覃 程，劉曉佩,b，王 行，耿希峰

(佳木斯大學(xué) a.教育科學(xué)學(xué)院，黑龍江 佳木斯 154007；b.附屬第三醫(yī)院，黑龍江 佳木斯 154002)

一、引言

游戲消費(fèi)意愿是指消費(fèi)者對(duì)游戲相關(guān)產(chǎn)品和服務(wù)進(jìn)行購(gòu)買的可能性[1]。隨著近年來(lái)游戲產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，相關(guān)市場(chǎng)規(guī)模也快速增長(zhǎng)，游戲消費(fèi)的影響因素也成為了人們關(guān)注的焦點(diǎn)。在影響游戲消費(fèi)的眾多因素中，家庭環(huán)境的影響不可忽視。家庭環(huán)境是各種因素的組合，其不但包括家中父母和長(zhǎng)輩的特定教育行為和活動(dòng)，而且還包括對(duì)子女有直接或延遲的影響因素[2]。諸多研究發(fā)現(xiàn)良好的親子聯(lián)系和溫暖的家庭環(huán)境能降低青少年網(wǎng)絡(luò)游戲消費(fèi)的幾率[3]。針對(duì)游戲的研究表明，當(dāng)子女沉迷游戲、大肆消費(fèi)時(shí)，父母需要投入更多的精力和資源來(lái)營(yíng)造更好的家庭環(huán)境[4]?；诖耍狙芯考僭O(shè)：家庭環(huán)境負(fù)向預(yù)測(cè)游戲消費(fèi)意愿。

在研究游戲消費(fèi)意愿時(shí)還會(huì)涉及心理和諧。它是指?jìng)€(gè)體對(duì)內(nèi)能悅納自己，平衡知情意的失調(diào)、化解內(nèi)心沖突；對(duì)外能悅納他人、適應(yīng)社會(huì)、調(diào)整困難與挫折引起的情緒與行為反應(yīng)，能化解人與人之間以及人與事之間的矛盾與沖突，從而達(dá)到一種愉悅的心靈狀態(tài)[5]。在以往相關(guān)的研究中，賀子京等人研究發(fā)現(xiàn)家庭存在問(wèn)題的大學(xué)生可能存在更大的心理健康問(wèn)題[6]。大量實(shí)證研究也表明，家庭環(huán)境越好，個(gè)體的心理和諧水平越高[7]。而針對(duì)網(wǎng)絡(luò)游戲的研究指出大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為與其自我和諧的程度息息相關(guān)[8]?；诖耍狙芯窟M(jìn)一步假設(shè)：家庭環(huán)境對(duì)游戲消費(fèi)意愿的影響是通過(guò)心理和諧發(fā)揮作用的。

除此之外，性別也是影響游戲消費(fèi)的重要因素。針對(duì)網(wǎng)絡(luò)游戲相關(guān)的研究表明，男性和女性之間存在差異，其中男性更容易沉迷游戲[9]。同時(shí)，男性更容易在游戲中沖動(dòng)消費(fèi)，而女性的心理和諧水平也更高于男性[10]。由此，提出第三個(gè)假設(shè)：在家庭環(huán)境通過(guò)心理和諧影響游戲消費(fèi)意愿的后半段，性別起到了調(diào)節(jié)作用：較之男性玩家，心理和諧對(duì)女性玩家游戲消費(fèi)意愿的影響更強(qiáng)。針對(duì)過(guò)往研究存在的種種不足之處，研究擬考察家庭環(huán)境對(duì)游戲消費(fèi)意愿的影響,并考察心理和諧和性別在其中的作用機(jī)制。

二、研究方法

(一)研究對(duì)象

采用隨機(jī)抽樣法，以黑龍江省佳木斯市大學(xué)生為研究對(duì)象，發(fā)放問(wèn)卷900份，回收有效問(wèn)卷823份，有效率為91.44%。其中，男306人，女517人。被試年齡為18-22歲，平均年齡20.15(SD=0.90)。

(二)研究工具

1.家庭環(huán)境量表

采用費(fèi)立鵬等人修訂的家庭環(huán)境量表中文版(FES-CV)，該量表包含10個(gè)分量表，可以對(duì)家庭情況進(jìn)行適當(dāng)?shù)姆治鯷11]。根據(jù)以往的研究，親密度、矛盾性和娛樂(lè)性在中國(guó)群體表現(xiàn)良好，故選取這三個(gè)維度進(jìn)行研究。每個(gè)維度各有9個(gè)是非題，都做“是或否”回答，分別記為“1，2”分。分量表得分越高則說(shuō)明該家庭環(huán)境特征越明顯。本次問(wèn)卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.676。

2.大學(xué)生心理和諧量表

采用吳九君、鄭日昌在 2011 年編制的《大學(xué)生心理和諧量表》[5]，量表包括自我和諧、人際和諧與人與事和諧三個(gè)維度，使用Likert-5點(diǎn)評(píng)分，從“1完全不符合”到“5完全符合”，總分越高則心理和諧水平越高。該問(wèn)卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.919。

3.游戲消費(fèi)意愿量表

參考竇晶晶、林棟等人的量表，結(jié)合消費(fèi)相關(guān)理論和技術(shù)接受模型，編制《游戲消費(fèi)意愿量表》，使用Likert-5點(diǎn)評(píng)分，從“1完全不符合”到“5完全符合”，總分越高則游戲消費(fèi)意愿越強(qiáng)。初始問(wèn)卷16個(gè)題項(xiàng)，發(fā)放220份問(wèn)卷，收回200份有效問(wèn)卷，對(duì)其進(jìn)行探索性因素分析，保留因子載荷高于0.7的5個(gè)題項(xiàng)，形成正式量表。Cronbach’s α系數(shù)為0.860，KMO值為0.860，Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果為438.091，自由度為10，p<0.001，因子可以解釋總變異的64.852%，具有較好的信效度[12]。正式量表詳見文末注釋①。

正式施測(cè)后，驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明問(wèn)卷結(jié)構(gòu)效度良好(χ2=13.088,df=5,CFI=0.996,TLI=0.992,RMSEA=0.044,SRMR=0.011)。研究中問(wèn)卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.886。

(三)統(tǒng)計(jì)方法

所有數(shù)據(jù)均錄入SPSS26.0和Mplus8.3統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)處理，方法主要為描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析和有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

三、結(jié)果

(一)共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究通過(guò)Harman單因子檢驗(yàn)方法對(duì)量表進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，未旋轉(zhuǎn)的情況下，第一個(gè)因子解釋了總體方差22.20%的變異，小于40%的臨界值。因此本研究中不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果表明(見表1)，游戲消費(fèi)意愿與親密度、娛樂(lè)性、心理和諧均呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.34、-0.23、-0.43,p<0.001)，與矛盾性呈顯著正相關(guān)(r=0.23,p<0.001)。

表1 家庭環(huán)境、心理和諧、游戲消費(fèi)意愿的相關(guān)分析(N=823)

(三)家庭環(huán)境與游戲消費(fèi)意愿的關(guān)系：有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

研究參考溫忠麟(2018)提出的LMS方法[13]，采用Mplus8.3進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

步驟一，檢驗(yàn)不含潛調(diào)節(jié)(交互)項(xiàng)的基準(zhǔn)SEM模型，即心理和諧在家庭環(huán)境與游戲消費(fèi)意愿之間的中介作用。結(jié)果顯示，家庭環(huán)境顯著負(fù)向預(yù)測(cè)游戲消費(fèi)意愿(c=-0.348,p<0.001)，模型擬合良好(χ2=42.628,df=19,CFI=0.991,TLI=0.987,RMSEA=0.039,SRMR=0.023)。將心理和諧均放入回歸方程后發(fā)現(xiàn)，家庭環(huán)境仍顯著負(fù)向預(yù)測(cè)游戲消費(fèi)意愿(c′=-0.202,p<0.001)；家庭環(huán)境顯著正向預(yù)測(cè)心理和諧(a=0.412,p<0.001)；心理和諧顯著負(fù)向預(yù)測(cè)游戲消費(fèi)意愿(b=-0.304,p<0.001)；性別顯著負(fù)向預(yù)測(cè)游戲消費(fèi)意愿(u=-0.434,p<0.001)。模型擬合良好(χ2=179.146,df=51,CFI=0.971,TLI=0.962,RMSEA=0.055,SRMR=0.042)。偏差校正的百分位Bootstrap方法檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，ab=-0.125,p<0.001，95%的置信區(qū)間為[-0.171,-0.091]，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為ab/(ab+c′)=38.23%，心理和諧在家庭環(huán)境與游戲消費(fèi)意愿之間存在部分中介效應(yīng)。

步驟二，檢驗(yàn)包含潛調(diào)節(jié)(交互)項(xiàng)的有調(diào)節(jié)的中介SEM模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)AIC=21491.760，相比基準(zhǔn)SEM模型的AIC值(21498.074)，減少了6.314，表明有調(diào)節(jié)的中介SEM模型相比基準(zhǔn)SEM模型有改善；同時(shí)，有調(diào)節(jié)的中介SEM模型的Log Likelihood(-10707.880)，相比基準(zhǔn)SEM模型的Log Likelihood值(-10712.037)，增大了4.157，即-2LL值為4.157，自由度的增加1，-2LL值的卡方檢驗(yàn)顯著(p<0.05)，有調(diào)節(jié)的中介SEM模型相比基準(zhǔn)SEM模型更好。其中，家庭環(huán)境對(duì)心理和諧的效應(yīng)顯著(a1=0.412,p<0.001)，心理和諧對(duì)游戲消費(fèi)意愿的效應(yīng)顯著(b1=-0.197,p<0.001)，性別與心理和諧的交互項(xiàng)對(duì)游戲消費(fèi)意愿的效應(yīng)顯著(b2=-0.173,p<0.01)。

步驟三，使用偏差校正的百分位Bootstrap法對(duì)性別進(jìn)行差異檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，女性被試中心理和諧對(duì)游戲消費(fèi)意愿的預(yù)測(cè)作用顯著大于男性，效應(yīng)量差值為-0.081，95%置信區(qū)間為[-0.135,-0.038]，不包含0。上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果說(shuō)明，性別對(duì)“家庭環(huán)境→心理和諧→游戲消費(fèi)意愿”這一中介路徑的后半段起調(diào)節(jié)作用。

進(jìn)一步進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)，取性別和心理和諧正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的值繪制交互效應(yīng)圖(見圖1)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在心理和諧對(duì)游戲消費(fèi)意愿的作用方面，無(wú)論男性(βsimple=-0.071,P<0.01)，還是女性(βsimple=-0.152,P<0.01)，隨著心理和諧程度的增加，游戲消費(fèi)意愿下降趨勢(shì)明顯，且與男生相比，女生下降趨勢(shì)明顯(見圖1)。

圖1 性別在心理和諧與游戲消費(fèi)意愿之間的調(diào)節(jié)作用圖

四、討論

本研究基于游戲消費(fèi)意愿的理論模型，探討了大學(xué)生家庭環(huán)境對(duì)游戲消費(fèi)意愿的影響。研究結(jié)果顯示親密度、娛樂(lè)性、自我和諧、人際和諧、人與事的和諧彼此之間都呈顯著的正相關(guān)。相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，親密度、娛樂(lè)性、心理和諧和游戲消費(fèi)意愿都呈顯著負(fù)相關(guān)。這一結(jié)果支持了以往有關(guān)家庭環(huán)境對(duì)心理和諧和游戲消費(fèi)意愿有影響的結(jié)論。結(jié)果表明，大學(xué)生家庭環(huán)境可以通過(guò)心理和諧的中介作用對(duì)游戲消費(fèi)意愿產(chǎn)生影響，并且性別因素對(duì)其中介作用起調(diào)節(jié)作用。

一方面，大學(xué)生所在的家庭環(huán)境能夠顯著預(yù)測(cè)其游戲消費(fèi)意愿，這與已有研究結(jié)果一致。如Zhou Y(2017)等人的研究就發(fā)現(xiàn)隨著父母之間的矛盾沖突增多，其子女的網(wǎng)絡(luò)成癮度也就越高，而這也大大增加了他們的游戲消費(fèi)意愿[14]。學(xué)生在現(xiàn)實(shí)生活中越感覺(jué)到孤獨(dú)，就越容易投入到游戲中去。有研究表明子女在游戲方面的投入是隨著家庭功能的降低而增加的[15]。這也極大地說(shuō)明了要給子女提供好的家庭環(huán)境，培養(yǎng)好他們?nèi)穗H交往的能力。另一方面，心理和諧在家庭環(huán)境與游戲消費(fèi)意愿關(guān)系中起中介作用。有研究者提出，大學(xué)生的親密度與其心理和諧程度息息相關(guān)[16]，這也說(shuō)明了家庭環(huán)境與心理和諧是息息相關(guān)的。根據(jù)班杜拉的社會(huì)學(xué)習(xí)理論，在沖突多的家庭環(huán)境中，子女也會(huì)受此影響從而在處理人際關(guān)系和日常處事中表現(xiàn)出諸多的問(wèn)題，讓其更加愿意堅(jiān)持消極的做法，從而產(chǎn)生消極的影響。娛樂(lè)式的付費(fèi)模式能更好的滿足個(gè)體情感方面的需求，從而個(gè)體也就更容易產(chǎn)生游戲消費(fèi)的意愿[17]。在研究中可以看出女性的游戲消費(fèi)意愿更容易受心理和諧的影響。

從結(jié)果中可以看出，在大學(xué)生中女性的人際和諧程度要比男性更高，說(shuō)明女性在面對(duì)人際交往的時(shí)候處理得更好。出現(xiàn)這一結(jié)果可能是由于女大學(xué)生在日常生活中面臨更多的人際交往，隨著經(jīng)驗(yàn)的積累，個(gè)人相關(guān)能力也得到了鍛煉，所以表現(xiàn)更好。這一結(jié)果與劉沛汝(2014)等人的研究結(jié)果不一致，他們?cè)谘芯恐邪l(fā)現(xiàn)女生的人際和諧水平要顯著低于男生[18]。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能和時(shí)代發(fā)展變化的形式有關(guān)，隨著國(guó)家社會(huì)經(jīng)濟(jì)的大力發(fā)展，教育的進(jìn)一步普及，女性的人際交往需要也逐漸變大，更加符合時(shí)代的潮流。同時(shí)，從游戲消費(fèi)意愿來(lái)看，大學(xué)生中男性的游戲消費(fèi)意愿各維度都要顯著高于女性。這與男性沉溺網(wǎng)絡(luò)的程度、對(duì)待游戲的個(gè)性是分不開的，可能男性在面對(duì)游戲中需要消費(fèi)的商品時(shí)更沖動(dòng)，對(duì)游戲的在意程度也更高于女性，所以游戲消費(fèi)的意愿也更高。這與王立皓、童輝杰(2003)的研究也有一致的地方，他們的研究指出女生比男生更不容易沉溺于網(wǎng)絡(luò)和游戲[19]。

五、結(jié)論

綜上所述，研究發(fā)現(xiàn)：(1)家庭環(huán)境能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)游戲消費(fèi)意愿；(2)家庭環(huán)境通過(guò)心理和諧的中介作用預(yù)測(cè)游戲消費(fèi)意愿；(3)心理和諧的中介作用受到性別的調(diào)節(jié)。相對(duì)于男性大學(xué)生，心理和諧對(duì)于女性大學(xué)生的預(yù)測(cè)作用更大。

注釋：

①游戲消費(fèi)意愿(正式問(wèn)卷)(非常不同意打 1 分，比較不同意打 2 分，一般打 3 分，比較同意打 4 分，非常同意打 5 分)：1.當(dāng)游戲內(nèi)進(jìn)行促銷活動(dòng)時(shí)，我會(huì)考慮購(gòu)買；2.我愿意為購(gòu)買游戲產(chǎn)品付費(fèi)；3.我購(gòu)買網(wǎng)絡(luò)游戲的道具/點(diǎn)卡/服務(wù)的意愿很高；4.游戲商城里的商品對(duì)我來(lái)說(shuō)具有吸引力；5.我很可能會(huì)考慮購(gòu)買游戲中的虛擬物品。