教师信息技术使用行为的影响因素研究——基于技术接受理论的结构方程模型

万千一，姚清清

（1.四川文理学院康养产业学院·医学院，四川达州 635002；2.达州市通川区复兴镇中心小学校，四川达州 635000)

一、研究背景

信息技术的快速发展改变着我国基础教育的教学模式，信息技术作为一种快速发展的新技术，一方面带来了教学改革的机遇，另一方面也为教师团队带来了全新的挑战。教师作为整个教育活动的组织者，其个人信息化技术水平的高低将直接影响教学质量，与此同时，教师队伍信息化技术水平的发展也是直接影响未来教育变革的关键[1-2]。因此，近年来有许多研究逐渐从教育信息化的应用层面转移到影响因素层面。

技术接受模型最早是由Fishbein and Ajzen在1989年提出，最开始是为了对计算机得以广泛应用的原因做出解释说明。在其理论模型下有两个主要变量分别为感知有用性和感知易用性。感知有用性在技术接受模型中是指个体在使用某一种系统或信息技术上，对提高工作效率以及生产力的相信程度，感知易用性是指个体在这个系统上会付出努力的程度。Edmunds等人的研究发现技术接受模型有效地解释了用户的技术使用行为，并且感知有用性和感知易用性会共同正向影响使用态度。所以不难看出，教师信息技术使用行为受到其信息技术的感知易用和感知有用的直接影响。

与此同时，早在1989年Ajzen就提出了计划行为理论，该理论可以解释感知有用性和感知易用性的影响因素，并认为其理论中的使用态度、主观规范是使用行为意图的决定性因素，此理论也是用来解释人类行为和人类意图的重要预测依据。在计划行为理论中，认为个体的行为意图受到了行为态度、主观规范的影响。行为态度是指个体在执行某种行为对这种行为本身产生的消极或是积极的情绪；主观规范是指在进行某种行为的同时受到了外部环境的支持与肯定。

自我效能理论最早是由班杜拉在1977年提出的，是指个体在对能否成功完成某一项行为时做出的信心水准的主观判断。一般来说成功的经验会增强自我效能感，反复的失败会降低自我效能感。薛伟平等人的研究表明，在教师的信息技术使用行为上受到了自我效能感的显著正向预测。也有研究发现数字教育环境下小学教师的信息技术使用行为同样受到自我效能感的影响，并且发现性别在信息技术使用上存在显著差异[3]。根据上述理论，本研究将计划行为理论的使用态度、主观规范直接作用于自我效能感，进而间接影响感知易用性和感知有用性。

本研究通过采用量化研究的方式对相关变量进行模型建构，着重分析教师信息技术使用的影响因素以及各因素之间的效应，以期通过本研究的实证结果提高教师信息技术使用质量。

二、研究模型

变量之间的关系如图1所示。

图1 研究模型与假设图

三、研究设计

（一）研究设计与研究方法

本研究采用问卷调查法通过便利抽样，分别对D市三所中小学的在职教师进行调查。为考虑疫情的特殊影响，所以通过在线填答的方式进行调查，拟发放200份，回收193份，问卷有效率为96%，男性为85人，女性为108人。

1.研究工具

本研究采用李毅等人在2016年编制的计划行为量表与技术接受量表，此量表信效度良好[4]。

自我效能感运用Jessica编制的在线教育技术的自我效能感量表，以李克特五点计分方式，分为了在线教学能力、在线学习技术、在线学习意志三个维度，从完全不符合到完全符合。通过实验Jessica认为此量表科隆巴赫系数与KMO均达到了0.9以上[5]。

2.研究方法

在数据处理上，首先使用SPSS 24.0来考验本研究问卷的信效度，通过描述统计与Pearson相关系数来检视样本基本情况与变量之间的关系，最后根据理论基础使用AMOS 24.0，通过SEM结构方程模型建立得出路径系数的大小，通过信赖区间相关原则验证本研究的所有假设是否成立。

四、研究结果与数据分析

（一）信效度分析

表1 各变量信度分析结果

表2 本研究问卷整体适配度指标摘要表

（二）差异分析

本研究的差异分析了解了男性和女性计划行为、技术接受与自我效能的差异情形，由表3得知：不同性别的教师在“计划行为（t=2.090，P＜.010）”，“技术接受（t=5.310，P＜.001）”，自我效能（t=0.38，P＞.050）。以上数据显示不同性别的教师在计划行为、技术接受与自我效能方面具有显著差异。且由表进一步可知，在计划行为上女性的显著高于男性，但在技术接受上男性显著高于女性，自我效能感上不存在显著差异。

表3 不同性别在计划行为、技术接受与自我效能差异表

（三）相关分析

相关分析本节使用Pearson相关，用以判断变项之间可能存在的相关性，由表4可知：结果显示各变量之间均呈现正相关。

表4 各维度之相关分析

（四）效应检验

检验流程根据 cheung and Lau 针对中介效果的类型（完全中介或部分中介）提出了具体的检验流程和判别方式。

检验直接效果，及X→Y是否显著，如果显著，则进行后续检定。间接效果值的95%信赖区间内，未包含0，代表显著，否则表示无中介效果。间接效果值的95%信赖区间内，未包含0，代表中介效果显著。再者，直接效果值的95%信赖区间内包含0，则为完全中介效果。间接效果与直接效果的95%信赖区间内都不包含0，则代表为部分中介效果。

根据理论假设，建立模型M0，首先检验教师计划行为对技术接受的影响，结果发现教师计划行为显著正向影响技术接受（β=-.339，P＜.001），如图2。

图2 直接效果检验图M0

随后，建立教师计划行为、技术接受以及在线教学自我效能的中介模型路径，结果显示加入中介变量后，“计划行为→技术接受”这一条路径不显著（β=-.060，P=.780），在线教学自我效能在计划行为与技术接受起完全中介作用。χ²/df=4.17，CFI=.927，TLI=.915，IFI=.925，NFI=.896，RMSEA=.068。此模型拟合度良好如图3。

图3 间接效果检验图 M1

结果如表5所示，“计划行为—— 在线教学自我效能—— 技术接受”的间接效应路径95%的置信区间不包含0，因此表示教师计划行为对技术接受间接效应显著，并且计划行为与技术接受的直接路径系数不再显著。综上所示中介模型M1成立。

表5 中介效应显著性结果分析表

使用AMOS 22.0 对模型M1进行重复取样2000次，置信区间为95%的Bootstrap检验，从模型参数估计摘要表可知，标准化参数没有出现大于1的不合理值，结果如表5所示，“计划行为—— 在线教学自我效能—— 技术接受”的间接效应路径95%的置信区间不包含0，表示教师计划行为对技术接受间接效应显著，并且计划行为与技术接受的直接路径系数不再显著。综上所示中介模型M1成立，表明在线教学自我效能在教师计划行为与技术接受之间起到了完全中介作用。说明测量模型的观察变量较好地被结构变量所解释，即观察变量收敛于特定的结构变量。综合以上数据分析，表明结构模型中的潜在变量影响的因果关系情形与理论建构相符合。因此本研究所有的H假设成立。

五、结论与建议

通过本研究发现，达州地区教师的计划行为、技术接受以及自我效能均呈现中等偏上水平，其中，在计划行为上女性比男性呈现更有计划完成网络信息技术教学任务，但在技术接受能力上女性教师远远低于男性教师，因此目前来看，网络信息技术教学受到了男性教师更多的青睐。与此同时，本研究未发现自我效能在各变量之间有显著差异。

回归分析显示，计划行为透过自我效能影响着技术接受，预示着应该加强教师对信息技术使用的主观态度与主观规范。本研究建议以学校为基本单位，在远程教育的发展中形成具有规模性、结构性的系统，从而有利于提高教师的计划行为。

本研究以达州某三所中小学教师为研究对象，通过便利抽样方式获得样本。但由于财力物力有限，样本未能包含整个地区，在样本的选择和代表性上不够充分，有一定的局限性。后续研究可以考虑在本研究的基础上采用更为严谨的抽样方式，扩大样本来源，从而使样本更具有代表性，提高整体外部效度。

本研究主要采用量化研究，以问卷调查为主要研究方法，受试者在问卷填答过程，有可能受到自我期望和社会期许的影响，使问卷与实际情况造成偏差。后续研究可以考虑访谈或实验法，将质性研究、量化研究、实验研究进行有机结合，以提高内部效度。