萬(wàn)千一，姚清清

（1.四川文理學(xué)院康養(yǎng)產(chǎn)業(yè)學(xué)院·醫(yī)學(xué)院，四川達(dá)州 635002；2.達(dá)州市通川區(qū)復(fù)興鎮(zhèn)中心小學(xué)校，四川達(dá)州 635000)

一、研究背景

信息技術(shù)的快速發(fā)展改變著我國(guó)基礎(chǔ)教育的教學(xué)模式，信息技術(shù)作為一種快速發(fā)展的新技術(shù)，一方面帶來(lái)了教學(xué)改革的機(jī)遇，另一方面也為教師團(tuán)隊(duì)帶來(lái)了全新的挑戰(zhàn)。教師作為整個(gè)教育活動(dòng)的組織者，其個(gè)人信息化技術(shù)水平的高低將直接影響教學(xué)質(zhì)量，與此同時(shí)，教師隊(duì)伍信息化技術(shù)水平的發(fā)展也是直接影響未來(lái)教育變革的關(guān)鍵[1-2]。因此，近年來(lái)有許多研究逐漸從教育信息化的應(yīng)用層面轉(zhuǎn)移到影響因素層面。

技術(shù)接受模型最早是由Fishbein and Ajzen在1989年提出，最開(kāi)始是為了對(duì)計(jì)算機(jī)得以廣泛應(yīng)用的原因做出解釋說(shuō)明。在其理論模型下有兩個(gè)主要變量分別為感知有用性和感知易用性。感知有用性在技術(shù)接受模型中是指?jìng)€(gè)體在使用某一種系統(tǒng)或信息技術(shù)上，對(duì)提高工作效率以及生產(chǎn)力的相信程度，感知易用性是指?jìng)€(gè)體在這個(gè)系統(tǒng)上會(huì)付出努力的程度。Edmunds等人的研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)接受模型有效地解釋了用戶(hù)的技術(shù)使用行為，并且感知有用性和感知易用性會(huì)共同正向影響使用態(tài)度。所以不難看出，教師信息技術(shù)使用行為受到其信息技術(shù)的感知易用和感知有用的直接影響。

與此同時(shí)，早在1989年Ajzen就提出了計(jì)劃行為理論，該理論可以解釋感知有用性和感知易用性的影響因素，并認(rèn)為其理論中的使用態(tài)度、主觀規(guī)范是使用行為意圖的決定性因素，此理論也是用來(lái)解釋人類(lèi)行為和人類(lèi)意圖的重要預(yù)測(cè)依據(jù)。在計(jì)劃行為理論中，認(rèn)為個(gè)體的行為意圖受到了行為態(tài)度、主觀規(guī)范的影響。行為態(tài)度是指?jìng)€(gè)體在執(zhí)行某種行為對(duì)這種行為本身產(chǎn)生的消極或是積極的情緒；主觀規(guī)范是指在進(jìn)行某種行為的同時(shí)受到了外部環(huán)境的支持與肯定。

自我效能理論最早是由班杜拉在1977年提出的，是指?jìng)€(gè)體在對(duì)能否成功完成某一項(xiàng)行為時(shí)做出的信心水準(zhǔn)的主觀判斷。一般來(lái)說(shuō)成功的經(jīng)驗(yàn)會(huì)增強(qiáng)自我效能感，反復(fù)的失敗會(huì)降低自我效能感。薛偉平等人的研究表明，在教師的信息技術(shù)使用行為上受到了自我效能感的顯著正向預(yù)測(cè)。也有研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字教育環(huán)境下小學(xué)教師的信息技術(shù)使用行為同樣受到自我效能感的影響，并且發(fā)現(xiàn)性別在信息技術(shù)使用上存在顯著差異[3]。根據(jù)上述理論，本研究將計(jì)劃行為理論的使用態(tài)度、主觀規(guī)范直接作用于自我效能感，進(jìn)而間接影響感知易用性和感知有用性。

本研究通過(guò)采用量化研究的方式對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行模型建構(gòu)，著重分析教師信息技術(shù)使用的影響因素以及各因素之間的效應(yīng)，以期通過(guò)本研究的實(shí)證結(jié)果提高教師信息技術(shù)使用質(zhì)量。

二、研究模型

變量之間的關(guān)系如圖1所示。

圖1 研究模型與假設(shè)圖

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究設(shè)計(jì)與研究方法

本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法通過(guò)便利抽樣，分別對(duì)D市三所中小學(xué)的在職教師進(jìn)行調(diào)查。為考慮疫情的特殊影響，所以通過(guò)在線填答的方式進(jìn)行調(diào)查，擬發(fā)放200份，回收193份，問(wèn)卷有效率為96%，男性為85人，女性為108人。

1.研究工具

本研究采用李毅等人在2016年編制的計(jì)劃行為量表與技術(shù)接受量表，此量表信效度良好[4]。

自我效能感運(yùn)用Jessica編制的在線教育技術(shù)的自我效能感量表，以李克特五點(diǎn)計(jì)分方式，分為了在線教學(xué)能力、在線學(xué)習(xí)技術(shù)、在線學(xué)習(xí)意志三個(gè)維度，從完全不符合到完全符合。通過(guò)實(shí)驗(yàn)Jessica認(rèn)為此量表科隆巴赫系數(shù)與KMO均達(dá)到了0.9以上[5]。

2.研究方法

在數(shù)據(jù)處理上，首先使用SPSS 24.0來(lái)考驗(yàn)本研究問(wèn)卷的信效度，通過(guò)描述統(tǒng)計(jì)與Pearson相關(guān)系數(shù)來(lái)檢視樣本基本情況與變量之間的關(guān)系，最后根據(jù)理論基礎(chǔ)使用AMOS 24.0，通過(guò)SEM結(jié)構(gòu)方程模型建立得出路徑系數(shù)的大小，通過(guò)信賴(lài)區(qū)間相關(guān)原則驗(yàn)證本研究的所有假設(shè)是否成立。

四、研究結(jié)果與數(shù)據(jù)分析

（一）信效度分析

表1 各變量信度分析結(jié)果

表2 本研究問(wèn)卷整體適配度指標(biāo)摘要表

（二）差異分析

本研究的差異分析了解了男性和女性計(jì)劃行為、技術(shù)接受與自我效能的差異情形，由表3得知：不同性別的教師在“計(jì)劃行為（t=2.090，P＜.010）”，“技術(shù)接受（t=5.310，P＜.001）”，自我效能（t=0.38，P＞.050）。以上數(shù)據(jù)顯示不同性別的教師在計(jì)劃行為、技術(shù)接受與自我效能方面具有顯著差異。且由表進(jìn)一步可知，在計(jì)劃行為上女性的顯著高于男性，但在技術(shù)接受上男性顯著高于女性，自我效能感上不存在顯著差異。

表3 不同性別在計(jì)劃行為、技術(shù)接受與自我效能差異表

（三）相關(guān)分析

相關(guān)分析本節(jié)使用Pearson相關(guān)，用以判斷變項(xiàng)之間可能存在的相關(guān)性，由表4可知：結(jié)果顯示各變量之間均呈現(xiàn)正相關(guān)。

表4 各維度之相關(guān)分析

（四）效應(yīng)檢驗(yàn)

檢驗(yàn)流程根據(jù) cheung and Lau 針對(duì)中介效果的類(lèi)型（完全中介或部分中介）提出了具體的檢驗(yàn)流程和判別方式。

檢驗(yàn)直接效果，及X→Y是否顯著，如果顯著，則進(jìn)行后續(xù)檢定。間接效果值的95%信賴(lài)區(qū)間內(nèi)，未包含0，代表顯著，否則表示無(wú)中介效果。間接效果值的95%信賴(lài)區(qū)間內(nèi)，未包含0，代表中介效果顯著。再者，直接效果值的95%信賴(lài)區(qū)間內(nèi)包含0，則為完全中介效果。間接效果與直接效果的95%信賴(lài)區(qū)間內(nèi)都不包含0，則代表為部分中介效果。

根據(jù)理論假設(shè)，建立模型M0，首先檢驗(yàn)教師計(jì)劃行為對(duì)技術(shù)接受的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)教師計(jì)劃行為顯著正向影響技術(shù)接受（β=-.339，P＜.001），如圖2。

圖2 直接效果檢驗(yàn)圖M0

隨后，建立教師計(jì)劃行為、技術(shù)接受以及在線教學(xué)自我效能的中介模型路徑，結(jié)果顯示加入中介變量后，“計(jì)劃行為→技術(shù)接受”這一條路徑不顯著（β=-.060，P=.780），在線教學(xué)自我效能在計(jì)劃行為與技術(shù)接受起完全中介作用。χ2/df=4.17，CFI=.927，TLI=.915，IFI=.925，NFI=.896，RMSEA=.068。此模型擬合度良好如圖3。

圖3 間接效果檢驗(yàn)圖 M1

結(jié)果如表5所示，“計(jì)劃行為—— 在線教學(xué)自我效能—— 技術(shù)接受”的間接效應(yīng)路徑95%的置信區(qū)間不包含0，因此表示教師計(jì)劃行為對(duì)技術(shù)接受間接效應(yīng)顯著，并且計(jì)劃行為與技術(shù)接受的直接路徑系數(shù)不再顯著。綜上所示中介模型M1成立。

表5 中介效應(yīng)顯著性結(jié)果分析表

使用AMOS 22.0 對(duì)模型M1進(jìn)行重復(fù)取樣2000次，置信區(qū)間為95%的Bootstrap檢驗(yàn)，從模型參數(shù)估計(jì)摘要表可知，標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)沒(méi)有出現(xiàn)大于1的不合理值，結(jié)果如表5所示，“計(jì)劃行為—— 在線教學(xué)自我效能—— 技術(shù)接受”的間接效應(yīng)路徑95%的置信區(qū)間不包含0，表示教師計(jì)劃行為對(duì)技術(shù)接受間接效應(yīng)顯著，并且計(jì)劃行為與技術(shù)接受的直接路徑系數(shù)不再顯著。綜上所示中介模型M1成立，表明在線教學(xué)自我效能在教師計(jì)劃行為與技術(shù)接受之間起到了完全中介作用。說(shuō)明測(cè)量模型的觀察變量較好地被結(jié)構(gòu)變量所解釋?zhuān)从^察變量收斂于特定的結(jié)構(gòu)變量。綜合以上數(shù)據(jù)分析，表明結(jié)構(gòu)模型中的潛在變量影響的因果關(guān)系情形與理論建構(gòu)相符合。因此本研究所有的H假設(shè)成立。

五、結(jié)論與建議

通過(guò)本研究發(fā)現(xiàn)，達(dá)州地區(qū)教師的計(jì)劃行為、技術(shù)接受以及自我效能均呈現(xiàn)中等偏上水平，其中，在計(jì)劃行為上女性比男性呈現(xiàn)更有計(jì)劃完成網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)教學(xué)任務(wù)，但在技術(shù)接受能力上女性教師遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于男性教師，因此目前來(lái)看，網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)教學(xué)受到了男性教師更多的青睞。與此同時(shí)，本研究未發(fā)現(xiàn)自我效能在各變量之間有顯著差異。

回歸分析顯示，計(jì)劃行為透過(guò)自我效能影響著技術(shù)接受，預(yù)示著應(yīng)該加強(qiáng)教師對(duì)信息技術(shù)使用的主觀態(tài)度與主觀規(guī)范。本研究建議以學(xué)校為基本單位，在遠(yuǎn)程教育的發(fā)展中形成具有規(guī)模性、結(jié)構(gòu)性的系統(tǒng)，從而有利于提高教師的計(jì)劃行為。

本研究以達(dá)州某三所中小學(xué)教師為研究對(duì)象，通過(guò)便利抽樣方式獲得樣本。但由于財(cái)力物力有限，樣本未能包含整個(gè)地區(qū)，在樣本的選擇和代表性上不夠充分，有一定的局限性。后續(xù)研究可以考慮在本研究的基礎(chǔ)上采用更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)某闃臃绞剑瑪U(kuò)大樣本來(lái)源，從而使樣本更具有代表性，提高整體外部效度。

本研究主要采用量化研究，以問(wèn)卷調(diào)查為主要研究方法，受試者在問(wèn)卷填答過(guò)程，有可能受到自我期望和社會(huì)期許的影響，使問(wèn)卷與實(shí)際情況造成偏差。后續(xù)研究可以考慮訪談或?qū)嶒?yàn)法，將質(zhì)性研究、量化研究、實(shí)驗(yàn)研究進(jìn)行有機(jī)結(jié)合，以提高內(nèi)部效度。