我國教師對教育游戲的接受與使用狀況調查

趙永樂 蔣 宇 何 瑩

(1.紅河學院 教師教育學院，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革新的熱門話題。教育游戲作為程序化的游戲化教學工具，其易用性和可行性比傳統的游戲化教學法更高，被證明能用于多種教學環境，是一種低成本和高度靈活的教育技術(Squire，2008)。張文蘭等(2007)對教育游戲在教學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合是人本主義教育思想的體現。尚俊杰等(2015)認為教育游戲可以在技術上彌補國內傳統教學的短板，為傳統學習方式注入游戲精神，從而重塑學習方式并回歸教育的本質。

但作為新技術，教育游戲在國內的應用面臨諸多障礙，實際效果經常受到質疑。由于來自研究領域的支持不足等種種因素疊加，導致教育游戲乃至游戲化教學技術的發展都遠遠落后于同期出現的其他技術。例如，互聯網、人工智能等信息技術都已深度融入教育教學，且得到廣大受眾的追捧，但與此同時出現的教育游戲還經常被認為是一種“新”技術。事實上，早在二十世紀八十年代初，就有教育技術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用規律(Griffith et al.，1983)。因為缺少環境支持和社會需求，相關研究長期停留在純理論或短期實驗的范圍內，少有將其作為常規教學技術長期應用的實踐案例。

這一狀況近年來有所改變，國內教育界開始在一定范圍內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生的學習動機和學習參與度，從而逐漸成為信息技術類課程，尤其是編程類課程常用的教學方法。但這種接受也是逐步和有條件的，不同對象在不同環境中的接受程度有很大差別。教育游戲在基礎教育領域的使用群體主要涉及教師、學生以及家長，教師是其中相對重要的使用群體。教師不僅在學校教育環境下主導新技術的使用，其態度和意見對家長和學生也有重要影響。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在教育領域的接受和使用狀況。反過來，促進教師群體對技術的接納與使用，可以整體上改變和促進該技術的應用前景。此外，相比于關注個人體驗的學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，也更適合使用技術接受模型的認知取向模型進行描述和行為預測，具有較高的研究價值(趙永樂等，2019a)。

技術接受模型是從理性行為理論(Theory of Reasoned Action，TRA)發展而來的行為預測模型，至今已發展到第三代。其核心內容是認知決定態度進而決定行為傾向，據此可以通過測量認知和態度預測使用行為。已有研究表明，此模型可以有效預測國內教師對新教育技術的使用行為(張思等，2014)。將技術接受模型用于教育游戲接受度的研究也證明，教師對此技術的接受程度基本符合模型預期，在此基礎上構建的接受路徑(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生影響，以及能否預測系統使用等問題仍需解答。

圖1 教師對教育游戲的技術接受路徑模型注：虛線箭頭為待證明部分。

如何將外部變量納入技術接受模型準確預測系統使用情況，是貫穿此模型發展歷程的問題。雖然該模型自建立以來就成為信息技術傳播的標準模型，但其中主觀態度與系統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)提出的經典技術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的認知過程，從而間接影響技術接受的結果。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訓練及所處環境，也可能來自技術本身的特性。此類變量對行為有直接影響，可導致態度因素的預測功能受到影響。戴維斯(Davis，1996)曾嘗試對模型進行簡化，將態度因素剔除，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使用的預測力。這些外部變量包括來自主觀的規范和印象，以及技術準備因素，后者包括個體相關技術經驗和工作相關性等。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對象時，并不是所有外部變量都會產生顯著影響，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，技術接受模型的應用已經拓展到管理、消費等多個領域，在應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，以精準預測技術接受的結果(Venkatesh，2008)。據此，本次調查在前期經驗和開放性訪談的基礎上，將可能產生重要影響的外部變量聚焦于教師的主觀印象和技術準備方面，同時也考慮一般人口學變量及相關環境差異的影響。

主觀印象或主觀規范(Subjective Norm)是較早引起研究者重視的外部變量。在技術接受模型中，主觀印象被界定為“社會環境中他人對使用者是否采用新技術所產生的影響”(Venkatesh et al.， 2003)。其中 ，“他人”不僅包括與使用者有直接關聯的個體，也包含媒體輿論等社會信息。嘗試闡明主觀規范對技術接受過程的影響也是催生第二代技術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度產生十分明顯的影響，且這種影響獨立于理性的認知過程(Marangunic & Granic，2015)。因為電子游戲具有社會爭議性，與其相關的主觀印象對認知過程極具影響力。前期研究發現，教師對電子游戲的負面刻板印象會增加主觀負面態度，從而影響教師對教育游戲的態度。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，有必要做專門分析。

技術準備(Technology Readiness)指潛在接受者在生活和工作中接受或使用新技術的傾向，或者說是否準備好嘗試使用新的技術(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。技術準備與技術接受聯系密切，可作為上游的自變量納入技術接受模型。充分的技術準備通常預示著較快的接受速度和穩定的長期使用。對技術準備因素的研究重點不僅在于其是否發揮作用，還要辨別哪些具體的技術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，通過區分不同技術水平的群體，如不同職業經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的技術準備因素。

此外，人口學變量和環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。由于環境因素的復雜性，大樣本研究通常根據社會經濟發展狀況對其進行分類。根據國內教育資源的分布特點，本研究主要區分了教師性別、年齡、學歷、學校類別、城鄉差異等因素。

二、研究設計

(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，由此構建我國教師對教育游戲的技術接受模型。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)調查對象

本研究調查對象包括學前、中小學、高校與課外機構教師以及在校師范生等。年齡、地域、學校類型等人口學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。為了動態反映工作經驗和技術準備兩個因素的影響，研究將調查群體分為不同教學經驗以及多媒體教育技術使用經驗的群體，具體分為：在普通師范院校師范專業中隨機抽取師范生，代表缺乏實際教學經驗和多媒體教育技術使用經驗的樣本；在普通教師群體中抽取代表具有一般教學經驗和教育技術的普通教師群體；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驗的教師群體；最后通過教育游戲學術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，所有被調查教師均只完成一次問卷填寫(見表一)。

表一 調查對象基本信息

(三) 工具與方法

本研究使用經過標準化編制的教師對教育游戲接受度調查問卷。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業成就和用于教學管理的認同度，以及對教育游戲的主觀態度、使用傾向、使用感受。問卷總體Cronbach系數0.80，各因子Cronbach系數分別為：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)。

該問卷只反映技術的使用傾向，尚不能據此直接判斷調查對象實際上是否系統使用。系統使用指在社會情境中長期使用，且包括是否愿意參與技術傳播等重要指標。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，都不屬于系統使用。高水平的系統使用者不僅能發揮新技術的效率，還具有技術傳播的能力和意愿，這種使用者是技術擴散的重要途徑，其數量和分布對于宏觀層面的技術接受程度有較高的預測價值。為此，問卷補充了半開放問題，包括詢問教師是否曾經以及是否經常使用教育游戲？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？教學中使用教育游戲有何建議等。據此判斷調查對象是否系統使用教育游戲。

此外，已有研究普遍發現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驗的教師問卷中，以“趣味化學習軟件”替換“教育游戲”一詞，旨在了解弱化電子游戲標簽后，教師的態度和認知是否會發生變化，以此反映主觀印象因素的影響。

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

問卷采用在線形式發放，通過線上或線下掃碼以及網絡軟件平臺等推送。為鼓勵教師表達意見，問卷指導語對教育游戲的概念進行了解釋，并強調問卷的匿名性。回收數據時剔除明顯未認真作答或數據不完整的樣本。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26分以下或158分以上極端分數的問卷。因主觀態度因子均為反向題目，即分數越高接受度越低，所以正常數據不應超出此范圍。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名有系統使用教育游戲經驗的教師，263名沒有工作經驗和教學軟件使用經驗的師范生，1668名有使用教育軟件經驗的教師，以及以“趣味化學習軟件”為關鍵詞進行調研的1696名具有教育軟件使用經驗的教師；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、寧夏等少數省份，每個省保證取樣數至少在30人以上，取得有效數據2960份。最終總體樣本數量為6809人。

三、研究發現

(一)教育游戲接受程度及人口學變量的影響

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，教育游戲接受度結果僅使用以“教育游戲”為主題詞的數據樣本(N=5113)。五個因子得分(M±SD)分別為：認同提升學業成績5.132±1.109；認同提升教學管理4.919±1.180；主觀負面態度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變量的影響。

比較不同性別教師得分發現，男教師對教育游戲接受度較低，表現在他們對提升教學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度較多(t=5.26，p<0.001，Cohen’d=0.15)，更多地強調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。

前期訪談和研究發現，年齡與教育游戲的接受度并非線性關系。為更簡潔地呈現年齡特征，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。結果發現，除客觀障礙外，其他維度的差異均十分顯著，包括認同提升學業成績(F=29.09，p<0.001，η2=0.02)、認同提升教學管理(F=53.18，p<0.001，η2=0.04)、主觀負面態度(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)事后檢驗發現，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革新的主力軍。不過即便F值較大，其效應量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。

為了考察不同學歷水平對教育游戲接受度的影響，研究對不同學歷教師得分分組比較(見表一)發現，認同提升學業成績(F=11.77，p<0.001，η2=0.01)、認同提升教學管理(F=15.21，p<0.001，η2=0.01)、主觀負面態度(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。結合最小顯著差異事后檢驗結果發現，學歷高的教師對教育游戲接受度顯著更高，主觀負面態度也更少。但學歷導致的差異效應量全部在0.01水平以下，證明該因素為典型的弱顯著影響，且由于大多數教師學歷集中在本科水平，使得總體區分意義較小。

對不同類型學校的教師(分組標準見表一)得分比較發現，認同提升學業成績(F=27.46，p<0.001，η2=0.03)、認同提升教學管理(F=34.30，p<0.001，η2=0.04)、主觀負面態度(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，但效應量η2依然較小。事后檢驗顯示，差異主要源于中學教師的負面態度較多，且感受到更多障礙。結合年齡與工作經驗等信息發現，教師對教育游戲的接受程度可能與教學績效壓力和教學經驗有關。尤其在學業壓力較重的中學階段，教師對新技術的使用更加謹慎。

比較還發現，學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)。城鄉差別在認同提升學業成績(F=6.16，p<0.001，η2=0.01)、認同提升教學管理(F=24.70，p<0.001，η2=0.02)、主觀負面態度(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。事后檢驗發現，縣城教師對教學管理功能的認同較少，鄉(鎮)和農村教師對游戲的負面態度較多，省會城市的教師在應用教育游戲時感受到更少的障礙。該因素影響的效應量η2同樣處于較低水平。

(二)技術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果提示，前驅教育技術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分了不同技術接觸程度的群體。為排除主觀印象的干擾，對不同技術接觸程度群體的比較不包含以“趣味化學習軟件”為關鍵詞的調查結果，比較結果見表二。

表二 不同技術接觸程度群體間的比較

為調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查組。該組調查以“趣味化學習軟件”為主題詞，其他內容(含主題詞說明)與教育游戲問卷完全相同。對比兩組數據發現，因為避開了電子游戲這一關鍵詞所帶來的負面刻板印象，該組調查對象的負面態度大幅降低，優點認同和使用傾向也大幅提高，效應量極其顯著(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度，且對整個技術接受過程都產生顯著影響。這與第二代技術接受模型相符。

表三 不同主題詞的影響

(三)影響教師系統使用教育游戲的因素分析

技術接受的最終結果是系統地使用這種技術，數據上反映使用傾向與系統使用之間存在因果關系。但因為系統使用涉及長期行為且具有質性特征，這種關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，結合人工判別來構建系統使用因變量，然后從已有模型中選取可能的自變量進行分析，尋找影響教師系統使用教育游戲的因素。

1． 簡單判別標準下的回歸分析結果

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

判別工作由兩位具有教育心理學專業背景的項目組成員分別進行。根據回答內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容，對調查內容進行編碼，兩人編碼結果一致則采用，有爭議的結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。將編碼結果作為因變量數據進行回歸分析，最終897個樣本信息被編碼。

以接受度調查問卷的五個維度數據作為自變量，以編碼結果作為因變量進行邏輯回歸分析發現，主觀態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果(N=897)

模型2由兩個自變量構成的邏輯回歸模型總體命中了77.3%的結果，擬合優度檢驗(Hosmer-Lemeshow test)結果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果

雖然推薦意向是判斷系統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致大量中間態度的樣本信息丟失。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。最終用于構建模型的因變量數據僅占總樣本量的少數，難以涵蓋大多數使用情況，由此產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上進一步綜合曾用情況的信息，根據教師本人“是否在個人或課堂教學中使用”“是否經常使用教育游戲”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。對相關問題均未正面回答，或者存在矛盾的回答——如聲稱其經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，將系統使用狀況分為九級，級數越高說明使用越系統。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 教師系統使用教育游戲狀況分級表

表六 綜合判別教師系統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現，使用傾向和主觀態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致多重共線性。研究最終僅保留“使用傾向”和“主觀態度”兩個解釋因子，所構成的模型2能解釋24.8%的變異量。

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

表七 影響系統使用因素的中介效應分析(Bootstrap法，N=1345)

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

四、結論與討論

(一)系統使用的決定因素及模型修正

本研究重點探索了技術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經驗和多媒體軟件使用經驗，后者主要指標是對電子游戲主題詞的負面刻板印象。結果顯示，兩者均顯著且較大幅度地影響教育游戲的技術接受過程，其他外部變量僅起到次要作用。

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

比較而言，技術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生了更顯著的影響。如曾經使用游戲化教育軟件的經驗能顯著改變教師的主觀態度，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，這些因素并未從結構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接受模型中，以認知—態度—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構具有合理性。

此外，系統使用行為復雜，其復雜性源自本人使用與向他人推薦的行為不完全一致。從系統使用的分類結果可以看出，即便是經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，也有的教師認為環境阻礙因素較多，擔心推薦引起他人負面意見。數據分析顯示，主觀態度在此過程中起到了一定的作用。在將系統使用變量加入模型后發現，主觀態度對其影響顯著，而且一定程度上與使用傾向的影響相互獨立。該特征使得態度、行為傾向與系統使用三者之間構成部分而非完全的中介關系，這與經典模型存在差異。綜合對外部變量的分析結果，修正后的教師對教育游戲的接受模型結構見圖2。

圖2 修正后中國教師對教育游戲的技術接受模型

此模型以使用傾向和主觀態度為核心。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度，然后共同決定系統使用程度。技術準備和主觀印象因素分別對兩個路徑都產生了顯著影響，而人口學變量的影響是次要的。

(二)對主觀印象因素的分析

主觀印象和技術準備兩個外部變量分別代表了影響技術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接受過程的巨大影響。同時，與該因素理論關聯最密切的主觀態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使用，使模型內部存在兩個平行的影響路徑，即下意識的主觀態度可能與理性認知產生的行為傾向并不一致，甚至相反。這些特點符合“雙態度系統”(dual attitudes system)的特征(Wilson et al.，2000)。雙態度系統指下意識的行為選擇與理性思考的行為選擇可能發生沖突，從而導致理性決策理論不能完全解釋人的實際行為。這一效應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，而此時的內隱和外顯態度可能是矛盾的，從而造成行為的不確定性(Evans，2008)。這也是經典技術接受模型對系統使用預測力不足的原因。第二代技術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個因子的數據才能完整反映技術接受過程，這對于測評和預測工作十分不利。而雙態度系統理論的引入可以相對簡單地解釋經典技術接受模型中態度與系統行為之間的矛盾。

雙態度系統理論也可以解釋該模型與經典技術接受模型的差異，即主觀態度在兩個認知因素和使用傾向之間都構成部分而非完全中介因素，原因就在于教師態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，構成態度——行為傾向——系統使用的完全中介關系，而非理性成分除了直接影響系統使用，還表現為對客觀障礙的感知。這是因為非理性態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成使用傾向的自變量因子(趙永樂等，2019a)。從具體內容上看，教師對教育游戲的非理性態度主要來自于對電子游戲的負面刻板印象。

綜上，消除與技術相關的負面主觀態度能夠同時提升使用傾向和推薦意向，對促進技術傳播具有重要意義。因此，推廣教育游戲，應主動向一線教師宣傳教育游戲和娛樂游戲的本質區別，引導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)對技術準備因素的影響分析

相對主觀印象的復雜性，技術準備因素的影響方式比較直接。該因素通過影響技術接受模型中的技術易用性和有用性的感知，從而對技術接受的結果產生重要影響。但這一因素常被忽視。調查發現，一些教師對教育游戲存在誤解，認為它是可以“傻瓜化”使用的游戲化教學工具。因為常規游戲化教學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成功的必要條件。元分析研究指出，游戲化教學應該將游戲元素系統融入教學全過程，使學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，但還不能系統地覆蓋教學全過程。教育游戲的使用時機仍需依托教師的判斷，其教學技能方面的技術準備依然是必要的。

本研究區分了技術準備因素中與教育游戲相關的兩個方面：一是教學經驗，二是對多媒體教學技術，尤其是教學軟件的使用經驗。教育游戲作為依賴計算機和互聯網平臺的教育技術，綜合了多種已有的多媒體技術，要求使用者不僅要具備教育教學技能，對多媒體軟硬件技術也要有了解。從職業發展角度看，從教經驗越多，越能判斷教育技術在實踐中是否有效。從技術學習的角度看，掌握教育技術也需要其他技能學習作為基礎。

區分工作經驗和多媒體技術的使用能力可以發現，隨著技術準備的增加，教師教育游戲技術接受水平顯著上升。因為中青年教師對多媒體技術的掌握水平更高，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線性關系，而是在兼具工作經驗和多媒體教學技術的中年教師中出現高峰。高年齡組的教師雖然工作經驗豐富，但錯過了信息化教學技術學習時期，限制了其對新出現的綜合性多媒體教學技術的接受程度。

以上規律還能解釋師范生接受度較低的現象。因為其工作經驗和教育軟件使用經驗欠缺，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驗，提升學業能力和強化教學管理的意識缺乏，意識不到新教育技術的有用性。因此，雖然師范生可能對電子產品和電子游戲很熟悉，但對使用教育游戲乃至教育技術的意愿都不高。這種意愿會隨著工作年限增加變得越發強烈。

技術準備因素不僅影響教育游戲的技術接受程度，對教育游戲能否發揮實際效能也有決定性的影響。教育游戲曾因實際效果不佳而受到質疑，但這一問題正逐步得到解決。早期研究發現，教育游戲應用的有效性不高，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，教育游戲對學生學業成就具有普遍的正向影響，效應值達0.56。梅耶(Mayer，2019)對該領域27項高質量研究結果分析發現，教育游戲在其中20項都取得了顯著優于傳統方法的結果。根據技術接受模型的解釋，這可能是技術準備水平不斷提升的結果。在成功應用教育游戲的案例中，教師的相關經驗和技能準備起到關鍵作用，反過來，相關技術的普及也提升了教育游戲的應用價值(McLaren et al.，2017)。因此，未來促進教育游戲應用的關鍵在于提升教師在該領域的技術準備水平，尤其是將教育軟件應用到課堂教學和教學管理的相關技術。

本研究通過大范圍調查證實，我國教師對教育游戲的技術接受程度主要由理性的認知路徑決定，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的主觀印象，以及與教育工作經驗和教育軟件應用能力相關的技術準備。該模型結構與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。

在網絡和計算機普及的情況下，教育游戲的應用需要使用者具備開放的態度和充分的技術準備。這意味著成功應用教育游戲的首要條件是教師的技術素養，而非如游戲質量之類的技術條件。對這一認識的忽視可能是過去一段時期教育游戲應用效果不佳的主要原因。調查結果也表明，優先向中小學骨干教師推廣具有游戲化性質的教育軟件，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，此類教師具備相應的教學經驗和提升教學業績的動機。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，在技術推廣過程中使用諸如“趣味化學習軟件”“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度，讓教師更有可能接觸和使用該技術。