李凌璨，孫崇勇，2，茍赟潔，路丹丹，王楠青，白文峰

（1.吉林師范大學教育科學學院，吉林 四平 136009；2.吉林師范大學心理研究所，吉林 四平 136009）

手機游戲沉迷表現(xiàn)為個體對手機游戲表現(xiàn)出心理和行為上的狂迷狀態(tài)［1］。沉迷不同于成癮，成癮是一種消極病態(tài)的依賴心理和行為，而沉迷只是一種過分沉浸、迷戀的狀態(tài)，可將沉迷看作輕度的成癮。由于中學生的手機使用時間受限，大部分達不到成癮的病態(tài)程度，出現(xiàn)的主要是手機游戲沉迷的現(xiàn)象。同時，中學生正處于自我同一性形成和確立的階段，可能缺乏自信心，自我效能感也較低，容易產(chǎn)生逃避心理和依賴行為［2］。但自我效能感具有領域特殊性［3］，在一定領域的自我效能感高并不意味著在其他領域的自我效能感就高。Schwarzer等［4］提出了一般自我效能感，并將其定義為個體在面對不同環(huán)境下的挑戰(zhàn)或新事物時所擁有的更具總體性的自信心。本研究選用一般自我效能感的概念，來呈現(xiàn)個體對總體環(huán)境的控制感。已有研究顯示，低自我效能感更容易造成網(wǎng)絡成癮［5］和游戲沉迷［6］。一般自我效能感與網(wǎng)絡成癮呈負相關［7］。另外，手機游戲沉迷可能與中學生時間管理能力較弱有關，有研究指出，時間管理傾向能夠負向預測網(wǎng)絡成癮［8］和手機游戲成癮［9］，時間管理傾向與一般自我效能感呈正相關［10］。由此可見，既往相關研究主要集中于對網(wǎng)絡和手機成癮及其影響因素的探討，對程度較輕的手機游戲沉迷現(xiàn)象研究較少。因此，本研究假設一般自我效能感能負向預測手機游戲沉迷，時間管理傾向在其中起一定的中介作用。本研究通過探討中學生一般自我效能感與手機游戲沉迷的關系以及時間管理傾向在其中的中介作用，以期更有針對性地制定改善中學生手機游戲沉迷的策略。

1 對象與方法

1.1 對象

于2020年11月-2021年2月，對江西省和四川省共三所中學進行整群抽樣，在每所學校的初二、高一和高二年級中分別隨機選取6個班級，共18個班級。共發(fā)放問卷750份，其中回收的問卷數(shù)為704份，剔除填寫不全和規(guī)律作答的問卷后，有效問卷共667份，有效問卷回收率為88.93%。

1.2 評定工具

采用一般自我效能感量表（General Self-Efficacy Scale，GSES）評定中學生一般自我效能感水平。王才康等［11］翻譯并修訂了GSES中文版。GSES共10個條目，采用李克特4級計分，總評分范圍10～40分，評分越高，表明一般自我效能感越強。該量表信度較好，本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86。

采用青少年時間管理傾向量表（Adolescence Time Management Disposition Inventory，ATMD）評定中學生的時間管理傾向。ATMD由黃希庭等［12］編制，共44個條目，包括時間價值感、時間監(jiān)控觀及時間效能感3個維度。采用李克特5級計分，總評分范圍44～220分，評分越高表明時間管理傾向水平越高。本研究中，量表總體Cronbach’s α系數(shù)為0.93，各維度Cronbach’s α系數(shù)分別為0.80、0.90、0.79。

采用手機游戲沉迷量表評定中學生手機游戲沉迷狀況。該量表由李羲［1］編制，共20個條目，包括游戲時長、游戲習慣、戒斷反應及態(tài)度行為4個維度。采用李克特5級計分，總評分范圍20～100分，評分越高，表明手機游戲沉迷程度越重。20～39分為輕度沉迷，40～79分為中度沉迷，80～100分為重度沉迷。本研究中，量表總體Cronbach’s α系數(shù)為0.95，各維度Cronbach’s α系數(shù)分別為0.83、0.78、0.77、0.70。

1.3 評定方法

采用紙質(zhì)問卷進行調(diào)查，經(jīng)學校老師同意后由兩位心理學專業(yè)的學生在課間統(tǒng)一發(fā)放問卷并當場回收，問卷填寫時間約25 min。問卷指導語對此次調(diào)查的保密原則進行了說明，所有問卷均匿名填寫。本研究將問卷中題目填寫不全以及存在規(guī)律作答的問卷作為無效問卷并剔除。

1.4 統(tǒng)計分析

采用SPSS 26.0進行共同方法偏差檢驗以及信度檢驗，采用獨立樣本t檢驗和方差分析比較不同人口學特征的中學生手機游戲沉迷量表、GSES和ATMD評分的差異，并對各量表評分進行Pearson相關分析以及線性回歸分析。采用AMOS 25.0進行路徑分析及結(jié)構方程模型檢驗，采用Bootstrap程序進行中介效應的顯著性檢驗，隨機抽樣5 000次，選擇極大似然法進行參數(shù)估計。檢驗水準α=0.05。

2 結(jié) 果

2.1 研究對象一般情況

完成調(diào)查的667名中學生，年齡12～19歲［（15.32±1.48）歲］；男生397人（59.52%），女生270人（40.48%）；城鎮(zhèn)學生307人（46.03%），農(nóng)村學生360人（53.97%）；獨生子女108人（16.19%），非獨生子女559人（83.81%）；初二學生262人（39.28%），高一學生126人（18.89%），高二學生279人（41.83%）。

2.2 共同方法偏差檢驗

使用Harman提出的單因素檢驗法，對三個量表所有條目進行探索性因子分析。結(jié)果顯示，13個主成分被提取，第一個主成分可解釋總變異的26.09%，小于40%的臨界值，可以認為本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

2.3 不同人口學資料的中學生各量表評分比較

667名中學生手機游戲沉迷量表、GSES和ATMD總評分分別為（31.68±12.31）分、（27.52±5.00）分、（147.99±26.62）分。男生手機游戲沉迷量表和GSES總評分均高于女生，差異均有統(tǒng)計學意義（t=5.107、3.758，P均<0.01）。高二年級中學生ATMD和GSES總評分均高于其他兩個年級，差異均有統(tǒng)計學意義（F=6.598、7.868，P均<0.01）。高一年級中學生手機游戲沉迷量表總評分高于其他年級，差異有統(tǒng)計學意義（F=4.623，P<0.01）。見表1。

表1 不同人口學資料的中學生各量表評分比較（±s，分）

表1 不同人口學資料的中學生各量表評分比較（±s，分）

注：ATMD，青少年時間管理傾向量表；GSES，一般自我效能感量表；t1、P1，t2、P2，t3、P3分別代表不同性別、生源地、是否為獨生子女的中學生各量表評分比較，F(xiàn)、P4代表不同年級的中學生各量表評分比較

GSES總評分28.11±5.10 26.64±4.73 27.79±5.19 27.20±4.77 27.88±4.74 27.45±5.05 27.31±4.74 26.36±4.15 28.24±5.48 3.758<0.010 1.543 0.123 0.819 0.413 6.598<0.010組 別性別生源地獨生子女年級男生（n=397）女生（n=270）城鎮(zhèn)（n=360）農(nóng)村（n=307）是（n=108）否（n=559）初二（n=262）高一（n=126）高二（n=279）t1 P1 t2 P2 t3 P3 F P4手機游戲沉迷量表總評分33.65±13.71 28.78±9.20 31.31±11.69 32.11±13.01 32.81±12.46 31.46±12.28 32.34±13.27 33.81±14.15 30.09±10.14 5.107<0.010-0.842 0.400 1.041 0.298 4.623<0.010 ATMD總評分149.49±28.24 145.79±23.94 149.57±27.44 146.14±25.55 149.58±28.31 147.68±26.30 146.92±26.19 141.13±24.07 152.10±27.47 1.764 0.078 1.657 0.098 0.679 0.498 7.868<0.010

2.4 相關分析

GSES總評分與手機游戲沉迷量表總評分及游戲時長、游戲習慣和態(tài)度行為維度評分均呈負相關（r=-0.160～-0.089，P均<0.01），ATMD總評分及各維度評分與GSES總評分均呈正相關（r=0.376～0.536，P均<0.01），手機游戲沉迷量表總評分及各維度評分與ATMD總評分及各維度評分均呈負相關（r=-0.342～-0.189，P均<0.01）。見表2。

表2 GSES、ATMD評分與手機游戲沉迷量表評分的相關性（r）

2.5 回歸分析

一般自我效能感和時間管理傾向均能負向預測手機游戲沉迷（β=-0.333、-0.122，P均<0.01）。一般自我效能感能正向預測時間管理傾向（β=0.536，P<0.01）。見表3。

表3 手機游戲沉迷、一般自我效能感與時間管理傾向的線性回歸分析

2.6 中學生時間管理傾向?qū)σ话阕晕倚芨信c手機游戲沉迷之間關系的中介效應檢驗

將時間管理傾向作中介變量，在一般自我效能感與手機游戲沉迷之間建立結(jié)構方程模型，模型擬合 良 好（χ2/df=2.735，GFI=0.980，NFI=0.990，IFI=0.990，CFI=0.990，TLI=0.990，RMSEA=0.050）。時間管理傾向通過一般自我效能感對手機游戲沉迷的間接效應為-0.159（95%CI：-0.213～-0.112，P<0.01）；一般自我效能感對手機游戲沉迷的直接效應為0.066（95%CI：0.005～0.145，P>0.05）；總效應為-0.089（95%CI：-0.146～-0.032，P<0.01）。時間管理傾向在手機游戲沉迷和一般自我效能感之間起完全中介作用。由于直接效應的值和間接效應的值的符號相反，此時中介效應占總效應的比率為|ab|/（|c’|+|ab|）=70.38%。一般自我效能感對手機游戲沉迷的直接效應（β=0.066，P=0.064）如果解釋為邊緣顯著，由于間接效應（-0.159）和直接效應（0.066）的符號相反，代表出現(xiàn)了遮掩效應［13］。見表4、圖1。

圖1 一般自我效能感、時間管理傾向與手機游戲沉迷的中介關系模型

表4 時間管理傾向在手機游戲沉迷與一般自我效能感之間的中介效應

3 討 論

本研究結(jié)果顯示，中學生手機游戲沉迷量表總評分屬于輕度沉迷，說明大部分中學生還處于輕度手機游戲沉迷階段，尚未達到手機游戲成癮的程度。因此，在中學階段應引導學生養(yǎng)成良好的習慣，預防手機游戲成癮。此外，不同性別的中學生手機游戲沉迷情況差異有統(tǒng)計學意義，男生的手機游戲沉迷量表總評分高于女生，與Esposito等［14］對網(wǎng)絡游戲成癮的研究結(jié)果一致。這可能是由于相較于女生，青春期的男生更加沖動［15］、自我控制能力較差，容易沉迷于手機游戲，難以有效控制游戲時間［16］。

相關分析結(jié)果顯示，GSES總評分與手機游戲沉迷量表總評分呈負相關，與程建偉等［17］研究結(jié)果基本一致。一般自我效能感能夠顯著預測手機游戲沉迷，既往研究也表明自我效能感的提升會增強個體的成就動機，減少游戲沉迷帶來的負面情緒，從而減輕對游戲的需求和游戲中的現(xiàn)實替代感［18］。

中介效應結(jié)果顯示，一般自我效能感對手機游戲沉迷的直接效應不顯著，時間管理傾向的中介效應顯著。時間管理傾向在一般效能感和手機游戲沉迷之間起完全中介作用。提示一般自我效能感越強的中學生時間管理能力更好，手機游戲沉迷的風險更低［19］。一般自我效能感對時間管理傾向的三個維度都具有正向預測作用，一般來說，自我效能感較高的中學生更重視時間與效率，在時間的安排方面更合理［20］。時間管理傾向能夠負向預測中學生的手機游戲沉迷。這可能是由于良好的時間管理能力和態(tài)度能夠影響個體的游戲行為［21］。善于管理時間的個體在時間統(tǒng)籌和自我控制方面可能表現(xiàn)更好，而手機游戲沉迷的個體通常缺乏時間觀念，時間管理的能力較差。彭紅雷等［22］研究還表明，在時間管理傾向中，時間效能感是對網(wǎng)絡成癮預測性最強的因素，時間效能感強的中學生更能抵御手機游戲的誘惑。這樣就形成了一般自我效能感到時間管理傾向、再到手機游戲沉迷的影響路徑。因此，改善中學生的手機游戲沉迷，可提高其一般自我效能感，使他們對做好時間管理更具信心，更加積極主動地監(jiān)控游戲時間。此外，當直接效應解釋為邊緣顯著時，出現(xiàn)了遮掩效應，也就是說，第三個變量被納入回歸方程時提升了自變量對因變量的預測效度［23］，這也能解釋總效應的絕對值比預料低的原因。其原因主要在于時間管理傾向是一把“雙刃劍”，當個體過于強調(diào)時間管理的作用時，可能會對自己把握和利用時間的期望過高，過于相信自己能控制好手機游戲和學習的時間，反而造成游戲時間的增加，出現(xiàn)一種“過猶不及”的現(xiàn)象。

本研究結(jié)果提示，幫助中學生提升對自身能力的信心，肯定其自我時間管理與分配能力，可能有助于降低其手機游戲沉迷的風險。本研究局限性在于：取樣對象僅來自初二、高一和高二年級，未來的研究應擴大采樣的范圍、增加樣本量；此外，即使是在匿名問卷中，受社會贊許效應的影響，學生可能會偽裝自己，使自己的態(tài)度、行為更加符合社會期待［24］。未來的研究可以在更多的群體中收集數(shù)據(jù)來驗證一般自我效能感與手機游戲沉迷之間的關系，從而使本研究結(jié)果更具現(xiàn)實意義。