大學生在線教學滿意度和持續使用意愿的性別差異研究

覃紅霞 方芳 周建華

摘要： 基于廈門大學教師發展中心開發的“疫情時期大學生線上學習調查數據庫”，對334所高校中92 807名男生、121 247名女生進行“在線教學滿意度及持續使用意愿”調研，并運用技術接受模型（TAM）研究感知有用性、感知易用性、外部環境對不同性別學生在線教學滿意度及持續使用意愿的影響及其路徑。研究發現：男生和女生對在線教學滿意度和持續使用意愿的評價偏正面，但男女生在在線教學滿意度和持續使用意愿的作用機制上存在顯著的差異。研究結果推翻了“男性在技術使用方面具有天然優勢”的慣有認識，發現女生在選擇在線教育的接納度上與男生相差無幾，但卻表現出更加強烈的對在線教育質量與結果的要求。在線教學滿意度及持續使用意愿上的性別差異客觀存在，但這種差異并非天然的差異，提升在線教育質量則是改變大學生在線教學滿意度和持續使用意愿性別差異的基本路徑。

關鍵詞：大學生;性別;在線教學;滿意度;持續使用意愿

中圖分類號：G645? ? ? 文獻標識碼：A 文章編號：1672-0717（2022）01-0044-10

2020年以來，面對人類百年來罕見的新型冠狀病毒大流行，世界上許多高校不得不“延期開學、如期開課”，中國高校師生也開展了一場史無前例的大規模在線教育實踐，不僅成功應對了疫情帶來的停學、停教和停課的危機，而且迎來了在線教育新一輪的發展。正如教育部吳巖司長所言“我們再也不可能、也不應該退回到疫情發生之前的教與學狀態”[1]，未來在線教學的可持續性發展與服務成為疫情后教育領域革新的聚焦點。從已有研究來看，學者們從不同角度探討了師生、學科、區域間的在線教學滿意度的差異[2（P91-103），3（P83-93），4]，但較少關注大學生在線教學滿意度及持續使用意愿影響的性別差異。實際上，自20世紀以來關于性別的“數字鴻溝”問題早已引發學術界的廣泛關注，因而延伸到在線教育的性別差異問題值得進一步探討與回應。

一、理論綜述與分析框架

（一）理論基礎

性別在信息技術和互聯網使用上存在明顯差異，這一觀點早已被廣泛接受。20世紀90年代，在女性主義的引導下，學界興起了數字性別鴻溝對女性群體影響的討論，研究普遍認為兩性在設備可及性、信息收集和使用有效性等方面存在不均衡性[5]。20世紀90年代以后，兩性在互聯網使用機會上的差距逐步消失，但在計算機的使用頻率和使用強度、使用舒適度、使用意愿和使用能力等方面仍然存在差異[6]：羅賓·凱（Robin H.Kay）等人發現，男生對使用計算機的舒適感明顯高于女生，且互聯網使用強度明顯高于女生[7]（P730-740）;男生比女生更容易、也更擅長使用數字網絡，對計算機的態度也更為積極、自我效能感更高[8]。近年來的研究主要側重于不同性別在計算機的使用目的、方法上的差異，如法圖爾·瓦希德（Fathul Wahid）使用技術接受模型（TAM），發現女性對互聯網的接受和采用主要受易用性的影響，男性對互聯網的采用主要受有用性的影響，在使用模式上，女性更傾向于聊天和學習，男性更傾向于娛樂[9]（P1-8）、信息、商業和網絡游戲[10]。這些結果表明，關于互聯網技術的性別差異可能正在縮小，但是“性別”仍然是對互聯網技術使用有重大影響的因素。

在線教學是以學習為目的的信息技術的應用，相較于兩性在信息技術使用方面的差異，兩性在在線教學上的感知方面存在較大的反差。大量研究顯示，女性的在線學習動機更為強烈[11]，并呈現出強烈的自我導向和更高的責任感[12，13]，對在線教學的體驗更滿意[14]（P79-94）。愛德華·沃爾喬克（Edward Volchok）的研究指出，女學生更傾向于對自己的學習采取積極主動的態度[15]（P1-18）;安德森和哈達德（David M.Anderson，Carol Haddad）、麥克奈特-圖坦等人（McKnight-Tutein）的研究也表明女性更容易在在線教學中取得成功[16，17]。然而，也有不少研究表明，男生對在線學習的看法更積極，鐘世勇和鐘玉來（Chorng-Shyong Ong，Jung-Yu Lai）運用技術接受模型（TAM）探索了性別在“在線教學感知”上以及性別與在線教學接受度的因素之間的關系，結果顯示男性對計算機自我效能、感知有用性、感知易用性和使用行為（意圖）的評價都高于女性，且男性的使用決策受在線教學有用性的影響更大[18]（P816-829）。另外，邦德森（Eileen Bunderson）從社會性別的視角解讀這一現象，結果顯示，偏見與刻板印象，以及不同的興趣、經驗和態度，可能會導致女生的參與水平下降[19]。此外，也有研究表明，性別對在線教學滿意度、教學結果沒有影響[20，21]。已有的研究表明，性別是影響互聯網學習的重要因素，然而性別是否影響在線教學滿意度及持續使用意愿需要進一步明確。

也有不少學者試圖探討影響兩性在線教學滿意度的因素，探究兩性在線教學滿意度差異產生的原因：一項關于沙特阿拉伯在線教育滿意度的調查結果顯示，聲譽和講師的學術能力影響男性的滿意度，而女性只看重聲譽[22];黨琰（Yan Dang）等人評估了自我效能、教師特征和便利條件對混合學習滿意度的影響，結果顯示，三者顯著影響女性教學滿意度，而對男性來說，只有教師特征和便利條件對滿意度的影響是顯著的[23];哈維（Harvey，Parahoo）等人的研究表明，兩性在線教學滿意度同樣受聲譽、物理基礎設備和教師移情（按重要性排序）的影響，在線教學滿意度的影響因素不存在性別差異[24]。總體來看，關于線上教學滿意度和持續使用意愿的性別差異研究主要關注“差異”，但缺少對教學滿意度性別差異形成機制的關注和構建。因此，本研究以大學生群體為研究對象，使用技術接受模型，嘗試回答三個問題：在線教學滿意度與持續使用意愿是否存在性別差異;在線教學滿意度與持續使用意愿性別差異的表現與特征;在線教學滿意度與持續使用意愿性別差異的形成機制。

（二）分析框架

在線教學的滿意度和持續使用意愿，本質上就是對在線教學信息系統、在線教學模式的接受行為。而在信息系統接受行為研究中，技術接受模型（Technology Acceptance Model，TAM）被認為是形式最簡潔、使用最廣泛的理論模型。TAM模型最早是由美國學者大衛（Davis）提出的“關于影響用戶技術接受因素”的分析模型[25]。TAM認為，技術接受行為受到感知有用性、感知易用性、外部變量、使用態度和使用意愿等變量的影響。然而受研究對象、樣本量和技術環境的差異影響，技術接受模型（TAM）中幾組變量關系的相關研究結果有一定的出入[26]，模型的基本變量難以完全確定。后續大量的實證研究結果顯示，感知有用性與感知易用性對技術使用意向的解釋力顯著[27-29]。近年來，研究者在運用TAM模型解釋在線教育持續使用意愿時也基本以“感知有用性”和“感知易用性”為兩大主要解釋變量，再根據各自的研究目的，適當地加入內外部變量修正模型。如Taher Faraha構建的“學生在線教學使用意向”模型中，驗證了在線教學的有用性和易用性顯著影響學生的持續使用意向，同時增加了學生態度、社會影響等潛在變量[30];詹海寶、王美玲、劉莉莉等學者基于我國在線教學特點，通過分析、整合TAM模型構建了研究在線教學平臺接受模型。這些研究進一步證實了技術接受模型（TAM）在在線教學持續使用意愿上的解釋力[31-33]。

有學者已運用TAM模型研究在線教學使用意愿的性別差異，如法圖爾·瓦希德[9]（P1-8）、鐘世勇和鐘玉來[18]（P816-829）等學者驗證了感知有用性、感知易用性顯著影響男女生在線教育持續使用意愿，并增加了“計算機使用效能感”和“使用決策”等因素。基于此，我們團隊選擇了“感知有用性”“感知易用性”兩個基本變量，考慮到因受疫情影響我國高校在線教學的應急性與突發性，增加了一個與之并行的外部環境作為潛在自變量，構建了我國高校在線教學滿意度和持續使用意愿的研究模型[2]（P91-103）（如圖1）。目前已運用該研究模型分析了我國在線教學的學科差異和師生差異，證實了該研究模型適用于在線教學的差異性研究。本研究繼續采用該研究模型，以性別為分組變量，進行多群組對比分析，研究我國大學生在線教學滿意度和持續使用意愿的性別差異問題。

二、研究設計

（一）被試

本研究直接采用廈門大學教師發展中心開發的“線上教學情況調查（學生卷）”數據庫。該數據來源于2020年2月至3月間，全國高等學校質量保障機構聯盟秘書處委托廈門大學教師發展中心開展的線上教學情況調查（以下簡稱“線上教學情況調查”），調查內容包括基本信息、線上教學環境及支持、線上教學體驗、對線上教學的改進意見等四個部分。調研共收集到數據256 504組，刪除有缺失值和疫情期間未開展在線教學的數據條目后，最終形成有效數據214 054組。被試的基本信息如表1所示。其中值得關注的是，在性別分類中的“男、女”指向教育程度相似的男性和女性大學生群體。

（二）工具

本研究從“線上教學情況調查（學生卷）”數據庫提取了與感知有用性、感知易用性、外部環境、教學滿意度和持續使用意愿等5個潛變量有關的全部題項（共31個），整合成本研究的5個量表，并分別對5個量表進行了信效度檢驗，檢驗結果如下：

感知有用性量表，由9道題組成，采用李克特5點量表計分，測量在線教學提升教學效果的作用大小。量表分為三個因子：“課程資源”（PU1）、“課堂教學”（PU2）、“教學評價”（PU3）。其中，課程資源部分包含4個測量指標，主要測量大學生通過在線教學獲取教學課件、課前預習視頻等課程資源的便捷性和有效性;課堂教學部分包含5個測量指標，主要測量大學生對在線教學課堂講授、課堂組織、課堂討論、實驗演示以及課后輔導答疑的感知;教學評價包含2個測量指標，主要測量大學生對在線教學行為和教學測試評價的有用性感知。該量表的克隆巴赫a系數是0.814，驗證性因子分析模型擬合指標χ2/df=32.57，RMSEA=0.076，TLI=0.913，CFI= 0.927，SRMR=0.049，均在適配值范圍內，表明該量表具有良好的信效度。

感知易用性量表，由3道題組成，采用李克特5點量表計分，測量在線教學的使用便捷程度，共分為三個因子：“技術操作”（PEU1）、“教學方法”（PEU2）、“熟練程度”（PEU3），分別包含1個測量指標。其中，“技術操作”主要調查大學生對在線教學技術使用難易程度的感知;“教學方法”主要調查大學生對在線教學方法適應程度的感知;“熟練程度”主要調查大學生對各種在線教學平臺熟練程度的感知。該量表的克隆巴赫a系數是0.814，驗證性因子分析模型擬合指標χ2/df=29.86，RMSEA=0.073，TLI=0.904，CFI=0.913，SRMR=0.053，均在適配值范圍內，表明該量表具有良好的信效度。

外部環境量表，由10道題組成，采用李克特5點量表計分，測量外部條件對在線教學的支持程度，共分為三個因子：“技術服務”（EE1）、“教學支持”（EE2）、“政策支持”（EE3）。其中，“技術服務”包含6個測量指標，分別是大學生對網絡流暢、平臺穩定性、音畫清晰性、互動即時性、傳輸順暢性以及工具便捷度的感知;“教學支持”包含3個測量指標，分別是大學生對網絡條件、教學平臺以及電子圖書教學資料的支持作用的感知;“政策支持”包含1個測量指標，主要調查學校有關政策的支持作用的感知。該量表的克隆巴赫a系數是0.941，驗證性因子分析模型擬合指標χ2/df=36.99，RMSEA=0.067，TLI=0.943，CFI=0.955，SRMR=0.037，均在適配值范圍內，表明該量表具有良好的信效度。

教學滿意度量表，由7道題組成，采用李克特5點量表計分，測量學生對在線教學效果的綜合評價，分為三個因子：“教學效果”（TS1）、“教學體驗”（TS2）、“教學收獲”（TS3）。其中，“教學效果”主要包含2個測量指標，主要調查大學生對在線教學效果的滿意度;“教學體驗”包含4題，主要調查大學生對在線課堂的直播、錄播、提交作業和課堂交流互動的滿意度;“教學收獲”包含1題，主要調查學生在線學習的收獲。該量表的克隆巴赫a系數是0.917，驗證性因子分析模型擬合指標χ2/df=37.43，RMSEA=0.078，TLI=0.932，CFI=0.945，SRMR=0.047，均在適配值范圍內，表明該量表具有良好的信效度。

持續使用意愿量表，由2道題組成，采用李克特5點量表計分，測量大學生持續采用在線教學的態度，分為兩個因子：“線上模式”（CI1）、“混合模式”（CI2），各包含1個測量指標，主要調查大學生是否繼續使用在線教學模式、“線上+線下”混合教學模式的傾向性。該量表的克隆巴赫a系數是0.817，驗證性因子分析模型擬合指標χ2/df=27.85，RMSEA=0.072，TLI=0.926，CFI=0.937，SRMR=0.054，均在適配值范圍內，表明該量表具有良好的信效度。

以上14個因子都是采用均值法計算分值，分數越高表示大學生對該變量的正面認知越高。

（三）數據處理與分析

本研究首先用SPSS25.0軟件和AMOS24.0軟件檢驗了數據的信效度和共同方法偏差問題;然后運用SPSS25.0軟件對變量數據進行描述性統計和獨立樣本T檢驗;再運用AMOS24.0和極大似然法對結構方程模型進行擬合，分析大學生在線教學滿意度和持續使用意愿的性別差異。

三、研究結果

（一）共同方法偏差檢驗

本研究采用的數據是運用自我報告法進行網絡收集的，可能存在共同方法偏差，所以我們在正式數據分析之前，采用Harman單因素法進行共同方法偏差檢驗[34]。我們首先利用SPSS25.0軟件進行探索性因子分析（未旋轉），結果得到第一個主成分所占的載荷量是29.21%，沒有達到40%的設立標準[35];再利用AMOS24.0軟件進行驗證性因子分析，設定公因子數為1，模型擬合指標? ? ? ? ?χ2/df=9315.2，RMSEA=0.209，TLI=0.644，CFI= 0.695，SRMR=0.037），模型擬合不良，表明本研究的數據不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）描述統計與相關分析

表2總結了男生、女生各變量的描述統計及相關矩陣。在感知有用性、感知易用性、外部環境、教學滿意度、持續使用意愿上，男生和女生的平均得分均高于理論中值（3分），表明男女生對在線教學的滿意度和持續使用意愿整體評價較高，但還有進一步提升空間。具體來看，男生在感知有用性、感知易用性、外部環境和教學滿意度的評分均略低于女生，但持續使用意愿卻略高于女生（3.33>3.31），且從標準差來看，男生內部在各潛變量上的分歧大于女生。

由表2還可以發現，所有潛變量間均具有顯著性正相關。男女生在感知易用性與外部環境之間是高度正相關（相關系數分別是0.85、0.81），感知有用性、感知易用性、外部環境與教學滿意度之間是中度正相關（相關系數都在0.71～0.79之間），教學滿意度與持續使用意愿是中度正相關（相關系數分別是0.57、0.51），感知有用性、感知易用性、外部環境與持續使用意愿之間是低度正相關（相關系數都在0.38～0.49之間）。

（三）性別差異的T檢驗

為了進一步檢驗男女生在感知有用性、感知易用性、外部環境、教學滿意度以及持續使用意愿的表現是否存在顯著差異，本研究利用SPSS25.0軟件以性別為分組變量對5個潛變量進行獨立樣本T檢驗，詳見表3。

在教學滿意度方面，男女生在其觀測變量“教學體驗”和“教學收獲”上的得分均值較為接近，且都略高于教學效果。同時，T檢驗的結果顯示女生在“教學體驗”和“教學收獲”上的得分顯著高于男生，而男生在“教學效果”上的得分顯著高于女生（p<0.01）。

在持續使用意愿方面，男生在“線上模式”和“混合模式”上的得分均值分別為3.18和3.47，女生的得分均值分別為3.08和3.54，無論是男生還是女生都更傾向于選擇混合模式。T檢驗的結果進一步顯示，男生對“線上模式”的使用意愿顯著高于女生（p<0.01），對“混合模式”的使用意愿卻顯著低于女生（p<0.01）。

就感知有用性、感知易用性和外部環境而言，男女生的得分均值比較接近，但T檢驗的結果進一步表明，男生除了在“熟練程度”上的得分顯著高于女生外（p<0.01），在“課程資源”“課堂教學”“教學評價”“技術操作”“教學方法”“技術服務”“教學支持”和“政策支持”等觀測變量的得分均顯著低于女生（p<0.01）

此外，值得注意的是，男生和女生在課堂教學和教學評價方面的得分均低于中值（3.00），表明線上教學在課堂講授、教學秩序管理、課堂討論、實驗演示、課后答疑以及關注學生學習評價與教學測試等方面的評價較為消極，這與線下調查中顯示的“課堂教學環境的總體感知和體驗偏向正面”相比[36]，有較大改進空間。

（四）結構方程模型擬合

由于男女生在“在線教學滿意度”和“持續使用意愿”的各個測量指標上都存在顯著的性別差異，為了進一步分析感知有用性、感知易用性、外部環境、教學滿意度對不同性別大學生持續使用意愿的影響，我們利用AMOS24.0軟件對圖1所示的結構方程模型分別從男生和女生的數據進行擬合，擬合指標詳見表4。由于χ2/df（卡方自由度比）極易受樣本量影響，而本研究樣本量非常龐大（超21萬個）導致本研究的χ2/df偏大。因此，主要以其他幾個指標作為參考[37]。結果顯示，兩個模型擬合程度良好，表明圖1所示的結構方程模型適用于大學生在線教學滿意度和持續使用意愿的性別差異分析。

另外，從上述模型的擬合結果可以得出，男生模型中的變量解釋了大學生在線教學滿意度88%的變異量（R2=0.88）、持續使用意愿47%的變異量（R2=0.47），女生模型中的變量解釋了在線教學滿意度92%的變異量（R2=0.92）、持續使用意愿45%的變異量（R2=0.45），具有統計學意義。

（五）路徑系數分析

從潛變量間的路徑來看，男生和女生在多條路徑上的路徑系數存在顯著差異。具體而言：在路徑“感知有用性→持續使用意愿”上，女生高于男生，說明女生比男生更關注在線教學的課程資源、課堂教學和教學評價，并對持續使用意愿產生了更為顯著的影響;在路徑“感知易用性→持續使用意愿”上，男生模型中路徑系數為負值，出現遮掩效應，而在女生模型中，該路徑不顯著，關于“感知易用性”對女生的“持續使用意愿”的影響效應將在后續進行進一步呈現;在路徑“外部環境→持續使用意愿”上，女生模型為負數（-0.204），意味著技術支持、教學支持和政策支持并不能促進女生的持續使用意愿，同時，外部環境對男生“持續使用意愿”的影響也較小，外部環境的差異值得進一步討論;在路徑“教學滿意度→持續使用意愿”上，女生的“教學滿意度”對持續使用意愿的作用更小。

從潛變量的觀測變量來看，在路徑“課程資源→感知有用性”上，男生明顯高于女生;而在“課堂教學→感知有用性”“教學評價→感知有用性”路徑上，男生模型的路徑系數（-0.160，-0.089）明顯低于女生模型（0.081，0.168），表明男生認為“課堂教學”“教學評價”等對感知有用性影響不大，甚至是起微弱的負向影響。

在持續使用意愿的觀測變量方面，盡管男女生路徑系數值均是“線上模式”大于“混合模式”，但男生模型中兩種模式的差異（0.799-0.754=0.045）明顯小于女生模型（0.797-0.669=0.128），說明男女生均對在線教學的接受度較高，但男生在選擇在線教學模式上更為搖擺。

（六）影響作用

為了研究的準確性和科學性，有必要分析感知有用性、感知易用性、外部環境對教學滿意度、持續使用意愿的影響作用。結構方程模型中，反映影響作用的是“效應”，包括：總效應（Total Effects，TE）、直接效應（Direct Effects，DE）和間接效應（Indirect Effects，IE）。若中介效應成立，則三種效應滿足“鏈式法則”：

TE=DE+IE

IE=DEab×DEbc

TE=DEac+DEab×DEbc

由于教學滿意度的中介效應已被證實[3]（p83-93），本研究利用“鏈式法則”在表5的基礎上計算了男女生“教學滿意度”和“持續使用意愿”各潛在自變量的影響作用（即總效應，詳見表6）。從表6可以發現，影響“在線教學滿意度”和“持續使用意愿”的作用機制存在明顯的性別差異。

關于教學滿意度。男女生均認為影響教學滿意度的因素，按重要性排序分別是：感知有用性、感知易用性和外部環境。區別在于，女生比男生更注重感知有用性的影響作用（0.742>0.658），更不注重感知易用性（0.151<0.187）、外部環境（0.115<0.153）的影響作用。

關于中介效應。研究發現，教學滿意度在感知有用性、感知易用性、外部環境與持續使用意愿等變量之間的關系都存在顯著的中介效應。男女生均認為在感知有用性上的中介效應占比為50%左右，但在感知易用性、外部環境上的中介效應有較大分歧：男生認為在感知易用性上的中介效應是遮掩效應[38]，而女生則認為是完全中介效應;男生認為在外部環境上是中介效應，且中介效應占比達91.25%，而女生則認為是遮掩效應。

關于持續使用意愿。男女生均認為影響持續使用意愿的因素按重要性排序，前兩位依次是感知有用性和教學滿意度，但女生比男生更看重這兩個變量對持續使用意愿的影響作用。男女生均認為感知易用性、外部環境對持續使用意愿的影響作用是微弱的，但在孰高孰低這一問題上存在分歧。男生認為外部環境（0.160）的作用顯著高于感知易用性（0.003），而女生則認為感知易用性呈正向弱效應（0.056），而外部環境是負向弱效應（-0.069）。

四、結論與討論

第一，總體來看，男生和女生對在線教學滿意度和持續使用意愿的評價偏正面，表明在線教學運作良好，平臺支撐和教學質量基本滿足學生需求。但與線下相比，其功能和服務質量仍有待進一步提升，尤其在課堂教學和教學評價方面，男生和女生的感知都偏向負面，反映出當前在線教學在課堂講授、課堂評價、課堂討論、課堂演示、課堂答疑以及教學評價方面與學生期待存在較大的改進空間，也反映出高校因應急而組織起來的在線教學系統面臨著準備不足、技術服務不到位等問題。同時，這一結果也真實地暴露出我國當前在線教學系統的主要問題，即系統化的優質數字教育資源不足，教師的信息技術應用能力有待提高，在線教學中的互動討論、評估規范等問題有待改進。盡管從二十世紀九十年代開始，我國已關注以信息技術和網絡技術為支撐的在線教學實踐，先后發布了多份文件統籌布局在線教學系統，從現代遠程教育到精品課程建設，再到慕課學習，已經建立了龐大的在線課程體系[39]。但不可否認，在線課程建設與平臺建設仍然處于較低層次。因此，我國在線教學的發展仍需主動適應在線教學趨勢，進一步完善在線教學資源供給，構建多元化、高質量的在線課程體系。同時，立足在線教學平臺，整合教學、評價資源，依托大數據和“互聯網+”搭建教、學、評一體的管理系統。

第二，T檢驗結果顯示，男女生在“在線教學滿意度”及“持續使用意愿”方面存在顯著的差異性。這種差異性并不反映在差異量上（從均值和方差來看，男女生在線教學滿意度及持續使用意愿差異不大），而是反映在男女生在“在線教學滿意度”和“持續使用意愿”的作用機制上，即這種差異主要體現為在線教學模式下學習關注度的差異。具體而言，男生在在線教學中更關注外部環境，而女生更關注學習結果和學習質量。

首先，外部環境對男生的持續使用意愿起正向影響;但對女生來說，外部環境對持續使用意愿起微弱的負效應。這表明男生對在線教學的持續使用意愿受外部環境影響較大;而女生則不同，女生比男生更注重感知有用性的影響作用，這也表明女生在學習中始終保持“刻苦努力”“安靜順從”的性別印象，學習方式、思維方式、學習目的等都更適應社會和學校的要求[40]。這種性別期待使得女生較少受到外部環境的影響，更易受內在體驗和動力的調節，在線學習的內生動力更強[15]（p1-18）。因而，外部環境越好，對于女生的學習自律性挑戰越大，對女生的學習結果更容易產生負面沖擊，反而影響了女生的持續使用意愿。

其次，感知易用性對男生的持續使用意愿起弱效應，表明技術操作、教學方法、熟練程度對男生的持續使用意愿影響甚微;而感知易用性對女生的持續使用意愿的影響上，其直接效應并不顯著，需要通過教學滿意度的完全中介影響持續使用意愿。一個合理的解釋是，在在線教學中，其易用性是影響學生教學滿意度的因素，但易用性評價與持續使用意愿關系不大，特別是對女生而言。可能的原因在于，成長于信息發達的網絡時代的大學生們對“在線”學習有相當程度的接受度和技術儲備，且與易用性相比，女生更加關注在線教學本身及其結果。與此相關的問題是，盡管男女生對在線教學的課堂教學、教學評價等的滿意度明顯偏低，但他們對未來教學模式的選擇均更傾向于在線教學，同樣反映出當代大學生對信息技術、線上教育更多的親近感。

最后，在“在線教學滿意度”和“持續使用意愿”的影響因素中，感知有用性都是最重要的因素。同時，教學滿意度在感知有用性、感知易用性、外部環境與持續使用意愿等變量之間存在顯著的中介效應，但女生更關注課堂教學和教學評價等與教育質量相關的因素。在線教學持續使用意愿上男生略高于女生，可能是基于男生互聯網舒適度在在線教學上的投射，或者說男生更關注在線教育的外部環境，而女生比男生對在線教學提出了更高的質量要求[7]（P730-740）。

第三，在教育背景相同的情況下，男生和女生在線教學滿意度和持續使用意愿的差異在逐漸縮小。互聯網（計算機）技術在固有的性別概念中是一種男性化的技術，女生被認為在與互聯網的關系中處于不利地位。但本研究發現，盡管男生女生在教學滿意度和持續使用意愿的作用機制上存在顯著的差異，但他們在感知有用性、感知易用性、外部環境、教學滿意度、持續使用意愿上差異不大。這也進一步佐證了在在線教學環境日益成熟的情況下，易用性和外部環境不再是對學生在線教學滿意度及持續使用意愿產生最關鍵影響的因素，未來在線教學最終需要回歸到在線教學的內容、呈現形式、教學支持以及教學效果和教學體驗。提高學生在線教學質量需要基于技術，更需要回歸到教育教學形式和內容等命題的討論，在線教學可持續發展歸根結底需要回歸到“育人”，思考如何基于技術并超越技術[41]。

長期以來，性別研究常常存在兩種傾向，一種強調男女之間的相似性，另一種則強調男女之間的差異性，其中“差異”是性別研究中最為突出的概念，尤其是在數字時代，男女在信息技術上的差異成為性別平等的爭議點。我們常常將技術使用上的差異和偏好看作是男女性別差異的結果，然而本研究推翻了男性在技術使用方面具有天然優勢的慣有認識，證明在相同的教育背景下，男生在計算機的使用機會、使用強度等方面的優勢正在逐漸消失，兩者在互聯網技術獲取與態度上的差距基本抹平，男女生在在線教學上真正體現出的差異主要是作用機制的差異。從社會大環境來看，受教育水平提升帶來了女生自我認知的覺醒，女大學生并非機械、被動的接受“男生在信息技術、數理上表現明顯優于女生”[7]（P730-740）的性別規訓。高校中高強度的競爭以及就業市場上的劣勢狀態使得女性在學習中更為投入，在在線教學中更為關注體驗和收獲，相關研究也不斷地驗證女生在在線教學中顯示出更高的自律性，對在線學習體驗有更高要求[14]（P79-94）。在這些因素的作用下，女生在選擇在線教育的接納度上與男生相差無幾，但卻表現出更加強烈的對在線教育質量與結果的高要求。因此，在線教學滿意度及持續使用意愿上的性別差異是客觀存在的，但這種差異并非天然的差異。教育和社會環境是造成這種差異的重要因素，也是彌合這一差異的關鍵，而不斷提升在線教育質量則是改變大學生在線教學滿意度和持續使用意愿性別差異的基本路徑。

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