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)

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。

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1008-6382(2017)03-0040-06