胡三根，楊 瑩，葉子欣，王小霞

(廣東工業(yè)大學(xué)土木與交通工程學(xué)院，廣州 510006)

隨著高校課程思政建設(shè)的不斷深入，課程思政已成為教育教學(xué)領(lǐng)域非常重要的研究熱點[1]。梳理近些年課程思政的研究文獻發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究內(nèi)容主要側(cè)重于以下幾方面：第一，課程思政實施的意義、具體內(nèi)涵、建設(shè)的必要性等基礎(chǔ)性問題研究；第二，課程思政教學(xué)改革、建設(shè)路徑與育人模式研究；第三，各學(xué)科專業(yè)課程的思政要素開發(fā)研究；第四，課程思政建設(shè)過程中的問題與改進研究[2]。研究成果主要集中在課程思政內(nèi)涵和價值闡釋、建設(shè)成效與經(jīng)驗介紹、宏觀體系構(gòu)建等方面，研究核心是以教師為主的課程思政資源供給，往往忽視了學(xué)生是否愿意接受及能接受多少的問題，這一關(guān)鍵問題會直接影響課程思政教育的目標(biāo)實現(xiàn)[3]。

目前，課程思政教學(xué)還存在“表面化”“硬融入”和挖掘課程所蘊含的思政資源不夠深入、育人意識和能力不強等問題，使得學(xué)生參與的積極性普遍不高，接受意愿低，導(dǎo)致思政育人效果不理想。學(xué)生作為課程學(xué)習(xí)的主體，以學(xué)生為中心、從學(xué)生實際需求出發(fā)、探討學(xué)生課程思政接受度的影響因素對于提升課程思政育人成效至關(guān)重要?，F(xiàn)有對學(xué)生課程思政接受度的研究相對欠缺。徐松鶴等僅從感知價值、內(nèi)容質(zhì)量、授課方式、社會影響與教師素養(yǎng)五個方面[3]開展課程思政接受意愿研究，得出內(nèi)容質(zhì)量是影響大學(xué)生接受意愿的最大因素之一的結(jié)論；叢欣瑩等從內(nèi)、外兩方面多個層次定性研究了課程思政接受意愿的影響因素[4]，并給出了課程思政建設(shè)的相關(guān)建議。上述研究都是從定性角度分析課程思政接受意愿的影響因素及其影響方式，并未對影響程度作定量分析，也沒有對各因素間的交叉影響進行研究。另有學(xué)者從師生互動、生生互動視角圍繞課程思政教學(xué)滿意度展開研究[5-7]，但并未考慮學(xué)生對課程思政的主觀接受度。

為了更好地預(yù)測和解釋學(xué)生對課程思政的接受度，本研究在技術(shù)接受模型(Technology Acceptance Model，TAM)框架的基礎(chǔ)上引入輸出質(zhì)量、信息過載、自我效能和信任度四個外部變量，構(gòu)建課程思政接受度的擴展TAM模型，并借助鏈式中介效應(yīng)模型，對各變量存在的路徑進行驗證分析，揭示各因素之間的影響方式及其影響程度，旨在闡明課程思政接受度影響因素的作用機理，為提升高校課程思政接受度與育人成效提供模型與數(shù)據(jù)支撐。

1 研究假設(shè)與模型設(shè)計

1.1 研究假設(shè)

1.1.1 信息過載(IO)

信息過載概念最早由Toffler提出，認為當(dāng)信息量超出了大腦所能處理和消化的極限就會產(chǎn)生信息過載[8]。本研究將信息過載定義為課程思政信息量超過了學(xué)生個體接受范圍或所能處理的極限，當(dāng)思政內(nèi)容信息過載，會讓學(xué)生難以準確把握課程思政所蘊含的育人理念，會降低學(xué)生的接受意愿。提出以下假設(shè)：① IO對WTA有顯著的負向影響[H7(a)]；②IO對PEU有顯著的負向影響[H7(b)]。

1.1.2 自我效能(SE)

自我效能理論由Bandura提出，表示個體對自己完成某一特定行為的信心[9]。早期研究中，李珩采用定量分析法得出自我效能與學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度及能力存在較為顯著的正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論[10]。根據(jù)自我效能理論，可以將接受課程思政的行為定義為學(xué)生對自己理解和接受課程思政內(nèi)容的信心。自我效能高的學(xué)生認為自己有信心完全理解和接受課程思政的內(nèi)容，自我效能低的學(xué)生對自身理解課程思政內(nèi)容的信心產(chǎn)生懷疑，對課程思政的接受意愿不高。提出以下假設(shè)：① SE對PEU有顯著的正向影響[H8(a)]；② SE對WTA有顯著的正向影響[H8(b)]。

1.1.3 輸出質(zhì)量(OQ)

輸出質(zhì)量是對課程思政內(nèi)容的效果度量，即是課程思政內(nèi)容的準確度和融入效果。研究表明，將輸出質(zhì)量定義為輸出質(zhì)量與用戶對事物感知呈正相關(guān)關(guān)系[11]，即如果課程思政內(nèi)容如果能引起學(xué)生的興趣與共鳴，學(xué)生接受意愿必然會提升。提出以下假設(shè)：① OQ對PEU有顯著的正向影響[H9(a)]；② OQ對ATT有顯著的正向影響[H9(b)]；③ OQ對WTA有顯著的正向影響[H9(c)]；④ OQ對PU有顯著的正向影響[H9(d)]。

1.1.4 信任度(TR)

信任度是進行依賴性活動的心理驅(qū)動因素[12]，是個體對某一特定事物的信任程度。本研究將信任度定義為學(xué)生可以相信及依賴課程思政的程度。提出以下假設(shè)：① TR對WTA有顯著的正向影響[H10(a)]；② TR對PU有顯著的正向影響[H10(b)]；③ TR對PEU有顯著的正向影響[H10(c)]。

1.2 模型設(shè)計

技術(shù)接受模型(TAM)是Davis運用理性行為理論研究影響用戶對信息系統(tǒng)技術(shù)接受的因素的重要模型[13]。該模型已應(yīng)用于課程思政[4]、教育信息技術(shù)[14]等教育領(lǐng)域。為了更好地預(yù)測和解釋學(xué)生對課程思政的接受度，本研究在TAM框架的基礎(chǔ)上，基于上述研究假設(shè)，引入信息過載、自我效能、輸出質(zhì)量和信任度四個外部變量，構(gòu)建課程思政接受度的擴展TAM研究模型。假設(shè)的擴展TAM模型如圖1所示。

2 研究方法

2.1 問卷設(shè)計

采用問卷調(diào)查法進行數(shù)據(jù)采集，并基于問卷結(jié)果對模型進行實證檢驗。問卷分為兩個部分，第一部分收集人口統(tǒng)計學(xué)信息，第二部分進行變量測量。如表1所示，量表共包括8個TAM變量和30個題項，所有問題均采用李克特五級量表進行設(shè)計，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。

表1 問卷調(diào)查問題及來源Tab.1 Questionnaire questions and sources

2.2 數(shù)據(jù)收集

調(diào)研對象為廣東省高校大學(xué)生。借助“問卷星”平臺設(shè)計和發(fā)布問卷，所有問卷均采用網(wǎng)上填寫形式完成，由問卷星進行問卷發(fā)放和數(shù)據(jù)管理。本次調(diào)查共回收問卷554份，剔除作答時間短、IP地址重復(fù)或極端數(shù)據(jù)(如所有答案相同或者漏答)，最終獲得有效答卷524份，問卷總體有效率為94.58%。采用SPSS 26.0統(tǒng)計分析軟件進行數(shù)據(jù)分析。數(shù)據(jù)樣本的人口統(tǒng)計學(xué)特征如表2所示。

表2 樣本的人口統(tǒng)計特征Tab.2 Demographic characteristics of the sample

3 結(jié)果分析

3.1 信效度檢驗

3.1.1 信度分析

信度即可靠性，指采用相同方法對同一問題反復(fù)觀測時所得結(jié)果的一致性程度[16]。本研究信度檢驗使用Cronbach’s α和校正項總計相關(guān)性(CITC)。一般情況下，每個構(gòu)造的Cronbach’s α值應(yīng)大于0.8[18]，每個題項的CITC值應(yīng)大于0.4[19]。由結(jié)果可知，本問卷所有變量的Cronbach’s α值均大于0.8，CITC值均大于0.6，表明問卷的數(shù)據(jù)具有極好的內(nèi)部一致性和可靠性。

3.1.2 效度分析

效度即有效性，指測量工具能準確測出所要測量事物的程度[16]。本研究主要采用聚合效度進行分析，即檢驗平均方差萃取量(AVE>0.5)、組合信度(CR>0.7)[14]、標(biāo)準化因子載荷系數(shù)(大于0.6)[20]。本研究量表共由8個潛在變量組成，對應(yīng)的AVE值均大于0.6，CR值均大于0.8，標(biāo)準化因子載荷系數(shù)均大于0.7，表明所有變量具有良好的聚合效度。

3.2 影響路徑分析

采取鏈式中介效應(yīng)模型進行影響路徑分析，模型整體擬合指數(shù)如表3，模型擬合度良好，調(diào)整后R2最小值為0.696>0.6，表明該模型中自變量對課程思政接受意愿的解釋程度達到69.6%。由于模型F值為100.666，P=0.000<0.001，說明模型中至少有一個可以顯著影響接受意愿的變量。

表3 模型整體擬合指數(shù)Tab.3 Overall model fitting index

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，對不成立的路徑進行刪除，即刪除IO→pEU→ATT→WTA、OQ→pEU→ATT→WTA和TR→pU→WTA；而IO→ATT→WTA與TR→ATT→WTA的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果為顯著，故添加這兩條新路徑，因此得到最終修正模型路徑如圖3所示。

根據(jù)TAM理論，對事物的接受情況是由接受意愿決定的。模型中各變量對接受意愿產(chǎn)生的效應(yīng)關(guān)系包括直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)為兩變量之間的路徑系數(shù)，間接效應(yīng)為相應(yīng)路徑上路徑系數(shù)的乘積，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的和為總效應(yīng)。表4為模型中各變量與接受意愿的效應(yīng)關(guān)系。

圖2 修正模型路徑圖Fig.2 Diagram of modified model path

表4 各變量與接受意愿的效應(yīng)關(guān)系Tab.4 Effect relationship between each variable and acceptance intention

4 影響機理討論

從表4中的總效應(yīng)值來看，信任度、輸出質(zhì)量、信息過載、感知有用性、態(tài)度、自我效能是影響學(xué)生課程思政接受意愿的顯著因素，影響程度依次減小，而感知易用性對課程思政接受意愿沒有顯著影響。

1)感知易用性。感知易用性對課程思政的接受意愿不存在顯著的直接影響和總體影響(P>0.05)，但存在顯著的間接正向影響(P<0.05)，這說明感知易用性主要通過影響感知有用性和態(tài)度來間接影響接受意愿，這與學(xué)界已有研究結(jié)論一致。雖然這與最初的模型假設(shè)稍有偏差，但與李振龍等研究模型中感知易用性與使用意圖間不存在直接影響[16]的結(jié)論一致。

2)感知有用性。感知有用性對課程思政的接受意愿不存在顯著的直接影響(P>0.05)，但存在顯著的正向總體影響(P<0.01)和正向間接影響(P=0.000)。值得注意的是，感知有用性對接受意愿的影響要大于感知易用性，說明學(xué)生對課程思政主觀評價的重點是它所帶來的實用價值而不是它本身的難易程度。

3)態(tài)度。態(tài)度對課程思政接受意愿有顯著的直接正向影響(P<0.05)。此外，態(tài)度會同時受到感知易用性和感知有用性的影響。根據(jù)效應(yīng)值可知，感知有用性對態(tài)度的直接影響大于感知易用性[21]，因此建議在課程思政內(nèi)容設(shè)計與教學(xué)實踐中，應(yīng)以學(xué)生為中心，讓學(xué)生感受到課程思政在知識傳授與價值觀塑造方面的突出作用，強化學(xué)生對課程思政的正面態(tài)度。

4)信息過載。信息過載對課程思政接受意愿存在顯著的直接正向影響(P<0.001)和總影響(P=0.000)，而間接影響相對較弱，這與模型假設(shè)的負向影響事實不符，可能是因為目前課程思政內(nèi)容占比較少，不存在信息過載情況。

5)自我效能。自我效能也是正向影響課程思政接受意愿的顯著因素(P<0.01)，同時感知易用性在自我效能與接受意愿之間存在部分中介效應(yīng)，學(xué)生自我效能感越高越有信心、有能力理解課程思政的內(nèi)容，也就越能感知課程思政的育人價值，對易用性的感知也就越強，進而提高對課程思政的接受意愿。此外，相比感知易用性和感知有用性，自我效能對接受意愿影響的總效應(yīng)更高，可見自我效能是課程思政接受度研究中不可忽視的因素之一。

6)輸出質(zhì)量。輸出質(zhì)量顯著正向影響課程思政接受意愿[22]，是僅次于信任度的重要正向影響因素之一[4]。模型中所有中介變量均在輸出質(zhì)量與接受意愿之間存在部分中介效應(yīng)，充分說明當(dāng)學(xué)生認為課程思政要素的挖掘與提煉準確、融入思政要素的方式生動活潑且多樣化、使用的思政案例恰當(dāng)自然時，他們的總體接受意愿就會有所提高。對比各路徑的間接效應(yīng)值可以看出，對輸出質(zhì)量方面的感知最有可能對實際價值的感知和態(tài)度產(chǎn)生一定程度的影響，即感知易用性和態(tài)度提高接受意愿也會有所增強，因此輸出質(zhì)量是課程思政接受意愿的重要影響因素，依據(jù)該變量的相關(guān)題項，教師應(yīng)準確挖掘和提煉思政要素，將思政要素與案例潤物無聲地融入到課程教學(xué)中，從而更有效地提升學(xué)生對課程思政的接受意愿。

7)信任度。正向影響學(xué)生對課程思政接受意愿的最大因素是信任度，同時模型中所有中介變量均在信任度與接受意愿之間存在部分中介效應(yīng)，這說明信任度高能讓學(xué)生更以同課程思政的育人價值，從而更容易接受課程思政的教學(xué)設(shè)計，這也是“信任度→態(tài)度→接受意愿”這一路徑間接效應(yīng)值最高的原因所在。此外，由于更相信課程思政的價值，學(xué)生所感知到的有用性也會較高，從而產(chǎn)生后續(xù)正向影響，因此在課程思政建設(shè)推廣中，應(yīng)注重提升課程思政的內(nèi)容質(zhì)量與育人價值，提高學(xué)生對課程思政的好感度和信任度。

5 結(jié)論與討論

構(gòu)建了拓展TAM模型，研究感知易用性、感知有用性、態(tài)度、輸出質(zhì)量、信息過載、自我效能、信任度對學(xué)生課程思政接受意愿的直接或間接正向影響關(guān)系，豐富和擴展了高校學(xué)生課程思政接受度研究的理論基礎(chǔ)，主要研究結(jié)論如下：①本研究提出的擴展TAM模型對學(xué)生課程思政接受意愿的解釋力達69.6%，模型適用性好。②信任度、輸出質(zhì)量、信息過載、感知有用性、態(tài)度、自我效能是影響學(xué)生課程思政接受意愿的顯著因素，影響程度依次減小，而感知易用性對課程思政接受意愿沒有顯著影響。針對以上顯著因素，可從課程思政要素設(shè)計、教師思政能力培養(yǎng)、課程思政資源建設(shè)等方面完善課程思政建設(shè)，讓學(xué)生知曉課程思政對知識傳授、能力培養(yǎng)、價值塑造的促進作用及對學(xué)生“專業(yè)精神”塑造[23]和個人長遠發(fā)展的重要意義，進而提高學(xué)生對課程思政的主觀接受意愿。

作為一項問卷調(diào)查的實證研究，本研究存在以下幾點不足：①雖聚焦分析了當(dāng)下課程思政接受度的影響因素及其現(xiàn)狀，然而對課程思政接受度影響因素的研究應(yīng)是一個持續(xù)性的過程，故需要長期地追蹤調(diào)查；②只針對廣東省高校學(xué)生，樣本數(shù)量和覆蓋范圍較為有限，未來將對全國高校學(xué)生做進一步的調(diào)研。