师范生教育信息技术使用意愿影响因素研究

李 鹏

（惠州学院 数学与统计学院，广东 惠州 516007）

信息技术应用能力尤其是应用于教学的能力已成为信息时代教师的必备能力.教育部办公厅2016年2月印发的《2016年教育信息化工作要点》指出：“把教师信息技术应用能力纳入到师范生培养和教师、校长的考核评价体系”［1］.2017年10月教育部印发的《普通高等学校师范类专业认证实施办法（暂行）》中的专业认证标准也提出了信息技术方面的培养要求.如《中学教育专业认证标准（第二级）》要求师范生能够“运用教学知识和信息技术，进行教学设计、实施和评价”；师范专业的“信息化教育设施能够适应师范生信息素养的培养要求”［2］.《教育信息化2.0行动计划》也要求“加强师范生信息素养培育和信息化教学能力培养”［3］.可见，提升师范生的信息素养是新时代持续推进建设高素质教师队伍的重要举措.

帮助师范生掌握有效运用信息技术的方式方法，加强信息技术素养的培养，奠定职后使用信息技术进行教学的基础，应属师范生培养的应有之义.已有研究表明，信息技术在教学和学习方面的应用行为受使用意愿的正向影响［4-6］.此外，教师对信息技术的使用意愿并不是进入工作岗位后自动产生，在作为师范生进行理论学习和教育见习、实习等实践学习时可能已经萌发了应用信息技术于教学活动的意愿.师范生的教育信息技术使用意愿对信息素养的养成具有重要而直接的影响，探寻从哪些方面以及如何促进师范生信息技术使用意愿的持续发展成为需要深入考量的问题.哪些因素会影响师范生当前和未来使用信息技术设计教学的意愿？这些因素之间的复合关系如何？厘清诸如此类的问题对师范生专业发展，师范专业人才培养质量提升和教育信息化建设的持续实施均具有重要的现实意义.

目前，国内相关研究主要注重对在职教师信息技术应用现状的分析研讨，运用统计方法建立模型开展的量化研究较为匮乏，对师范生教育信息技术使用意愿的研究尤为少见.本文在梳理已有理论和实证研究的基础上，基于技术接受与使用整合模型（Unified Theory of Acceptance and Use of Technology，UTAUT）［7］，采用定量研究的方法进行模型建构，深入分析影响师范生教育信息技术使用意愿的多个维度及其复合关系，为促进其增强信息技术使用意愿、发展信息素养，进而提高师范生培养质量提供理论支持和实证依据.

1 概念界定和研究假设

为了解释信息系统使用率偏低的问题，Davis创建了技术接受模型（Technology Acceptance Model，TAM），其中的因变量是行为意图，核心自变量主要有：感知有用性、感知易用性、使用态度，及相关外部变量.其中，感知有用性指的是个体对使用某种信息技术能够提高其工作效益的确信程度；感知易用性是个体对使用一个系统将要付出努力程度的主观感知［8］.在TAM中，二者的关系表现为：感知易用性对感知有用性具有显著正向影响；使用态度主要扮演二者影响行为意图的中介变量.对预测信息技术接受度而言，TAM已得到较丰富的研究证实.

随着时代发展和研究的不断深入，TAM也处于不断扩展中，如UTAUT［7］等模型的提出.UTAUT在整合已有相关理论模型和基本变量的基础上，聚焦于四个核心维度：绩效预期、努力预期、社群影响和便利条件，研究对信息技术使用者的行为意图、应用行为等维度的影响.UTAUT在信息技术接受、使用领域的适配度较强［9］，在信息技术接受的研究中有着非常好的解释度［10］.下面结合已有研究对UTAUT的核心变量进行回顾并作适于本研究的界定.

1.1 绩效预期和努力预期

绩效预期和努力预期在文［7］中分别定义为“个人认为使用该系统将帮助自己获得工作收益的程度”和“与使用系统相关的易用程度”.迁移到师范生运用教育信息技术的主题，绩效预期指的是对运用信息技术可以帮助自己取得更好教学效果程度的感知；努力预期指的是师范生对信息技术运用于教学的难易程度的感知.可以看出，二者分别对应TAM中的感知有用性和感知易用性.已有关于大学生慕课（MOOC）学习、移动学习，中小学教师信息技术运用等主题的研究证实［6，11-12］：感知易用性对感知有用性存在显著正向影响.亦有研究表明，中小学生使用网络学习空间的努力预期对绩效预期有积极影响［6］，对开放教育学习者的移动学习［13］也有类似结果.

TAM中给出的感知有用性和感知易用性对使用态度的影响已在诸多研究中得到证实.如，大学生对网络教学平台的感知有用性和感知易用性对使用态度均存在显著的正向影响［14-15］；感知有用性和感知易用性对大学生移动学习行为态度具有积极的正向影响［16］.绩效预期、努力预期作为感知有用性和感知易用性的对等变量，理应对使用态度存在积极影响，这在企业员工使用知识管理系统的研究中得到了验证［17］.

当人们感受到某一网络平台或信息技术对个人的学习效果或工作效率等有改善和提升时，自然会更有意愿使用这些工具，对这些工具的积极认同也会提升使用意愿.已有研究表明，绩效预期和使用态度能够正向影响使用意愿.如，绩效预期对大学生使用MOOC的意愿存在显著正向影响［5］；大学生使用网络教学平台的态度显著影响使用意愿［14］.

需要指出的是，前述研究的对象主要是普通大中小学生群体，少数研究涉及中小学教师，师范生接受、运用教育信息技术主要用于完成实践类课程的作业和为未来教学实践做准备，在目标指向、专业特质、技术与教学的整合等方面有其特殊性，有必要专门进行研究.基于UTAUT和努力预期、绩效预期影响使用态度及使用意愿的已有相关研究，提出假设1-5.

H1：师范生对教育信息技术的努力预期显著正向影响绩效预期；

H2：师范生对教育信息技术的绩效预期显著正向影响使用态度；

H3：师范生对教育信息技术的努力预期显著正向影响使用态度；

H4：师范生对教育信息技术的绩效预期显著正向影响使用意愿；

H5：师范生对教育信息技术的使用态度显著正向影响使用意愿.

1.2 自我效能感

Bandura将自我效能感定义为“对实现特定目标所需要的组织和执行行为的能力的信念”［18］.Ashton认为自我效能感是“个体对特定环境做出反应的一种心理态度”［19］.张春兴认为自我效能感是“个人对自己从事某种工作所具有的能力以及对该工作可能实现的程度的一种主观评价”［20］.综观前述界定，不同研究者对“自我效能感是个体对自身能力的主观认知”的观点一致，但对研究对象、外延和实施过程的概括有所不同.

作为内因性的主观因素，已有研究表明，自我效能感对使用意愿存在影响［21］且多为通过使用态度产生的间接影响［22］.据此，提出假设6.

H6：师范生对教育信息技术的自我效能感显著正向影响使用态度.

1.3 社群影响

社群影响即“个体认为重要他人认为其应该使用新系统的程度”；便利条件是指“个体感受到的组织提供的技术、设施等方面对新系统使用的支持程度”［7］.前者与计划行为理论（Theory of Planned Behavior，TPB）［23］中的主观规范相对应，对使用意愿有重要影响.如社群影响对大学生使用MOOC的意愿有显著正向影响［5］；对中小学生使用网络学习空间的意愿有积极影响［6］；对教师信息技术使用意愿有显著的正向影响［24］.

在UTAUT中，社群影响和便利条件属于影响主体使用意愿的外因变量.二者差别主要是，社群影响属于重要他人范畴，便利条件主要是客观影响.鉴于当前师范专业的条件建设日益得到重视，师范生运用教育信息技术具备相当程度的便利条件，本文没有将便利条件作为影响使用意愿的变量纳入研究模型.而社群影响对师范生教育信息技术运用意愿的影响是否存在类似结果，本研究将予以验证.基于以上分析，提出假设7.

H7：社群影响显著正向影响师范生对教育信息技术的使用意愿.

1.4 研究模型

综合研究假设1-7，构建了师范生教育信息技术使用意愿影响因素模型，如图1所示.

图1 师范生教育信息技术使用意愿影响因素模型

2 研究设计

2.1 研究样本及收集方式

采用问卷调查的方式，以学习过教育技术类课程的地方院校大二及以上师范生为研究对象，对图1所示模型开展实证研究.样本主要来自广东、江苏、贵州、山西、陕西的5所师范院校或综合院校师范专业，包括数学与应用数学、汉语言文学、小学教育、物理等，覆盖范围较广.借助The Survey System网站提供的样本量计算器，计算得出本研究所需有效样本数至少为384.采用整群抽样方法，利用“问卷星”在线发放问卷，调查持续时间为2020年4月1-30日，共收集544份问卷.以每一题项标准化后得到的z值是否处于-3.25~3.25为标准，剔除极端值，余下有效问卷506份，有效率为93.0%.其中，男生128名，占25.3%；女生378名，占74.7%.

2.2 测量工具

研究模型各维度的操作性问题举例及来源参见表1.问题来源于相应外文文献，并召集4位（含作者）在高校任教的教育学博士、教育技术学博士，各自独立筛选题目后进行研讨，并修改题目用词，有理由认为量表具有较高水平的内容效度.调查问卷确定22个观测变量，所有题目均以Likert7级量表的方式测量：1代表“非常不符合”，7代表“非常符合”，得分越高表示被试对相应变量的认知或表现越强.

表1 潜变量测量题项举例及对应来源

3 数据分析

研究主要运用Mplus8.0软件进行数据分析，分析方法以结构方程模型方法为主，包括：一阶验证性因素分析、参数显著性估计、合成信度、收敛效度、区分效度、回归分析和中介效应分析等.

3.1 描述性统计

对问卷22个题项进行数据处理的结果显示：均值处于4.50~5.88之间，标准差介于0.043~0.065之间，说明被试对大部分题项的反应处于中立到非常符合之间.大部分题项的均值、中位数和众数较接近，表示数据基本符合正态分布.除绩效预期第1题项（偏度值为-1.047，可接受范围）外，其余题项的偏度绝对值<1，峰度绝对值<7，各题项符合单变量正态分布.

3.2 测量模型评估

运用Mplus8.0对各维度分别进行验证性因子分析后，努力预期、自我效能感和社群影响维度各删除1个标准化因子载荷量低于0.5的题项，其余19个题项的标准化因子载荷量均大于或接近0.6，大部分达到0.7~0.9的理想水平，具备较高的题目信度，予以保留（详见表2）.

表2 因子载荷量、信度与收敛效度

固定各维度第一个题目的非标准化因素载荷量为1后，得到的参数估计值均大于0，对应P值均小于0.001，达到非常显著的水平.组合信度（Composite Reliability，CR）介于0.783~0.874之间，达到理想水平［28］.平均方差萃取量（Average Variance Extracted，AVE）介于0.548~0.667之间，表示6个维度对自身包含各题项的平均解释能力较强，各维度的内部信度达到较为理想的水平且存在明显的收敛效度［29］.多元相关平方（Square Multiple Correlations，SMC）即对应标准化因子载荷量的平方，绝大多数题目达到了0.5以上的理想值水平.

从表3可以看出，绩效预期、努力预期、使用态度、使用意愿、自我效能感和社群影响6个潜变量的值均大于该变量与其它变量的大部分相关系数，表示各维度之间存在较明显的区分效度.

表3 测量模型的区分效度

3.3 结构模型评估与假设检验

运用极大似然估计法（Maximum likelihood，ML）得到的个别拟合指数即RMSEA与模型拟合良好指标的临界值0.080相等，进一步运用均数调整似然估计法（Mean adjusted likelihood estimator，MLM）进行修正，两种估计法得到的拟合指数参见表4.可以得出，χ2/df<3、CFI>0.9、TLI>0.9、RMSEA<0.08、SRMR<0.1，大部分拟合指数符合精确拟合的标准［30］，个别拟合指数（SRMR）达到可接受要求.

表4 结构方程模型拟合指数

在本研究提出的7个假设中，5个得到了验证（参见表5）.具体影响力效应为：努力预期每增加1个标准差，绩效预期将增加0.606个标准差；绩效预期每增加1个标准差，使用态度将增加0.705个标准差；自我效能感每增加1个标准差，使用态度将增加0.269个标准差；使用态度每增加1个标准差，使用意愿将增加0.491个标准差；社群影响每增加1个标准差，使用意愿将增加0.361个标准差.结构模型的各R2值说明，图1所示的模型可以解释78.3%的使用意愿变异量、71.9%的使用态度变异量和36.7%的绩效预期变异量，影响力分别达到了高度（>0.67）或中度（>0.33）水平［31］.

表5 模型回归权重与假设检验结果

3.4 中介效应分析

运用Bootstrap进行5000次运算的结果显示，有两条路径的中介效应达到显著水平.即，努力预期对使用意愿的间接影响效应显著（0.330，P<0.001），对应95%置信区间为（0.169，0.398）.具体表现为三个影响路径：（1）努力预期通过绩效预期影响使用态度，进而影响使用意愿，中介效应显著（0.210，P<0.01），对应的95%置信区间为（0.078，0.327）不包含0同样体现中介效应的显著性；（2）努力预期通过绩效预期对使用意愿的间接影响（0.118）；（3）努力预期通过使用态度对使用意愿的影响（0.001）.后两者影响未达显著，尤其是路径（3）的影响效应较微弱.另一条路径则表现为完全中介，即自我效能感对使用态度产生直接影响，进而显著影响使用意愿（0.132，P<0.05），对应95%置信区间为（0.033，0.229），同样表明中介效应的显著性.

4 讨论

研究基于UTAUT模型，构建了师范生教育信息技术使用意愿影响因素模型，用于解释师范生教育信息技术的使用意愿.研究表明，大部分假设得到支持，个别假设存在影响效应但不显著.这为在师范生培养过程中从哪些方面着力能够有效提升教育信息技术能力提供了实证依据.

4.1 努力预期和绩效预期对师范生教育信息技术使用意愿的影响

本研究的结果显示，努力预期和绩效预期对师范生教育信息技术使用意愿的直接影响表现不显著，主要以间接效应的形式存在，达到显著的路径为：努力预期➝绩效预期➝使用态度➝使用意愿.

绩效预期对使用态度的直接影响效应显著，这与已有针对中小学教师、一般大学生群体等运用技术的研究结果一致［4，16］；对应路径系数说明，每增加1个标准差，使用态度增加0.705个标准差.可以看出，师范生对教育技术的最主要关切点是，运用于教学设计、实施和评价等活动可能产生的效用，这种预期是影响师范生信息技术使用态度的最为重要的因素之一.同时，师范生对教育信息技术的绩效预期又受到努力预期的正向显著影响；此影响效应提示，在师范生学习、运用教育信息技术的过程中，尤其是在接触新的教育技术之初，宜兼顾信息技术对教学实践的有用性和信息技术界面、操作等方面的友好特征.在对技术运用较熟练、形成了较稳定的绩效预期后，才适于进行更深入的富有挑战性的学习和运用.使用态度对使用意愿的直接影响显著表明，它是努力预期和绩效预期影响使用意愿的重要中介变量，教育技术的界面友好、操作便捷、益于教学等客观优势的显化有赖于态度积极与否.

4.2 自我效能感对师范生教育信息技术使用意愿的影响

自我效能感对师范生教育信息技术使用意愿的影响显著且为正向，主要表现为以使用态度为中介变量的间接路径，这与高职学生使用网络学习资源的相关研究结论一致［22］.自我效能感作为个体对自身能力的主观认知，更多地呈现内因性、自控性的特征，对使用意愿的影响相较外部因素更为根本和持久.

4.3 社群影响对师范生教育信息技术使用意愿的影响

社群影响对师范生教育信息技术的使用意愿存在积极影响，这一点与已有针对不同群体的信息技术运用和学习的研究结论一致［6，24］.师范生一般处于青年初期，已形成了一定的个体独立倾向与态度，但这种倾向与态度的稳定性仍会受到社会环境、学校班级宿舍氛围等外界因素的影响.对不同年级的师范生而言，社群影响对大四师范生的作用显著高于其它年级.大四师范生一般已进行或正进行教育实习，实习过程中的教学观摩、教学设计和实施等活动必然会遇到某些困惑或仅靠传统教学技术难以解决的问题，此时教育信息技术可能发挥作用.运用和解决的过程往往伴随实习生的同伴互助、教师指导、实习学校教育信息技术的运用环境等外在因素的影响，在此过程中能够形成较稳定的实践学习共同体，实现师范生教育信息技术运用能力的群体提升.

5 结论

根据研究结果的分析与讨论，可以得到师范生教育信息技术使用意愿的主要影响因素和具体路径：努力预期对使用意愿的影响主要表现为链式中介，其中，绩效预期和使用态度扮演中介变量的角色；自我效能感对使用意愿的影响表现为完全中介效应，中介变量为使用态度；社群影响对使用意愿产生显著的直接影响.

基于以上结果，提出如下建议：

（1）通过组织师范生观摩一线课堂教学、聆听教育信息技术名师和教育技术方面有所长的学科名师开展相关讲座、参加相关教研活动等多种方式帮助他（她）们端正对教育信息技术的使用态度，增加教师教育类课程作业中运用教育信息技术的考核要求，明确教育信息技术课程并非“凑学分”的公共课和它对后续从事教育教学工作的裨益.

（2）在不断帮助师范生端正使用态度的基础上，从低年级开始组织或参加各级各类关于教育信息技术运用的教学设计团体比赛，在课程学习、参加教育见习实习的过程中有意识地引导师范生形成稳定的学习共同体和教育信息技术运用的积极氛围，充分发挥社群影响的正向显著效应.

（3）构建教育信息技术教师、专业教师尤其是学科教学论教师、一线中小学教师参加的教学共同体，提供“脚手架”式的学习支持，开展更贴近基础教育一线教学现实的“嵌入式”课程，从理论和实操两个方面提升师范生教育信息技术运用的努力预期和绩效预期，形成教学合力.

进一步的研究可以在如下方面进行探索：努力预期对绩效预期的R2值处于中等水平，说明仍存在影响绩效预期的其它潜变量，可以通过文献研究、调查访谈和质性研究加以探索并确认其影响力大小.引入教师职业认同感、学习投入、专业满意度等可能产生影响的变量，进一步完善师范生教育信息技术运用意愿的影响模型，为更好地提升师范生教育信息技术的学习效果、促进个体专业发展提供实证支持.