大學生的ICT自我效能感在ICT素養和在線學習自我效能感的關系中的中介作用研究

允尚姿

（邯鄲學院，河北 邯鄲 056005）

新一代的信息技術正在全面融入當今的信息化社會，它不僅在許多工作場所扮演著重要的角色，而且也融入到我們的日常生活并在社會發展中發揮著不可替代的作用[1]。比如教育領域，多媒體信息技術在教育教學中的運用越來越廣泛，教育信息化與智能化已經成為教育發展的主要趨勢。在線學習是我國高等教育信息化的重要組成部分，也是我國高等教育信息化發展工作得以推進的主要形式。世界各地的高等教育機構正在投入大量資金來創建信息通信技術（Information and Communications Technology，簡稱ICT）資源，以滿足學生和教師的教學需求[2]。因此，在這個信息爆炸、技術日新月異、崇尚終身學習的時代，信息通信技術是大學生實現高效在線學習和個性化學習的最佳通道之一。新冠肺炎疫情的爆發，給教育領域帶來了嚴重的沖擊，讓人們更加意識到信息通信技術在教育中的重要性，也使得社會及教育工作者更加關注學生的ICT素養的發展及其影響，探究ICT素養和在線學習自我效能感的關系，提高學生在線學習效果具有重要的現實意義。

一、研究目的

近年來，隨著互聯網技術和移動設備的不斷發展以及多媒體信息技術在教育教學中的廣泛應用，教育信息化己經成為教育發展的大趨勢。在線學習成為大學生的重要學習形態，也是中國高等教育信息化發展工作得以推進的主要形式。在線學習背景下，提高大學生的在線學習效果，確保大學生的線上學習與線下學習“同質等效”，成為當前高校開展在線教學關注的重點問題，而在線學習自我效能感是影響大學生在線學習堅持與成效的關鍵。

在線學習背景下，人們更加意識到ICT在教育中的重要性。ICT素養在中國當代大學生的學習生活和社會適應過程中發揮著重要作用，是信息化時代人才培養的必備技能。COVID-19的爆發，讓規?；诰€學習成為教育信息化實踐的一次特殊嘗試。更是將大學生ICT素養教育的重要性提升到了新高度。

ICT自我效能感是個體對其使用ICT能力的自我感知，對大學生接受和使用ICT有重要的影響，并且ICT自我效能感是大學生在線學習中的一個重要變量。

ICT素養對在線學習有顯著促進作用，已成業界共識。但是，對于ICT素養對大學生的在線學習自我效能感的影響還缺少量化研究，尤其對其內在機制還沒能建立起具有較強解釋力和說服力的模型。

本研究擬構建一個有中介效應的模型，考察當今在線學習背景下，大學生的ICT素養對在線學習自我效能感的影響，以及ICT自我效能感在其中的作用，是十分有必要的。

二、理論基礎

（一）ICT素養與在線學習自我效能感

Mohammadyari和Singh驗證了數字素養對績效期望有正向影響[3]。Yu，Lin和Liao以臺灣地區為例，分析認為信息素養對ICT采納有調節作用，可以對數字素養進行操作性定義，形成問卷題項，利用結構方程，作為影響在線學習重要因素進行驗證[4]。

雖然現在的年輕大學生很熟悉手機和互聯網，但這種熟悉并不一定能保證他們在線學習所必需的能力和技能，也許會損害他們完成在線學習任務的信心[5]。較強的信息意識能夠促使大學生產生強烈的學習欲望，發現問題并通過各種途徑尋找答案、解決問題；較強的信息檢索和整合能力能夠幫助大學生利用歸類、綜合、比較、推理、分析、判斷、抽象等方法，對獲取到的知識信息進行加工，去偽存真，去粗取精，最終形成自己的見解和結論，從而不斷提高包括自我效能感在內的個人綜合素質[6]。王雨晴研究指出，大學生具備較高的信息素養能夠及時感知自己潛在的信息需求，并將之準確轉變為能夠表達、易于理解的信息需求，同時以適當的信息獲取行為使信息需求快速得到滿足[7]。這種成功體驗能夠使大學生情緒愉快，反復數次可有效增強其自信心，自我效能感也逐步得到強化。

（二）ICT素養與ICT自我效能感

在數字技術的背景下，以往在培訓形式方面的成功經驗使我們將信息通信技術的使用歸類為信息通信技術自我效能的一個重要決定因素[8]。通過經常參與與信息通信技術相關的活動，學生不僅可以獲得基本的技能和能力，也有助于發展他們的信息通信技術自我效能感。隨著學生利用之前掌握的知識和理解能力，提高他們解決信息通信技術相關任務的能力，可以克服失敗，通過掌握的經驗，促使他們對自己的能力有更強的信念[9]。

一些研究發現，學生完成信息通信技術相關任務的能力與其信息通信技術自我效能之間存在正相關關系[10][11]。過去的經驗數據表明，在影響學生信息和通信技術行為的相關因素中，使用信息和通信技術的動機具有相當關鍵的作用[12]，而自我效能感是學習動機研究領域中更經常提到的變量[13]。

（三）ICT自我效能感與在線學習自我效能感

對學生ICT能力相關因素的研究表明，個體對自身ICT能力的感知（即ICT自我效能感）與其計算機和網絡的使用表現呈正相關[14]。Chih-Hsuan Wang等人探討了網絡學習環境下學生特質、自我調節學習、技術自我效能感與在線學習成效之間的關系，通過對256名學生的調查，用結構方程模型研究了他們之間的關系，得出了最終的模型結果，即具有更多先前在線學習經驗的學生在參加在線課程時傾向于擁有更有效的學習策略，因此，在他們的在線課程中有更高水平的動機[15]。當學生在網絡課程中有較高的學習動機時，他們的技術自我效能感水平會提高，網絡課程的滿意度水平也會提高，隨著技術自我效能感和課程滿意度水平的提升，因此有參加網上課程經驗的學生，他們的最終成績往往會好于沒有學習動機的學生。

三、研究模型與假設

（一）研究模型

本研究在先行研究的基礎上，提出以ICT素養為自變量，ICT自我效能感為中介變量，在線學習自我效能感為因變量的理論模型。

（二）研究假設

本研究基于前人的研究成果，擬構建一個有中介效應的模型，考察中國大學生ICT素養、ICT自我效能感和在線學習自我效能感的關系。具體來說，本研究擬考察ICT素養預測在線學習自我效能感的中介（ICT自我效能感）機制，以期明晰ICT素養對在線學習自我效能感的影響機制，為提高大學生的在線學習效果提供實證支持和理論指導。

綜上所述，提出以下研究假設：

假設1. ICT素養與在線學習自我效能感有影響關系。

假設2. ICT素養與ICT自我效能感有影響關系。

假設3. ICT自我效能感與在線學習自我效能感有影響關系。

假設4. ICT自我效能感在ICT素養對在線學習自我效能感的影響關系中有中介效應。

四、研究對象

本研究選擇的是以中國一般大學生作為研究對象，相對來說具有一定的普適性，使用方便抽樣。為了收集本研究的資料，利用問卷星系統向各高校教師傳送問卷超文本鏈接至學生，在北京、天津、重慶、河北、河南、山西、山東、陜西、青海等地區的一般高校大學生中進行了抽樣。結果有503名大學生參與了本次問卷調查，由于問卷星在初始設置的時候只允許被調查者將所有題目填寫完成后才可以提交，所以已收集的答卷均填滿了所有題項。因此，調查回收的所有資料全部用于分析。

五、研究結果分析

（一）信效度分析

《信息通信技術素養問卷》采用李克特5點計分法。經測量，該量表題項內部一致性系數為0.932，KMO值為0.936，巴特利檢驗P值為0.000，表明該量表具備較好的信效度。

《信息通信技術自我效能感》采用李克特5 點計分法。經測量，該量表題項內部一致性系數為0.880，KMO值為0.902，巴特利檢驗P值為0.000，表明該量表具備較好的信效度。

《在線學習自我效能感》采用李克特5點計分法。經測量，該量表題項內部一致性系數為0.928，KMO值為0.942，巴特利檢驗P值為0.000，表明該量表具備較好的信效度。

（二）假設模型驗證

為了驗證本研究設定的假設模型的適用性，使用ML（Maximum Likelihood）估計方法進行結構方程模型驗證，結果如表1所示。

表1 假設模型結構方程驗證結果

在線學習自我效能感←ICT 素養（B=0.54，p＜.001）、ICT 自我效能感←ICT 素養（B=0.941，p＜.001）、在線學習自我效能感←ICT自我效能感（B=0.238，p＜.01）的路徑都顯著。假設模型的路徑分析結果解釋擬合度指數的結果如表2所示：

表2 假設模型結構方程驗證結果似合度指數

Little 建議在測量不變性指標選取時，要同時考慮采用多重指標，以更好地代表測量不變性[16]。因此，本研究在選取測量不變性指標時采用多重指標，如CMIN/DF、GFI、RMSEA、CFI、NFI、TLI值來判別模型的擬合度。通過對假設模型的擬合度指數進行分析后發現，CMIN/DF、GFI、AGFI、TLI、CFI、RMSEA SRMR七個指數均符合良好模型的適配標準。

Marsh,Hau和Grayson指出，當RMSEA≤0.08，SRMR≤0.10認為模型擬合[17]。Chan等人認為漸進誤差均方根（Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）值為0 時，表示的是一個正確的適配（exact fit），數值小于0.05 時模型為良好適配，數值介于0.05 至0.08 間時模型為普通適配，數值介于0.08 至0.10 間時模型的適配為尚可，如果數值大于0.10表示假設模型的適配情形不佳[18]。MacCallum、Browne與Sugawara認為以RMSEA 指標值大小來反映總體模型適配情形的正確性非?？煽縖19]。Hu 和Bentler 認為比較擬合指數（Fit indexes were the Comparative Fit Index，CFI）和塔克勒維斯指數（Tucker Lewis Index，TLI)大于0.95 時，模型擬合良好；大于0.9 時，模型擬合在可接受范圍內[20]。Martens 認為卡方自由度比值、GFI值、NFI值三個指標值實際上容易受到樣本大小、每個因素構念指標數量的影響，因而Martens認為應多使用CFI及RMSEA值作為模型適配度檢驗的主要指標[21]。

所以，可以判定模型的擬合度良好，模型無需修正，初始的概念模型即可作為最終接受的模型。

（三）影響效應分析

1.變量間的總效應與直接效應分析

影響中國大學生在線學習自我效能感的ICT素養和ICT自我效能感效果分析指數的結果，如表3所示。

表3 ICT素養和ICT自我交通感的效果分析

第一，對中國大學生在線學習自我效能感產生影響的變量是ICT素養，指數是β=0.540，顯示較高，ICT自我效能感指數是β=0.238，顯示較低。第二，中國大學生的ICT 素養對ICT 自我效能感產生了影響(β=0.941)。

2.中介變量的效應分析

基于對各變量之間關系的分析，本研究采用Bootstrap方法進行中介檢驗，考察ICT自我效能感在ICT素養與在線學習自我效能感之間的中介效應。抽取了2000次Bootstrap樣本，在95%的置信水平上得到了如下結果（見表4）：

表4 中介效應檢驗結果

由表4 的研究結果可以看出，在路徑“ICT 素養→ICT 自我效能感→在線學習自我效能感”中，Bootstrap95%的置信區間為[0.063,0.482]，未包含0，具有統計學意義（P＜.01）。這表明，ICT自我效能感在ICT素養對在線學習自我效能感的影響中具有顯著的中介作用，而且是完全中介。

六、結果討論

（一）研究結論

通過對以上假設模型的驗證、修正模型的開發和驗證，驗證了影響中國大學生ICT素養、ICT自我效能感和在線學習自我效能感的結構方程模型。本研究的假設驗證結果如下：

結果1：中國大學生ICT素養和在線學習自我效能感呈顯著正相關。

結果2：中國大學生ICT素養和ICT自我效能感呈顯著正相關。

結果3：中國大學生ICT自我效能感和在線學習自我效能感呈顯著正相關。

結果4：中國大學生ICT自我效能感在ICT素養對在線學習自我效能感的影響中起著中介作用。

（二）結果討論

通過以上研究結果，可以發現ICT自我效能感與ICT素養和在線學習自我效能感有關，我們在研究中將它作為一個中介變量，以揭示中國大學生在不同的階段和背景下的ICT素養水平對在線學習自我效能感產生的影響?；谘芯拷Y果，可以得出，ICT自我效能感在ICT素養和在線學習自我效能感之間起著完全中介的作用。因此，在今后對學生的培養中，要重視以ICT自我效能感為中介的在線學習活動設計，讓學生在具體的任務中體驗利用信息通信技術合理搜集資源、與他人交流協作、解決實際問題的過程。尊重學習者的個性特征，讓學習者在優質的學習資源與多元化的學習支持服務中進行學習，設計多層次多類型的學習活動，有意識地為學習者創設成功的機會，使學生能夠通過努力達到自己的學習目標，從自身的不斷進步中獲得一種成就感，嘗試成功帶來的喜悅。

本研究的獨特之處在于將ICT自我效能感作為中介變量，這有助于理解ICT素養影響在線學習自我效能感的內在機制，也為今后的在線教育實踐者開展在線教學活動提供參考，更好地開展在線教學。同時，也為大學生更好地適應信息化社會提供借鑒。