基于UTAUT模型的大學(xué)生在線學(xué)習(xí)行為及其影響因素研究

張軍翔，張 涵，朱 宇，陳 雪，徐 琦

(1.湖北師范大學(xué) 外國語學(xué)院，湖北 黃石 435002；2.湖北師范大學(xué) 計算機與信息工程學(xué)院，湖北 黃石 435002)

隨著網(wǎng)絡(luò)技術(shù)在教育教學(xué)中的發(fā)展與應(yīng)用，在線學(xué)習(xí)已經(jīng)成為各大高校教學(xué)的一種形式。教育部印發(fā)的《教育信息化“十三五”規(guī)劃》中指出，要構(gòu)建網(wǎng)絡(luò)化、數(shù)字化、個性化、終身化的教育體系，以促進(jìn)學(xué)生全面發(fā)展，并且到2020年，我國需要建成與現(xiàn)代化教育發(fā)展目標(biāo)適應(yīng)的教育信息化體系，即“人人皆學(xué)、處處能學(xué)、時時可學(xué)”的教育體系，為學(xué)習(xí)者提供了大量的學(xué)習(xí)資源及學(xué)習(xí)支持服務(wù)。

教育部印發(fā)的《教育信息化2.0行動計劃》的通知中，教育信息化2.0時代的根本任務(wù)是推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+教育”。在線學(xué)習(xí)具有豐富的交互性和協(xié)作性、能實現(xiàn)學(xué)習(xí)者個性化的需求等成為了一種新型的學(xué)習(xí)方式。因此大學(xué)生在線學(xué)習(xí)行為也影響著在線學(xué)習(xí)的效果、學(xué)習(xí)效率等方面的因素。本研究主要以UTAUT模型為基礎(chǔ)進(jìn)行研究。在國內(nèi)關(guān)于基于UTAUT模型的大學(xué)生在線學(xué)習(xí)影響因素研究的相關(guān)領(lǐng)域中，研究者主要采用問卷調(diào)查法以及訪談法開展研究，而在本研究中采用數(shù)據(jù)分析法來進(jìn)行數(shù)據(jù)的相關(guān)分析，并得出相關(guān)結(jié)論。

1 概念界定和理論基礎(chǔ)

1.1 在線學(xué)習(xí)行為

隨著“互聯(lián)網(wǎng)+教育”的發(fā)展，在線學(xué)習(xí)已經(jīng)成為了一種新一代的學(xué)習(xí)方式。其中“在線學(xué)習(xí)行為”概念與“網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)行為”的概念相近。這些概念之間略有差別，但是所要描述的意思是一樣的，都指是在學(xué)習(xí)者運用網(wǎng)絡(luò)媒體工具，在互聯(lián)網(wǎng)下進(jìn)行的學(xué)習(xí)行為。

不同的學(xué)者有不同的定義，主要描述了：學(xué)習(xí)者在網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)環(huán)境中，利用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)平臺提供的學(xué)習(xí)資源與服務(wù)來進(jìn)行的一種自主學(xué)習(xí)和交互活動的總和。本研究是在在線學(xué)習(xí)環(huán)境、大學(xué)生課程目標(biāo)的指導(dǎo)和學(xué)習(xí)動機的驅(qū)動下，通過在線學(xué)習(xí)的方式與教師、學(xué)習(xí)者以及學(xué)習(xí)內(nèi)容之間進(jìn)行的一種交互活動而產(chǎn)生的行為。

1.2 理論基礎(chǔ)

1.2.1 學(xué)習(xí)條件理論 美國著名的教育心理學(xué)家加涅認(rèn)為，學(xué)習(xí)受多方面因素的影響，歸納為內(nèi)部因素與外部因素。內(nèi)部因素主要是指學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)新知識以前已經(jīng)具備的原有知識技能等因素。外部因素主要是指學(xué)習(xí)過程中的教學(xué)環(huán)境、教學(xué)媒體等可以激發(fā)學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)的因素。加涅的學(xué)習(xí)條件理論是在教育信息化時代以前提出來的。雖然是針對傳統(tǒng)意義上的學(xué)習(xí)，但是目前在在線學(xué)習(xí)環(huán)境中，該理論提供了重要的參考價值。在線學(xué)習(xí)行為影響因素包含了內(nèi)部因素以及與學(xué)習(xí)者相關(guān)的外部因素。

1.2.2 行為科學(xué)理論 行為科學(xué)理論作為一門綜合性的學(xué)科，其主要研究各類人員的行為變化規(guī)律，從而預(yù)測人們的行為，并加以引導(dǎo)人們的行為[1]。行為科學(xué)理論主要強調(diào)人與外部環(huán)境之間的交互作用[2]，因此不僅要關(guān)注學(xué)習(xí)者內(nèi)在的特征產(chǎn)生的影響，還要考慮外部環(huán)境對在線學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生的影響。

1.2.3 建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論 建構(gòu)主義學(xué)習(xí)理論主張以學(xué)習(xí)者為中心，發(fā)揮學(xué)生的主動性，構(gòu)建學(xué)生的主體性[3]。在學(xué)習(xí)過程中，學(xué)習(xí)者被視為學(xué)習(xí)的主體。而在在線學(xué)習(xí)中，學(xué)習(xí)者主要是基于網(wǎng)絡(luò)環(huán)境下的一種自主學(xué)習(xí)，學(xué)習(xí)者不受時間和空間的限制，利用網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)平臺的學(xué)習(xí)資源，完成有意義的知識構(gòu)建。

2 研究設(shè)計

2.1 研究框架

2.1.1 UTAUT模型 UTAUT模型是2003年Venkatesh等[4]在對TAM相關(guān)研究基礎(chǔ)上總結(jié)并改進(jìn)提出的整合型科技接受模式。如圖1所示，其中該模型中有四個核心指向行為意向的變量，分別是績效期望(PE)，付出期望(EE)，社群影響(SI)，配合情況(FC)，以及性別、年齡、經(jīng)驗、自愿四個控制變量。已有研究表明，該模型相較于其他模型，對技術(shù)使用行為的解釋力高達(dá)70%[5]，可以作為依據(jù),解釋應(yīng)用者在技術(shù)接受和整合過程中的意愿和行為的轉(zhuǎn)變。目前，UTAUT模型已被廣泛應(yīng)用到學(xué)習(xí)行為研究中，如大學(xué)生移動學(xué)習(xí)影響因素研究[6]、MOOC學(xué)習(xí)行為因素研究[7]、網(wǎng)絡(luò)課程學(xué)習(xí)行為研究[8]等，這表明UTAUT模型在探究學(xué)生學(xué)習(xí)行為影響因素方面表現(xiàn)出了較好的適用性和解釋力[9]，是一種有用且易用的工具。區(qū)別于線下學(xué)習(xí)，在當(dāng)前的環(huán)境下，在線學(xué)習(xí)已然成為一種新的學(xué)習(xí)方式，類比于移動學(xué)習(xí)、MOOC學(xué)習(xí)等學(xué)習(xí)方式，也符合運用UTAUT模型對大學(xué)生的在線學(xué)習(xí)行為進(jìn)行測量，進(jìn)一步研究影響學(xué)習(xí)者接受在線學(xué)習(xí)的關(guān)鍵性因素。

圖1 UTAUT模型

2.1.2 研究框架設(shè)計 本研究以UTAUT模型為參考依據(jù)，結(jié)合已有的研究結(jié)論、在線學(xué)習(xí)以及大學(xué)生群體的特點，新增研究變量，構(gòu)建了本研究的研究框架，如圖2.

圖2 大學(xué)生在線學(xué)習(xí)行為及其影響因素研究框架

研究保留了模型中的四大核心變量，其中，績效期望是指大學(xué)生認(rèn)為通過在線學(xué)習(xí)、在線學(xué)習(xí)平臺能進(jìn)行有效學(xué)習(xí)的程度；付出期望是指大學(xué)生在在線學(xué)習(xí)過程中想要完成學(xué)習(xí)任務(wù)需要付出的努力程度；社群影響是指大學(xué)生在進(jìn)行在線學(xué)習(xí)時，受到的來自外界的與之相關(guān)的影響程度；配合情況是指在線學(xué)習(xí)過程中，學(xué)習(xí)平臺所給予的功能、資源等的支持程度。

為與現(xiàn)階段的在線學(xué)習(xí)情況相匹配，本研究新增兩個外部變量——“感知自我效能”和“內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源”。自我效能感，最初是由班杜拉提出的，用于推測和判斷個人是否有能力完成某一行為。大量研究表明，個人的自我效能感的高低將會對學(xué)習(xí)者的意愿和行為產(chǎn)生不同的影響。在線學(xué)習(xí)過程中，大學(xué)生仍需要不同的學(xué)習(xí)內(nèi)容和資源作為學(xué)習(xí)的參考和支撐，因此，本研究將內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源設(shè)為新的外部變量。

在上述的研究中發(fā)現(xiàn)，在線學(xué)習(xí)行為的影響因素與大學(xué)生的學(xué)習(xí)滿意度是鏈接的。學(xué)生的學(xué)習(xí)滿意度是衡量教學(xué)質(zhì)量的重要評價標(biāo)準(zhǔn)，故本研究在原基礎(chǔ)上引入“學(xué)習(xí)滿意度”為因變量。對于調(diào)節(jié)變量，本研究中將保留UTAUT模型中的“性別”變量，并對其他變量進(jìn)行了調(diào)整，由于大學(xué)生之間的年齡差別是較小的，而年級差異的認(rèn)知水平比年齡差異更具有代表性，因此本研究中選擇“年級”這一變量，在本研究中還將“自愿”和“經(jīng)驗”這兩個變量除去，選擇“專業(yè)類別”這一變量進(jìn)行研究。

根據(jù)圖2所示，提出以下假設(shè)：

H1：績效期望對學(xué)習(xí)者行為意愿或?qū)W習(xí)滿意度有正向影響。

H2：付出期望對學(xué)習(xí)者行為意愿或?qū)W習(xí)滿意度有正向影響。

H3：社群影響對學(xué)習(xí)者行為意愿或?qū)W習(xí)滿意度有正向影響。

H4：配合情況對學(xué)習(xí)者行為意愿或?qū)W習(xí)滿意度有正向影響。

H5：內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源對學(xué)習(xí)者行為意愿或?qū)W習(xí)滿意度有正向影響。

H6：感知自我效能對學(xué)習(xí)者行為意愿或?qū)W習(xí)滿意度有正向影響。

H7：在模型中的各個自變量對學(xué)習(xí)者的因變量受到性別、年級和專業(yè)的調(diào)節(jié)作用。

H8：學(xué)習(xí)滿意度對行為意愿具有正向影響。

2.2 研究工具

2.2.1 問卷設(shè)計 本研究的研究工具為調(diào)查問卷，主要是為了檢驗研究模型和假設(shè)是否正確。因此本研究的問卷是基于UTAUT模型的基礎(chǔ)上，設(shè)計了該問卷。本研究的問卷采用 “非常不符合”“比較不符合”“一般符合”“比較符合”“非常符合”這五個層次來測量填寫者對測試題目的認(rèn)可程度，并形成了最終的問卷量表，如表1所示：

表1 問卷各項量表

2.2.2 研究對象 本問卷面對高校本科四個年級的學(xué)生，共發(fā)放了200份問卷，通過以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行有效問卷的刷選，如問卷填寫不完整以及問卷各項作答一致的，回收問卷出現(xiàn)任意一種或兩種情況的被判定為無效問卷。回收的有效問卷172份，男性82人，占比47.67%，女性90人，占比52.33%.

2.2.3 研究分析方法 問卷的數(shù)據(jù)處理運用SPSS24.0軟件和Excel進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，主要針對各因素進(jìn)行分析，從而理清各變量之間的關(guān)系，并確定影響權(quán)重，進(jìn)而得出研究的結(jié)論。

3 數(shù)據(jù)分析與統(tǒng)計

3.1 信度檢驗

利用Cronbach’sα系數(shù)檢測問卷的信度[10]，如表2所示，該問卷的整體信度為α=0.913,當(dāng)α>0.9時,表明該量表的信度很高,從整個量表和量表層面或結(jié)構(gòu)上信度都是非常理想的,也表明了研究的數(shù)據(jù)是有效,因此可以進(jìn)行后面的數(shù)據(jù)研究分析。

表2 問卷整體信度量表

3.2 因子分析

在對問卷進(jìn)行因素分析時，可對KMO樣本充分性測試與Bartlett’s球形檢驗[11]進(jìn)行效度分析，可通過分析結(jié)果來判斷問卷變量是否符合做因子分析。結(jié)果如表3所示，KMO系數(shù)為0.897>0.6,Bartlett’s球形檢驗的概率值為0.000<0.05,表明該數(shù)據(jù)適合做因子分析。

表3 KMO和巴特利特檢驗

3.3 問卷各項變量描述性分析

為了更加了解研究中各個變量對于大學(xué)生在線學(xué)習(xí)影響因素的程度，我們需要對各個變量的標(biāo)準(zhǔn)差、平均值、偏度和峰度進(jìn)行統(tǒng)計分析，以此來檢驗問卷數(shù)據(jù)的正態(tài)分布。如表4所示，該樣本數(shù)據(jù)中偏度系數(shù)的值的絕對值小于3，并且峰度系數(shù)的值的絕對值小于8，由此可見，該樣本數(shù)據(jù)是服從正態(tài)分布的。

表4 各項變量描述性統(tǒng)計分析

以上可表明大學(xué)生對于在線學(xué)習(xí)行為的各個影響因素中都達(dá)到了一定的認(rèn)可程度。據(jù)統(tǒng)計可知各個維度的平均值都是在3以上的。由此可見，大學(xué)生普遍認(rèn)為在線學(xué)習(xí)行為中自我效能感比較重要，并且在線學(xué)習(xí)平臺的操作比較簡單。大學(xué)生對配合情況也比較認(rèn)同，表明了大學(xué)生對于在線學(xué)習(xí)的資源與學(xué)習(xí)支持服務(wù)是比較滿意的。總體來說，大學(xué)生對于在線學(xué)習(xí)行為是具有積極影響的。

3.4 差異性分析

3.4.1 性別在各個變量上的差異性分析 性別是一個二分變量，采用了獨立樣本t檢驗的方法。如表5所示：問卷中有六個變量都表現(xiàn)出了差異性，其中社群影響、績效期望、努力期望、行為意愿和學(xué)習(xí)滿意度，這六個方面的顯著性P<0.05，結(jié)果表明了在在線學(xué)習(xí)行為中男女性別是存在顯著差異的，在內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源和配合情況中是男性高于女性的。

表5 性別對于各變量的差異

3.4.2 年級在各個變量上的差異性分析 在關(guān)于年級和專業(yè)類別這兩個方面，有兩個以上的變量，因此使用方差分析中的單因素方差分析法。根據(jù)結(jié)果來看，如顯著性P>0.05，則未違反我們的方差同質(zhì)性的假定，需要采用多重分析中的LSD事后比較的方法進(jìn)行分析。反之，如P<0.05，則違反了方差同質(zhì)性的假定。如表6所示：社群影響、績效期望、努力期望、配合情況、行為意愿、學(xué)習(xí)滿意度的顯著性P>0.05,因此需要分別采用多重比較中的LSD進(jìn)行差異性分析，如表7所示。根據(jù)不同的年級，研究結(jié)果表明了只有績效期望顯著性存在差異，大二的要比大四的好。

表6 年級的方差齊性檢驗

表7 年級在績效期望的差異

3.4.3 專業(yè)類別在各個變量上的差異性分析 在專業(yè)類別這一方面，同樣的進(jìn)行單因素方差分析。結(jié)果如表8所示，其中社群影響、績效期望、感知自我效能、行為意愿、學(xué)習(xí)滿意度的顯著值P>0.05,因此需要對這5個變量進(jìn)行事后比較，如表9所示，表明了在社群影響上教育類比理工類的表現(xiàn)要好。在績效期望上教育類比文史類和理工類的表現(xiàn)要好。在感知自我效能上教育類比藝術(shù)類的表現(xiàn)要好。另外，在學(xué)習(xí)滿意度上也是有差別的，教育類的比理工類、藝術(shù)類和其他專業(yè)類別的表現(xiàn)也更好。

表8 專業(yè)的方差齊性檢驗

表9 專業(yè)類別在各變量的差異

3.5 回歸分析

以行為意愿為該研究的因變量，社群影響、績效期望、努力期望、內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源、感知自我效能、配合情況為該研究的自變量，分析如表10所示：當(dāng)經(jīng)過t檢驗后的顯著性P<0.05,說明這6個變量的偏回歸系數(shù)是有效的，因此可以表示出：行為意愿=社群影響×0.110+績效期望×0.166+努力期望×0.077+內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源×0.049+配合情況×0.112+感知自我效能×0.482，其中可以知道感知自我效能、績效期望、配合情況這3個變量的占比權(quán)重占前三。

表10 以行為意愿為因變量的回歸分析

以學(xué)習(xí)滿意度為該研究的因變量來進(jìn)行分析，結(jié)果如表5～10所示：當(dāng)經(jīng)過t檢驗后的顯著性P<0.05,說明這6個變量的偏回歸系數(shù)是有效的，因此可以表示出：學(xué)習(xí)滿意度=社群影響×0.131+績效期望×0.246+努力期望×0.078-內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源×0.050+配合情況×0.403+感知自我效能×0.174，其中可以知配合情況、績效期望、感知自我效能這3個變量的占比權(quán)重占前三。

表11 以學(xué)習(xí)滿意度為因變量的回歸分析

4 研究結(jié)論

根據(jù)研究問卷的分析結(jié)果表明，研究中選取的“績效期望”“付出期望”“社群影響”“配合情況”“內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源”以及“感知自我效能”都能很好地解釋說明大學(xué)生在線學(xué)習(xí)行為的影響因素。各個因素之間表現(xiàn)出了顯著的正相關(guān)，并且各因素之間還能起到相互促進(jìn)的關(guān)系。關(guān)于調(diào)節(jié)變量不同的年級、性別、專業(yè)之間在各影響因素之間也有不同的差異。其中主要表現(xiàn)為以下幾點：

1)對于性別而言，除了內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源和配合情況以外，女性在其他的六個因素上都比男性表現(xiàn)要好。表明女性具有更高的學(xué)習(xí)期望，對于在線學(xué)習(xí)上女性比男性付出更高的努力，也更愿意選擇在線學(xué)習(xí)。但相比與女性來說，男性更容易受到身邊人的影響，并且在進(jìn)行在線學(xué)習(xí)時，男性更容易獲取學(xué)習(xí)的內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源。

2)關(guān)于年級來說，從研究結(jié)果中表明大二年級的學(xué)生比大四年級的更滿意個人感覺對在線學(xué)習(xí)行為幫助的程度。

3)在專業(yè)方面，社群影響、績效期望、感知自我效能以及學(xué)習(xí)滿意度這四個因素中表現(xiàn)出了明顯的差異，其中教育類比較突出，這表明了教育行業(yè)中學(xué)習(xí)者更多選擇在線學(xué)習(xí)來提高學(xué)習(xí)效率，并且通過利用在線學(xué)習(xí)來達(dá)到學(xué)習(xí)者對學(xué)習(xí)的滿意程度。

5 總結(jié)與建議

本研究是基于UTAUT模型，構(gòu)建了大學(xué)生在線學(xué)習(xí)行為影響因素的框架，通過利用SPSS24.0對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究分析，得出了影響學(xué)習(xí)者在線學(xué)習(xí)的影響因素：社群影響、績效期望、努力期望、配合情況、感知自我效能都對行為意愿和學(xué)習(xí)滿意度表現(xiàn)出正向影響，其中內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源中對行為意愿也表現(xiàn)出正向影響，但在內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源中對學(xué)習(xí)滿意度表現(xiàn)出負(fù)向影響。

根據(jù)研究的結(jié)果，提出了以下幾點建議：

1)應(yīng)重視在線學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)內(nèi)容與學(xué)習(xí)資源。課程的開發(fā)者需要整合同類的學(xué)習(xí)內(nèi)容，重點開發(fā)具有針對性的學(xué)習(xí)資源和學(xué)習(xí)內(nèi)容，并且需要根據(jù)學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)需求，進(jìn)行相關(guān)的課程設(shè)計時，要根據(jù)不同專業(yè)具有不同的性質(zhì)，針對性地提供學(xué)習(xí)資源和學(xué)習(xí)內(nèi)容，促進(jìn)學(xué)習(xí)者個性化的學(xué)習(xí)。

2)以自主學(xué)習(xí)為中心，加強導(dǎo)學(xué)一體，學(xué)習(xí)動機驅(qū)動學(xué)生自主學(xué)習(xí)[12]。教師應(yīng)每天發(fā)布學(xué)習(xí)任務(wù)和學(xué)習(xí)內(nèi)容，同時需要對學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)進(jìn)度進(jìn)行相應(yīng)的把控，以此來提高學(xué)生的績效期望，讓學(xué)生養(yǎng)成自主學(xué)習(xí)的習(xí)慣。

3)相關(guān)的主管部門應(yīng)加強對教育平臺中課程質(zhì)量進(jìn)行審核。由于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)不斷高速發(fā)展，網(wǎng)絡(luò)中的教育課程資源也參差不齊，因此有關(guān)主管部門應(yīng)制定相關(guān)的標(biāo)準(zhǔn)和審核制度，來提高在線學(xué)習(xí)的課程質(zhì)量。并且在進(jìn)行在線學(xué)習(xí)時，該技術(shù)的操作不能太復(fù)雜，應(yīng)讓學(xué)習(xí)者可以很容易地了解和獲取有用的信息，以至于學(xué)習(xí)者運用在線學(xué)習(xí)平臺的行為意愿就會越來越強。