組態(tài)視域下學前教師數字技術采納行為意向誘發(fā)機制研究

蔡建東 楊小鋒

[摘? ?要] 學前教師技術采納行為意向是數字技術能否與保育教育整合的首道“門檻”，其誘發(fā)機制是多因素不同條件耦合的過程。針對多因素“競爭效應”被注重而“協(xié)同效應”關照缺失的問題，研究從整體組態(tài)視角，采用模糊集定性比較分析（fsQCA）方法，基于技術接受和使用統(tǒng)一理論與發(fā)展適宜性實踐，構建了包括感知有用性、感知易用性、社會影響、便利條件、自我效能感、工作年級等因素在內的采納行為意向因果解釋模型。通過對S省的401名學前教師進行調查發(fā)現(xiàn)：感知有用性等6個因素的不同條件均不具備對結果的必要解釋力;獲得的“高的有用性感知×好的便利條件感知×高自我效能感”等6條組態(tài)路徑，有效拓展了原有技術采納行為意向誘發(fā)機制的知識與詮釋范疇;按工作年級分層所獲路徑，為幼兒園設計更具針對性的教師數字技術應用能力提升方案提供理論與實踐支持。

[關鍵詞] 數字技術; 采納行為意向; 發(fā)展適宜性實踐; fsQCA; 組態(tài)思維

[中圖分類號] G434? ? ? ? ? ? [文獻標志碼] A

[作者簡介] 蔡建東（1974—），男，河南駐馬店人。教授，主要從事基礎教育信息化研究。E-mail：ndcaijd@163.com。

一、引? ?言

學前教育信息化是一個既讓人興奮又充滿焦慮的話題，學前教師使用數字技術有助于彌合幼兒之間的數字鴻溝并緩解幼兒之間數字不平等。信息技術與幼兒園保教活動創(chuàng)新融合是“互聯(lián)網+”學前教育供給側改革的真正目標，《關于實施全國中小學教師信息技術應用能力提升工程2.0的意見》（含幼兒園）等系列政策，將“信息技術”作為學前教師的必備通識性知識和高素質教師的核心素養(yǎng)[1]，《中小學教師信息技術應用能力標準（試行）》更是給出了評價幼兒園教師信息技術應用能力的五個維度參考標準[2]。上海等地幼兒園活動室配備幼兒自主學習探究設備，吉林省嶺南小學附屬幼兒園搭建“365”親子共育互動平臺等，政策驅動與實踐倒逼，學前教師需要掌握的信息技術已完全突破了單一計算機限制，智能手機、可編程玩具、互動故事、數字游戲、交互式一體機、數碼DV、創(chuàng)作軟件、智能魔輪板等成為數字技術新內涵。數字技術與保育教育整合是一個緩慢且復雜的過程，作為有效整合的首道門檻，教師數字技術采納行為意向的產生是多種因素不斷交互與耦合的結果，通過對“多因素如何聯(lián)合誘發(fā)學前教師技術采納行為意向？”問題的回答，有助于揭示教師數字技術采納行為意向的誘發(fā)機制，從而更好地服務于信息化保育教育實踐。

二、研究回顧與存在的問題

（一）已有研究梳理

教師技術采納行為影響因素分析。學界普遍將教師技術接受度影響因素歸結為：（1）性別與年齡。性別是教師技術采納行為的影響因素，但對于以女性為主的學前教育師資隊伍，性別很少被納入影響因素進行分析。已有研究中的數字移民、數字原住民等稱謂實質體現(xiàn)了技術的年齡差異性。（2）經驗與信心。經驗是教學經驗與數字技術使用經驗的總稱，教師教學經驗對信息技術態(tài)度有負影響[3]和正影響[4]，甚至無影響[5]。同樣，居家和學校使用數字技術經驗被認為是解釋采納意向產生的重要因素[6]。計算機經驗年限長的教師對使用技術滿懷信心且使用意愿會隨之攀升，同時會將“缺乏支持”等一級障礙視為次要障礙[7]。教師使用技術的信心或焦慮也與實際使用相關[4]。（3）自我效能感。自我效能感對學前教師信息技術采納意圖具有正向影響[8]。（4）技術創(chuàng)新。Kerckaert等人發(fā)現(xiàn)，以“創(chuàng)新”為核心的教師一般特征與教師使用ICT行為意向關系并不顯著[6]。除此之外，班級規(guī)模[7]、兒童年級（教師工作年級）[6]等也被認為是影響教師技術采納行為或意向的主要因素。

基于技術采納模型的學前教師技術采納行為意向研究。具有高解釋力的UTAUT模型被廣泛用于分析與理解教師接受、拒絕或持續(xù)使用技術意向或行為的誘發(fā)原因。李紅霞等人發(fā)現(xiàn)，績效期望、社會影響、努力期望等對學前教師信息化教學使用意向具有顯著影響，年齡、教齡、學歷等具有調節(jié)作用[9]。Mamat將感知有用性、感知易用性、社會影響、便利條件、兼容性等作為學前教師使用虛擬學習系統(tǒng)意圖的影響因素，發(fā)現(xiàn)感知易用性和兼容性對教師采納意愿有顯著正影響，但有用性感知、社會影響感知和便利條件感知卻無影響[10]。Wong發(fā)現(xiàn)，績效期望與努力期望對學前教師采納交互式電子白板行為意圖具有顯著正影響，但技術經驗對使用意圖并不構成顯著影響[11]。相反，Kerckaert卻發(fā)現(xiàn)，學校信息通信技術經驗對技術采納行為具有顯著影響（β=0.128，p<0.05）[6]。已有研究成果為本研究開展奠定了基礎。

（二）研究存在的問題

借助多元回歸分析（MRA）、結構方程模型（SEM）等方法，基于技術擴展模型計算潛在變量對特定結果的顯著效應，能更好地識別出影響數字技術采納行為或意圖的關鍵因素。然而，面對社會科學領域存在的復雜因果現(xiàn)象，這種基于多元回歸分析、對稱測試、凈效應分析的研究仍存在些許值得商榷的問題。

第一，行為意向前因條件間潛在互動關系及動態(tài)交互作用[12]研究略顯不足。傳統(tǒng)定量社會科學研究聚焦變量相關性分析，普遍采用回歸分析法解釋自變量與因變量間因果關系，多個自變量被默認為相對獨立且處于“競爭”的關系，變量“協(xié)同”關系的關照相對缺失。為了克服不足，研究者創(chuàng)新性地開展了二元或三元交互效應分析，致力于提升模型對觀察現(xiàn)象的覆蓋率及解釋力，但卻存在三個或更多因素的復雜交互作用邊界的限制[13]，發(fā)展后的定量分析仍無法達到充分解釋多個前因條件互動效應的目的。

第二，因果對稱分析邏輯應對技術采納行為意向的復雜誘因顯得捉襟見肘。諸多研究通過假設并驗證了多個獨立因素對結果具有的顯著影響，并未邁出線性因果對稱邏輯的束縛，即如果某個因素的存在導致了教師具有采納意向，那么該因素的不存在則會致使教師缺乏技術采納意向，然而，結論間“相左”[5]或高行為意向與低應用行為矛盾[9]等事實，說明了誘發(fā)學前教師數字技術采納行為意向的因果機制具有典型的非對稱性。對稱性測試遇阻于相同變量之間存在相反關系的現(xiàn)實，顯然無法滿足因果變量間非線性、非對稱等復雜關系的解釋需求。44DEDAA2-D71C-458B-92D5-F1A29B988D47

第三，因果變量凈效應分析對觀察經驗以外的潛在邏輯解釋顯得力不從心。凈效應分析注重自變量對因變量解釋的獨立貢獻，具有解釋前因變量差異性的優(yōu)勢，但眾多研究已證明，教師技術接受意向的產生并非來自單個自變量的顯著凈效應，而是多個變量不同條件互動組合的效果，凈效應分析致使定量研究面臨變量組合效應被邊緣化的尷尬，與馬納爾（Viswanath Venkatesh）對“UTAUT中因素條件間組合效應缺失”的反思不謀而合。社會科學研究致力于挖掘觀察經驗以外的潛在經驗，實則是試圖跨越變量的“獨自效應”，探尋多變量的“潛在組合效應”，這對凈效應分析來說顯然是一種挑戰(zhàn)。

綜上，“競爭關系”與“協(xié)同效應”配合是充分解釋高（低）數字技術采納意向誘發(fā)機制的必然選擇。20世紀80年代，社會學家查爾斯·拉金（Ragin）在對變量協(xié)同關系佐證基礎上，發(fā)展出詮釋質變效應復雜因果關系的定性比較分析方法（QCA），以包容的態(tài)度看待因素對系統(tǒng)的抑制與促進作用，強調變量依存性（互補與替代）、聯(lián)合效應及多重并發(fā)性，這種利用整體組態(tài)推演因果邏輯關系的方法，無疑為解釋用戶數字技術采納行為意向誘發(fā)機制提供了新視角。無獨有偶，在面對教育技術所呈現(xiàn)出的復雜現(xiàn)象與規(guī)律時，我國學者李克東、蔡建東等也曾倡導“利用整體組態(tài)思維去實現(xiàn)研究范式的更好轉型”[14-15]。也有研究倡導利用QCA開展技術接受與使用[12]、數字教育資源公共服務政策變遷邏輯[16]等研究，但缺乏實證研究。基于此，研究利用定性比較分析方法，將“學前教師數字技術采納行為意向”作為前因條件組合效應結果，通過回答誘發(fā)教師數字技術采納行為意向的前因條件組態(tài)路徑有哪些，哪些路徑對高（低）教師技術采納行為意向誘發(fā)機制具有強解釋力，致使高（低）數字技術采納行為意向的路徑中前因條件又有什么不同等問題，試圖更好地挖掘誘發(fā)數字技術采納行為意向的深層次邏輯。

三、研究設計與案例選擇

（一）研究方法

定性比較分析方法（QCA）是構型理論與實證研究的方法與技術橋梁，融合案例與變量導向法的最佳特征，將每個案例看作一系列因果條件的集合，通過探索條件間子集關系來識別因果非線性邏輯關系，布爾代數和集合理論是理論與實踐聯(lián)通的“語言適配器”，反復回溯案例及分析不同因素條件組態(tài)是主要環(huán)節(jié)。利用定性比較分析方法，研究者能夠理解不同因果屬性的構型如何導致既定結果（A×B→O或C×D→O），識別前因條件與結果的非對稱關系[A×B→O或～（A×B）不一定導致～O]，評估同一結果的多個前因構型的等效性（A×B+C×D→O），達到詮釋社會現(xiàn)象中多重并發(fā)因果關系的目的。鑒于教師對數字技術及其環(huán)境的感知程度各異，技術采納意向亦有由低到高的程度變化。研究選擇模糊集的定性比較分析（fsQCA）方法。

（二）解釋變量

基于理性行為理論（TRA）等八種不同信息技術接受模型的基準測試，馬納爾（Viswanath Venkatesh）等人創(chuàng)新性地提出了技術接受和使用統(tǒng)一理論（UTAUT），將績效期望（PE）、努力期望（EE）、社會影響（SI）和便利條件（FC）作為技術采納意圖與行為的核心影響因素。其中，績效期望描述教師使用技術有助于其取得更好的教學成績;努力期望描述教師對技術應用難易程度的感知，學界普遍采用感知有用性與感知易用性代表績效期望與努力期望;社會影響描述社會環(huán)境中與技術使用相關的主觀規(guī)范等;便利條件是所處環(huán)境給予教師應用技術的支持程度，與使用意圖共同影響技術使用行為，即不論學前職前教師[11]抑或在職教師[9]，便利條件對技術使用意圖的影響不顯著，但這并未否定便利條件與其他因素間存有真實的依賴性。經驗指學校與家庭中使用數字技術的經驗，擁有豐富技術經驗的教師易產生使用某類技術的傾向。信心作為教師擁有豐富信息技術知識與經驗表征，對學前教師這個特殊群體顯得更有必要，班杜拉將自我效能感界定為人們對自己實現(xiàn)特定領域行為目標所需能力的信心[17]，雖然自我效能感無法衡量個體擁有信息技術技能的水平，但卻是個體在不同技術環(huán)境下判斷自己能做什么的“自我信任標尺”。諸多研究已證明，自我效能感是經驗與使用意圖的介導并對意圖具有直接影響[3]，是研究者測量教師技術信心的常用指標。

發(fā)展適宜性實踐既是社會對學前教育信息化的共同認知理念，又是教師與幼兒采納與應用技術的實踐哲學指南。全美幼教協(xié)會（NAEYC）連續(xù)發(fā)布四版（1987、1996、2009、2020）早期教育發(fā)展適宜性實踐聲明，96版則將“教師選擇合適軟件等效于教師為課堂選擇合適的書籍”[18]，除年齡、文化等方面，我國學者則認為發(fā)展適宜性實踐更應強調“技術應用需遵循基本教育邏輯”[19]。實踐研究表明，基于發(fā)展適宜性實踐的課堂中，兒童具有高的自我效能感、語言水平與閱讀效果[20]。早期兒童教育工作者更注重選擇適合兒童年齡的數字資源，更傾向于采用反映其教學信念（包括發(fā)展適宜性教育信念）的計算機實踐[21]。相比小班或早教（3～4歲），教師在中班（4～5歲）、大班（5～6歲）采用技術頻率明顯偏高，工作年級被發(fā)現(xiàn)能夠體現(xiàn)技術在兒童年齡上的差異性[5]，更好地與“發(fā)展適宜性”強調“年齡”的理念保持了一致[6]，意味著誘致不同工作年級教師產生高（低）技術采納意向的前因存有差異。行為意向是個體使用數字技術前的一種行為傾向，與個體對技術的態(tài)度具有高度的相似性和重疊性[8]，態(tài)度作為教師對保育教育與技術整合的看法，持有贊同發(fā)展適宜實踐理念的教師往往將適宜技術理解為有利于促進兒童身心發(fā)展的方法，反對將數字技術應用等同于孩子們觀看動畫片或聽音樂，教師對技術的態(tài)度更能預測其采納行為意向。因此，結合態(tài)度與意向綜合考察教師數字技術行為意向更具適切性與代表性。

綜上所述，研究將感知有用性、感知易用性、自我效能感、社會影響、便利條件、工作年級等作為解釋技術采納意向的前因變量，其中工作年級為觀察變量，構建出由前因變量和結果變量組成的能夠反映因素間關系的維恩圖（如圖1所示）。44DEDAA2-D71C-458B-92D5-F1A29B988D47

（三）量表設計

測量問卷共由三部分組成，第一部分由調查目的和數字技術定義組成;第二部分是人口統(tǒng)計學特征的調查，涉及教師性別、年齡、教齡、園所性質及園所位置;第三部分為研究的結果與6組因果條件（感知有用性、感知易用性、自我效能感、社會影響、便利條件、工作年級）測量。為了使量表更適合學前教育領域，以及使?jié)撛谑茉L者更清晰和正確理解量表內容，在對預調查對象所在地區(qū)政策了解及實際運行情況綜合分析的基礎上，結合8位學前教師（其中公辦6所，民辦2所）的現(xiàn)場訪談，以及對21位學前教師的前期預測，堅持術語準確性、表述清晰度、領域適用性和結構科學性（見表1）原則，微調量表并形成正式問卷。問卷采用Likert 5點量表，選項范圍從 1 分（完全同意）到 5分（完全不同意）。

（四）案例選擇

研究以S省XA、AK、YL、SL等4個市的33所公辦、民辦幼兒園的401名教師為調查對象，SL市經濟發(fā)展水平相對較低。受疫情影響，調查采用現(xiàn)場調查與電話定向委托調查（由幼兒園園長發(fā)布線上問卷）相結合的方式。兩位學前教師對現(xiàn)場搜集問卷進行信息采集、編碼并核對;對于工作為保育、工作在3歲以下的托幼班或混合班的教師問卷，以及調查數據中全部選擇同一選項的線上問卷剔除，得到有效問卷352份，問卷有效率87.8%（見表2），其中，XA、AK、YL、SL幼兒園占比分別為27.27%、9.09%、3.03%、60.61%，被調查對象中女教師比例達到98.9%，這與現(xiàn)行學前教育教師中女性占主導地位實際情況一致。

（五）數據質量

借助SPSS17.0和Amos26.0檢驗信效度（見表3），信度測試采用組合信度CR和Cronbach's α相結合，量表的總Cronbach's α為0.936，各變量Cronbach's α和CR值均大于0.7，表明量表具有可接受的內部一致性。效度檢驗涉及結構、內容和區(qū)分等效度，總效度KMO值為0.936（Sig.=0.000），說明問卷總效度好。量表項主要改編自已有的文獻量表，確保良好的內容效度。每個變量所包含的題項的因子負荷量均大于0.6，說明具有良好的收斂效度;除感知有用性的平均提取方差值（AVE）為0.495但處于0.36～0.5[24]可接受范圍內，其余變量AVE值均大于0.5。除其他變量AVE值的平方根均大于其與任一變量的相關性[24]外，F(xiàn)C、SI與SE、BI間相關系數略大于FC、SI的AVE值平方根，但未超過0.8，采用卡方差異檢驗發(fā)現(xiàn)兩兩之間仍存在差異性，表明該量表具有相對較好的區(qū)分效度。同時，對基于實際數據和理論假設模型的變量間相關系數矩陣進行差異性比較，相關指標[χ2/df=2.038（<3）;GFI=0.901（>0.9）;CFI=0.947（>0.9）;NFI=0.902（>0.9）;RMSEA=0.054（<0.08）;SRMR=0.022（<0.05）;AGFI=0.873（>0.8適配）等]均達到臨界建議值，說明模型與實際數據擬合度好。另外，工作年級（CL）變量的處理借鑒Fang的控制變量處理辦法[25]，工作年級（CL）對采納意向（BI）有影響但不顯著。

四、研究實施與組態(tài)構建

（一）數據校準

利用求算數平均值的方法將量表中結果和條件變量的觀察分項整合，結合各變量初始值非正態(tài)分布特征及整體數據回溯，將變量的最小值和最大值確定為完全隸屬和非完全隸屬的錨點（工作年級相反），中位數作為模糊交叉點，從而規(guī)避機械化賦值帶來邏輯余項的增加，校準后的精確值隸屬度分布于0到1之間（見表3）。

（二）構型識別

fsQCA通過判斷數字技術采納意向前因條件集（Xi）與結果集（Yi）是否存在子集關系，從而明確各條件及其組合對結果的必要性和充分性，所獲解釋結果的組態(tài)實質是構型識別的核心，一致性和覆蓋率作為判斷集合子集關系成立與否的指標，一致性代表了案例中具有相同因果條件或結構的案例在解釋結果方面的一致程度[26]，覆蓋率說明該條件對結果是否具有足夠解釋力，一般以單因素條件的必要性判斷為首要步驟。從單個必要條件一致性[Consistency（Yi≤Xi）= ∑min（Xi，Yi）/∑（Yi）]和覆蓋率[Coverage（Yi≤Xi）=

∑min（Xi，Yi）/∑（Xi）]來看（見表4），用于解釋高低采納行為意向的所有條件一致性均小于0.9[26]，意味著任一獨立前因條件均不足以構成誘致高或低采納行為意向的必要條件，相反，高、低采納行為意向可能是多個前因條件組合的效應。

（三）組態(tài)構建

利用真值表進行充分性分析并析出核心路徑，為了使觀察案例數更具代表性，及所獲解更接近核心路徑，研究設置案例頻數大于6以及一致性分數高于0.8[26]為篩選臨界值，重新定義真值表，在保留75%的案例能夠被觀察的同時，選擇PRI一致性門檻值為0.7對真值表進行適當簡化。采用簡約解與中間解配合分析組態(tài)路徑，將同時出現(xiàn)于中間解和簡約解的條件作為核心條件，得到了4條誘發(fā)高采納行為意向的前因路徑。路徑1（PUfz×PEfz×FCfz×SEfz，一致性為0.957）與路徑2（PEfz×SIfz×FCfz×SEfz，一致性為0.946）說明高有用性感知或強的社會影響是誘發(fā)所有年級教師產生數字技術采納意向的主要因素;路徑3（PUfz×PEfz×SIfz×SEfz×CLfz，一致性為0.972）與路徑4（PUfz×SIfz×FCfz×SEfz×CLfz，一致性為0.977）說明高有用性感知、強的社會影響和高自我效能感同時具備時，配備充足的便利條件或高感知易用性，從事高年級保育的教師易產生高技術采納行為意向。

遺憾的是，所獲得的解雖能進行案例間宏觀比較，但偏離了實踐案例，特別是掩蓋了中、小班教師的技術采納行為意向誘發(fā)組態(tài)，究其原因在于，定性比較分析法可以對工作年級等有序多分類變量直接校準，但錨點設計相對困難，最易將中班和大班隸屬于高年級案例集合。因此，研究采用先納入感知有用性等5個條件進行組態(tài)分析，再按工作年級分層進行組態(tài)分析的思路，既能發(fā)現(xiàn)不同年級教師采納意向誘發(fā)組態(tài)路徑，又能實現(xiàn)組態(tài)穩(wěn)健性驗證。由于條件減少和案例增多，故設置案例頻數大于8及一致性分數高于0.8為臨界值，得到H1（PUfz×FCfz×SEfz）、H2（PUfz×PEfz×SIfz×FCfz）、H3（PUfz×PEfz×SIfz×SEfz）、H4（PEfz×SIfz×FCfz×SEfz）和L1（～PUfz×～PEfz×～SIfz×～SEfz）、L2（～PUfz×44DEDAA2-D71C-458B-92D5-F1A29B988D47

～PEfz×～SIfz×～FCfz）等6條解釋高、低采納行為意向的路徑（見表5）。單條路徑與整體一致性值均大于0.8，總體覆蓋率為0.8（H1～H4）和0.56（L1～L2），解釋范圍從53%～71%，表明了利用已獲組態(tài)路徑能夠考察教師采納數字技術行為意向的誘發(fā)機制。

按照小班、中班和大班的工作年級進行分層思路，鑒于各層案例總數減少，設置案例頻數大于3和一致性分數高于0.8為篩選臨界值，并結合PRI一致性門檻值0.7，最終獲得9條路徑（見表6）。對于小班教師，SC-1～SC-4等4條路徑與總路徑（未按年級分層）中的H1、H2、H3保持一致，解釋范圍為35%～72%;對于中班教師，MC-1、MC-2路徑中，僅有MC-1與總路徑中的H1保持一致，解釋范圍為36%～68%;對于大班教師，LC-1～LC-3等3條路徑與總路徑中的H3、H2、H4保持一致，解釋范圍為71%～73%，這與納入工作年級變量所獲得的解保持了一致?？傮w來看，路徑在不同年級的分布仍具有明顯差異性，與此同時，通過年級分層驗證，分層路徑與總路徑相似度達89%，驗證了模型具有穩(wěn)定的預測性。

五、研究結論與組態(tài)分析

6種高（低）采納行為意向誘發(fā)組態(tài)展現(xiàn)了不同實踐行為主體技術采納意向影響條件的差異性與復雜性，其中，高覆蓋率組態(tài)路徑分析是揭開教師技術采納行為意向“機制黑箱”的最佳選擇。

（一）價值引導型：價值認可是誘發(fā)學前教師高技術采納意向的首要條件

數字技術與保育教育整合的價值認可更多的是建立在教師對數字技術適宜性的考量上。從高采納行為意向組態(tài)路徑不難發(fā)現(xiàn)，高的有用性感知是H1、H2、H3路徑得以成型且共有的核心條件，所在路徑數量占所有能夠解釋高采納行為意向路徑的75%，占年級分層總路徑的78%。同時，低的有用性感知是影響教師低采納行為意向（L1＼L2）的核心條件，證明了技術有用性感知對教師采納數字技術意向具有顯著影響。fsQCA通過覆蓋率考察和案例回溯實現(xiàn)路徑深度剖析，覆蓋率較高的H1路徑對結果具有強解釋力，所涉及的核心條件及外圍條件數量最少，無論教師對園所數字技術的易用性、社會影響感知度高低與否，高的有用性感知、好的便利條件感知和相對較高的自我效能感，便會誘發(fā)教師產生高技術采納意向。該路徑案例中，有48.6%教師完全同意使用數字技術能夠“提高工作效率”“發(fā)展幼兒語言表達、科學發(fā)現(xiàn)或藝術等能力”“激發(fā)幼兒興趣”“有利于開展幼兒課程的實施（如創(chuàng)新課程教學方式、提高幼兒的學習積極性及讓幼兒產生真實的情境體驗）”，其中，36～40歲教師占到25.3%，25歲及以下教師占到22.4%，均高于其他年齡段教師（26～30歲教師占比17.9%、31～35歲教師占比14.8%、41歲及以上教師占比19.6%），說明了數字技術與保育教育整合的價值認可已突破了教師年齡限制，與被訪談的教育工作時間長、年齡相對較大的教師觀點及已有研究[3]保持了一致。

（二）能力信任型：自身數字技術應用技能與教師技術采納意向息息相關

結合H1和H2路徑，高的有用性感知和充足的便利條件是兩條路徑共有的核心條件，當該條件具備時，H1路徑中高自我效能感等效于H2路徑中高的社會影響感知與較高的易用性感知組合的效果。同時，從對H2和H3對比來看，對于擁有高的有用性感知、強的社會影響感知、較高的易用性感知的教師，好的便利條件感知與教師自身高自我效能感效應趨于等效，均易促使教師趨向于采納數字技術。與L2路徑因素組合對比分析，低的有用性感知、低或較低的易用性感知和較低的社會影響感知等條件同時具備時，低的自我效能感作為L1路徑的核心條件，與L2路徑中的核心條件“差的便利條件”基本等效，說明了能被L1路徑解釋的教師對自身數字技能水平的“信任”是影響其采納意向的關鍵。但在L2路徑中，教師對園所便利條件感知差的原因歸咎于“園所并非經常舉辦各類培訓來提高教師的數字技術操作水平”，說明了便利條件不足雖是造成低采納意向產生的另一原因，但這種不足主要源于保育教育活動的技術應用技能訓練的缺乏，這就要求對教師培訓應更多立足于保育教育實踐“真需”。

（三）社會影響型：社會因素對教師技術采納行為意向的影響作用不容忽視

對幼兒興趣、幼兒家長意見及園所領導支持等外在的社會影響感知是H2、H3、H4共同擁有的核心條件。無獨有偶，社會影響感知（SIfz）作為簡化解并最終成為核心條件，其覆蓋率和一致性達到了0.864、0.906，說明了學前教師對幼兒興趣、家長及園所領導的態(tài)度比較關注。聚焦單一路徑H4，較高的易用性感知、較好的便利條件及較高的自我效能感能夠輔助強的社會影響感知，促使教師更易產生技術采納行為意向。相較中班，從事小班與大班教育的教師更易受各種社會因素影響，但從SC-1～SC-4、LC-2與LC-3路徑來看，小班教師的自我效能感影響力高于其對社會影響的感知，而大班教師對社會影響的感知是核心條件，影響力明顯高于自我效能感，這意味著，大班教師采納技術意向產生是建立于園所領導支持和家長對技術理性認知基礎上的。

（四）對象適應型：不同工作年級的教師技術采納行為意向產生機制各異

從年級分布來看，從事小班保育教育的教師技術采納行為意向主要受有用性感知和自我效能感的影響，教師更關注自身技術水平與能力。眾所周知，小班兒童保育教育主要以入園、飲水等生活習慣養(yǎng)成和動作技能訓練為主，教師使用數字技術的時間及空間有限，幼兒接觸時間更短，這更好地解釋了小班教師所受到的社會影響主要來自于家長而非幼兒興趣（SC-3、SC-4）。隨著兒童年齡的增長，中班兒童對數字技術的興趣逐漸濃厚且使用機會增加，如何支持兒童合理使用數字技術便成為中班教師思考的新話題，教師對技術采納更敏感于數字技術的易獲得、多樣性和應用支持等。值得注意的是，對于從事中班保育教育的教師來說，MC-2（PUfz×PEfz×SIfz×～SEfz）獨特路徑并未出現(xiàn)在總路徑中，意味著在自我效能感缺失情況下，高的有用性感知、高的易用性感知及強的社會影響感知組合是導致中班教師高采納意向的另一潛在條件，這與QCA所持有的“殊途同歸”觀點不謀而合，欣喜之余，低覆蓋率（36%）表明了該路徑解釋力偏弱，僅適合解釋個別案例，并不具整體代表性，回溯發(fā)現(xiàn)，這些教師具有長期從事幼兒教育的經驗且所在幼兒園位于SL的縣域，共同對“對于大部分孩子感興趣的或受歡迎的數字技術，我應該去使用”給予完全同意，這也體現(xiàn)了，工作年限長的教師對技術應用于保育教育活動的教育價值具有真實的體驗與理解，這類教師也同樣偏屬于價值引導型。與年齡最小的孩子相比，年齡較大的孩子尤其是學齡前兒童對技術喜愛程度更高，大班兒童已較熟悉計算機的各項基本功能[27]，不再滿足于對計算機界面的觀看等，流暢的網頁瀏覽、網上交流等交互活動成為新需求，相對以“與身體相關的照看”為主的小班，大班更注重兒童認知教育，這種“身心兼具”背景下，技術價值更加彰顯能否更好地輔助兒童認字與數學學習等。受兒童對技術的熟悉程度加深、使用頻率更高以及幼小銜接教育需求遞增等影響，“技術如何促進學前教育質量”成為家園互動的主題，家長意見及領導看法等轉型為影響大班教師技術采納意圖的關鍵因素。基于LC-2、LC-3路徑分析，在較好的便利條件感知及較高的自我效能感輔助下，高的有用性感知和強的社會影響感知，或強的社會影響感知和較高的技術易用性感知，均能使大班教師易產生技術采納行為意向。44DEDAA2-D71C-458B-92D5-F1A29B988D47

六、結? ?語

相對普適視角下對普遍規(guī)律的追求，以及權變視角下特定環(huán)境的適應性考量，研究從整體組態(tài)視角，動態(tài)捕捉了保育教育實踐中教師技術采納行為現(xiàn)象及其背后的誘發(fā)機理，彌補了教育技術領域組態(tài)研究的實踐缺失，既是研究方法的創(chuàng)新，又是對教育技術研究范式轉型的學界倡導的積極回應。研究所獲得的結果能輔助園所精準設計適合教師信息化教學能力提升的實踐方案。但缺乏對數字技術采納行為的研究，這也將是未來研究的重點和努力方向。

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