趙永樂 蔣 宇 何 瑩

(1.紅河學(xué)院 教師教育學(xué)院，云南蒙自 661199; 2.中央電化教育館 研究部，北京 100031)

一、前 言

以教育為目標的電子游戲(簡稱教育游戲)近年來成為教育技術(shù)革新的熱門話題。教育游戲作為程序化的游戲化教學(xué)工具，其易用性和可行性比傳統(tǒng)的游戲化教學(xué)法更高，被證明能用于多種教學(xué)環(huán)境，是一種低成本和高度靈活的教育技術(shù)(Squire，2008)。張文蘭等(2007)對教育游戲在教學(xué)過程中的價值和定位進行了前瞻性的理論分析，認為游戲與教育的結(jié)合是人本主義教育思想的體現(xiàn)。尚俊杰等(2015)認為教育游戲可以在技術(shù)上彌補國內(nèi)傳統(tǒng)教學(xué)的短板，為傳統(tǒng)學(xué)習(xí)方式注入游戲精神，從而重塑學(xué)習(xí)方式并回歸教育的本質(zhì)。

但作為新技術(shù)，教育游戲在國內(nèi)的應(yīng)用面臨諸多障礙，實際效果經(jīng)常受到質(zhì)疑。由于來自研究領(lǐng)域的支持不足等種種因素疊加，導(dǎo)致教育游戲乃至游戲化教學(xué)技術(shù)的發(fā)展都遠遠落后于同期出現(xiàn)的其他技術(shù)。例如，互聯(lián)網(wǎng)、人工智能等信息技術(shù)都已深度融入教育教學(xué)，且得到廣大受眾的追捧，但與此同時出現(xiàn)的教育游戲還經(jīng)常被認為是一種“新”技術(shù)。事實上，早在二十世紀八十年代初，就有教育技術(shù)研究者嘗試將電子游戲用于教育目的，并以實驗研究的方式探索其應(yīng)用規(guī)律(Griffith et al.，1983)。因為缺少環(huán)境支持和社會需求，相關(guān)研究長期停留在純理論或短期實驗的范圍內(nèi)，少有將其作為常規(guī)教學(xué)技術(shù)長期應(yīng)用的實踐案例。

這一狀況近年來有所改變，國內(nèi)教育界開始在一定范圍內(nèi)接受和使用教育游戲。特別是在STEM教育中，教育游戲能顯著提升學(xué)生的學(xué)習(xí)動機和學(xué)習(xí)參與度，從而逐漸成為信息技術(shù)類課程，尤其是編程類課程常用的教學(xué)方法。但這種接受也是逐步和有條件的，不同對象在不同環(huán)境中的接受程度有很大差別。教育游戲在基礎(chǔ)教育領(lǐng)域的使用群體主要涉及教師、學(xué)生以及家長，教師是其中相對重要的使用群體。教師不僅在學(xué)校教育環(huán)境下主導(dǎo)新技術(shù)的使用，其態(tài)度和意見對家長和學(xué)生也有重要影響。因此，教師群體對教育游戲的接受程度基本可以反映出該技術(shù)在教育領(lǐng)域的接受和使用狀況。反過來，促進教師群體對技術(shù)的接納與使用，可以整體上改變和促進該技術(shù)的應(yīng)用前景。此外，相比于關(guān)注個人體驗的學(xué)生和警惕電子游戲負面影響的家長，教師的反饋意見更理性，也更適合使用技術(shù)接受模型的認知取向模型進行描述和行為預(yù)測，具有較高的研究價值(趙永樂等，2019a)。

技術(shù)接受模型是從理性行為理論(Theory of Reasoned Action，TRA)發(fā)展而來的行為預(yù)測模型，至今已發(fā)展到第三代。其核心內(nèi)容是認知決定態(tài)度進而決定行為傾向，據(jù)此可以通過測量認知和態(tài)度預(yù)測使用行為。已有研究表明，此模型可以有效預(yù)測國內(nèi)教師對新教育技術(shù)的使用行為(張思等，2014)。將技術(shù)接受模型用于教育游戲接受度的研究也證明，教師對此技術(shù)的接受程度基本符合模型預(yù)期，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建的接受路徑(見圖1)能夠在個體層面上解釋教師的接受過程及影響因素(趙永樂等，2019b)。但宏觀層面還有哪些外部變量產(chǎn)生影響，以及能否預(yù)測系統(tǒng)使用等問題仍需解答。

圖1 教師對教育游戲的技術(shù)接受路徑模型注：虛線箭頭為待證明部分。

如何將外部變量納入技術(shù)接受模型準確預(yù)測系統(tǒng)使用情況，是貫穿此模型發(fā)展歷程的問題。雖然該模型自建立以來就成為信息技術(shù)傳播的標準模型，但其中主觀態(tài)度與系統(tǒng)使用行為不完全一致的問題長期存在，這成為引入外部變量的動因。戴維斯(Davis，1989)提出的經(jīng)典技術(shù)接受模型雖未包含外部變量，但也指出模型外的變量可能影響與有用性和易用性相關(guān)的認知過程，從而間接影響技術(shù)接受的結(jié)果。這些具有潛在影響的外部變量種類繁多，既包括使用者的相關(guān)訓(xùn)練及所處環(huán)境，也可能來自技術(shù)本身的特性。此類變量對行為有直接影響，可導(dǎo)致態(tài)度因素的預(yù)測功能受到影響。戴維斯(Davis，1996)曾嘗試對模型進行簡化，將態(tài)度因素剔除，僅保留高度理性的認知與行為成分。這一簡化招致不少批評。勒格里斯等(Legris et al.，2003)認為，取消態(tài)度因素削弱了模型的解釋力，使其變得泛用但無用。為解決爭議，文卡泰什等(Venkatesh et al.，2003)引入外部變量加強對系統(tǒng)使用的預(yù)測力。這些外部變量包括來自主觀的規(guī)范和印象，以及技術(shù)準備因素，后者包括個體相關(guān)技術(shù)經(jīng)驗和工作相關(guān)性等。雖然新模型囊括了可能涉及的各類外部變量，但引入了多達七類變量又給測評工作帶來困難。實際在針對某一具體技術(shù)對象時，并不是所有外部變量都會產(chǎn)生顯著影響，所以篩查其中的敏感因素是建立測評工具的必要步驟。目前，技術(shù)接受模型的應(yīng)用已經(jīng)拓展到管理、消費等多個領(lǐng)域，在應(yīng)用于具體目標時就更加有必要篩選模型中有價值的外部變量，以精準預(yù)測技術(shù)接受的結(jié)果(Venkatesh，2008)。據(jù)此，本次調(diào)查在前期經(jīng)驗和開放性訪談的基礎(chǔ)上，將可能產(chǎn)生重要影響的外部變量聚焦于教師的主觀印象和技術(shù)準備方面，同時也考慮一般人口學(xué)變量及相關(guān)環(huán)境差異的影響。

主觀印象或主觀規(guī)范(Subjective Norm)是較早引起研究者重視的外部變量。在技術(shù)接受模型中，主觀印象被界定為“社會環(huán)境中他人對使用者是否采用新技術(shù)所產(chǎn)生的影響”(Venkatesh et al.， 2003)。其中 ，“他人”不僅包括與使用者有直接關(guān)聯(lián)的個體，也包含媒體輿論等社會信息。嘗試闡明主觀規(guī)范對技術(shù)接受過程的影響也是催生第二代技術(shù)接受模型的原因之一。已有研究顯示，源自社會刻板印象的主觀印象可以對態(tài)度產(chǎn)生十分明顯的影響，且這種影響?yīng)毩⒂诶硇缘恼J知過程(Marangunic & Granic，2015)。因為電子游戲具有社會爭議性，與其相關(guān)的主觀印象對認知過程極具影響力。前期研究發(fā)現(xiàn)，教師對電子游戲的負面刻板印象會增加主觀負面態(tài)度，從而影響教師對教育游戲的態(tài)度。這種影響具有一定的獨立性，并不因有用性方面的正面認知而削弱(趙永樂 等，2019b)。但這種負面態(tài)度能對教育游戲的接受度造成何種程度的阻礙尚無量化證據(jù)，有必要做專門分析。

技術(shù)準備(Technology Readiness)指潛在接受者在生活和工作中接受或使用新技術(shù)的傾向，或者說是否準備好嘗試使用新的技術(shù)(Westjohn et al.，2009)。它包含角色清晰(role clarity)、動機和能力三方面(Meuter et al.，2005)。其中，動機和能力屬人格特征，而角色清晰指使用者具備一定的知識，知道自己要如何使用該技術(shù)。技術(shù)準備與技術(shù)接受聯(lián)系密切，可作為上游的自變量納入技術(shù)接受模型。充分的技術(shù)準備通常預(yù)示著較快的接受速度和穩(wěn)定的長期使用。對技術(shù)準備因素的研究重點不僅在于其是否發(fā)揮作用，還要辨別哪些具體的技術(shù)準備影響了行為傾向(Lin et al.，2010)。本研究通過對教師群體分層取樣解決這一問題，通過區(qū)分不同技術(shù)水平的群體，如不同職業(yè)經(jīng)驗和多媒體軟件使用能力的教師群體，以反映與教育游戲使用相關(guān)的技術(shù)準備因素。

此外，人口學(xué)變量和環(huán)境差異分析也可以一定程度上解釋教師的個體差異，而且便于鎖定有較高接受潛力的教師群體。由于環(huán)境因素的復(fù)雜性，大樣本研究通常根據(jù)社會經(jīng)濟發(fā)展狀況對其進行分類。根據(jù)國內(nèi)教育資源的分布特點，本研究主要區(qū)分了教師性別、年齡、學(xué)歷、學(xué)校類別、城鄉(xiāng)差異等因素。

二、研究設(shè)計

(一)研究目的

本研究旨在探索影響我國教師對教育游戲接受程度的外部變量，通過分析外部變量對實際使用行為的影響，將其納入到已有模型，由此構(gòu)建我國教師對教育游戲的技術(shù)接受模型。該模型可以從總體上反映我國教師對教育游戲的接受與使用情況。

(二)調(diào)查對象

本研究調(diào)查對象包括學(xué)前、中小學(xué)、高校與課外機構(gòu)教師以及在校師范生等。年齡、地域、學(xué)校類型等人口學(xué)變量盡可能采用接近自然分布的方式隨機取樣，避免樣本過度集中于中青年教師、大城市或教育資源集中的地區(qū)。為了動態(tài)反映工作經(jīng)驗和技術(shù)準備兩個因素的影響，研究將調(diào)查群體分為不同教學(xué)經(jīng)驗以及多媒體教育技術(shù)使用經(jīng)驗的群體，具體分為：在普通師范院校師范專業(yè)中隨機抽取師范生，代表缺乏實際教學(xué)經(jīng)驗和多媒體教育技術(shù)使用經(jīng)驗的樣本；在普通教師群體中抽取代表具有一般教學(xué)經(jīng)驗和教育技術(shù)的普通教師群體；從教育軟件平臺活躍教師用戶中抽取代表有一定教育軟件使用經(jīng)驗的教師群體；最后通過教育游戲?qū)W術(shù)活動隨機抽取代表實際使用過教育游戲的教師群體。

本研究最終取得6809名有效樣本，所有被調(diào)查教師均只完成一次問卷填寫(見表一)。

表一 調(diào)查對象基本信息

(三) 工具與方法

本研究使用經(jīng)過標準化編制的教師對教育游戲接受度調(diào)查問卷。該問卷為7點李克特量表，包含5個維度23個項目。各維度分別代表教師對教育游戲提升學(xué)業(yè)成就和用于教學(xué)管理的認同度，以及對教育游戲的主觀態(tài)度、使用傾向、使用感受。問卷總體Cronbach系數(shù)0.80，各因子Cronbach系數(shù)分別為：0.83、0.77、0.72、0.79和0.90。各項驗證性因子分析指標均滿足標準化問卷的需求(趙永樂等，2019b)。

該問卷只反映技術(shù)的使用傾向，尚不能據(jù)此直接判斷調(diào)查對象實際上是否系統(tǒng)使用。系統(tǒng)使用指在社會情境中長期使用，且包括是否愿意參與技術(shù)傳播等重要指標。因此，個人認可但沒有實際使用或者不愿意將其社會化使用，都不屬于系統(tǒng)使用。高水平的系統(tǒng)使用者不僅能發(fā)揮新技術(shù)的效率，還具有技術(shù)傳播的能力和意愿，這種使用者是技術(shù)擴散的重要途徑，其數(shù)量和分布對于宏觀層面的技術(shù)接受程度有較高的預(yù)測價值。為此，問卷補充了半開放問題，包括詢問教師是否曾經(jīng)以及是否經(jīng)常使用教育游戲？是否愿意向其他人推薦使用教育游戲？是否有具體的推薦對象？教學(xué)中使用教育游戲有何建議等。據(jù)此判斷調(diào)查對象是否系統(tǒng)使用教育游戲。

此外，已有研究普遍發(fā)現(xiàn)電子游戲污名化問題也妨礙教育游戲的傳播與接受，但尚不清楚妨礙的程度如何。為此，在部分針對教育軟件使用經(jīng)驗的教師問卷中，以“趣味化學(xué)習(xí)軟件”替換“教育游戲”一詞，旨在了解弱化電子游戲標簽后，教師的態(tài)度和認知是否會發(fā)生變化，以此反映主觀印象因素的影響。

前期對教師的訪談還發(fā)現(xiàn)，教育游戲接受過程的技術(shù)準備因素突出表現(xiàn)在多媒體軟件技能和常規(guī)教學(xué)技能儲備兩方面，儲備較好的教師表現(xiàn)出較高的技術(shù)準備特征，包括較好的職業(yè)角色清晰度和新技術(shù)使用動機等。因此，研究人員取樣過程中將通過樣本分層反映此類技術(shù)準備因素的影響。

問卷采用在線形式發(fā)放，通過線上或線下掃碼以及網(wǎng)絡(luò)軟件平臺等推送。為鼓勵教師表達意見，問卷指導(dǎo)語對教育游戲的概念進行了解釋，并強調(diào)問卷的匿名性?；厥諗?shù)據(jù)時剔除明顯未認真作答或數(shù)據(jù)不完整的樣本。剔除標準為個人信息不完整，平均每題作答時間少于5秒，以及總分出現(xiàn)26分以下或158分以上極端分數(shù)的問卷。因主觀態(tài)度因子均為反向題目，即分數(shù)越高接受度越低，所以正常數(shù)據(jù)不應(yīng)超出此范圍。取樣分兩個階段：第一階段為2018年初到2019年6月，共取得3849個有效樣本，主要包括：222名有系統(tǒng)使用教育游戲經(jīng)驗的教師，263名沒有工作經(jīng)驗和教學(xué)軟件使用經(jīng)驗的師范生，1668名有使用教育軟件經(jīng)驗的教師，以及以“趣味化學(xué)習(xí)軟件”為關(guān)鍵詞進行調(diào)研的1696名具有教育軟件使用經(jīng)驗的教師；第二階段為2019年6月到2021年6月，主要通過在線滾雪球式取樣，向全國各省一線教師推送，并盡可能覆蓋每個省份。除西藏、寧夏等少數(shù)省份，每個省保證取樣數(shù)至少在30人以上，取得有效數(shù)據(jù)2960份。最終總體樣本數(shù)量為6809人。

三、研究發(fā)現(xiàn)

(一)教育游戲接受程度及人口學(xué)變量的影響

本研究先用Harman法檢驗是否存在共同方法偏差。結(jié)果顯示，單個因子累計解釋變異量21.8%，可以認為不存在顯著的共同方法偏差。為避免主題詞不同的干擾，教育游戲接受度結(jié)果僅使用以“教育游戲”為主題詞的數(shù)據(jù)樣本(N=5113)。五個因子得分(M±SD)分別為：認同提升學(xué)業(yè)成績5.132±1.109；認同提升教學(xué)管理4.919±1.180；主觀負面態(tài)度3.429±1.253；使用傾向5.123±1.120；客觀障礙4.209±1.036。為了解認知路徑外各種因素的影響，本研究首先分析不同人口學(xué)變量的影響。

比較不同性別教師得分發(fā)現(xiàn)，男教師對教育游戲接受度較低，表現(xiàn)在他們對提升教學(xué)管理功能的認同較低(t=2.33，p<0.05，Cohen’d=0.07)，對教育游戲的主觀負面態(tài)度較多(t=5.26，p<0.001，Cohen’d=0.15)，更多地強調(diào)實施教育游戲面臨的客觀障礙(t=4.57，p<0.001， Cohen’d=0.13)。這些差異的效應(yīng)量均在0.2以下，說明差異顯著但實際影響有限。

前期訪談和研究發(fā)現(xiàn)，年齡與教育游戲的接受度并非線性關(guān)系。為更簡潔地呈現(xiàn)年齡特征，問卷將不同年齡的教師分為六組(分組標準見表一)，然后以F檢驗進行均值差異顯著性檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除客觀障礙外，其他維度的差異均十分顯著，包括認同提升學(xué)業(yè)成績(F=29.09，p<0.001，η2=0.02)、認同提升教學(xué)管理(F=53.18，p<0.001，η2=0.04)、主觀負面態(tài)度(F=15.58，p<0.001，η2=0.04)、使用傾向(F=38.18，p<0.001，η2=0.04)。最小顯著差異(Least Significant Difference,LSD)事后檢驗發(fā)現(xiàn)，40歲以下的中青年教師對教育游戲有用性的認同和使用傾向顯著高于年長的教師，且負面態(tài)度較少。其中又以26-30歲組接受度和使用傾向最高，表明青年教師是教育技術(shù)革新的主力軍。不過即便F值較大，其效應(yīng)量η2值依然普遍較小，說明年齡的影響雖然普遍，但并非決定因素。

為了考察不同學(xué)歷水平對教育游戲接受度的影響，研究對不同學(xué)歷教師得分分組比較(見表一)發(fā)現(xiàn)，認同提升學(xué)業(yè)成績(F=11.77，p<0.001，η2=0.01)、認同提升教學(xué)管理(F=15.21，p<0.001，η2=0.01)、主觀負面態(tài)度(F=18.59，p<0.001，η2=0.01)和使用傾向(F=16.49，p<0.001，η2=0.01)維度均存在顯著差異。結(jié)合最小顯著差異事后檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，學(xué)歷高的教師對教育游戲接受度顯著更高，主觀負面態(tài)度也更少。但學(xué)歷導(dǎo)致的差異效應(yīng)量全部在0.01水平以下，證明該因素為典型的弱顯著影響，且由于大多數(shù)教師學(xué)歷集中在本科水平，使得總體區(qū)分意義較小。

對不同類型學(xué)校的教師(分組標準見表一)得分比較發(fā)現(xiàn)，認同提升學(xué)業(yè)成績(F=27.46，p<0.001，η2=0.03)、認同提升教學(xué)管理(F=34.30，p<0.001，η2=0.04)、主觀負面態(tài)度(F=13.10，p<0.001，η2=0.01)、使用傾向(F=28.91，p<0.001，η2=0.03)和客觀障礙(F=12.26，p<0.001，η2=0.01)維度均存在顯著差異，但效應(yīng)量η2依然較小。事后檢驗顯示，差異主要源于中學(xué)教師的負面態(tài)度較多，且感受到更多障礙。結(jié)合年齡與工作經(jīng)驗等信息發(fā)現(xiàn)，教師對教育游戲的接受程度可能與教學(xué)績效壓力和教學(xué)經(jīng)驗有關(guān)。尤其在學(xué)業(yè)壓力較重的中學(xué)階段，教師對新技術(shù)的使用更加謹慎。

比較還發(fā)現(xiàn)，學(xué)校所在地的差異對教育游戲接受度同樣有影響(分組標準見表一)。城鄉(xiāng)差別在認同提升學(xué)業(yè)成績(F=6.16，p<0.001，η2=0.01)、認同提升教學(xué)管理(F=24.70，p<0.001，η2=0.02)、主觀負面態(tài)度(F=16.80，p<0.001，η2=0.01)、使用傾向(F=12.95，p<0.001，η2=0.01)和客觀障礙(F=12.22，p<0.001，η2=0.01)五個維度上均顯著存在差異。事后檢驗發(fā)現(xiàn)，縣城教師對教學(xué)管理功能的認同較少，鄉(xiāng)(鎮(zhèn))和農(nóng)村教師對游戲的負面態(tài)度較多，省會城市的教師在應(yīng)用教育游戲時感受到更少的障礙。該因素影響的效應(yīng)量η2同樣處于較低水平。

(二)技術(shù)準備和主觀印象對教育游戲接受度的影響

前期研究和訪談等結(jié)果提示，前驅(qū)教育技術(shù)的接觸和儲備程度對教育游戲的接受程度有很大影響。為此研究人員在取樣過程中區(qū)分了不同技術(shù)接觸程度的群體。為排除主觀印象的干擾，對不同技術(shù)接觸程度群體的比較不包含以“趣味化學(xué)習(xí)軟件”為關(guān)鍵詞的調(diào)查結(jié)果，比較結(jié)果見表二。

表二 不同技術(shù)接觸程度群體間的比較

為調(diào)查教師對電子游戲負面刻板印象的影響，研究增加了使用教育軟件平臺的調(diào)查組。該組調(diào)查以“趣味化學(xué)習(xí)軟件”為主題詞，其他內(nèi)容(含主題詞說明)與教育游戲問卷完全相同。對比兩組數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，因為避開了電子游戲這一關(guān)鍵詞所帶來的負面刻板印象，該組調(diào)查對象的負面態(tài)度大幅降低，優(yōu)點認同和使用傾向也大幅提高，效應(yīng)量極其顯著(見表三)。這證明主觀印象作為獨立的外部變量不僅影響主觀態(tài)度，且對整個技術(shù)接受過程都產(chǎn)生顯著影響。這與第二代技術(shù)接受模型相符。

表三 不同主題詞的影響

(三)影響教師系統(tǒng)使用教育游戲的因素分析

技術(shù)接受的最終結(jié)果是系統(tǒng)地使用這種技術(shù)，數(shù)據(jù)上反映使用傾向與系統(tǒng)使用之間存在因果關(guān)系。但因為系統(tǒng)使用涉及長期行為且具有質(zhì)性特征，這種關(guān)系在以往研究中難以證實。本研究采用簡單與綜合兩種判別標準，結(jié)合人工判別來構(gòu)建系統(tǒng)使用因變量，然后從已有模型中選取可能的自變量進行分析，尋找影響教師系統(tǒng)使用教育游戲的因素。

1． 簡單判別標準下的回歸分析結(jié)果

因為系統(tǒng)使用本身具有模糊性，為避免強制作答帶來的數(shù)據(jù)偏差，相關(guān)題目均不強制要求作答。已有研究及前期訪談結(jié)果顯示，是否推薦他人使用是系統(tǒng)使用的標志性特征。因此，簡單判別以教師推薦意向為系統(tǒng)使用的唯一指標。因為通常只有系統(tǒng)使用過教育游戲的教師才能向他人推薦，未系統(tǒng)使用過的教師有可能得到較高的接受度分數(shù)，但并不能推薦出具體的內(nèi)容。

判別工作由兩位具有教育心理學(xué)專業(yè)背景的項目組成員分別進行。根據(jù)回答內(nèi)容中是否表達了向他人推薦教育游戲軟件的意愿，以及是否寫出具體的推薦內(nèi)容，對調(diào)查內(nèi)容進行編碼，兩人編碼結(jié)果一致則采用，有爭議的結(jié)果由第三人獨立判斷。編碼標準為：明確表示了解并愿意推薦某種教育游戲軟件的回答，定性為有系統(tǒng)使用過，編碼為1；明確表示拒絕推薦或沒有推薦對象的界定為不推薦，編碼為0；空缺或信息不夠明確的回答不予編碼。將編碼結(jié)果作為因變量數(shù)據(jù)進行回歸分析，最終897個樣本信息被編碼。

以接受度調(diào)查問卷的五個維度數(shù)據(jù)作為自變量，以編碼結(jié)果作為因變量進行邏輯回歸分析發(fā)現(xiàn)，主觀態(tài)度和使用傾向兩個因子很大程度上決定了推薦意向。兩個因子單獨作為自變量均能得到顯著回歸結(jié)果，然后將所有可能成為自變量的因子納入逐步邏輯回歸分析，結(jié)果除了這兩個因子之外均被排除(見表四)。

表四 逐步邏輯回歸分析結(jié)果(N=897)

模型2由兩個自變量構(gòu)成的邏輯回歸模型總體命中了77.3%的結(jié)果，擬合優(yōu)度檢驗(Hosmer-Lemeshow test)結(jié)果χ2=4.304，p=0.829>0.05，表明模型擬合度良好。

2． 綜合判別標準下的回歸分析結(jié)果

雖然推薦意向是判斷系統(tǒng)使用狀況的核心指標，但個人曾用情況同樣是重要的判別信息，僅僅依靠推薦意向進行判別可能導(dǎo)致大量中間態(tài)度的樣本信息丟失。例如，可能存在部分教師雖使用教育游戲且認可其有用性，但因為各種原因并不推薦他人使用。最終用于構(gòu)建模型的因變量數(shù)據(jù)僅占總樣本量的少數(shù)，難以涵蓋大多數(shù)使用情況，由此產(chǎn)生的回歸模型可能僅適用于解釋極端樣本，其代表性存疑。

為此，研究采用綜合判別的方式來反映系統(tǒng)使用這一因變量，以提高其代表性。具體方法為：在是否推薦信息基礎(chǔ)上進一步綜合曾用情況的信息，根據(jù)教師本人“是否在個人或課堂教學(xué)中使用”“是否經(jīng)常使用教育游戲”兩個問題的回答，將曾用情況分為三個等級：不曾使用、曾使用、經(jīng)常使用。同時，將沒有報告推薦意向但明確報告了曾用情況的對象，歸類為推薦意見不確定的中間類別。對相關(guān)問題均未正面回答，或者存在矛盾的回答——如聲稱其經(jīng)常使用教育游戲但又報告不曾使用——則不予量化。研究以“是否推薦”為首要分級指標，“使用頻率”為次要分級指標，將系統(tǒng)使用狀況分為九級，級數(shù)越高說明使用越系統(tǒng)。具體操作人員和方法與簡單判別相同，最終提取1345個有效樣本(見表五)。

表五 教師系統(tǒng)使用教育游戲狀況分級表

表六 綜合判別教師系統(tǒng)使用情況的多重線性回歸分析(N=1345)

研究以使用等級為因變量，再次使用逐步回歸分析發(fā)現(xiàn)，使用傾向和主觀態(tài)度依然是首要的自變量(見表六)。

所有模型F檢驗均在0.001水平上顯著。其中模型3雖然成立，但加入的第三個自變量導(dǎo)致方差膨脹因子快速增加，而ΔR2急劇減小，證明新加入的因子可能導(dǎo)致多重共線性。研究最終僅保留“使用傾向”和“主觀態(tài)度”兩個解釋因子，所構(gòu)成的模型2能解釋24.8%的變異量。

回歸分析還證實，雖然使用傾向?qū)ο到y(tǒng)使用行為的決定意義更大，但主觀態(tài)度變量也具有顯著和獨立的影響，這與已有模型預(yù)期不一致。在標準的技術(shù)接受模型中，主觀態(tài)度通過行為傾向因素間接而非直接地影響系統(tǒng)使用。為了判別這三個因子的關(guān)系結(jié)構(gòu)，研究繼續(xù)對三個因子構(gòu)成的中介模型進行檢驗(見表七)。

表七 影響系統(tǒng)使用因素的中介效應(yīng)分析(Bootstrap法，N=1345)

結(jié)合Sobel檢驗結(jié)果(Za*b=8.42，p<0.001)，可證明部分中介關(guān)系的存在(陳瑞等，2013；溫忠麟等，2004)。因此，無論采用何種判別方式，結(jié)果都能證明使用傾向與系統(tǒng)使用之間有明顯的線性關(guān)系，同時主觀態(tài)度對系統(tǒng)使用也起到了直接作用，而非如已有模型所預(yù)期的完全中介關(guān)系。因此有必要對現(xiàn)有模型進行修正。

四、結(jié)論與討論

(一)系統(tǒng)使用的決定因素及模型修正

本研究重點探索了技術(shù)準備和主觀印象兩個外部變量的影響。前者主要指標是教師職業(yè)經(jīng)驗和多媒體軟件使用經(jīng)驗，后者主要指標是對電子游戲主題詞的負面刻板印象。結(jié)果顯示，兩者均顯著且較大幅度地影響教育游戲的技術(shù)接受過程，其他外部變量僅起到次要作用。

雖然性別、年齡、學(xué)歷、學(xué)校類型、所在地等人口學(xué)變量存在一定的影響，但效應(yīng)量總體較小，并非影響技術(shù)接受程度的核心因素，也不足以改變教師對教育游戲技術(shù)接受模型的整體結(jié)構(gòu)。而且這些變量之間存在相當多的共變關(guān)系，很難判斷是哪種因素獨立發(fā)揮了作用。例如，低學(xué)歷教師通常出現(xiàn)在大齡或偏遠地區(qū)的教師群體中，因此學(xué)歷差別導(dǎo)致的差異可能與這些因素有關(guān)。研究生學(xué)歷的教師對客觀障礙的感知較少，可能因為高學(xué)歷教師更多來自教學(xué)環(huán)境寬松的高校。此外，學(xué)校所在地與學(xué)校類型也高度關(guān)聯(lián)，因為重點中小學(xué)、高等院校以及其他教學(xué)機構(gòu)多數(shù)集中在地級市以上城市中。

比較而言，技術(shù)準備程度和對電子游戲的主觀印象兩個因素對認知過程產(chǎn)生了更顯著的影響。如曾經(jīng)使用游戲化教育軟件的經(jīng)驗?zāi)茱@著改變教師的主觀態(tài)度，進而促使其行為上接受教育游戲。而通過更換主題詞回避電子游戲的負面刻板印象同樣從整體上提升了教師的接受度。既便如此，這些因素并未從結(jié)構(gòu)上改變原始的接受模型，它們對接受過程的影響是整體性的，而非集中于某一階段。這證明在新一代技術(shù)接受模型中，以認知—態(tài)度—行為路徑為核心，其他外部變量在整體上易化或阻滯這一接受過程的結(jié)構(gòu)具有合理性。

此外，系統(tǒng)使用行為復(fù)雜，其復(fù)雜性源自本人使用與向他人推薦的行為不完全一致。從系統(tǒng)使用的分類結(jié)果可以看出，即便是經(jīng)常使用教育游戲的教師，也可能因為各種原因而不愿向他人推薦。例如，有的教師認為教育游戲適合自己使用但未必適合他人，也有的教師認為環(huán)境阻礙因素較多，擔心推薦引起他人負面意見。數(shù)據(jù)分析顯示，主觀態(tài)度在此過程中起到了一定的作用。在將系統(tǒng)使用變量加入模型后發(fā)現(xiàn)，主觀態(tài)度對其影響顯著，而且一定程度上與使用傾向的影響相互獨立。該特征使得態(tài)度、行為傾向與系統(tǒng)使用三者之間構(gòu)成部分而非完全的中介關(guān)系，這與經(jīng)典模型存在差異。綜合對外部變量的分析結(jié)果，修正后的教師對教育游戲的接受模型結(jié)構(gòu)見圖2。

圖2 修正后中國教師對教育游戲的技術(shù)接受模型

此模型以使用傾向和主觀態(tài)度為核心。以這兩個核心為中軸，形成了兩個相對平行的影響路徑，即兩種主要的有用性認同分別影響教師的使用傾向和主觀態(tài)度，然后共同決定系統(tǒng)使用程度。技術(shù)準備和主觀印象因素分別對兩個路徑都產(chǎn)生了顯著影響，而人口學(xué)變量的影響是次要的。

(二)對主觀印象因素的分析

主觀印象和技術(shù)準備兩個外部變量分別代表了影響技術(shù)接受認知過程的非理性與理性因素，其影響超過其他人口學(xué)變量，是外部變量的核心因素。

其中，主觀印象因素的影響強度可以通過對不同主題詞的比較來反映。僅僅因為主題詞中增加了電子游戲的刻板印象，即可導(dǎo)致接受度各維度得分都下降約一個標準差，這充分證明了主觀印象對技術(shù)接受過程的巨大影響。同時，與該因素理論關(guān)聯(lián)最密切的主觀態(tài)度因素既能影響使用傾向，又能越過理性的行為傾向直接影響系統(tǒng)使用，使模型內(nèi)部存在兩個平行的影響路徑，即下意識的主觀態(tài)度可能與理性認知產(chǎn)生的行為傾向并不一致，甚至相反。這些特點符合“雙態(tài)度系統(tǒng)”(dual attitudes system)的特征(Wilson et al.，2000)。雙態(tài)度系統(tǒng)指下意識的行為選擇與理性思考的行為選擇可能發(fā)生沖突，從而導(dǎo)致理性決策理論不能完全解釋人的實際行為。這一效應(yīng)在面對不熟悉事物時尤其常見。當理性判斷信息不足時，人會傾向于下意識的判斷，而此時的內(nèi)隱和外顯態(tài)度可能是矛盾的，從而造成行為的不確定性(Evans，2008)。這也是經(jīng)典技術(shù)接受模型對系統(tǒng)使用預(yù)測力不足的原因。第二代技術(shù)接受模型通過引入大量外部變量來解決這一問題，但也使模型變得臃腫，需要一次性測量多達11個因子的數(shù)據(jù)才能完整反映技術(shù)接受過程，這對于測評和預(yù)測工作十分不利。而雙態(tài)度系統(tǒng)理論的引入可以相對簡單地解釋經(jīng)典技術(shù)接受模型中態(tài)度與系統(tǒng)行為之間的矛盾。

雙態(tài)度系統(tǒng)理論也可以解釋該模型與經(jīng)典技術(shù)接受模型的差異，即主觀態(tài)度在兩個認知因素和使用傾向之間都構(gòu)成部分而非完全中介因素，原因就在于教師態(tài)度中同時包含了理性和非理性成分。其中，理性成分與使用傾向一致，構(gòu)成態(tài)度——行為傾向——系統(tǒng)使用的完全中介關(guān)系，而非理性成分除了直接影響系統(tǒng)使用，還表現(xiàn)為對客觀障礙的感知。這是因為非理性態(tài)度通常難以被自我意識到，所以會通過合理化的方式來表達。這一結(jié)果能夠解釋前期理論建模中遇到的問題，即邏輯上屬于易用性感知的客觀障礙感知因素卻不能構(gòu)成使用傾向的自變量因子(趙永樂等，2019a)。從具體內(nèi)容上看，教師對教育游戲的非理性態(tài)度主要來自于對電子游戲的負面刻板印象。

綜上，消除與技術(shù)相關(guān)的負面主觀態(tài)度能夠同時提升使用傾向和推薦意向，對促進技術(shù)傳播具有重要意義。因此，推廣教育游戲，應(yīng)主動向一線教師宣傳教育游戲和娛樂游戲的本質(zhì)區(qū)別，引導(dǎo)他們了解如何在教育游戲的使用過程中避免娛樂游戲的負面影響。

(三)對技術(shù)準備因素的影響分析

相對主觀印象的復(fù)雜性，技術(shù)準備因素的影響方式比較直接。該因素通過影響技術(shù)接受模型中的技術(shù)易用性和有用性的感知，從而對技術(shù)接受的結(jié)果產(chǎn)生重要影響。但這一因素常被忽視。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，一些教師對教育游戲存在誤解，認為它是可以“傻瓜化”使用的游戲化教學(xué)工具。因為常規(guī)游戲化教學(xué)中需要教師掌握游戲機制的使用時機，而在教育游戲中獎賞過程是“自動”的，看起來減少了人為的控制。但近年來實踐證明，無論是否存在程序軟件的輔助，教師的全程參與都是游戲化教學(xué)成功的必要條件。元分析研究指出，游戲化教學(xué)應(yīng)該將游戲元素系統(tǒng)融入教學(xué)全過程，使學(xué)生全程沉浸在游戲情景中(胡曉玲等，2021)。教育游戲提供的程序化反饋和游戲情景雖然有利于提高沉浸體驗，但還不能系統(tǒng)地覆蓋教學(xué)全過程。教育游戲的使用時機仍需依托教師的判斷，其教學(xué)技能方面的技術(shù)準備依然是必要的。

本研究區(qū)分了技術(shù)準備因素中與教育游戲相關(guān)的兩個方面：一是教學(xué)經(jīng)驗，二是對多媒體教學(xué)技術(shù)，尤其是教學(xué)軟件的使用經(jīng)驗。教育游戲作為依賴計算機和互聯(lián)網(wǎng)平臺的教育技術(shù)，綜合了多種已有的多媒體技術(shù)，要求使用者不僅要具備教育教學(xué)技能，對多媒體軟硬件技術(shù)也要有了解。從職業(yè)發(fā)展角度看，從教經(jīng)驗越多，越能判斷教育技術(shù)在實踐中是否有效。從技術(shù)學(xué)習(xí)的角度看，掌握教育技術(shù)也需要其他技能學(xué)習(xí)作為基礎(chǔ)。

區(qū)分工作經(jīng)驗和多媒體技術(shù)的使用能力可以發(fā)現(xiàn)，隨著技術(shù)準備的增加，教師教育游戲技術(shù)接受水平顯著上升。因為中青年教師對多媒體技術(shù)的掌握水平更高，這就能解釋為何在年齡差異比較中，接受度水平與年齡并未出現(xiàn)線性關(guān)系，而是在兼具工作經(jīng)驗和多媒體教學(xué)技術(shù)的中年教師中出現(xiàn)高峰。高年齡組的教師雖然工作經(jīng)驗豐富，但錯過了信息化教學(xué)技術(shù)學(xué)習(xí)時期，限制了其對新出現(xiàn)的綜合性多媒體教學(xué)技術(shù)的接受程度。

以上規(guī)律還能解釋師范生接受度較低的現(xiàn)象。因為其工作經(jīng)驗和教育軟件使用經(jīng)驗欠缺，師范生不清楚教育游戲的使用方法和必要性。從需要和動機角度看，師范生因缺少工作經(jīng)驗，提升學(xué)業(yè)能力和強化教學(xué)管理的意識缺乏，意識不到新教育技術(shù)的有用性。因此，雖然師范生可能對電子產(chǎn)品和電子游戲很熟悉，但對使用教育游戲乃至教育技術(shù)的意愿都不高。這種意愿會隨著工作年限增加變得越發(fā)強烈。

技術(shù)準備因素不僅影響教育游戲的技術(shù)接受程度，對教育游戲能否發(fā)揮實際效能也有決定性的影響。教育游戲曾因?qū)嶋H效果不佳而受到質(zhì)疑，但這一問題正逐步得到解決。早期研究發(fā)現(xiàn)，教育游戲應(yīng)用的有效性不高，不同的元分析均認為其有效率約三分之一(Girard C. et al.，2013；Cheung & Slavin，2013)。這一比例近年呈穩(wěn)步上升的趨勢。段春雨(2016)對48項實證研究的元分析顯示，教育游戲?qū)W(xué)生學(xué)業(yè)成就具有普遍的正向影響，效應(yīng)值達0.56。梅耶(Mayer，2019)對該領(lǐng)域27項高質(zhì)量研究結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，教育游戲在其中20項都取得了顯著優(yōu)于傳統(tǒng)方法的結(jié)果。根據(jù)技術(shù)接受模型的解釋，這可能是技術(shù)準備水平不斷提升的結(jié)果。在成功應(yīng)用教育游戲的案例中，教師的相關(guān)經(jīng)驗和技能準備起到關(guān)鍵作用，反過來，相關(guān)技術(shù)的普及也提升了教育游戲的應(yīng)用價值(McLaren et al.，2017)。因此，未來促進教育游戲應(yīng)用的關(guān)鍵在于提升教師在該領(lǐng)域的技術(shù)準備水平，尤其是將教育軟件應(yīng)用到課堂教學(xué)和教學(xué)管理的相關(guān)技術(shù)。

本研究通過大范圍調(diào)查證實，我國教師對教育游戲的技術(shù)接受程度主要由理性的認知路徑?jīng)Q定，同時存在兩個重要的外部變量，分別是與電子游戲負面刻板印象相關(guān)的主觀印象，以及與教育工作經(jīng)驗和教育軟件應(yīng)用能力相關(guān)的技術(shù)準備。該模型結(jié)構(gòu)與TAM2模型基本符合，同時精簡了外部變量，有利于測評工作的實施。

在網(wǎng)絡(luò)和計算機普及的情況下，教育游戲的應(yīng)用需要使用者具備開放的態(tài)度和充分的技術(shù)準備。這意味著成功應(yīng)用教育游戲的首要條件是教師的技術(shù)素養(yǎng)，而非如游戲質(zhì)量之類的技術(shù)條件。對這一認識的忽視可能是過去一段時期教育游戲應(yīng)用效果不佳的主要原因。調(diào)查結(jié)果也表明，優(yōu)先向中小學(xué)骨干教師推廣具有游戲化性質(zhì)的教育軟件，尤其是教育管理軟件，可能是普及教育游戲的合理方式。首先，此類教師具備相應(yīng)的教學(xué)經(jīng)驗和提升教學(xué)業(yè)績的動機。其次，對游戲化機制的熟悉和使用有助于減少對電子游戲的負面印象。最后，在技術(shù)推廣過程中使用諸如“趣味化學(xué)習(xí)軟件”“游戲化教育軟件”這樣的中性名稱，可以大幅度減少刻板印象帶來的負面態(tài)度，讓教師更有可能接觸和使用該技術(shù)。