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      基于UTAUT模型的校園文化活動微信公眾號大學(xué)生接受意愿分析

      2017-07-24 14:03:16楊琪源
      關(guān)鍵詞:信度意愿校園文化

      楊琪源

      (重慶工商職業(yè)學(xué)院 傳媒藝術(shù)學(xué)院,重慶 400052)

      基于UTAUT模型的校園文化活動微信公眾號大學(xué)生接受意愿分析

      楊琪源

      (重慶工商職業(yè)學(xué)院 傳媒藝術(shù)學(xué)院,重慶 400052)

      為驗(yàn)證大學(xué)生對校園文化活動微信公眾號的接受意愿,本文采用UTATU模型為研究模型,對收集的問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行社會統(tǒng)計(jì)分析,得出效果期望、自我效能、主觀規(guī)范和技術(shù)支持對大學(xué)生接受意愿有正向影響,經(jīng)驗(yàn)、風(fēng)險、干部對研究變量有調(diào)節(jié)作用,并在一定程度上影響大學(xué)生的接受意愿。

      UTAUT模型;校園文化活動;大學(xué)生;接受意愿

      一、引言

      我國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)發(fā)布第37次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》指出[1],截止到2015年底,我國網(wǎng)民規(guī)模達(dá)到6.88億,使用手機(jī)的網(wǎng)民有6.2億,達(dá)到了網(wǎng)民總規(guī)模的90.12%,其中手機(jī)是網(wǎng)民的主要上網(wǎng)設(shè)備。另外,我國手機(jī)端在線教育用戶規(guī)模達(dá)到5303人,其中學(xué)生網(wǎng)民占比為25.1%。重慶廣播電視大學(xué)(重慶工商職業(yè)學(xué)院)基于以上“互聯(lián)網(wǎng)+”時代背景,在2015年黨政工作要點(diǎn)中提出“三融合”的發(fā)展理念,即“加快實(shí)施遠(yuǎn)程教育與職業(yè)教育相融合、學(xué)歷教育與非學(xué)歷教育相融合、現(xiàn)代信息技術(shù)與教育教學(xué)相融合”。因此,在校園文化活動的開展中充分運(yùn)用現(xiàn)代信息技術(shù)作為載體,有深刻的現(xiàn)實(shí)意義。本文以重慶工商職業(yè)學(xué)院傳媒藝術(shù)學(xué)院為例,選取校園文化活動開展中采用的新媒體——微信公眾號為研究對象,研究其在運(yùn)行中被大學(xué)生接受的影響因素,以期為“三融合”理念下高職院校校園文化活動育人功能的實(shí)現(xiàn)提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

      二、模型構(gòu)建與假設(shè)提出

      1.模型構(gòu)建

      目前,在信息技術(shù)接受的研究中,已經(jīng)有較多成熟的經(jīng)典模型。本文采用整合型科技接受模式(Unified Theory of Acceptance and Use of Technology / UTAUT)進(jìn)行研究。UTAUT 模型在信息采納領(lǐng)域被廣泛應(yīng)用,對用戶技術(shù)服務(wù)的接受行為具有較高的解釋能力[2]。本文在進(jìn)行校園文化活動微信公眾號大學(xué)生接受意愿分析的過程中,對原有的UTAUT模型進(jìn)行部分修改。研究模型修改情況及其具體結(jié)構(gòu)如圖1所示。

      圖1 校園文化活動微信公眾號大學(xué)生接受意愿研究模型

      2.假設(shè)提出

      根據(jù)研究模型所示,本文所要論證的理論假設(shè)共有4個。對每一個研究假設(shè)具體論證如表1所示。

      表1 研究假設(shè)

      根據(jù)以上研究假設(shè),確定回歸方程為:Y=E+aX1+bX2+cX3+……+gX7+ε。其中Y代指對校園文化活動微信公眾號的接受意愿,E代指常數(shù),X1……X7代指各個變量,a、b……g表示各個變量的回歸系數(shù),ε代指誤差。

      三、問卷設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)分析

      (一)問卷設(shè)計(jì)

      本文根據(jù)研究模型與研究假設(shè)設(shè)計(jì)調(diào)查問卷,調(diào)查問卷在提示信息后,主要測量研究模型中的8個變量,具體變量測量設(shè)計(jì)如表2所示。

      (二)數(shù)據(jù)分析

      1.數(shù)據(jù)收集

      此次問卷發(fā)放的時間段為2016年12月1日——2016年12月9日,采用分層隨機(jī)抽樣的方式向3個年級270名學(xué)生的QQ郵箱發(fā)放了調(diào)查問卷,回收232份,其中有效問卷為224份,有效回收率為82.96%。

      2.信效分析

      (1)信度分析

      信度是反映被測特征真實(shí)程度的指標(biāo),指根據(jù)測驗(yàn)工具所得到結(jié)果的一致性或穩(wěn)定性,常用的檢測方法參考是Cronbach’s alpha系數(shù),信度系數(shù)越大,表明測量的可信程度越大。根據(jù)學(xué)者DeVellis(1991)[3]的研究,有關(guān)信度的指標(biāo)值域如下,0.60~0.65(不要);0.65~0.70(最小可接受);0.70~0.80(很好);0.80~0.90(非常好)。一份有較好信度系數(shù)的問卷,信度系數(shù)應(yīng)保持在0.80以上,至少保持在0.70至0.80之間。通過SPSS22.0檢驗(yàn)問卷的內(nèi)部一致性,對各變量的信度檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

      表2 各個變量測量題項(xiàng)*定義變量采用李克特(Likert)“五點(diǎn)”量表。

      表3 核心變量信度測量表

      從表3中可以看出,模型中的主要因素信度都在 0.7 以上,且調(diào)查問卷的總體Cronbach’alpha值為0.868,說明量表的問項(xiàng)內(nèi)部一致性良好,信度系數(shù)達(dá)到可信標(biāo)準(zhǔn),滿足測量要求。只有確定了可信度高的影響因素才能進(jìn)行下一步對影響因素之間關(guān)系的假設(shè)和后續(xù)的分析。

      (2)效度分析

      本文采用探索性因子分析法對問卷的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行檢驗(yàn)。在SPSS分析中,即要通過KMO和Bartlett檢驗(yàn),KMO的值如果>0.5,則說明因子分析的效度通過,可以進(jìn)行因子分析。此外,若Bartlett檢驗(yàn)的P<0.05,可得出因子的相關(guān)系數(shù)矩陣非單位矩陣,最小因子能解釋大部分方差,效度通過[4]。使用SPSS22.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn),變量的測試結(jié)果如表4所示。

      表4 變量KMO和Bartlett檢驗(yàn)表

      從表4中得出,KMO值大于0.5,Bartlett 的球形驗(yàn)定顯著性為0.000,高顯著性。模型中各自變量的相關(guān)性較強(qiáng),可以進(jìn)行因子分析,效度檢驗(yàn)通過。

      3.假設(shè)檢驗(yàn)

      (1)模型檢驗(yàn)

      回歸分析(regression analysis)是確定兩種或兩種以上變量間相互依賴的定量關(guān)系的一種統(tǒng)計(jì)分析方法。其中,多元回歸分析是指探討多個自變量之間關(guān)系的回歸分析方法。本文對模型的驗(yàn)證采用多元回歸分析法中的多元逐步線性回歸分析法。

      表5 各個變量多元逐步回歸分析*受篇幅所限,只顯示第一個和最后一個回歸分析結(jié)果。

      通過SPSS22.0的回歸分析,多元逐步線性回歸模型的方差分析F統(tǒng)計(jì)值為84.554,顯著性概率小于0.05,調(diào)整后R2為0.872,可以看出模型的模擬程度較好。其中,效果期望、自我效能、主觀規(guī)范、技術(shù)支持對大學(xué)生接受校園文化活動微信公眾號的意愿皆有正向的顯著影響,影響程度從強(qiáng)到弱為:技術(shù)支持(0.534)>自我效能(0.430)>效果期望(0.345)>主觀規(guī)范(0.337),驗(yàn)證了假設(shè)H1、H2、H3、H4成立。

      (2)控制變量影響

      模型中設(shè)計(jì)了3個控制變量,分別為:經(jīng)驗(yàn)、風(fēng)險和干部。這三個控制變量都屬于類別變量,把這三個控制變量分別引入樣本數(shù)據(jù)中進(jìn)行回歸分析,以檢驗(yàn)控制變量對模型結(jié)果的影響作用,匯總后如表6所示。

      從表6中可以得出,多元逐步線性回歸模型的方差分析F統(tǒng)計(jì)值分別為35.223、39.040、20.398、60.466、20.220、65.132,顯著性概率均小于0.05,調(diào)整后R2分別為0.820、0.894、0.847、0.875、0.875、0.874,可以看出模型的模擬程度較好。在控制變量的調(diào)節(jié)下,因變量對自變量的影響強(qiáng)度發(fā)生了不同程度的改變。其中,在“無經(jīng)驗(yàn)”的控制變量調(diào)節(jié)下,“自我效能”變量在“有風(fēng)險”的控制變量調(diào)節(jié)下,“主觀規(guī)范”變量在“無風(fēng)險”的控制變量調(diào)節(jié)下,“主觀規(guī)范”變量在“非干部”的控制變量調(diào)節(jié)下,“自我效能”變量對大學(xué)生接受校園文化活動微信公眾號不具備統(tǒng)計(jì)意義,無法驗(yàn)證假設(shè)成立,可推斷為不成立。

      表6 控制變量影響回歸分析*受篇幅所限,只顯示最后一個回歸分析結(jié)果。

      四、結(jié)論與建議

      從以上數(shù)據(jù)分析和假設(shè)驗(yàn)證可以得出以下結(jié)論:影響大學(xué)生接受校園文化活動微信公眾號的因素主要是技術(shù)支持、自我效能、效果期望、主觀規(guī)范,且按照影響力從強(qiáng)到弱排列;經(jīng)驗(yàn)、風(fēng)險和干部對影響因素有調(diào)節(jié)作用。

      根據(jù)結(jié)論可得出建議,在推廣校園文化活動微信公眾號時,首先,可著重從“技術(shù)支持”的角度入手,提供技術(shù)、設(shè)備和資源等方面的支持,這將在極大程度上促進(jìn)學(xué)生接受校園文化活動微信公眾號。其次,可采取措施提高學(xué)生對公眾號使用的掌握程度,如進(jìn)行培訓(xùn)、宣傳和指導(dǎo)等。再次,根據(jù)學(xué)生需求對校園文化公眾號的內(nèi)容進(jìn)行篩選,這對于學(xué)生接受校園文化公眾號有著正向的引導(dǎo)。最后,要注意社群效應(yīng),即學(xué)生身邊具有影響力的人群也在一定程度上影響學(xué)生的接受行為。值得注意的是,學(xué)生在沒有使用經(jīng)驗(yàn)的情況下,使用公眾號的容易程度對接受意愿無影響;學(xué)生在認(rèn)為使用公眾號有風(fēng)險和無風(fēng)險的情況下,社群都不能影響學(xué)生接受意愿;學(xué)生在非干部的身份下,使用公眾號的容易程度對接受意愿無影響。

      因此,要增強(qiáng)學(xué)生對校園文化活動微信公眾號的接受意愿,應(yīng)最大限度地滿足大學(xué)生對校園文化活動微信公眾號的需求,以及提供足夠的技術(shù)、資源、設(shè)備和人員的支持。

      [1]CNNIC發(fā)布第37次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》[EB/OL].https://www.cnnic.cn/gywm/xwzx/rdxw/2015/201601/t20160122_53283.htm.2016-01-22.

      [2]Tiong-Thye Goh.Exploring gender differences in SMS -based mobile library search system adoption[J].Educational Technology & Society,2011(4):192-206.

      [3]Venkatesh V,Bala H. Technology acceptance model3 and a research agenda on interventions[J].Decision Sciences,2008,39(2):273-315.

      [4]張文彤,鐘云飛.IBM SPSS數(shù)據(jù)分析與挖掘?qū)崙?zhàn)案例精粹[M].北京:清華大學(xué)出版社,2013:23.

      (責(zé)任編輯 安 然)

      10.3969/j.issn.1008-6382.2017.03.007

      2017-06-06

      2016年重慶工商職業(yè)學(xué)院教學(xué)改革研究一般項(xiàng)目“三融合理念下高職院校校園文化活動育人功能實(shí)現(xiàn)研究”的階段性成果(負(fù)責(zé)人:蘇丹,編號:X20150505)。

      楊琪源(1988—),女,四川瀘州人,重慶工商職業(yè)學(xué)院傳媒藝術(shù)學(xué)院輔導(dǎo)員,助教,主要從事高等教育管理、高職學(xué)生思想政治教育研究。

      G647

      A

      1008-6382(2017)03-0040-06

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