李 鵬

（惠州學(xué)院 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣東 惠州 516007）

信息技術(shù)應(yīng)用能力尤其是應(yīng)用于教學(xué)的能力已成為信息時代教師的必備能力.教育部辦公廳2016年2月印發(fā)的《2016年教育信息化工作要點(diǎn)》指出：“把教師信息技術(shù)應(yīng)用能力納入到師范生培養(yǎng)和教師、校長的考核評價體系”［1］.2017年10月教育部印發(fā)的《普通高等學(xué)校師范類專業(yè)認(rèn)證實(shí)施辦法（暫行）》中的專業(yè)認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn)也提出了信息技術(shù)方面的培養(yǎng)要求.如《中學(xué)教育專業(yè)認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn)（第二級）》要求師范生能夠“運(yùn)用教學(xué)知識和信息技術(shù)，進(jìn)行教學(xué)設(shè)計(jì)、實(shí)施和評價”；師范專業(yè)的“信息化教育設(shè)施能夠適應(yīng)師范生信息素養(yǎng)的培養(yǎng)要求”［2］.《教育信息化2.0行動計(jì)劃》也要求“加強(qiáng)師范生信息素養(yǎng)培育和信息化教學(xué)能力培養(yǎng)”［3］.可見，提升師范生的信息素養(yǎng)是新時代持續(xù)推進(jìn)建設(shè)高素質(zhì)教師隊(duì)伍的重要舉措.

幫助師范生掌握有效運(yùn)用信息技術(shù)的方式方法，加強(qiáng)信息技術(shù)素養(yǎng)的培養(yǎng)，奠定職后使用信息技術(shù)進(jìn)行教學(xué)的基礎(chǔ)，應(yīng)屬師范生培養(yǎng)的應(yīng)有之義.已有研究表明，信息技術(shù)在教學(xué)和學(xué)習(xí)方面的應(yīng)用行為受使用意愿的正向影響［4-6］.此外，教師對信息技術(shù)的使用意愿并不是進(jìn)入工作崗位后自動產(chǎn)生，在作為師范生進(jìn)行理論學(xué)習(xí)和教育見習(xí)、實(shí)習(xí)等實(shí)踐學(xué)習(xí)時可能已經(jīng)萌發(fā)了應(yīng)用信息技術(shù)于教學(xué)活動的意愿.師范生的教育信息技術(shù)使用意愿對信息素養(yǎng)的養(yǎng)成具有重要而直接的影響，探尋從哪些方面以及如何促進(jìn)師范生信息技術(shù)使用意愿的持續(xù)發(fā)展成為需要深入考量的問題.哪些因素會影響師范生當(dāng)前和未來使用信息技術(shù)設(shè)計(jì)教學(xué)的意愿？這些因素之間的復(fù)合關(guān)系如何？厘清諸如此類的問題對師范生專業(yè)發(fā)展，師范專業(yè)人才培養(yǎng)質(zhì)量提升和教育信息化建設(shè)的持續(xù)實(shí)施均具有重要的現(xiàn)實(shí)意義.

目前，國內(nèi)相關(guān)研究主要注重對在職教師信息技術(shù)應(yīng)用現(xiàn)狀的分析研討，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)方法建立模型開展的量化研究較為匱乏，對師范生教育信息技術(shù)使用意愿的研究尤為少見.本文在梳理已有理論和實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，基于技術(shù)接受與使用整合模型（Unified Theory of Acceptance and Use of Technology，UTAUT）［7］，采用定量研究的方法進(jìn)行模型建構(gòu)，深入分析影響師范生教育信息技術(shù)使用意愿的多個維度及其復(fù)合關(guān)系，為促進(jìn)其增強(qiáng)信息技術(shù)使用意愿、發(fā)展信息素養(yǎng)，進(jìn)而提高師范生培養(yǎng)質(zhì)量提供理論支持和實(shí)證依據(jù).

1 概念界定和研究假設(shè)

為了解釋信息系統(tǒng)使用率偏低的問題，Davis創(chuàng)建了技術(shù)接受模型（Technology Acceptance Model，TAM），其中的因變量是行為意圖，核心自變量主要有：感知有用性、感知易用性、使用態(tài)度，及相關(guān)外部變量.其中，感知有用性指的是個體對使用某種信息技術(shù)能夠提高其工作效益的確信程度；感知易用性是個體對使用一個系統(tǒng)將要付出努力程度的主觀感知［8］.在TAM中，二者的關(guān)系表現(xiàn)為：感知易用性對感知有用性具有顯著正向影響；使用態(tài)度主要扮演二者影響行為意圖的中介變量.對預(yù)測信息技術(shù)接受度而言，TAM已得到較豐富的研究證實(shí).

隨著時代發(fā)展和研究的不斷深入，TAM也處于不斷擴(kuò)展中，如UTAUT［7］等模型的提出.UTAUT在整合已有相關(guān)理論模型和基本變量的基礎(chǔ)上，聚焦于四個核心維度：績效預(yù)期、努力預(yù)期、社群影響和便利條件，研究對信息技術(shù)使用者的行為意圖、應(yīng)用行為等維度的影響.UTAUT在信息技術(shù)接受、使用領(lǐng)域的適配度較強(qiáng)［9］，在信息技術(shù)接受的研究中有著非常好的解釋度［10］.下面結(jié)合已有研究對UTAUT的核心變量進(jìn)行回顧并作適于本研究的界定.

1.1 績效預(yù)期和努力預(yù)期

績效預(yù)期和努力預(yù)期在文［7］中分別定義為“個人認(rèn)為使用該系統(tǒng)將幫助自己獲得工作收益的程度”和“與使用系統(tǒng)相關(guān)的易用程度”.遷移到師范生運(yùn)用教育信息技術(shù)的主題，績效預(yù)期指的是對運(yùn)用信息技術(shù)可以幫助自己取得更好教學(xué)效果程度的感知；努力預(yù)期指的是師范生對信息技術(shù)運(yùn)用于教學(xué)的難易程度的感知.可以看出，二者分別對應(yīng)TAM中的感知有用性和感知易用性.已有關(guān)于大學(xué)生慕課（MOOC）學(xué)習(xí)、移動學(xué)習(xí)，中小學(xué)教師信息技術(shù)運(yùn)用等主題的研究證實(shí)［6，11-12］：感知易用性對感知有用性存在顯著正向影響.亦有研究表明，中小學(xué)生使用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)空間的努力預(yù)期對績效預(yù)期有積極影響［6］，對開放教育學(xué)習(xí)者的移動學(xué)習(xí)［13］也有類似結(jié)果.

TAM中給出的感知有用性和感知易用性對使用態(tài)度的影響已在諸多研究中得到證實(shí).如，大學(xué)生對網(wǎng)絡(luò)教學(xué)平臺的感知有用性和感知易用性對使用態(tài)度均存在顯著的正向影響［14-15］；感知有用性和感知易用性對大學(xué)生移動學(xué)習(xí)行為態(tài)度具有積極的正向影響［16］.績效預(yù)期、努力預(yù)期作為感知有用性和感知易用性的對等變量，理應(yīng)對使用態(tài)度存在積極影響，這在企業(yè)員工使用知識管理系統(tǒng)的研究中得到了驗(yàn)證［17］.

當(dāng)人們感受到某一網(wǎng)絡(luò)平臺或信息技術(shù)對個人的學(xué)習(xí)效果或工作效率等有改善和提升時，自然會更有意愿使用這些工具，對這些工具的積極認(rèn)同也會提升使用意愿.已有研究表明，績效預(yù)期和使用態(tài)度能夠正向影響使用意愿.如，績效預(yù)期對大學(xué)生使用MOOC的意愿存在顯著正向影響［5］；大學(xué)生使用網(wǎng)絡(luò)教學(xué)平臺的態(tài)度顯著影響使用意愿［14］.

需要指出的是，前述研究的對象主要是普通大中小學(xué)生群體，少數(shù)研究涉及中小學(xué)教師，師范生接受、運(yùn)用教育信息技術(shù)主要用于完成實(shí)踐類課程的作業(yè)和為未來教學(xué)實(shí)踐做準(zhǔn)備，在目標(biāo)指向、專業(yè)特質(zhì)、技術(shù)與教學(xué)的整合等方面有其特殊性，有必要專門進(jìn)行研究.基于UTAUT和努力預(yù)期、績效預(yù)期影響使用態(tài)度及使用意愿的已有相關(guān)研究，提出假設(shè)1-5.

H1：師范生對教育信息技術(shù)的努力預(yù)期顯著正向影響績效預(yù)期；

H2：師范生對教育信息技術(shù)的績效預(yù)期顯著正向影響使用態(tài)度；

H3：師范生對教育信息技術(shù)的努力預(yù)期顯著正向影響使用態(tài)度；

H4：師范生對教育信息技術(shù)的績效預(yù)期顯著正向影響使用意愿；

H5：師范生對教育信息技術(shù)的使用態(tài)度顯著正向影響使用意愿.

1.2 自我效能感

Bandura將自我效能感定義為“對實(shí)現(xiàn)特定目標(biāo)所需要的組織和執(zhí)行行為的能力的信念”［18］.Ashton認(rèn)為自我效能感是“個體對特定環(huán)境做出反應(yīng)的一種心理態(tài)度”［19］.張春興認(rèn)為自我效能感是“個人對自己從事某種工作所具有的能力以及對該工作可能實(shí)現(xiàn)的程度的一種主觀評價”［20］.綜觀前述界定，不同研究者對“自我效能感是個體對自身能力的主觀認(rèn)知”的觀點(diǎn)一致，但對研究對象、外延和實(shí)施過程的概括有所不同.

作為內(nèi)因性的主觀因素，已有研究表明，自我效能感對使用意愿存在影響［21］且多為通過使用態(tài)度產(chǎn)生的間接影響［22］.據(jù)此，提出假設(shè)6.

H6：師范生對教育信息技術(shù)的自我效能感顯著正向影響使用態(tài)度.

1.3 社群影響

社群影響即“個體認(rèn)為重要他人認(rèn)為其應(yīng)該使用新系統(tǒng)的程度”；便利條件是指“個體感受到的組織提供的技術(shù)、設(shè)施等方面對新系統(tǒng)使用的支持程度”［7］.前者與計(jì)劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）［23］中的主觀規(guī)范相對應(yīng)，對使用意愿有重要影響.如社群影響對大學(xué)生使用MOOC的意愿有顯著正向影響［5］；對中小學(xué)生使用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)空間的意愿有積極影響［6］；對教師信息技術(shù)使用意愿有顯著的正向影響［24］.

在UTAUT中，社群影響和便利條件屬于影響主體使用意愿的外因變量.二者差別主要是，社群影響屬于重要他人范疇，便利條件主要是客觀影響.鑒于當(dāng)前師范專業(yè)的條件建設(shè)日益得到重視，師范生運(yùn)用教育信息技術(shù)具備相當(dāng)程度的便利條件，本文沒有將便利條件作為影響使用意愿的變量納入研究模型.而社群影響對師范生教育信息技術(shù)運(yùn)用意愿的影響是否存在類似結(jié)果，本研究將予以驗(yàn)證.基于以上分析，提出假設(shè)7.

H7：社群影響顯著正向影響師范生對教育信息技術(shù)的使用意愿.

1.4 研究模型

綜合研究假設(shè)1-7，構(gòu)建了師范生教育信息技術(shù)使用意愿影響因素模型，如圖1所示.

圖1 師范生教育信息技術(shù)使用意愿影響因素模型

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究樣本及收集方式

采用問卷調(diào)查的方式，以學(xué)習(xí)過教育技術(shù)類課程的地方院校大二及以上師范生為研究對象，對圖1所示模型開展實(shí)證研究.樣本主要來自廣東、江蘇、貴州、山西、陜西的5所師范院校或綜合院校師范專業(yè)，包括數(shù)學(xué)與應(yīng)用數(shù)學(xué)、漢語言文學(xué)、小學(xué)教育、物理等，覆蓋范圍較廣.借助The Survey System網(wǎng)站提供的樣本量計(jì)算器，計(jì)算得出本研究所需有效樣本數(shù)至少為384.采用整群抽樣方法，利用“問卷星”在線發(fā)放問卷，調(diào)查持續(xù)時間為2020年4月1-30日，共收集544份問卷.以每一題項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)化后得到的z值是否處于-3.25~3.25為標(biāo)準(zhǔn)，剔除極端值，余下有效問卷506份，有效率為93.0%.其中，男生128名，占25.3%；女生378名，占74.7%.

2.2 測量工具

研究模型各維度的操作性問題舉例及來源參見表1.問題來源于相應(yīng)外文文獻(xiàn)，并召集4位（含作者）在高校任教的教育學(xué)博士、教育技術(shù)學(xué)博士，各自獨(dú)立篩選題目后進(jìn)行研討，并修改題目用詞，有理由認(rèn)為量表具有較高水平的內(nèi)容效度.調(diào)查問卷確定22個觀測變量，所有題目均以Likert7級量表的方式測量：1代表“非常不符合”，7代表“非常符合”，得分越高表示被試對相應(yīng)變量的認(rèn)知或表現(xiàn)越強(qiáng).

表1 潛變量測量題項(xiàng)舉例及對應(yīng)來源

3 數(shù)據(jù)分析

研究主要運(yùn)用Mplus8.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，分析方法以結(jié)構(gòu)方程模型方法為主，包括：一階驗(yàn)證性因素分析、參數(shù)顯著性估計(jì)、合成信度、收斂效度、區(qū)分效度、回歸分析和中介效應(yīng)分析等.

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

對問卷22個題項(xiàng)進(jìn)行數(shù)據(jù)處理的結(jié)果顯示：均值處于4.50~5.88之間，標(biāo)準(zhǔn)差介于0.043~0.065之間，說明被試對大部分題項(xiàng)的反應(yīng)處于中立到非常符合之間.大部分題項(xiàng)的均值、中位數(shù)和眾數(shù)較接近，表示數(shù)據(jù)基本符合正態(tài)分布.除績效預(yù)期第1題項(xiàng)（偏度值為-1.047，可接受范圍）外，其余題項(xiàng)的偏度絕對值<1，峰度絕對值<7，各題項(xiàng)符合單變量正態(tài)分布.

3.2 測量模型評估

運(yùn)用Mplus8.0對各維度分別進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析后，努力預(yù)期、自我效能感和社群影響維度各刪除1個標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷量低于0.5的題項(xiàng)，其余19個題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷量均大于或接近0.6，大部分達(dá)到0.7~0.9的理想水平，具備較高的題目信度，予以保留（詳見表2）.

表2 因子載荷量、信度與收斂效度

固定各維度第一個題目的非標(biāo)準(zhǔn)化因素載荷量為1后，得到的參數(shù)估計(jì)值均大于0，對應(yīng)P值均小于0.001，達(dá)到非常顯著的水平.組合信度（Composite Reliability，CR）介于0.783~0.874之間，達(dá)到理想水平［28］.平均方差萃取量（Average Variance Extracted，AVE）介于0.548~0.667之間，表示6個維度對自身包含各題項(xiàng)的平均解釋能力較強(qiáng)，各維度的內(nèi)部信度達(dá)到較為理想的水平且存在明顯的收斂效度［29］.多元相關(guān)平方（Square Multiple Correlations，SMC）即對應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷量的平方，絕大多數(shù)題目達(dá)到了0.5以上的理想值水平.

從表3可以看出，績效預(yù)期、努力預(yù)期、使用態(tài)度、使用意愿、自我效能感和社群影響6個潛變量的值均大于該變量與其它變量的大部分相關(guān)系數(shù)，表示各維度之間存在較明顯的區(qū)分效度.

表3 測量模型的區(qū)分效度

3.3 結(jié)構(gòu)模型評估與假設(shè)檢驗(yàn)

運(yùn)用極大似然估計(jì)法（Maximum likelihood，ML）得到的個別擬合指數(shù)即RMSEA與模型擬合良好指標(biāo)的臨界值0.080相等，進(jìn)一步運(yùn)用均數(shù)調(diào)整似然估計(jì)法（Mean adjusted likelihood estimator，MLM）進(jìn)行修正，兩種估計(jì)法得到的擬合指數(shù)參見表4.可以得出，χ2/df<3、CFI>0.9、TLI>0.9、RMSEA<0.08、SRMR<0.1，大部分?jǐn)M合指數(shù)符合精確擬合的標(biāo)準(zhǔn)［30］，個別擬合指數(shù)（SRMR）達(dá)到可接受要求.

表4 結(jié)構(gòu)方程模型擬合指數(shù)

在本研究提出的7個假設(shè)中，5個得到了驗(yàn)證（參見表5）.具體影響力效應(yīng)為：努力預(yù)期每增加1個標(biāo)準(zhǔn)差，績效預(yù)期將增加0.606個標(biāo)準(zhǔn)差；績效預(yù)期每增加1個標(biāo)準(zhǔn)差，使用態(tài)度將增加0.705個標(biāo)準(zhǔn)差；自我效能感每增加1個標(biāo)準(zhǔn)差，使用態(tài)度將增加0.269個標(biāo)準(zhǔn)差；使用態(tài)度每增加1個標(biāo)準(zhǔn)差，使用意愿將增加0.491個標(biāo)準(zhǔn)差；社群影響每增加1個標(biāo)準(zhǔn)差，使用意愿將增加0.361個標(biāo)準(zhǔn)差.結(jié)構(gòu)模型的各R2值說明，圖1所示的模型可以解釋78.3%的使用意愿變異量、71.9%的使用態(tài)度變異量和36.7%的績效預(yù)期變異量，影響力分別達(dá)到了高度（>0.67）或中度（>0.33）水平［31］.

表5 模型回歸權(quán)重與假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 中介效應(yīng)分析

運(yùn)用Bootstrap進(jìn)行5000次運(yùn)算的結(jié)果顯示，有兩條路徑的中介效應(yīng)達(dá)到顯著水平.即，努力預(yù)期對使用意愿的間接影響效應(yīng)顯著（0.330，P<0.001），對應(yīng)95%置信區(qū)間為（0.169，0.398）.具體表現(xiàn)為三個影響路徑：（1）努力預(yù)期通過績效預(yù)期影響使用態(tài)度，進(jìn)而影響使用意愿，中介效應(yīng)顯著（0.210，P<0.01），對應(yīng)的95%置信區(qū)間為（0.078，0.327）不包含0同樣體現(xiàn)中介效應(yīng)的顯著性；（2）努力預(yù)期通過績效預(yù)期對使用意愿的間接影響（0.118）；（3）努力預(yù)期通過使用態(tài)度對使用意愿的影響（0.001）.后兩者影響未達(dá)顯著，尤其是路徑（3）的影響效應(yīng)較微弱.另一條路徑則表現(xiàn)為完全中介，即自我效能感對使用態(tài)度產(chǎn)生直接影響，進(jìn)而顯著影響使用意愿（0.132，P<0.05），對應(yīng)95%置信區(qū)間為（0.033，0.229），同樣表明中介效應(yīng)的顯著性.

4 討論

研究基于UTAUT模型，構(gòu)建了師范生教育信息技術(shù)使用意愿影響因素模型，用于解釋師范生教育信息技術(shù)的使用意愿.研究表明，大部分假設(shè)得到支持，個別假設(shè)存在影響效應(yīng)但不顯著.這為在師范生培養(yǎng)過程中從哪些方面著力能夠有效提升教育信息技術(shù)能力提供了實(shí)證依據(jù).

4.1 努力預(yù)期和績效預(yù)期對師范生教育信息技術(shù)使用意愿的影響

本研究的結(jié)果顯示，努力預(yù)期和績效預(yù)期對師范生教育信息技術(shù)使用意愿的直接影響表現(xiàn)不顯著，主要以間接效應(yīng)的形式存在，達(dá)到顯著的路徑為：努力預(yù)期?績效預(yù)期?使用態(tài)度?使用意愿.

績效預(yù)期對使用態(tài)度的直接影響效應(yīng)顯著，這與已有針對中小學(xué)教師、一般大學(xué)生群體等運(yùn)用技術(shù)的研究結(jié)果一致［4，16］；對應(yīng)路徑系數(shù)說明，每增加1個標(biāo)準(zhǔn)差，使用態(tài)度增加0.705個標(biāo)準(zhǔn)差.可以看出，師范生對教育技術(shù)的最主要關(guān)切點(diǎn)是，運(yùn)用于教學(xué)設(shè)計(jì)、實(shí)施和評價等活動可能產(chǎn)生的效用，這種預(yù)期是影響師范生信息技術(shù)使用態(tài)度的最為重要的因素之一.同時，師范生對教育信息技術(shù)的績效預(yù)期又受到努力預(yù)期的正向顯著影響；此影響效應(yīng)提示，在師范生學(xué)習(xí)、運(yùn)用教育信息技術(shù)的過程中，尤其是在接觸新的教育技術(shù)之初，宜兼顧信息技術(shù)對教學(xué)實(shí)踐的有用性和信息技術(shù)界面、操作等方面的友好特征.在對技術(shù)運(yùn)用較熟練、形成了較穩(wěn)定的績效預(yù)期后，才適于進(jìn)行更深入的富有挑戰(zhàn)性的學(xué)習(xí)和運(yùn)用.使用態(tài)度對使用意愿的直接影響顯著表明，它是努力預(yù)期和績效預(yù)期影響使用意愿的重要中介變量，教育技術(shù)的界面友好、操作便捷、益于教學(xué)等客觀優(yōu)勢的顯化有賴于態(tài)度積極與否.

4.2 自我效能感對師范生教育信息技術(shù)使用意愿的影響

自我效能感對師范生教育信息技術(shù)使用意愿的影響顯著且為正向，主要表現(xiàn)為以使用態(tài)度為中介變量的間接路徑，這與高職學(xué)生使用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)資源的相關(guān)研究結(jié)論一致［22］.自我效能感作為個體對自身能力的主觀認(rèn)知，更多地呈現(xiàn)內(nèi)因性、自控性的特征，對使用意愿的影響相較外部因素更為根本和持久.

4.3 社群影響對師范生教育信息技術(shù)使用意愿的影響

社群影響對師范生教育信息技術(shù)的使用意愿存在積極影響，這一點(diǎn)與已有針對不同群體的信息技術(shù)運(yùn)用和學(xué)習(xí)的研究結(jié)論一致［6，24］.師范生一般處于青年初期，已形成了一定的個體獨(dú)立傾向與態(tài)度，但這種傾向與態(tài)度的穩(wěn)定性仍會受到社會環(huán)境、學(xué)校班級宿舍氛圍等外界因素的影響.對不同年級的師范生而言，社群影響對大四師范生的作用顯著高于其它年級.大四師范生一般已進(jìn)行或正進(jìn)行教育實(shí)習(xí)，實(shí)習(xí)過程中的教學(xué)觀摩、教學(xué)設(shè)計(jì)和實(shí)施等活動必然會遇到某些困惑或僅靠傳統(tǒng)教學(xué)技術(shù)難以解決的問題，此時教育信息技術(shù)可能發(fā)揮作用.運(yùn)用和解決的過程往往伴隨實(shí)習(xí)生的同伴互助、教師指導(dǎo)、實(shí)習(xí)學(xué)校教育信息技術(shù)的運(yùn)用環(huán)境等外在因素的影響，在此過程中能夠形成較穩(wěn)定的實(shí)踐學(xué)習(xí)共同體，實(shí)現(xiàn)師范生教育信息技術(shù)運(yùn)用能力的群體提升.

5 結(jié)論

根據(jù)研究結(jié)果的分析與討論，可以得到師范生教育信息技術(shù)使用意愿的主要影響因素和具體路徑：努力預(yù)期對使用意愿的影響主要表現(xiàn)為鏈?zhǔn)街薪?，其中，績效預(yù)期和使用態(tài)度扮演中介變量的角色；自我效能感對使用意愿的影響表現(xiàn)為完全中介效應(yīng)，中介變量為使用態(tài)度；社群影響對使用意愿產(chǎn)生顯著的直接影響.

基于以上結(jié)果，提出如下建議：

（1）通過組織師范生觀摩一線課堂教學(xué)、聆聽教育信息技術(shù)名師和教育技術(shù)方面有所長的學(xué)科名師開展相關(guān)講座、參加相關(guān)教研活動等多種方式幫助他（她）們端正對教育信息技術(shù)的使用態(tài)度，增加教師教育類課程作業(yè)中運(yùn)用教育信息技術(shù)的考核要求，明確教育信息技術(shù)課程并非“湊學(xué)分”的公共課和它對后續(xù)從事教育教學(xué)工作的裨益.

（2）在不斷幫助師范生端正使用態(tài)度的基礎(chǔ)上，從低年級開始組織或參加各級各類關(guān)于教育信息技術(shù)運(yùn)用的教學(xué)設(shè)計(jì)團(tuán)體比賽，在課程學(xué)習(xí)、參加教育見習(xí)實(shí)習(xí)的過程中有意識地引導(dǎo)師范生形成穩(wěn)定的學(xué)習(xí)共同體和教育信息技術(shù)運(yùn)用的積極氛圍，充分發(fā)揮社群影響的正向顯著效應(yīng).

（3）構(gòu)建教育信息技術(shù)教師、專業(yè)教師尤其是學(xué)科教學(xué)論教師、一線中小學(xué)教師參加的教學(xué)共同體，提供“腳手架”式的學(xué)習(xí)支持，開展更貼近基礎(chǔ)教育一線教學(xué)現(xiàn)實(shí)的“嵌入式”課程，從理論和實(shí)操兩個方面提升師范生教育信息技術(shù)運(yùn)用的努力預(yù)期和績效預(yù)期，形成教學(xué)合力.

進(jìn)一步的研究可以在如下方面進(jìn)行探索：努力預(yù)期對績效預(yù)期的R2值處于中等水平，說明仍存在影響績效預(yù)期的其它潛變量，可以通過文獻(xiàn)研究、調(diào)查訪談和質(zhì)性研究加以探索并確認(rèn)其影響力大小.引入教師職業(yè)認(rèn)同感、學(xué)習(xí)投入、專業(yè)滿意度等可能產(chǎn)生影響的變量，進(jìn)一步完善師范生教育信息技術(shù)運(yùn)用意愿的影響模型，為更好地提升師范生教育信息技術(shù)的學(xué)習(xí)效果、促進(jìn)個體專業(yè)發(fā)展提供實(shí)證支持.