）；再利用AMOS24.0軟件進行驗證性因子分析，設定公因子數(shù)為1，擬合模型，發(fā)現(xiàn)模型擬合指標達到共同方法偏差的檢驗要求標準（溫忠麟等，2004）（擬合指標：χ2/df=9315.2，RMSEA=0.259，TLI=0.654，CFI=0.699，SRMR=0.087），表明數(shù)據(jù)不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）數(shù)據(jù)描述與檢驗

1.描述統(tǒng)計和信效度檢驗。為確保研究數(shù)據(jù)的可靠性和有效性，本研究運用 SPSS25.0 軟件和Amos24.0對5個潛變量和14個觀測變量進行描述統(tǒng)計和信效度檢驗（見表三）。

表三 變量信效度檢驗結果

信效度結果顯示，5個潛變量的內(nèi)部一致性Cronbach's alpha系數(shù)均大于0.8，驗證性因子分析的擬合指標在適配值范圍內(nèi)，表明樣本數(shù)據(jù)和因子信效度良好。

描述性統(tǒng)計結果顯示，學生學習（F1）的得分均值只有2.75，低于理論中值3分，表明學生對在線學習的表現(xiàn)評價偏負面，自主學習能力較弱，學習的主動性、自覺性和學習投入不足；技術支持（F2）得分（M=3.41）高于理論中值，偏正面，表明學生對在線教學的硬件、平臺、政策等給予肯定；教師教學（F3）得分（M=2.75）低于理論中值，偏負面，表明學生認為教師在線教學投入不足，教學設計、教學方法運用不夠恰當，教學組織不盡人意；教學交互（F4）得分（M=3.69）高于理論中值，表明學生對在線教學交互的評價偏正面，能利用在線教學的優(yōu)勢進行內(nèi)容交互、師生交互和生生交互。根據(jù)林德曼的教學成效評價公式（教學成效=教師+學生+外部條件+互動條件），可以判斷我國高校在線教學成效不佳。事實上，教學成效（F5）的得分（M=3.32）僅比理論中值高10%，表明學生對在線教學成效的評價不高，在線教學質(zhì)量有待提高。

2.相關分析。為進一步分析在線教學部分觀測變量成效不佳的原因，本研究運用SPSS25.0軟件對觀測變量進行相關分析，結果見表四。

表四 觀測變量相關系數(shù)矩陣

從表四可以發(fā)現(xiàn)，學生學習（F1）、技術支持（F2）、教師教學（F3）三個潛在自變量之間呈顯著正相關（p＜0.001）；學生學習（F1）、技術支持（F2）、教師教學（F3）三個潛在自變量與中介變量教學交互（F4）、潛在因變量教學成效（F5）之間呈顯著的正向弱相關（p＜0.001）；中介變量教學交互（F4）與潛在因變量教學成效（F5）之間呈顯著的正相關（p＜0.001）。

（三）模型優(yōu)化與構建

在信效度檢驗和相關分析的基礎上，本研究利用AMOS24.0軟件對圖2模型進行擬合，判斷潛變量與觀測變量的因果關系是否顯著。

1.模型修正與優(yōu)化

本研究利用AMOS24.0軟件對假設模型（見圖2）進行擬合和優(yōu)化。

1）對假設模型擬合發(fā)現(xiàn)，路徑[F2→F5]不顯著（p=0.637），[F1→F5]、[F3→F5]路徑系數(shù)太小（0.02和0.01），不符合擬合要求（一般要大于0.10）。因此，這三條路徑都予以刪除。

2）進一步擬合的結果表明，路徑[e2←e3]、[e4←e5]、[e5←e6]等殘差路徑的修正指數(shù)達到修正要求。結合學習習慣（F12）與學習投入（F13）、教學硬件（F21）與教學平臺（F22）、教學平臺（F22）與網(wǎng)絡條件（F23）之間的理論聯(lián)系，本研究再次對模型進行修正，增加[e2←e3]、[e4←e5]、[e5←e6]等殘差路徑。

3）再次重新擬合的結果顯示，各條路徑均具有顯著性（p＜0.001）。除卡方自由度比受樣本數(shù)據(jù)量超大的影響外，其余擬合指標均在適配值范圍內(nèi)（χ2/df=137.54，RMSEA=0.08，TLI=0.947，CFI=0.961，SRMR=0.036），且決定系數(shù) R2=0.85（表示模型能夠解釋在線學習成效85%的變異量），表明模型擬合良好（Byrne，2001）。至此本研究完成模型優(yōu)化，得到最終的標準模型（見圖3）。

圖3 在線教學成效影響機理標準模型

從標準模型可見，學生學習（F1）、技術支持（F2）、教師教學（F3）等三個潛變量需要通過教學交互（F4）影響被解釋變量教學成效（F5），由此推斷教學交互（F4）起了“橋梁”的中介效應。

2.中介效應檢驗

結構方程模型中，反映影響作用的是“效應”，包括：總效應（Total Effects,TE）、直接效應（Direct Effects,DE）和間接效應（Indirect Effects,IE）。若中介效應成立，則三種效應滿足“鏈式法則”（覃紅霞等，2022）：

為了證實教學交互（F4）的中介效應，本研究運用AMOS24.0做Bootstrap分析（抽樣次數(shù)設定為5000次），分析結果見表五。

表五 Bootstrap 分析結果

從表五可知，本研究構建的最終標準模型在路徑[F1→F4→F5]（即學生學習→教學交互→教學成效）、[F2→F4→F5]（即教師教學→教學交互→教學成效）和[F3→F4→F5]（即技術支持→教學交互→教學成效）上的效應都滿足：“鏈式法則”、p值顯著和置信區(qū)間都含0，其中[F2→F4→F5]路徑的中介作用最顯著（0.830），表明教學交互（F4）在潛變量學生學習（F1）、技術支持（F2）、教師教學（F3）與被解釋變量教學成效（F5）之間存在顯著的中介效應，本研究假設H2得到證實。同時，本研究還發(fā)現(xiàn)，該中介效應是完全中介效應，表明教學交互對在線教學成效起著決定性作用。

（四）模型應用與分析

由于教學交互的中介效應已得到證實，本研究利用“鏈式法則”測算教學成效各影響因素的效應（即影響作用）（見表六）。

表六 最終模型的路徑系數(shù)與教學成效各影響因素效應

從表六可知，1）技術支持對教學成效有顯著的正向作用（0.830）。我國高校開展的大規(guī)模在線教學有很強的應急性，教學硬件、教學平臺等方面準備不足、保障有限（鄔大光等，2020；覃紅霞等，2020），但學生對學校、教學平臺等給予肯定，認為技術支持對在線教學成效的影響大于教師教學（0.637）和學生學習（0.349），是最重要的潛在自變量。

2）學生學習和教師教學對教學成效有顯著的正向作用，但教師教學（0.637）的影響作用是學生學習（0.349）的1.83倍，表明學生認可教師在線教學工作，但學生面對在線教學未能及時調(diào)整狀態(tài)。本研究還發(fā)現(xiàn)，學生在線學習表現(xiàn)乏力的主要因素是沒有養(yǎng)成良好的學習習慣（0.282）、專注力較差、自主學習能力弱，這與已有研究發(fā)現(xiàn)相似（Cho et al.，2013；喬偉峰等，2021）。這表明，面對大規(guī)模在線教學，學生的思想準備和行動自覺沒有達到在線教學要求，這是值得關注的問題。本研究假設H1得到部分驗證。

3）教學交互（0.921）是影響教學成效的最關鍵因素。學生認為在線教學的關鍵是加強教學交互，增強師生交互、生生交互。如杜威指出的，“交互在整個教學過程中具有重要的作用”（Dewey，1916），在線教學同樣如此。本研究假設H3得到驗證。教學交互的三種類型中，效應由大到小分別是師生交互（0.843）＞生生交互（0.765）＞內(nèi)容交互（0.673）。這說明，教學交互的關鍵是師生交互。師生是教育教學的絕對主體，“真正影響教育品質(zhì)的事情發(fā)生在師生互動的教學情景中”（Bok，2006）。

五、研究結論與建議

（一）研究結論

1.我國高校在線教學整體成效不盡理想，但硬性教學條件受到好評。

統(tǒng)計結果顯示，教學成效（F5）的整體評價（M=3.32）僅比理論中值高10%，低于以相近調(diào)研題項測量的線下教學成效（M=3.52）（王晶心等，2018），與相關研究結論相似（樂傳永等，2020）。學生學習（F1）和教師教學（F2）等“軟性學習環(huán)境”指標得分不高，可能是導致教學成效評價低的主要成因。不過，以技術支持（F2）為代表的“硬性”環(huán)境觀測變量得分（M=3.41）高于整體成效評價。一般而言，相比于硬性教學條件，學生自我學習管理能力及教師信息化教學勝任力等軟性教學條件的優(yōu)化有一定滯后性，這種滯后性在在線教學中更顯著。師生在線教學“面臨更多的挑戰(zhàn)”（Kebritchi et al.，2017），需要予以更多關切。

2.在線教學成效的影響機理與線下教學差異較大。

本研究建構的在線教學成效影響機理模型，再次印證了傳統(tǒng)學習理論對在線教學的“范式適用”。模型分析結果表明，在線教學成效的影響機理與線下教學差異極大，突出表現(xiàn)在：學生學習（F1）、技術支持（F2）與教學成效（F5）之間呈顯著正向相關（p＜0.001），但如放置于以教學交互為中介變量的在線教學成效影響機理模型中，學生學習（F1）、技術支持（F2）、教師教學（F3）三者與教學成效（F5）的直接效應卻明顯減弱。換言之，在線教學交互產(chǎn)生了如“虹吸效應”的完全中介作用。相關研究顯示，線下教學的教學互動僅具有部分中介作用（郭建鵬等，2020），兩者相比差異明顯。

3.學生對教師教學有更高的期待和路徑依賴。

一般認為，在線教學能更好地促進學生的自主學習和自我管理（鄔大光，2020），因為在線教學的特點是能讓學生更多地實現(xiàn)“個性化學習”（胡小平等，2020）。但本研究發(fā)現(xiàn)，在線教學的“教與學”依然深受傳統(tǒng)課堂教育文化的影響，大部分學生未能建構起獨立的自學體系；反映教師授課情況的教學效果（F51）評價得分（M=3.59），明顯高于反映學生自學情況的學習效果（F52）得分（M=3.05）；教師教學（F3）的路徑系數(shù)（0.692）和效應值（0.637）遠高于學生學習（F1）的表現(xiàn)（0.379和 0.349）；教學交互（F4）的觀測指標中，師生交互（F42）的路徑系數(shù)（0.915）和效應值（0.843）亦高于生生交互（F43）的表現(xiàn)（0.831和0.765），折射出學生對教師教學具有較強的路徑依賴，以及對教師教學組織、教學態(tài)度和教學設計更高的期待。

（二）主要建議

1.提升在線教學成效的必然方向：科技創(chuàng)新和教育變革的歷史邏輯。

長期以來,在線教學被視為傳統(tǒng)教學模式之下的次級（inferior），是傳統(tǒng)教學模式的補充而非獨立個體（Buck，2001）。要提升在線教學成效，不能固步自封自我限制，而要將在線教學放在高等教育與外部經(jīng)濟的雙向聯(lián)動、在線教學與線下教學的雙軌交互層面，做好頂層設計與規(guī)范管理，充分認識在線教學在構建終身學習體系和全民學習型社會、加速優(yōu)質(zhì)教育供給側(cè)改革的重要價值和特殊使命，努力形成一整套包括理念技術、方式方法、考核評價等在內(nèi)的在線教學“中國范式”。

具體而言，一方面要順應信息技術發(fā)展。我國已建成在學人數(shù)達4430萬的世界最大規(guī)模高等教育體系，擁有應用規(guī)模和數(shù)量均為世界第一的在線教育體系（教育部，2022），同時擁有多項世界領先的信息科技尖端技術，兩者的“強強聯(lián)合”是歷史發(fā)展的必然趨勢。另一方面要推動教育體制改革和機制創(chuàng)新，大幅提升在線教育的硬性教學條件和技術支持水平，促進現(xiàn)代信息技術與教學課程內(nèi)容的深度融合，擴大優(yōu)質(zhì)在線教學資源的有效供給，構建促進教學成效提升的政策規(guī)制體系，形成具備世界水平、中國特色的在線教學管理服務格局。

2.提升在線教學成效的應然模式：主導作用和主體地位的理論邏輯。

終身教育時代將更加個性化、多元化，教育的核心旨意從傳授知識、培訓技能轉(zhuǎn)向幫助學生“學會如何學習”。在線教學推動了這一教育變革進程。隨著移動學習的興起，在線教學的服務能級和服務半徑不斷擴大，有效地促進了終身教育及自我教育體系的構建。在線教學要積極促成教學理念的轉(zhuǎn)變和優(yōu)化，突出學生在教與學中的主體地位，始終以“學的行為”和“學的效果”作為出發(fā)點和落腳點，激發(fā)學生的學習動機和內(nèi)生動力；積極推進課程項目完善化、技術培訓深入化、教學設計專業(yè)化；加強教學平臺服務支撐，持續(xù)推進學生自主學習方式的變革。

在線教學有其自身的教育規(guī)律和特殊價值，過多沿用線下教學模式以規(guī)限、斧正在線教學，忽視對在線教學自身的模式凝練和架構創(chuàng)新，容易導致在線教學自身的“功能性貧血”。依據(jù)已有研究，本研究提出了提升在線教學成效的應然模式（見圖4）：首先，教師向?qū)W生推送在線教學資源，供學生自主選擇，做到“內(nèi)容交互”；其次，學生從被動學習轉(zhuǎn)向主動學習，以小組合作學習推動“生生交互”；最后，教師依據(jù)大數(shù)據(jù)分析，掌握、評估學生學習行為，并通過課前輔導、在線授課和課后拓展為學生提供信息反饋，師生合作實現(xiàn)高質(zhì)量的“師生交互”。

圖4 在線教學應然模式

3.提升在線教學成效的實然道路：教學交互與技術適配的實踐邏輯。

技術改變了人與人互動的方式。在線教學成為知識傳授、情感互動、文化傳承、精神共鳴的媒介，拓展了傳統(tǒng)教學的意義與價值蘊含。為預防道德退化、人際疏離、社會失范等社會危機，強化教學交互是滿足學生個性化需求、促進學生社會化、實現(xiàn)學生高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。倘若對在線教學的理解仍然停留在上傳統(tǒng)的課程大綱、參考資料等表層階段，僅考慮教學內(nèi)容的單向輸送，忽視情感交流與歸屬的作用，容易導致師生交流閉塞、互動不強，進而制約教學交互成效的提高，影響在線教學質(zhì)量。

因此，教育管理者需要促進師生深層次領會在線教學的內(nèi)涵，樹立新的教學交互觀念；充分發(fā)揮教師的主導作用，加強教學共同體建設，鼓勵教師組織在線話題討論活動、參與在線教學技術開發(fā)及知識培訓；鼓勵師生設立合作學習小組，增進師生、生生間的交流，構建多元的在線學習共同體；強化教學交互，營造主動學習、互助互學、共同進步的在線教學氛圍；鼓勵師生開展“操作交互→信息交互→概念交互”（陳麗，2004），從多維度入手全面提高在線教學成效。