大学生在线教学满意度和持续使用意愿的性别差异研究

覃红霞 方芳 周建华

摘要： 基于厦门大学教师发展中心开发的“疫情时期大学生线上学习调查数据库”，对334所高校中92 807名男生、121 247名女生进行“在线教学满意度及持续使用意愿”调研，并运用技术接受模型（TAM）研究感知有用性、感知易用性、外部环境对不同性别学生在线教学满意度及持续使用意愿的影响及其路径。研究发现：男生和女生对在线教学满意度和持续使用意愿的评价偏正面，但男女生在在线教学满意度和持续使用意愿的作用机制上存在显著的差异。研究结果推翻了“男性在技术使用方面具有天然优势”的惯有认识，发现女生在选择在线教育的接纳度上与男生相差无几，但却表现出更加强烈的对在线教育质量与结果的要求。在线教学满意度及持续使用意愿上的性别差异客观存在，但这种差异并非天然的差异，提升在线教育质量则是改变大学生在线教学满意度和持续使用意愿性别差异的基本路径。

关键词：大学生;性别;在线教学;满意度;持续使用意愿

中图分类号：G645      文献标识码：A 文章编号：1672-0717（2022）01-0044-10

2020年以来，面对人类百年来罕见的新型冠状病毒大流行，世界上许多高校不得不“延期开学、如期开课”，中国高校师生也开展了一场史无前例的大规模在线教育实践，不仅成功应对了疫情带来的停学、停教和停课的危机，而且迎来了在线教育新一轮的发展。正如教育部吴岩司长所言“我们再也不可能、也不应该退回到疫情发生之前的教与学状态”[1]，未来在线教学的可持续性发展与服务成为疫情后教育领域革新的聚焦点。从已有研究来看，学者们从不同角度探讨了师生、学科、区域间的在线教学满意度的差异[2（P91-103），3（P83-93），4]，但较少关注大学生在线教学满意度及持续使用意愿影响的性别差异。实际上，自20世纪以来关于性别的“数字鸿沟”问题早已引发学术界的广泛关注，因而延伸到在线教育的性别差异问题值得进一步探讨与回应。

一、理论综述与分析框架

（一）理论基础

性别在信息技术和互联网使用上存在明显差异，这一观点早已被广泛接受。20世纪90年代，在女性主义的引导下，学界兴起了数字性别鸿沟对女性群体影响的讨论，研究普遍认为两性在设备可及性、信息收集和使用有效性等方面存在不均衡性[5]。20世纪90年代以后，两性在互联网使用机会上的差距逐步消失，但在计算机的使用频率和使用强度、使用舒适度、使用意愿和使用能力等方面仍然存在差异[6]：罗宾·凯（Robin H.Kay）等人发现，男生对使用计算机的舒适感明显高于女生，且互联网使用强度明显高于女生[7]（P730-740）;男生比女生更容易、也更擅长使用数字网络，对计算机的态度也更为积极、自我效能感更高[8]。近年来的研究主要侧重于不同性別在计算机的使用目的、方法上的差异，如法图尔·瓦希德（Fathul Wahid）使用技术接受模型（TAM），发现女性对互联网的接受和采用主要受易用性的影响，男性对互联网的采用主要受有用性的影响，在使用模式上，女性更倾向于聊天和学习，男性更倾向于娱乐[9]（P1-8）、信息、商业和网络游戏[10]。这些结果表明，关于互联网技术的性别差异可能正在缩小，但是“性别”仍然是对互联网技术使用有重大影响的因素。

在线教学是以学习为目的的信息技术的应用，相较于两性在信息技术使用方面的差异，两性在在线教学上的感知方面存在较大的反差。大量研究显示，女性的在线学习动机更为强烈[11]，并呈现出强烈的自我导向和更高的责任感[12，13]，对在线教学的体验更满意[14]（P79-94）。爱德华·沃尔乔克（Edward Volchok）的研究指出，女学生更倾向于对自己的学习采取积极主动的态度[15]（P1-18）;安德森和哈达德（David M.Anderson，Carol Haddad）、麦克奈特-图坦等人（McKnight-Tutein）的研究也表明女性更容易在在线教学中取得成功[16，17]。然而，也有不少研究表明，男生对在线学习的看法更积极，钟世勇和钟玉来（Chorng-Shyong Ong，Jung-Yu Lai）运用技术接受模型（TAM）探索了性别在“在线教学感知”上以及性别与在线教学接受度的因素之间的关系，结果显示男性对计算机自我效能、感知有用性、感知易用性和使用行为（意图）的评价都高于女性，且男性的使用决策受在线教学有用性的影响更大[18]（P816-829）。另外，邦德森（Eileen Bunderson）从社会性别的视角解读这一现象，结果显示，偏见与刻板印象，以及不同的兴趣、经验和态度，可能会导致女生的参与水平下降[19]。此外，也有研究表明，性别对在线教学满意度、教学结果没有影响[20，21]。已有的研究表明，性别是影响互联网学习的重要因素，然而性别是否影响在线教学满意度及持续使用意愿需要进一步明确。

也有不少学者试图探讨影响两性在线教学满意度的因素，探究两性在线教学满意度差异产生的原因：一项关于沙特阿拉伯在线教育满意度的调查结果显示，声誉和讲师的学术能力影响男性的满意度，而女性只看重声誉[22];党琰（Yan Dang）等人评估了自我效能、教师特征和便利条件对混合学习满意度的影响，结果显示，三者显著影响女性教学满意度，而对男性来说，只有教师特征和便利条件对满意度的影响是显著的[23];哈维（Harvey，Parahoo）等人的研究表明，两性在线教学满意度同样受声誉、物理基础设备和教师移情（按重要性排序）的影响，在线教学满意度的影响因素不存在性别差异[24]。总体来看，关于线上教学满意度和持续使用意愿的性别差异研究主要关注“差异”，但缺少对教学满意度性别差异形成机制的关注和构建。因此，本研究以大学生群体为研究对象，使用技术接受模型，尝试回答三个问题：在线教学满意度与持续使用意愿是否存在性别差异;在线教学满意度与持续使用意愿性别差异的表现与特征;在线教学满意度与持续使用意愿性别差异的形成机制。

（二）分析框架

在线教学的满意度和持续使用意愿，本质上就是对在线教学信息系统、在线教学模式的接受行为。而在信息系统接受行为研究中，技术接受模型（Technology Acceptance Model，TAM）被认为是形式最简洁、使用最广泛的理论模型。TAM模型最早是由美国学者大卫（Davis）提出的“关于影响用户技术接受因素”的分析模型[25]。TAM认为，技术接受行为受到感知有用性、感知易用性、外部变量、使用态度和使用意愿等变量的影响。然而受研究对象、样本量和技术环境的差异影响，技术接受模型（TAM）中几组变量关系的相关研究结果有一定的出入[26]，模型的基本变量难以完全确定。后续大量的实证研究结果显示，感知有用性与感知易用性对技术使用意向的解释力显著[27-29]。近年来，研究者在运用TAM模型解释在线教育持续使用意愿时也基本以“感知有用性”和“感知易用性”为两大主要解释变量，再根据各自的研究目的，适当地加入内外部变量修正模型。如Taher Faraha构建的“学生在线教学使用意向”模型中，验证了在线教学的有用性和易用性显著影响学生的持续使用意向，同时增加了学生态度、社会影响等潜在变量[30];詹海宝、王美玲、刘莉莉等学者基于我国在线教学特点，通过分析、整合TAM模型构建了研究在线教学平台接受模型。这些研究进一步证实了技术接受模型（TAM）在在线教学持续使用意愿上的解释力[31-33]。

有学者已运用TAM模型研究在线教学使用意愿的性别差异，如法图尔·瓦希德[9]（P1-8）、钟世勇和钟玉来[18]（P816-829）等学者验证了感知有用性、感知易用性显著影响男女生在线教育持续使用意愿，并增加了“计算机使用效能感”和“使用决策”等因素。基于此，我们团队选择了“感知有用性”“感知易用性”两个基本变量，考虑到因受疫情影响我国高校在线教学的应急性与突发性，增加了一个与之并行的外部环境作为潜在自变量，构建了我国高校在线教学满意度和持续使用意愿的研究模型[2]（P91-103）（如图1）。目前已运用该研究模型分析了我国在线教学的学科差异和师生差异，证实了该研究模型适用于在线教学的差异性研究。本研究继续采用该研究模型，以性别为分组变量，进行多群组对比分析，研究我国大学生在线教学满意度和持续使用意愿的性别差异问题。

二、研究设计

（一）被试

本研究直接采用厦门大学教师发展中心开发的“线上教学情况调查（学生卷）”数据库。该数据来源于2020年2月至3月间，全国高等学校质量保障机构联盟秘书处委托厦门大学教师发展中心开展的线上教学情况调查（以下简称“线上教学情况调查”），调查内容包括基本信息、线上教学环境及支持、线上教学体验、对线上教学的改进意见等四个部分。调研共收集到数据256 504组，删除有缺失值和疫情期间未开展在线教学的数据条目后，最终形成有效数据214 054组。被试的基本信息如表1所示。其中值得关注的是，在性别分类中的“男、女”指向教育程度相似的男性和女性大学生群体。

（二）工具

本研究从“线上教学情况调查（学生卷）”数据库提取了与感知有用性、感知易用性、外部环境、教学满意度和持续使用意愿等5个潜变量有关的全部题项（共31个），整合成本研究的5个量表，并分别对5个量表进行了信效度检验，检验结果如下：

感知有用性量表，由9道题组成，采用李克特5点量表计分，测量在线教学提升教学效果的作用大小。量表分为三个因子：“课程资源”（PU1）、“课堂教学”（PU2）、“教学评价”（PU3）。其中，课程资源部分包含4个测量指标，主要测量大学生通过在线教学获取教学课件、课前预习视频等课程资源的便捷性和有效性;课堂教学部分包含5个测量指标，主要测量大学生对在线教学课堂讲授、课堂组织、课堂讨论、实验演示以及课后辅导答疑的感知;教学评价包含2个测量指标，主要测量大学生对在线教学行为和教学测试评价的有用性感知。该量表的克隆巴赫a系数是0.814，验证性因子分析模型拟合指标χ2/df=32.57，RMSEA=0.076，TLI=0.913，CFI= 0.927，SRMR=0.049，均在適配值范围内，表明该量表具有良好的信效度。

感知易用性量表，由3道题组成，采用李克特5点量表计分，测量在线教学的使用便捷程度，共分为三个因子：“技术操作”（PEU1）、“教学方法”（PEU2）、“熟练程度”（PEU3），分别包含1个测量指标。其中，“技术操作”主要调查大学生对在线教学技术使用难易程度的感知;“教学方法”主要调查大学生对在线教学方法适应程度的感知;“熟练程度”主要调查大学生对各种在线教学平台熟练程度的感知。该量表的克隆巴赫a系数是0.814，验证性因子分析模型拟合指标χ2/df=29.86，RMSEA=0.073，TLI=0.904，CFI=0.913，SRMR=0.053，均在适配值范围内，表明该量表具有良好的信效度。

外部环境量表，由10道题组成，采用李克特5点量表计分，测量外部条件对在线教学的支持程度，共分为三个因子：“技术服务”（EE1）、“教学支持”（EE2）、“政策支持”（EE3）。其中，“技术服务”包含6个测量指标，分别是大学生对网络流畅、平台稳定性、音画清晰性、互动即时性、传输顺畅性以及工具便捷度的感知;“教学支持”包含3个测量指标，分别是大学生对网络条件、教学平台以及电子图书教学资料的支持作用的感知;“政策支持”包含1个测量指标，主要调查学校有关政策的支持作用的感知。该量表的克隆巴赫a系数是0.941，验证性因子分析模型拟合指标χ2/df=36.99，RMSEA=0.067，TLI=0.943，CFI=0.955，SRMR=0.037，均在适配值范围内，表明该量表具有良好的信效度。

教学满意度量表，由7道题组成，采用李克特5点量表计分，测量学生对在线教学效果的综合评价，分为三个因子：“教学效果”（TS1）、“教学体验”（TS2）、“教学收获”（TS3）。其中，“教学效果”主要包含2个测量指标，主要调查大学生对在线教学效果的满意度;“教学体验”包含4题，主要调查大学生对在线课堂的直播、录播、提交作业和课堂交流互动的满意度;“教学收获”包含1题，主要调查学生在线学习的收获。该量表的克隆巴赫a系数是0.917，验证性因子分析模型拟合指标χ2/df=37.43，RMSEA=0.078，TLI=0.932，CFI=0.945，SRMR=0.047，均在适配值范围内，表明该量表具有良好的信效度。

持续使用意愿量表，由2道题组成，采用李克特5点量表计分，测量大学生持续采用在线教学的态度，分为两个因子：“线上模式”（CI1）、“混合模式”（CI2），各包含1个测量指标，主要调查大学生是否继续使用在线教学模式、“线上+线下”混合教学模式的倾向性。该量表的克隆巴赫a系数是0.817，验证性因子分析模型拟合指标χ2/df=27.85，RMSEA=0.072，TLI=0.926，CFI=0.937，SRMR=0.054，均在适配值范围内，表明该量表具有良好的信效度。

以上14个因子都是采用均值法计算分值，分数越高表示大学生对该变量的正面认知越高。

（三）数据处理与分析

本研究首先用SPSS25.0软件和AMOS24.0软件检验了数据的信效度和共同方法偏差问题;然后运用SPSS25.0软件对变量数据进行描述性统计和独立样本T检验;再运用AMOS24.0和极大似然法对结构方程模型进行拟合，分析大学生在线教学满意度和持续使用意愿的性别差异。

三、研究结果

（一）共同方法偏差检验

本研究采用的数据是运用自我报告法进行网络收集的，可能存在共同方法偏差，所以我们在正式数据分析之前，采用Harman单因素法进行共同方法偏差检验[34]。我们首先利用SPSS25.0软件进行探索性因子分析（未旋转），结果得到第一个主成分所占的载荷量是29.21%，没有达到40%的设立标准[35];再利用AMOS24.0软件进行验证性因子分析，设定公因子数为1，模型拟合指标         χ2/df=9315.2，RMSEA=0.209，TLI=0.644，CFI= 0.695，SRMR=0.037），模型拟合不良，表明本研究的数据不存在严重的共同方法偏差。

（二）描述统计与相关分析

表2总结了男生、女生各变量的描述统计及相关矩阵。在感知有用性、感知易用性、外部环境、教学满意度、持续使用意愿上，男生和女生的平均得分均高于理论中值（3分），表明男女生对在线教学的满意度和持续使用意愿整体评价较高，但还有进一步提升空间。具体来看，男生在感知有用性、感知易用性、外部环境和教学满意度的评分均略低于女生，但持续使用意愿却略高于女生（3.33>3.31），且从标准差来看，男生内部在各潜变量上的分歧大于女生。

由表2还可以发现，所有潜变量间均具有显著性正相关。男女生在感知易用性与外部环境之间是高度正相关（相关系数分别是0.85、0.81），感知有用性、感知易用性、外部环境与教学满意度之间是中度正相关（相关系数都在0.71～0.79之间），教学满意度与持续使用意愿是中度正相关（相关系数分别是0.57、0.51），感知有用性、感知易用性、外部环境与持续使用意愿之间是低度正相关（相关系数都在0.38～0.49之间）。

（三）性别差异的T检验

为了进一步检验男女生在感知有用性、感知易用性、外部环境、教学满意度以及持续使用意愿的表现是否存在显著差异，本研究利用SPSS25.0软件以性别为分组变量对5个潜变量进行独立样本T检验，详见表3。

在教学满意度方面，男女生在其观测变量“教学体验”和“教学收获”上的得分均值较为接近，且都略高于教学效果。同时，T检验的结果显示女生在“教学体验”和“教学收获”上的得分显著高于男生，而男生在“教学效果”上的得分显著高于女生（p<0.01）。

在持续使用意愿方面，男生在“线上模式”和“混合模式”上的得分均值分别为3.18和3.47，女生的得分均值分别为3.08和3.54，无论是男生还是女生都更倾向于选择混合模式。T检验的结果进一步显示，男生对“线上模式”的使用意愿显著高于女生（p<0.01），对“混合模式”的使用意愿却显著低于女生（p<0.01）。

就感知有用性、感知易用性和外部环境而言，男女生的得分均值比较接近，但T检验的结果进一步表明，男生除了在“熟练程度”上的得分显著高于女生外（p<0.01），在“课程资源”“课堂教学”“教学评价”“技术操作”“教学方法”“技术服务”“教学支持”和“政策支持”等觀测变量的得分均显著低于女生（p<0.01）

此外，值得注意的是，男生和女生在课堂教学和教学评价方面的得分均低于中值（3.00），表明线上教学在课堂讲授、教学秩序管理、课堂讨论、实验演示、课后答疑以及关注学生学习评价与教学测试等方面的评价较为消极，这与线下调查中显示的“课堂教学环境的总体感知和体验偏向正面”相比[36]，有较大改进空间。

（四）结构方程模型拟合

由于男女生在“在线教学满意度”和“持续使用意愿”的各个测量指标上都存在显著的性别差异，为了进一步分析感知有用性、感知易用性、外部环境、教学满意度对不同性别大学生持续使用意愿的影响，我们利用AMOS24.0软件对图1所示的结构方程模型分别从男生和女生的数据进行拟合，拟合指标详见表4。由于χ2/df（卡方自由度比）极易受样本量影响，而本研究样本量非常庞大（超21万个）导致本研究的χ2/df偏大。因此，主要以其他几个指标作为参考[37]。结果显示，两个模型拟合程度良好，表明图1所示的结构方程模型适用于大学生在线教学满意度和持续使用意愿的性别差异分析。

另外，从上述模型的拟合结果可以得出，男生模型中的变量解释了大学生在线教学满意度88%的变异量（R2=0.88）、持续使用意愿47%的变异量（R2=0.47），女生模型中的变量解释了在线教学满意度92%的变异量（R2=0.92）、持续使用意愿45%的变异量（R2=0.45），具有统计学意义。

（五）路径系数分析

从潜变量间的路径来看，男生和女生在多条路径上的路径系数存在显著差异。具体而言：在路径“感知有用性→持续使用意愿”上，女生高于男生，说明女生比男生更关注在线教学的课程资源、课堂教学和教学评价，并对持续使用意愿产生了更为显著的影响;在路径“感知易用性→持续使用意愿”上，男生模型中路径系数为负值，出现遮掩效应，而在女生模型中，该路径不显著，关于“感知易用性”对女生的“持续使用意愿”的影响效应将在后续进行进一步呈现;在路径“外部环境→持续使用意愿”上，女生模型为负数（-0.204），意味着技术支持、教学支持和政策支持并不能促进女生的持续使用意愿，同时，外部环境对男生“持续使用意愿”的影响也较小，外部环境的差异值得进一步讨论;在路径“教学满意度→持续使用意愿”上，女生的“教学满意度”对持续使用意愿的作用更小。

从潜变量的观测变量来看，在路径“课程资源→感知有用性”上，男生明显高于女生;而在“课堂教学→感知有用性”“教学评价→感知有用性”路径上，男生模型的路径系数（-0.160，-0.089）明显低于女生模型（0.081，0.168），表明男生认为“课堂教学”“教学评价”等对感知有用性影响不大，甚至是起微弱的负向影响。

在持续使用意愿的观测变量方面，尽管男女生路径系数值均是“线上模式”大于“混合模式”，但男生模型中两种模式的差异（0.799-0.754=0.045）明显小于女生模型（0.797-0.669=0.128），说明男女生均对在线教学的接受度较高，但男生在选择在线教学模式上更为摇摆。

（六）影响作用

为了研究的准确性和科学性，有必要分析感知有用性、感知易用性、外部环境对教学满意度、持续使用意愿的影响作用。结构方程模型中，反映影响作用的是“效应”，包括：总效应（Total Effects，TE）、直接效应（Direct Effects，DE）和间接效应（Indirect Effects，IE）。若中介效应成立，则三种效应满足“链式法则”：

TE=DE+IE

IE=DEab×DEbc

TE=DEac+DEab×DEbc

由于教学满意度的中介效应已被证实[3]（p83-93），本研究利用“链式法则”在表5的基础上计算了男女生“教学满意度”和“持续使用意愿”各潜在自变量的影响作用（即总效应，详见表6）。从表6可以发现，影响“在线教学满意度”和“持续使用意愿”的作用机制存在明显的性别差异。

关于教学满意度。男女生均认为影响教学满意度的因素，按重要性排序分別是：感知有用性、感知易用性和外部环境。区别在于，女生比男生更注重感知有用性的影响作用（0.742>0.658），更不注重感知易用性（0.151<0.187）、外部环境（0.115<0.153）的影响作用。

关于中介效应。研究发现，教学满意度在感知有用性、感知易用性、外部环境与持续使用意愿等变量之间的关系都存在显著的中介效应。男女生均认为在感知有用性上的中介效应占比为50%左右，但在感知易用性、外部环境上的中介效应有较大分歧：男生认为在感知易用性上的中介效应是遮掩效应[38]，而女生则认为是完全中介效应;男生认为在外部环境上是中介效应，且中介效应占比达91.25%，而女生则认为是遮掩效应。

关于持续使用意愿。男女生均认为影响持续使用意愿的因素按重要性排序，前两位依次是感知有用性和教学满意度，但女生比男生更看重这两个变量对持续使用意愿的影响作用。男女生均认为感知易用性、外部环境对持续使用意愿的影响作用是微弱的，但在孰高孰低这一问题上存在分歧。男生认为外部环境（0.160）的作用显著高于感知易用性（0.003），而女生则认为感知易用性呈正向弱效应（0.056），而外部环境是负向弱效应（-0.069）。

四、结论与讨论

第一，总体来看，男生和女生对在线教学满意度和持续使用意愿的评价偏正面，表明在线教学运作良好，平台支撑和教学质量基本满足学生需求。但与线下相比，其功能和服务质量仍有待进一步提升，尤其在课堂教学和教学评价方面，男生和女生的感知都偏向负面，反映出当前在线教学在课堂讲授、课堂评价、课堂讨论、课堂演示、课堂答疑以及教学评价方面与学生期待存在较大的改进空间，也反映出高校因应急而组织起来的在线教学系统面临着准备不足、技术服务不到位等问题。同时，这一结果也真实地暴露出我国当前在线教学系统的主要问题，即系统化的优质数字教育资源不足，教师的信息技术应用能力有待提高，在线教学中的互动讨论、评估规范等问题有待改进。尽管从二十世纪九十年代开始，我国已关注以信息技术和网络技术为支撑的在线教学实践，先后发布了多份文件统筹布局在线教学系统，从现代远程教育到精品课程建设，再到慕课学习，已经建立了庞大的在线课程体系[39]。但不可否认，在线课程建设与平台建设仍然处于较低层次。因此，我国在线教学的发展仍需主动适应在线教学趋势，进一步完善在线教学资源供给，构建多元化、高质量的在线课程体系。同时，立足在线教学平台，整合教学、评价资源，依托大数据和“互联网+”搭建教、学、评一体的管理系统。

第二，T检验结果显示，男女生在“在线教学满意度”及“持续使用意愿”方面存在显著的差异性。这种差异性并不反映在差异量上（从均值和方差来看，男女生在线教学满意度及持续使用意愿差异不大），而是反映在男女生在“在线教学满意度”和“持续使用意愿”的作用机制上，即这种差异主要体现为在线教学模式下学习关注度的差异。具体而言，男生在在线教学中更关注外部环境，而女生更关注学习结果和学习质量。

首先，外部环境对男生的持续使用意愿起正向影响;但对女生来说，外部环境对持续使用意愿起微弱的负效应。这表明男生对在线教学的持续使用意愿受外部环境影响较大;而女生则不同，女生比男生更注重感知有用性的影响作用，这也表明女生在学习中始终保持“刻苦努力”“安静顺从”的性别印象，学习方式、思维方式、学习目的等都更适应社会和学校的要求[40]。这种性别期待使得女生较少受到外部环境的影响，更易受内在体验和动力的调节，在线学习的内生动力更强[15]（p1-18）。因而，外部环境越好，对于女生的学习自律性挑战越大，对女生的学习结果更容易产生负面冲击，反而影响了女生的持续使用意愿。

其次，感知易用性对男生的持续使用意愿起弱效应，表明技术操作、教学方法、熟练程度对男生的持续使用意愿影响甚微;而感知易用性对女生的持续使用意愿的影响上，其直接效应并不显著，需要通过教学满意度的完全中介影响持续使用意愿。一个合理的解释是，在在线教学中，其易用性是影响学生教学满意度的因素，但易用性评价与持续使用意愿关系不大，特别是对女生而言。可能的原因在于，成长于信息发达的网络时代的大学生们对“在线”学习有相当程度的接受度和技术储备，且与易用性相比，女生更加关注在线教学本身及其结果。与此相关的问题是，尽管男女生对在线教学的课堂教学、教学评价等的满意度明显偏低，但他们对未来教学模式的选择均更倾向于在线教学，同样反映出当代大学生对信息技术、线上教育更多的亲近感。

最后，在“在线教学满意度”和“持续使用意愿”的影响因素中，感知有用性都是最重要的因素。同时，教学满意度在感知有用性、感知易用性、外部环境与持续使用意愿等变量之间存在显著的中介效应，但女生更关注课堂教学和教学评价等与教育质量相关的因素。在线教学持续使用意愿上男生略高于女生，可能是基于男生互联网舒适度在在线教学上的投射，或者说男生更关注在线教育的外部环境，而女生比男生对在线教学提出了更高的质量要求[7]（P730-740）。

第三，在教育背景相同的情况下，男生和女生在线教学满意度和持续使用意愿的差异在逐渐缩小。互联网（计算机）技术在固有的性别概念中是一种男性化的技术，女生被认为在与互联网的关系中处于不利地位。但本研究发现，尽管男生女生在教学满意度和持续使用意愿的作用机制上存在显著的差异，但他们在感知有用性、感知易用性、外部环境、教学满意度、持续使用意愿上差异不大。这也进一步佐证了在在线教学环境日益成熟的情况下，易用性和外部环境不再是对学生在线教学满意度及持续使用意愿产生最关键影响的因素，未来在线教学最终需要回归到在线教学的内容、呈现形式、教学支持以及教学效果和教学体验。提高学生在线教学质量需要基于技术，更需要回归到教育教学形式和内容等命题的讨论，在线教学可持续发展归根结底需要回归到“育人”，思考如何基于技术并超越技术[41]。

长期以来，性别研究常常存在两种倾向，一种强调男女之间的相似性，另一种则强调男女之间的差异性，其中“差异”是性别研究中最为突出的概念，尤其是在数字时代，男女在信息技术上的差异成为性别平等的争议点。我们常常将技术使用上的差异和偏好看作是男女性别差异的结果，然而本研究推翻了男性在技術使用方面具有天然优势的惯有认识，证明在相同的教育背景下，男生在计算机的使用机会、使用强度等方面的优势正在逐渐消失，两者在互联网技术获取与态度上的差距基本抹平，男女生在在线教学上真正体现出的差异主要是作用机制的差异。从社会大环境来看，受教育水平提升带来了女生自我认知的觉醒，女大学生并非机械、被动的接受“男生在信息技术、数理上表现明显优于女生”[7]（P730-740）的性别规训。高校中高强度的竞争以及就业市场上的劣势状态使得女性在学习中更为投入，在在线教学中更为关注体验和收获，相关研究也不断地验证女生在在线教学中显示出更高的自律性，对在线学习体验有更高要求[14]（P79-94）。在这些因素的作用下，女生在选择在线教育的接纳度上与男生相差无几，但却表现出更加强烈的对在线教育质量与结果的高要求。因此，在线教学满意度及持续使用意愿上的性别差异是客观存在的，但这种差异并非天然的差异。教育和社会环境是造成这种差异的重要因素，也是弥合这一差异的关键，而不断提升在线教育质量则是改变大学生在线教学满意度和持续使用意愿性别差异的基本路径。

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