教师对教育游戏的接受度与技术接受路径模型研究——基于509份调查数据的因子和路径分析
发布时间：2021-03-28 22:01
作为一项新兴且有前景的教育技术,教育游戏在未来教育环境下具有广泛的使用价值。一线教师是普及和实施教育游戏的关键群体,然而,他们对该技术的接受度和接受路径尚不明确。为了解决这一问题,采用因子分析和路径分析的方法,通过分析来自509位教师的调查数据,编制了针对中小学教师教育游戏接受度的标准问卷,并尝试构建了教师对这一技术的接受路径模型。研究结果显示:决定教育游戏使用倾向的主要因素是"教师是否认为教育游戏能提升学生成绩和教学管理"。在此过程中,教师对教育游戏的主观态度起到部分中介的效果,主观态度同时还影响教师对客观障碍的感知。该模型与经典的技术接受模型（TAM）总体吻合但又存在一些区别,主要表现为易用性感知因子不能作为使用倾向的预测因子。这些发现,对教育游戏在教师中的推广、应用,对于教育游戏的研发和制作,以及确定未来研究方向,均有指导价值。
【文章来源】：远程教育杂志. 2019,37(06)北大核心CSSCI
【文章页数】：11 页
【部分图文】：
经典技术接受模型（TAM）
2（对提升教学管理的认同）为自变量，因子Y3（对教育游戏的负面态度）为中介变量，Y5（对教育游戏的使用倾向）为因变量的部分中介模型，如图3所示。即教师对教育游戏提升学业成绩和教学管理的认同，会影响其使用倾向，教师对教育游戏的负面态度在其中起到部分中介的效果。经检验，表4各变量相关系数、信效度指标、均值、标准差、与中位数比较的t值（N=227）指标χ2/dfRM-SEAGFIAGFINFITLICFIIFI数值1.4440.0470.910.880.940.980.980.98推荐值<3<0.08>0.8>0.8>0.8>0.8>0.8>0.8表3第二次验证性因子分析指标图2各因子间路径关系（数值为标准化路径系数，虚线为系数不显著）因子相关系数AVECRα系数M±SDt（与中位值比较）Y1Y2Y3Y5总分Y110.500.800.835.09±1.0915.08***Y20.87***10.460.770.764.70±1.288.24***Y3-0.25***-0.19*10.520.760.723.58±1.13-7.63***Y50.88***0.81***-0.22***10.570.900.905.11±1.2913.01***总分0.94***0.90***0.05*0.95***10.914.78±0.9512.36***注：*p<0.05；***p<0.001。表5有用性认同对教育游戏使用倾向的中介效应模型检验指标系数名称模型1：X=Y1，Mi=Y3，Y=Y5模型2：X=Y2，Mi=Y3，Y=Y5BSE95%CIBSE95%CIa-0.3890.075-0.538，-0.241-0.1590.072-0.300，-0.018b-0.3450.069-0.480，-0.210-0.4200.066-0.550，-0.290c’0.3740.0750.226，0.5230.2820.0650.154，0.411a*b0.1340.0480.055，0.2430.0670.0370.001，0.146教师对教育游戏的接受度与技术接受路径模型研究荨荨Y2：对提升教学管理的认同Y1：对提升学业成绩的认同Y3：负面态度Y4：客观障碍Y5：使用倾向学术视点104
子相关数据的分析发现，因子Y4有可能是一个受有用性认同和主观态度影响的因变量，而非影响行为倾向的自变量。为了探测这一假设的可能性，我们把因子Y4设为因变量，考察其余变量对它的影响。根据之前的模型，将有用性认同的两个因子分别作为自变量，主观态度作为中介变量，使用Bootstrap法进行检验。结果显示模型1、2均成立，且均为完全中介模型。具体结果为模型1：R2=0.495，F=31.48，p<0.001；模型2：R2=0.145，F=9.68，p<0.01，其他参数如表6所示，该中介模型的结构及路径系数如图4所示。可见，对教育游戏有用性的认同，通过主观态度这一中介变量影响了对客观障碍的感知，而这种感知对使用倾向并无预测作用。此模型包含了探索性因子分析抽取的全部因子，我们使用验证性因子分析数据重新进行了全模型分析，所得拟合指标较好（χ2/df=1.543，RMSEA=0.054，CFI=0.96，NFI=0.90，GFI=0.86，TLI=0.95）。将尚待检验的外部变量与实际是否会长期使用这一最终的因变量综合在一起，我们最终得到了一个尚待完整证明的教育游戏接受路径模型，其结构如图5所示。该技术接受路径模型结构与经典TAM略有区图3预测教师对教育游戏使用倾向的中介模型（路径系数为标准化系数）图4加入客观障碍因子后的中介模型AcademicViewpoint对提升学业成绩的认同对提升教学管理的认同负面态度使用倾向105
【参考文献】：
期刊论文
[1]家长对教育电子游戏的接受倾向和使用偏好[J]. 赵永乐,何莹,蒋宇,马颖峰,贺宝勋. 开放教育研究. 2019(03)
[2]教育游戏对学生学习影响的研究综述[J]. 雷媛,杨艳. 中国医学教育技术. 2017(06)
[3]美国教育游戏研究综述——以2011～2015年GLS会议文献为视角[J]. 魏婷. 现代教育技术. 2016(11)
[4]电子游戏与教育游戏研究的困局和反思[J]. 赵永乐,何莹. 开放教育研究. 2016(04)
[5]教育游戏系统理论分析与设计策略探究[J]. 谭璐. 远程教育杂志. 2015(06)
[6]重塑学习方式:游戏的核心教育价值及应用前景[J]. 尚俊杰,裴蕾丝. 中国电化教育. 2015(05)
[7]基于TAM3模型的大学生网络学习行为影响因素研究[J]. 赵官虎,胡萃,陈丹,方旭. 中国教育技术装备. 2015(04)
[8]中介效应分析:原理、程序、Bootstrap方法及其应用[J]. 陈瑞,郑毓煌,刘文静. 营销科学学报. 2013(04)
[9]基于技术接受模型的高校教师网络教学行为研究[J]. 张思,李勇帆. 远程教育杂志. 2014(03)
[10]中介效应分析:方法和模型发展[J]. 温忠麟,叶宝娟. 心理科学进展. 2014(05)
硕士论文
[1]长春市部分小学数学教师教育游戏应用现状调查与分析[D]. 邢晓红.东北师范大学 2012
本文编号：3106314
【文章来源】：远程教育杂志. 2019,37(06)北大核心CSSCI
【文章页数】：11 页
【部分图文】：
经典技术接受模型（TAM）
2（对提升教学管理的认同）为自变量，因子Y3（对教育游戏的负面态度）为中介变量，Y5（对教育游戏的使用倾向）为因变量的部分中介模型，如图3所示。即教师对教育游戏提升学业成绩和教学管理的认同，会影响其使用倾向，教师对教育游戏的负面态度在其中起到部分中介的效果。经检验，表4各变量相关系数、信效度指标、均值、标准差、与中位数比较的t值（N=227）指标χ2/dfRM-SEAGFIAGFINFITLICFIIFI数值1.4440.0470.910.880.940.980.980.98推荐值<3<0.08>0.8>0.8>0.8>0.8>0.8>0.8表3第二次验证性因子分析指标图2各因子间路径关系（数值为标准化路径系数，虚线为系数不显著）因子相关系数AVECRα系数M±SDt（与中位值比较）Y1Y2Y3Y5总分Y110.500.800.835.09±1.0915.08***Y20.87***10.460.770.764.70±1.288.24***Y3-0.25***-0.19*10.520.760.723.58±1.13-7.63***Y50.88***0.81***-0.22***10.570.900.905.11±1.2913.01***总分0.94***0.90***0.05*0.95***10.914.78±0.9512.36***注：*p<0.05；***p<0.001。表5有用性认同对教育游戏使用倾向的中介效应模型检验指标系数名称模型1：X=Y1，Mi=Y3，Y=Y5模型2：X=Y2，Mi=Y3，Y=Y5BSE95%CIBSE95%CIa-0.3890.075-0.538，-0.241-0.1590.072-0.300，-0.018b-0.3450.069-0.480，-0.210-0.4200.066-0.550，-0.290c’0.3740.0750.226，0.5230.2820.0650.154，0.411a*b0.1340.0480.055，0.2430.0670.0370.001，0.146教师对教育游戏的接受度与技术接受路径模型研究荨荨Y2：对提升教学管理的认同Y1：对提升学业成绩的认同Y3：负面态度Y4：客观障碍Y5：使用倾向学术视点104
子相关数据的分析发现，因子Y4有可能是一个受有用性认同和主观态度影响的因变量，而非影响行为倾向的自变量。为了探测这一假设的可能性，我们把因子Y4设为因变量，考察其余变量对它的影响。根据之前的模型，将有用性认同的两个因子分别作为自变量，主观态度作为中介变量，使用Bootstrap法进行检验。结果显示模型1、2均成立，且均为完全中介模型。具体结果为模型1：R2=0.495，F=31.48，p<0.001；模型2：R2=0.145，F=9.68，p<0.01，其他参数如表6所示，该中介模型的结构及路径系数如图4所示。可见，对教育游戏有用性的认同，通过主观态度这一中介变量影响了对客观障碍的感知，而这种感知对使用倾向并无预测作用。此模型包含了探索性因子分析抽取的全部因子，我们使用验证性因子分析数据重新进行了全模型分析，所得拟合指标较好（χ2/df=1.543，RMSEA=0.054，CFI=0.96，NFI=0.90，GFI=0.86，TLI=0.95）。将尚待检验的外部变量与实际是否会长期使用这一最终的因变量综合在一起，我们最终得到了一个尚待完整证明的教育游戏接受路径模型，其结构如图5所示。该技术接受路径模型结构与经典TAM略有区图3预测教师对教育游戏使用倾向的中介模型（路径系数为标准化系数）图4加入客观障碍因子后的中介模型AcademicViewpoint对提升学业成绩的认同对提升教学管理的认同负面态度使用倾向105
【参考文献】：
期刊论文
[1]家长对教育电子游戏的接受倾向和使用偏好[J]. 赵永乐,何莹,蒋宇,马颖峰,贺宝勋. 开放教育研究. 2019(03)
[2]教育游戏对学生学习影响的研究综述[J]. 雷媛,杨艳. 中国医学教育技术. 2017(06)
[3]美国教育游戏研究综述——以2011～2015年GLS会议文献为视角[J]. 魏婷. 现代教育技术. 2016(11)
[4]电子游戏与教育游戏研究的困局和反思[J]. 赵永乐,何莹. 开放教育研究. 2016(04)
[5]教育游戏系统理论分析与设计策略探究[J]. 谭璐. 远程教育杂志. 2015(06)
[6]重塑学习方式:游戏的核心教育价值及应用前景[J]. 尚俊杰,裴蕾丝. 中国电化教育. 2015(05)
[7]基于TAM3模型的大学生网络学习行为影响因素研究[J]. 赵官虎,胡萃,陈丹,方旭. 中国教育技术装备. 2015(04)
[8]中介效应分析:原理、程序、Bootstrap方法及其应用[J]. 陈瑞,郑毓煌,刘文静. 营销科学学报. 2013(04)
[9]基于技术接受模型的高校教师网络教学行为研究[J]. 张思,李勇帆. 远程教育杂志. 2014(03)
[10]中介效应分析:方法和模型发展[J]. 温忠麟,叶宝娟. 心理科学进展. 2014(05)
硕士论文
[1]长春市部分小学数学教师教育游戏应用现状调查与分析[D]. 邢晓红.东北师范大学 2012
本文编号：3106314
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