基于中郵網院的網絡教學資源技術接受模型研究

胥旭　馬力　徐恩芹

摘 要 以中郵網院為平臺，根據我國網絡教學存在的“重建設、輕應用”現狀，引入技術接受模型概念，研究網絡教學資源的有效應用，以便為網絡教學資源的應用引入理論基礎，得出網絡教學資源應用技術接受模型，為以后網絡教學資源的應用提供借鑒。

關鍵詞 技術接受模型；中郵網院；網絡教學資源

中圖分類號：G712 文獻標識碼：B

文章編號：1671-489X（2017）04-0042-05

Abstract Based on China Post Online College， according to the sta-

tus quo of our country network teaching “heavy construction， light

application”，the authors introduce the concept of technology accep-tance model， study the effective application of network teaching resources， introduction of theoretical basis for the application of the

network teaching resources， get the network teaching resources appli-

cation technology acceptance model， serve as a reference for the application of network teaching resources after.

Key words technology acceptance model； China post online college；

network teaching resources

1 引言

網絡教學在教育培訓中的應用越來越廣，影響力越來越大。網絡教學建設中，網絡建設是基礎，資源建設是核心，教學應用是目的。因此，在教育培訓中對網絡教學資源的應用才是最終目的。另一方面，由于網絡課程的評審、建設及應用主要是依托網絡來進行的，從這個意義上來講，網絡教學可以看作一種技術產品。技術接受模型為研究網絡教學的推廣應用提供了一種新的視角。

基于此，本文根據技術接受模型的原型（TAM），通過文獻研究、理論反思、訪談等方法找出影響網絡教學的感知有用性、感知易用性、使用態度以及使用行為意向的因素和影響網絡教學資源應用的外部變量，然后提出網絡教學應用技術假設模型，在問卷調查分析的基礎上論證假設的正確性，從而確定影響網絡教學的因素，建立網絡教學資源技術接受模型，以便解釋網絡教學資源應用行為，促進網絡教學的有效應用。

中國郵政網絡學院是廣大郵政員工進行網絡學習的平臺，目前注冊學員93萬余人，擁有各類電子課件5000余門、1.2萬余課時，5萬多冊電子圖書等網絡教學資源，并兩次獲得中國內地ASTD“卓越實踐獎”。本文以中郵網院為平臺，引入技術接受模型概念，研究網絡教學資源的有效應用。

2 網絡教學資源應用技術接受模型的提出

技術接受模型（TAM）最初用以解釋計算機的接受行為，后來被廣泛使用于解釋各類信息系統和信息技術的接受行為。本文通過文獻研究、理論反思，在TAM通用性和網絡教學特有性相結合的基礎上，將網絡教學應用接受模型的外部變量定義為主觀規范因素、教師因素、個人特征因素、后期維護因素和環境因素。

主觀規范是指對學生本人具有重要影響的人認為他應該使用網絡教學資源。他的建議會對其產生直接的影響，會使學生從主觀上覺得網絡教學是非常有用的，進而影響其使用態度和使用意向。

教師/領導對網絡教學的態度、使用狀況將會直接影響到學生的感知易用性、感知有用性、使用態度及使用意向。

后期維護是指網站設計開發完成后正常運行時，網絡教學資源持有者所進行的后期維護工作，主要包括資源的更新、網站的運行狀況等，將會直接影響到學生的感知易用性和感知有用性。

環境因素是指影響學生正常應用網絡教學資源的外部環境，主要包括網絡教學環境、便利環境、人文環境等。這直接影響到學生應用網絡教學資源的感知有用性、使用態度和使用意向。

個人特征是指某行為個體自身所具有的特征，主要包括性別、年級、自愿性、信息素養等。這將會直接影響到學生的感知易用性、感知有用性、使用態度、使用意向。

在這個基礎上提出網絡教學資源應用技術接受假設模型，如圖1所示。

3 調查過程

為了驗證提出的網絡教學資源應用技術接受假設模型的準確性，采用問卷調查的方法進行調查、分析和驗證。

問卷的制定 通過文獻調研、專家訪談、與相關人員座談，共設計42條具有代表性、普遍性的結構化題項和1條開放性題項，并請5位網絡教學專家、TAM專家進行評價，根據評價進行適當修改，去掉3個題目，最后確定問卷的初稿分為兩個分量表，共39條題項。

初測問卷的檢驗及修訂 在大范圍發放問卷前，選取在職大學生及某郵政培訓班進行小范圍試測，共收集80份問卷，回收率是100%。采用SPSS17.0對收集的數據進行統計分析，其中信度分析時有3個變量的Cronbach a值大于0.8，有4個變量的Cronbach a值處于0.8～0.9之間，有4個變量的Cronbach a值處于0.7～0.8之間，只有1個變量的Cronbach a值處于0.5～0.6之間，因此，本研究的問卷可信度較高。

效度分析時KMO值為0.881，表示因子分析效果良好；Bartlett球形度檢驗的近似卡方值=3101.692，自由度df=

498，顯著性Sig.=0.000，表示達到顯著。結果表示母群體的相關矩陣間有共同因素存在，適合進行因子分析。

從結果的各項指標來看，本研究編制的調查問卷基本上符合研究的理論構思和心理測量學的要求，信度、效度以及項目鑒別度等指數優良，可在教育培訓研究實踐中使用。

研究對象的選取與調查方法 在進行正式的問卷調查時采用網絡調查問卷的方法?？紤]到地理位置的差異性及不同單位對網絡教學的認可度，本調研將樣本確定為河北、廣州、貴州和內蒙古4個省區的省級、地市級部門參訓學生及在職大學生。在研究方法上，本研究主要探索量的研究并輔助質的研究相整合，一方面采取量的研究中的問卷調查法收集實證性的數據材料，另一方面采取質的研究中的訪談法收集描述性的文字材料。

4 數據分析

本研究共發放調查問卷470份，回收441份，有效問卷410份，回收率為93.8%，有效率為93.0%。本文在進行數據分析時采用多元線性回歸分析?；貧w分析的目的是找出一個自變量的線性結合，以能簡約說明一組預測變量與效標變量間的關系。本文通過回歸分析對變量的關系以及其密切程度進行考察，檢驗因素是否存在因果關系，并通過各變量間回歸線性的分析對本文提出的網絡教學資源應用技術接受假設模型進行逐一驗證。

回歸分析標準 本文網絡教學資源應用技術接受假設模型需通過多元回歸分析預測法進行驗證，多元回歸分析是指對兩個或者兩個以上的自變量與一個因變量的相關分析，并建立模型進行預測的方法。本文的回歸分析涉及的指標主要包括判定系數R、顯著水平Sig.、容忍度tolerance、

差膨脹因子VIF和序列相關。

回歸分析與假設驗證

1）本研究首先以感知有用性為因變量，以主觀規范、教師/領導、后期維護、網絡教學、人文環境、性別、年級/職稱、自愿性為自變量，進行回歸分析，得出表1和表2。

從表1可得DW值為1.957，非常接近于2，表明該回歸中不存在序列相關問題。由表2可得VIF值都小于10，證明不存在多重共線性問題。但后期維護、性別、年級/職稱的顯著值分別為0.990、0.323和0.514，超過了0.05，因此，這些因素對網絡教學感知有用性有積極的直接影響均不成立。此外，主觀規范、教師/領導、網絡教學、人文環境、自愿性的Beta值分別為0.167、0.131、0.121、0.169和0.112，顯著性分別為0.034、0.004、0.045、0.021和0.044，說明它們與感知有用性的關系非常明顯。

2）本研究以使用態度為因變量，以主觀規范、教師/領導、網絡教學、人文環境、性別、年級/職稱和自愿性為自變量進行回歸分析，得出表3和表4。表3明該回歸中不存在序列相關問題。由表4可得，VIF值都小于10，證明不存在多重共線性問題。此外，Beta值顯著性都比較明顯，特別是自愿性、人文環境、主觀規范和網絡教學因素，Beta值分別為0.463、0.235、0.230和0.148，顯著性分別為0.000、0.001、0.022和0.045，說明這些因素與使用態度的關系非常明顯。性別、年級/職稱和教師/領導的顯著性分別為0.049、0.032和0.047，都小于0.05，顯著性也比較高。

3）本研究以使用意向為因變量，以年級/職稱、自愿性、教師/領導、便利條件、主觀規范、人文環境和網絡教學為自變量進行回歸分析，得出表5和表6。從表5可得DW值為1.939，非常接近于2，表明該回歸中不存在序列相關問題。由表6可得VIF值都小于10，證明不存在多重共線性問題。但年級/職稱、教師/領導、便利條件的顯著值分別為0.479、0.103和0.931，超過了0.05，因此，這些因素對網絡教學資源的使用意向有積極的直接影響的假設均不成立。主觀規范、人文環境和網絡教學的Beta值分別為0.334、0.300和0.125，顯著性分別為0.002、0.000和0.036，說明它們與使用意向的關系非常明顯。此外，自愿性的顯著性為0.021，小于0.05，顯著性也比較高。

4）本研究以感知易用性為因變量，以年級/職稱、教師/領導、性別、后期維護、信息素養和便利條件為自變量進行回歸分析，得出表7和表8。從表7可得DW值為2.105，非常接近于2，表明該回歸中不存在序列相關問題。由表8可得VIF值都小于10，證明不存在多重共線性問題。但年級/職稱、性別的顯著性分別為0.532和0.174，超過0.05，因此，這些因素對使用網絡教學資源的感知易用性有直接的影響的假設均不成立。此外，信息素養、便利條件、后期維護和教師的Beta值分別為0.245、0.185、0.183和0.179，顯著性分別為0.000、0.007、0.003和0.006，說明它們與感知易用性的關系非常明顯。

5）本研究以信息素養為因變量，以性別為自變量進行回歸分析，得出表9和表10。從表9可得DW值為1.975，非常接近于2，表明該回歸中不存在序列相關問題。此外，Beta值為0.112，顯著性為0.045，小于0.05，顯著性較明顯，說明性別與信息素養的關系較明顯。由表10可得VIF值都小于10，證明不存在多重共線性問題。

4 結論

通過以上分析可得圖2網絡教學資源應用技術接受假設分析模型。此處的P值為修正后的概率值，本文中P值等于顯著性Sig.值。 由網絡教學資源應用技術接受假設分析模型可以看出，主觀規范因素、便利環境因素和人文環境因素對感知有用性、使用態度和使用意向有積極的直接影響，教師/領導因素對感知易用性、感知有用性、使用態度有積極的直接影響，后期維護因素對感知易用性有積極的直接影響，硬件設備因素對感知易用性和使用意向有積極的直接影響，信息素養因素對感知易用性有積極的直接影響，資源因素對感知有用性、使用態度和使用意向有直接的影響，性別因素對使用態度和信息素養有直接的影響。

本模型的得出建立在數據分析的基礎上，具有一定的理論價值，希望為以后網絡教學資源的應用提供借鑒，也希望相關研究者對模型進行考察改進。