(二）研究方法
　　本研究使用SPSS17.0软件进行统计分析，首先通过列联表分析和独立性f检验，验证残疾儿童的网络信息基础能力在哪些关涉教育的因素上存在显著差异，然后将具有显著差异的自变量纳人回归分析模型①，继而用二元logistic回归分析法来分析这些自变量对于残疾儿童网络信息基础能力的影响作用及其方向和强度，得出影响因素。
　　二、研究结果
　　(一）学龄残疾儿童网络信息基础能力之现状
　　鉴于肢体、听力、言语类残疾儿童往往不便利用无障碍条件未达法定标准的公共场所学习运用电脑上网，为了排除硬件条件不平等的干扰作用，从而使所获数据更具统计学的可靠性和实证研究的潜在价值，此次监测有针对性地调查家庭拥有电脑的残疾儿童的上网能力。1350个城乡残疾儿童样本，12.7%家庭拥有电脑，这些家庭89.47%的电脑连接了网络。残疾儿童平均每百户电脑拥有量为13.3台，远低于"2012年全国城乡居民家庭平均每百户电脑拥有量55.9台"的水平[6]。这可能与"因残致贫"现象以及某些社会福利、医疗保险制度有关。进一步的列联表分析表明，残疾儿童家庭拥有电脑的情况具有家庭经济差异。领取低保金①的残疾儿童（311人）家庭拥有0~3台电脑的比例分别为92.0%、8.0%、0.0%、0.0%，不领低保的残疾儿童（1039人）家庭的比例分别为85.9%、13.4%、0.6%、0.1%，其是否家庭拥有电脑在家庭经济水平维度上存在显著差异。
　　在家庭拥有电脑的171位残疾儿童中，仅40.35%会使用电脑上网，59.65%不会使用电脑上网。换言之，在1350位城乡学龄残疾儿童中，"家庭电脑上网者"仅占5.11%。这一比例远低于全社会的有关同类比例。中国互联网络信息中心（CNNIC)发布的《第28次中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2011年6月底，中国网民数量达4.85亿，中国家庭电脑上网网民规模达到3.90亿人。[7]我国"家庭电脑上网网民"占我国总人口的35.45%，为我国学龄残疾儿童中同类比例的6.94倍。以上对比从一定的角度显示：我国残疾儿童的网络信息基础能力亟待提升。
　　本研究者计算发现，在监测的六类残疾儿童中，视力残疾者会用电脑上网的比例高于各类残疾儿童的同类平均比例，达较显著差异；言语残疾者略高于此同类平均比例。其他四类残疾者的该比例均低于同类平均比例，其中智力残疾维度具有显著差异。这折射出我国残疾儿童网络信息基础能力具有残疾类别上的不平衡性。（见表1)
　　此外，男性残疾儿童会上网比例为43.6%，较之女性同类比例35.7%稍高一些，其运用电脑上网能力在性别维度上无显著差异。在年龄维度上，6?8岁、9?11岁、12-14岁、15-17岁残疾儿童会使用电脑上网的比例分别为21.1%、39.3%、42.6%、52.9%。最高年龄段15-17周岁的残疾儿童不会用计算机上网的比例仍高达47.1%，与我国《信息技术课程纲要》所要求的小学生，尤其初中生的网络信息素养要求存在较大落差。由此可见，我国残疾学龄儿童所受信息技术教育的效果有待提高。在信息时代的核心能力习得方面，我国残疾儿童目前处于劣势，这不利于全面保障其受教育权利。
　　(二）残疾儿童网络信息基础能力预测因素的样本现状
　　残疾儿童的网络信息基础能力在残疾儿童人口特征、学校教育、家庭教育、社区教育服务、无障碍社会环境等因素上具有显著差异。这些因素可初步视为残疾儿童掌握网络信息基础能力的预测因素。（见表2)
　　(三）残疾儿童网络信息基础能力的影响因素
　　二兀logistic回归分析显示，年龄、学校教育、家庭教育、社区教育、无障碍社会环境等因素对残疾儿童是否掌握网络信息基础能力具有显著影响。将以上维度的指标作为预测变量，以残疾儿童的网络信息基础能力作为因变量，建立二兀logistic回归模型，研究这些预测变量的影响作用①。[8]二元logistic回归模型拟合度的/值、sig。值均通过检验，说明模型拟合程度好。Nagelkerke记值的大小表示模型的解释能力与拟合优度，模型的N纪值为0.326,表明模型的解释力和拟合优度较好。本模型对于我国残疾儿童是否具备用电脑上网能力的预测准确率达71.30%。

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