自我差異對初中生游戲成癮的影響： 化身認(rèn)同和游戲樂趣的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h1>
2022-03-08 04:29陳璇陳雪寧
中小學(xué)心理健康教育 2022年7期
陳璇 陳雪寧
摘要：為探討理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對青少年網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的影響機(jī)制，基于自我差異和自我逃避理論，采用相關(guān)量表對500名初中生進(jìn)行問卷調(diào)查。結(jié)果：自我差異顯著正向預(yù)測化身認(rèn)同;化身認(rèn)同對游戲樂趣具有顯著正向預(yù)測作用。結(jié)論：自我差異可以通過化身認(rèn)同、游戲樂趣的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤τ螒虺砂a產(chǎn)生影響。
關(guān)鍵詞：游戲成癮;化身認(rèn)同;游戲樂趣;自我差異
中圖分類號：G44 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1671-2684（2022）07-0009-05
隨著互聯(lián)網(wǎng)+時(shí)代的到來，網(wǎng)絡(luò)游戲已經(jīng)逐漸成為初中生重要的休閑社交工具[1]。網(wǎng)絡(luò)游戲成癮是指個(gè)體不受控制地或強(qiáng)迫性地玩網(wǎng)絡(luò)游戲，并沉溺其中難以自拔，依賴游戲所帶來的生理和心理快感而造成生理、心理及社會功能受損[2]。盡管大部分研究者認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)游戲會帶來網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的風(fēng)險(xiǎn)[3-6]，但網(wǎng)絡(luò)游戲并不總是帶來消極后果，它也為青少年提供了探索和發(fā)展自我認(rèn)同的場所[6]。
根據(jù)埃里克森的觀點(diǎn)，青少年正處于角色同一對角色混亂的心理沖突時(shí)期，自我意識產(chǎn)生分化，在心理上將自我分為“理想自我”和“現(xiàn)實(shí)自我”兩個(gè)部分。而這兩者之間的分化就很容易產(chǎn)生自我矛盾。在游戲世界中，青少年可以創(chuàng)造出不同外觀和個(gè)性的虛擬自我;甚至可以驗(yàn)證或探索在現(xiàn)實(shí)生活中不受歡迎的潛在自我[7]，從而緩解這種矛盾。因此，本研究以自我差異為切入點(diǎn)，探究網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的影響機(jī)制。
根據(jù)Higgins[8]的自我差異理論，現(xiàn)實(shí)自我（actual-self）是個(gè)體實(shí)際知覺到的主體自我，即一個(gè)人（自己或他人）實(shí)際具備某種屬性的表征;理想自我（ideal-self）是個(gè)體希望具備某種屬性的表征;理想-現(xiàn)實(shí)自我差異是個(gè)體對現(xiàn)實(shí)自我沒有達(dá)到理想狀態(tài)的知覺，意味著積極結(jié)果缺失（absence of positive outcomes）的消極心理情境[5]。已有研究者使用自我差異理論來解釋青少年的游戲成癮[9]，證實(shí)理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對游戲成癮有顯著的預(yù)測作用[5，10]。
由此我們提出假設(shè)一，自我差異可以正向預(yù)測游戲成癮。
基于游戲中玩家與化身的一元身份，化身認(rèn)同是個(gè)體在使用和體驗(yàn)游戲化身過程中，在自我知覺、情緒、態(tài)度、臨場感體驗(yàn)等方面發(fā)生暫時(shí)性改變[11]，并與化身在情緒和認(rèn)知上聯(lián)系暫時(shí)增強(qiáng)的心理現(xiàn)象[5]。研究證實(shí)，自我差異大的玩家對化身的認(rèn)同程度更高[12]，如與外向者相比，內(nèi)向者更傾向于認(rèn)同與自己差距較大且更有吸引力的化身，且認(rèn)同程度更高，以此彌補(bǔ)現(xiàn)實(shí)自我的不足。另一方面，化身認(rèn)同是游戲成癮的重要因素[13]，認(rèn)同程度更高的個(gè)體成癮風(fēng)險(xiǎn)更大。You在研究網(wǎng)絡(luò)成癮的相關(guān)心理社會因素時(shí)，證實(shí)化身認(rèn)同與游戲成癮顯著正相關(guān)[5]。
由此提出假設(shè)二，青少年的理想-現(xiàn)實(shí)自我差異可能通過化身認(rèn)同導(dǎo)致游戲成癮。
雖然已有研究證實(shí)化身認(rèn)同會導(dǎo)致游戲成癮，但其內(nèi)在機(jī)制是什么？本研究認(rèn)為，游戲樂趣（game enjoyment）在化身認(rèn)同導(dǎo)致游戲成癮中起重要作用。游戲樂趣是玩家在游戲過程中體驗(yàn)到的愉悅感，追求游戲樂趣是玩家的內(nèi)在游戲動(dòng)機(jī)，影響玩家游戲意愿。一旦玩家在游戲過程中需求得到滿足，體會到輕松、快樂及滿足感，就會擁有更多的游戲樂趣[14]，即化身認(rèn)同顯著正向預(yù)測游戲樂趣[11]。
在化身認(rèn)同對網(wǎng)絡(luò)虛擬產(chǎn)品銷售的影響路徑研究中，已證實(shí)化身認(rèn)同正向預(yù)測游戲樂趣感知。另一方面，當(dāng)玩家在網(wǎng)絡(luò)游戲中獲得樂趣體驗(yàn)，他們玩游戲的頻率會更高，最終導(dǎo)致游戲成癮[15]。結(jié)合前文所述，自我差異顯著正向預(yù)測化身認(rèn)同，化身認(rèn)同顯著預(yù)測游戲樂趣。
由此提出我們的假設(shè)三：青少年的理想-現(xiàn)實(shí)自我差異可能通過化身認(rèn)同和游戲樂趣的鏈?zhǔn)街薪橛绊懹螒虺砂a。
一、研究對象與方法
（一）對象
采用簡單隨機(jī)整群抽樣的方式，選取山西省運(yùn)城市臨猗縣某初中的10個(gè)班級發(fā)放問卷，并進(jìn)行集體施測，最終回收問卷500份，其中有效問卷478份（95.6 %）。其中男生250人（52.3 %），女生228人（47.7 %），初一學(xué)生234 人（48.95 %），初二學(xué)生148人（30.96 %），初三學(xué)生 96人（20.08%）。鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)生369人（77.20%），城市學(xué)生109人（22.76%）。
（二）方法
1.網(wǎng)絡(luò)游戲成癮量表
采用周治金和楊文嬌[16]編制的網(wǎng)絡(luò)成癮量表中的游戲成癮分量表，該量表從8個(gè)項(xiàng)目來測量個(gè)體游戲成癮程度，得分越高表明游戲成癮程度越高。該量表效度良好，本研究中Cronbach α系數(shù)為0.76。
2.自我差異量表
采用杜健和祖雅桐[17]編制的“青少年理想-現(xiàn)實(shí)自我差異量表”。該量表包含37個(gè)項(xiàng)目，分為學(xué)業(yè)自我、生理自我、心理自我、社會自我、生活自我、總體評價(jià) 6 大維度。自我差異的得分為理想自我得分減去現(xiàn)實(shí)自我得分，得分越高，表明自我差異水平越大。該量表在本研究中Cronbach α系數(shù)為0.90。
3.游戲樂趣量表
采用張紅霞、謝毅[18]編制的“網(wǎng)絡(luò)游戲享受樂趣量表”，該量表包含3個(gè)項(xiàng)目，如“我玩游戲是因?yàn)?，在游戲中我可以暫時(shí)忘記煩惱”等，得分越高，感受到的游戲樂趣越強(qiáng)烈。該量表在本研究中Cronbach α系數(shù)是0.78。
4.化身認(rèn)同問卷
采用Van Looy[19]編制的化身認(rèn)同問卷，該問卷包含相似性認(rèn)同（如我的角色在很多方面像我），理想化認(rèn)同（我的游戲角色是我的榜樣），身臨其境感（在玩游戲時(shí)，感覺我變成了我的游戲角色）3個(gè)維度，共17個(gè)項(xiàng)目。采用“非常不同意”到“非常同意”的5級評分，分?jǐn)?shù)越高，認(rèn)同程度越高。在本研究該量表的Cronbach α系數(shù)為0.88，驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果良好：x2/df=2.62，RMSEM=0.06，AGFI=0.90，GFI=0.93，CFI=0.94，表明該問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。
（三）共同方法偏差檢驗(yàn)
為提高研究結(jié)果的嚴(yán)謹(jǐn)性和可靠性，在數(shù)據(jù)分析前檢驗(yàn)共同方法偏差[20]。結(jié)果表明，未旋轉(zhuǎn)時(shí)特征值大于1的因子有27個(gè)，解釋了65.13% 的變異，且第一個(gè)主因子解釋了13.59% 的變異，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于40% 的臨界值 。因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
（四）統(tǒng)計(jì)處理
使用SPSS23.0 進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、信度分析、Pearson相關(guān)分析及共同方法偏差檢驗(yàn);使用Hayes的SPSS宏程序PROCESS進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)。
二、研究結(jié)果
（一）各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析
對理想-現(xiàn)實(shí)自我差異、游戲成癮、化身認(rèn)同和游戲樂趣的相關(guān)分析結(jié)果表明，理想-現(xiàn)實(shí)自我差異和化身認(rèn)同（p<0.05）、游戲成癮（p<0.01）顯著正相關(guān)，與游戲樂趣之間相關(guān)不顯著;化身認(rèn)同和游戲樂趣（p<0.01）、游戲成癮（p<0.01）顯著正相關(guān);游戲樂趣和游戲成癮顯著正相關(guān)（p<0.01）。此外，除理想-現(xiàn)實(shí)自我差異外，性別與其他變量均顯著相關(guān)，因此，在后續(xù)分析中將性別作為控制變量。（見表1）
（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)
相關(guān)分析結(jié)果表明，各變量之間顯著相關(guān)，可能存在多重共線性問題，因此，對每個(gè)方程中的預(yù)測變量均進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理和共線性診斷。結(jié)果顯示，所有預(yù)測變量的方差膨脹因子VIF（1.013～1.396）均小于 10，容忍度（0.725～0.987）均大于 0.1，因此，數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重共線性問題，適合進(jìn)一步做鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)。
根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[21]推薦的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，采用 Hayes、Glynn、Huge [22]編制的 SPSS 宏程序 Process，選用模型6，將性別作為控制變量，選取95%的置信區(qū)間，同時(shí)進(jìn)行依次檢驗(yàn)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)。若置信區(qū)間不含零，則表明統(tǒng)計(jì)具有顯著性。
依次檢驗(yàn)結(jié)果表明，自我差異顯著正向預(yù)測化身認(rèn)同（β=0.14，p<0.05）;當(dāng)理想-現(xiàn)實(shí)自我差異和化身認(rèn)同同時(shí)預(yù)測游戲樂趣時(shí)，只有化身認(rèn)同顯著正向預(yù)測游戲樂趣（β=0.81，p<0.001）;當(dāng)理想-現(xiàn)實(shí)自我差異、化身認(rèn)同和游戲樂趣同時(shí)預(yù)測游戲成癮時(shí)，理想-現(xiàn)實(shí)自我差異、化身認(rèn)同和游戲樂趣三者都可以顯著正向預(yù)測游戲成癮（β=0.17，p<0.01;β=0.48，p<0.001;β=0.11，p<0.001），相關(guān)。（結(jié)果見表2）
中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，中介效應(yīng)由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)構(gòu)成：
間接路徑1（理想-現(xiàn)實(shí)自我差異—化身認(rèn)同—游戲成癮），置信區(qū)間為[0.004，0.135]，不含0，表明中介效應(yīng)達(dá)到顯著水平，間接效應(yīng)為0.064，占總間接效應(yīng)的84.21%;
間接路徑2（理想-現(xiàn)實(shí)—自我差異—化身認(rèn)同—游戲樂趣—游戲成癮），置信區(qū)間為[0.002，0.030]，不含0，表明路徑的間接效應(yīng)也達(dá)到顯著水平，間接效應(yīng)為0.012，占總間接效應(yīng)的15.79%;
間接路徑3（理想-現(xiàn)實(shí)自我差異—游戲樂趣—游戲成癮），置信區(qū)間為[-0.04，0.006]，含有0值，表明該路徑的間接效應(yīng)不顯著。具體路徑見圖1。
三、討論
本研究以初中生為研究對象，探討理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對其網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的影響機(jī)制。研究結(jié)果表明，初中生的理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對網(wǎng)絡(luò)游戲成癮具有顯著的正向預(yù)測作用，這與已有的研究相一致[23]。在視頻游戲研究中，研究者使用自我逃避理論來解釋游戲成癮[24]。自我逃避理論[25]假設(shè)，當(dāng)學(xué)生面對不符合他們高期望的現(xiàn)實(shí)時(shí)，會承受巨大痛苦從而出現(xiàn)自我差異，嘗試從中解脫成為消除抑郁情緒的有力手段。換言之，網(wǎng)絡(luò)游戲成癮可以作為一種行為模式，類似于藥物濫用，可以充當(dāng)自我逃避的途徑。
化身認(rèn)同在理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對游戲成癮中起中介作用。從行為成癮的需要理論來說，化身能夠滿足個(gè)體表達(dá)和呈現(xiàn)自我的需求，在游戲中，玩家感覺受到的保護(hù)更多，從而更多地暴露自我[26]，進(jìn)而與化身之間建立心理聯(lián)系而暫時(shí)改變自我，即產(chǎn)生化身認(rèn)同。因此，化身認(rèn)同也與玩家將游戲作為逃離現(xiàn)實(shí)的手段有關(guān)，因?yàn)檫@樣可以避免他們?nèi)ニ伎棘F(xiàn)實(shí)生活，這就 證實(shí)了Heffner等[27]的假說，即玩家對化身的認(rèn)同更強(qiáng)烈時(shí)，自己暫時(shí)“成為”另一個(gè)人的感覺會更強(qiáng)烈時(shí)，暫時(shí)忘記現(xiàn)實(shí)生活中存在的問題的愿望會得到更有效滿足。這也為Higgins的自我差異理論提供了額外支持，該理論認(rèn)為媒體可以暫時(shí)虛構(gòu)一個(gè)更接近理想自我的身份，來暫時(shí)緩解現(xiàn)實(shí)自我和理想自我之間的差異所造成的心理緊張。
研究發(fā)現(xiàn)，在第一人稱射擊游戲《戰(zhàn)地2》中，與觀看游戲視頻的被試相比，參與游戲的被試對化身的認(rèn)同程度更高，游戲樂趣更強(qiáng)烈，證實(shí)了角色認(rèn)同與游戲樂趣之間的相關(guān)性，這表明認(rèn)同是理解游戲樂趣的重要基石?；碚J(rèn)同可以被描述為創(chuàng)造一種幻覺，讓自己“成為”游戲世界中的關(guān)鍵人物，被認(rèn)為是游戲樂趣的一個(gè)基本元素。玩家通過化身認(rèn)同不僅可以緩解自我差異造成的緊張感，而且會增加游戲樂趣，進(jìn)而導(dǎo)致游戲成癮[28]。
本研究的研究結(jié)果表明，化身認(rèn)同在理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對初中生的游戲成癮中起中介作用，化身認(rèn)同和游戲樂趣在理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對游戲成癮中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。這些發(fā)現(xiàn)說明初中生的游戲成癮可能是回避現(xiàn)實(shí)自我、減少負(fù)性情緒的一種非適應(yīng)性應(yīng)對策略，可能為預(yù)防和治療游戲成癮提供了新視角，并提供簡潔有效的應(yīng)對策略。
參考文獻(xiàn)
[1] Granic I，Lobel A，Engels R C M E. The benefits of playing video games [J]. American Psychologist，2014，69（1）：66-78.
[2] Yu C，Li X，Zhang W. Predicting Adolescent problematic online game use from teacher autonomy support，basic psychological needs satisfaction，and school engagement：a 2-year longitudinal study[J]. Cyberpsychology，Behavior，and Social Networking，2015，18（4）：228-233.
[3] King D L，Delfabbro P H. The cognitive psychopat-hology of internet gaming disorder in adolescence[J]. Journal of Abnormal Child Psychology，2016，44（8）：1635-1645.
[4] King D L，Delfabbro P H，Zwaans T，et al. Clinical features and axis I comorbidity of Australian adolescent pathological Internet and video game users[J]. Australian & New Zealand Journal of Psychiatry，2013，47（11）：1058-1067.
[5] 陳璇.抑郁對初中生網(wǎng)絡(luò)成癮的影響：一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型[D].蘭州：西北師范大學(xué)，2020.
[6] Ahlstrom M，Lundberg N R，Zabriskie R，et al. Me，my spouse，and my avatar：the relationship between marital satisfaction and playing Massively Multiplayer Online Role-Playing Games（MMORPGs）[J]. Journal of Leisure Research，2012，44（1）：1-22.
[7] Kirsh S J. The effects of violent video games on adolescents：the overlooked influence of development[J]. Aggression and Violent Behavior，2003，8（4）：377-389.
[8] Higgins E T. Self-discrepancy：a theory relating self and affect[J]. Psychological review，1987，94（3）：319.
[9] Bessière K，Seay A F，Kiesler S. The ideal elf：Identity exploration in World of Warcraft[J]. Cyberpsychology & behavior，2007，10（4）：530-535.
[10] Kwon J H，Chung C S，Lee J. The effects of escape from self and interpersonal relationship on the pathological use of Internet games[J]. Community mental health journal，2011，47（1）：113-121.
[11] 郝鷺捷，呂慶華，蔣清泉. 化身認(rèn)同對網(wǎng)絡(luò)游戲虛擬產(chǎn)品消費(fèi)影響路徑研究[J]. 北京郵電大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2018，20（5）：5-11.
[12] Iii D，Hess J A，Matthews R A，et al. The moderating effect of anxiety on development in atypically developing toddlers[J]. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment，2011，33：171-177.
[13] Van Looy J，Courtois C，De Vocht M. Self-discrepancy and MMORPGs：testing the moderating effects of avatar identification and pathological gaming in world of Warcraft[C] International conference on the social aspects of digital gaming Proceedings. 2011.1.
[14] Lin H，Hua W . Avatar creation in virtual worlds：Behaviors and motivations[J]. Computers in Human Behavior，2014，34（5）：213-218.
[15] 魏華，范翠英，平凡，等. 網(wǎng)絡(luò)游戲動(dòng)機(jī)的種類、影響及其作用機(jī)制[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展，2011，19（10）：1527-1533.
[16] 周治金，楊文嬌. 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮類型問卷的初步編制[J]. 中國心理衛(wèi)生雜志，2006（11）：754-757.
[17] 杜健，祖雅桐. 試論我國青少年“理想—現(xiàn)實(shí)”自我差異量表的編制[J]. 東疆學(xué)刊，2015，32（2）：53-59.
[18] 張紅霞，謝毅. 動(dòng)機(jī)過程對青少年網(wǎng)絡(luò)游戲行為意向的影響模型[J].心理學(xué)報(bào)，2008，40（12）：1275-1286.
[19] Van Looy J，Courtois，Cédric，De Vocht M，et al. Player identification in online games：validation of a scale for measuring identification in MMOGs[J]. Media Psychology，2012，15（2）：197-221.
[20] 周浩，龍立榮. 共同方法偏差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與控制方法[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展，2004，12（6）：942.
[21] 溫忠麟，葉寶娟. 中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展，2014，22（5）：731-745.
[22]Hayes A F，Glynn C J，Huge M E. Cautions regarding the interpretation of regression coefficients and hypothesis tests in linear models with interactions[J]. Communication Methods and Measures，2012，6（1）：1-11.
[23] Kwon J H，Chung C S，Lee J. The effects of escape from self and interpersonal relationship on the pathological use of Internet games[J]. Community mental health journal，2011，47（1）：113-121.
[24] Bessière K，Seay A F，Kiesler S. The ideal elf：Identity exploration in World of Warcraft[J]. Cyberpsychology & behavior，2007，10（4）：530-535.
[25] Baumeister R F. Escaping the self：Alcoholism，spirituality，masochism，and other flights from the burden of selfhood[M]. New York：Basic Books，1991.
[26] Larios M，Lang J T. Pluralistic ignorance in virtually assembled peers：The case of World of Warcraft[J]. Games and Culture，2014，9（2）：102-121.
[27] Hefner D，Klimmt C，Vorderer P. Identification with the player character as determinant of video game enjoyment[C]//International conference on entertainment computing. Springer，Berlin，Heidelberg，2007：39-48.
[28] Klimmt C，Hefner D，Vorderer P. The video game experience as“true”identification：A theory of enjoyable alterations of players’ self-perception[J].Communication theory，2009，19（4）：351-373.
編輯/衛(wèi) 虹 終校/石 雪
陳璇 陳雪寧
摘要：為探討理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對青少年網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的影響機(jī)制，基于自我差異和自我逃避理論，采用相關(guān)量表對500名初中生進(jìn)行問卷調(diào)查。結(jié)果：自我差異顯著正向預(yù)測化身認(rèn)同;化身認(rèn)同對游戲樂趣具有顯著正向預(yù)測作用。結(jié)論：自我差異可以通過化身認(rèn)同、游戲樂趣的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤τ螒虺砂a產(chǎn)生影響。
關(guān)鍵詞：游戲成癮;化身認(rèn)同;游戲樂趣;自我差異
中圖分類號：G44 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1671-2684（2022）07-0009-05
隨著互聯(lián)網(wǎng)+時(shí)代的到來，網(wǎng)絡(luò)游戲已經(jīng)逐漸成為初中生重要的休閑社交工具[1]。網(wǎng)絡(luò)游戲成癮是指個(gè)體不受控制地或強(qiáng)迫性地玩網(wǎng)絡(luò)游戲，并沉溺其中難以自拔，依賴游戲所帶來的生理和心理快感而造成生理、心理及社會功能受損[2]。盡管大部分研究者認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)游戲會帶來網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的風(fēng)險(xiǎn)[3-6]，但網(wǎng)絡(luò)游戲并不總是帶來消極后果，它也為青少年提供了探索和發(fā)展自我認(rèn)同的場所[6]。
根據(jù)埃里克森的觀點(diǎn)，青少年正處于角色同一對角色混亂的心理沖突時(shí)期，自我意識產(chǎn)生分化，在心理上將自我分為“理想自我”和“現(xiàn)實(shí)自我”兩個(gè)部分。而這兩者之間的分化就很容易產(chǎn)生自我矛盾。在游戲世界中，青少年可以創(chuàng)造出不同外觀和個(gè)性的虛擬自我;甚至可以驗(yàn)證或探索在現(xiàn)實(shí)生活中不受歡迎的潛在自我[7]，從而緩解這種矛盾。因此，本研究以自我差異為切入點(diǎn)，探究網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的影響機(jī)制。
根據(jù)Higgins[8]的自我差異理論，現(xiàn)實(shí)自我（actual-self）是個(gè)體實(shí)際知覺到的主體自我，即一個(gè)人（自己或他人）實(shí)際具備某種屬性的表征;理想自我（ideal-self）是個(gè)體希望具備某種屬性的表征;理想-現(xiàn)實(shí)自我差異是個(gè)體對現(xiàn)實(shí)自我沒有達(dá)到理想狀態(tài)的知覺，意味著積極結(jié)果缺失（absence of positive outcomes）的消極心理情境[5]。已有研究者使用自我差異理論來解釋青少年的游戲成癮[9]，證實(shí)理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對游戲成癮有顯著的預(yù)測作用[5，10]。
由此我們提出假設(shè)一，自我差異可以正向預(yù)測游戲成癮。
基于游戲中玩家與化身的一元身份，化身認(rèn)同是個(gè)體在使用和體驗(yàn)游戲化身過程中，在自我知覺、情緒、態(tài)度、臨場感體驗(yàn)等方面發(fā)生暫時(shí)性改變[11]，并與化身在情緒和認(rèn)知上聯(lián)系暫時(shí)增強(qiáng)的心理現(xiàn)象[5]。研究證實(shí)，自我差異大的玩家對化身的認(rèn)同程度更高[12]，如與外向者相比，內(nèi)向者更傾向于認(rèn)同與自己差距較大且更有吸引力的化身，且認(rèn)同程度更高，以此彌補(bǔ)現(xiàn)實(shí)自我的不足。另一方面，化身認(rèn)同是游戲成癮的重要因素[13]，認(rèn)同程度更高的個(gè)體成癮風(fēng)險(xiǎn)更大。You在研究網(wǎng)絡(luò)成癮的相關(guān)心理社會因素時(shí)，證實(shí)化身認(rèn)同與游戲成癮顯著正相關(guān)[5]。
由此提出假設(shè)二，青少年的理想-現(xiàn)實(shí)自我差異可能通過化身認(rèn)同導(dǎo)致游戲成癮。
雖然已有研究證實(shí)化身認(rèn)同會導(dǎo)致游戲成癮，但其內(nèi)在機(jī)制是什么？本研究認(rèn)為，游戲樂趣（game enjoyment）在化身認(rèn)同導(dǎo)致游戲成癮中起重要作用。游戲樂趣是玩家在游戲過程中體驗(yàn)到的愉悅感，追求游戲樂趣是玩家的內(nèi)在游戲動(dòng)機(jī)，影響玩家游戲意愿。一旦玩家在游戲過程中需求得到滿足，體會到輕松、快樂及滿足感，就會擁有更多的游戲樂趣[14]，即化身認(rèn)同顯著正向預(yù)測游戲樂趣[11]。
在化身認(rèn)同對網(wǎng)絡(luò)虛擬產(chǎn)品銷售的影響路徑研究中，已證實(shí)化身認(rèn)同正向預(yù)測游戲樂趣感知。另一方面，當(dāng)玩家在網(wǎng)絡(luò)游戲中獲得樂趣體驗(yàn)，他們玩游戲的頻率會更高，最終導(dǎo)致游戲成癮[15]。結(jié)合前文所述，自我差異顯著正向預(yù)測化身認(rèn)同，化身認(rèn)同顯著預(yù)測游戲樂趣。
由此提出我們的假設(shè)三：青少年的理想-現(xiàn)實(shí)自我差異可能通過化身認(rèn)同和游戲樂趣的鏈?zhǔn)街薪橛绊懹螒虺砂a。
一、研究對象與方法
（一）對象
采用簡單隨機(jī)整群抽樣的方式，選取山西省運(yùn)城市臨猗縣某初中的10個(gè)班級發(fā)放問卷，并進(jìn)行集體施測，最終回收問卷500份，其中有效問卷478份（95.6 %）。其中男生250人（52.3 %），女生228人（47.7 %），初一學(xué)生234 人（48.95 %），初二學(xué)生148人（30.96 %），初三學(xué)生 96人（20.08%）。鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)生369人（77.20%），城市學(xué)生109人（22.76%）。
（二）方法
1.網(wǎng)絡(luò)游戲成癮量表
采用周治金和楊文嬌[16]編制的網(wǎng)絡(luò)成癮量表中的游戲成癮分量表，該量表從8個(gè)項(xiàng)目來測量個(gè)體游戲成癮程度，得分越高表明游戲成癮程度越高。該量表效度良好，本研究中Cronbach α系數(shù)為0.76。
2.自我差異量表
采用杜健和祖雅桐[17]編制的“青少年理想-現(xiàn)實(shí)自我差異量表”。該量表包含37個(gè)項(xiàng)目，分為學(xué)業(yè)自我、生理自我、心理自我、社會自我、生活自我、總體評價(jià) 6 大維度。自我差異的得分為理想自我得分減去現(xiàn)實(shí)自我得分，得分越高，表明自我差異水平越大。該量表在本研究中Cronbach α系數(shù)為0.90。
3.游戲樂趣量表
采用張紅霞、謝毅[18]編制的“網(wǎng)絡(luò)游戲享受樂趣量表”，該量表包含3個(gè)項(xiàng)目，如“我玩游戲是因?yàn)?，在游戲中我可以暫時(shí)忘記煩惱”等，得分越高，感受到的游戲樂趣越強(qiáng)烈。該量表在本研究中Cronbach α系數(shù)是0.78。
4.化身認(rèn)同問卷
采用Van Looy[19]編制的化身認(rèn)同問卷，該問卷包含相似性認(rèn)同（如我的角色在很多方面像我），理想化認(rèn)同（我的游戲角色是我的榜樣），身臨其境感（在玩游戲時(shí)，感覺我變成了我的游戲角色）3個(gè)維度，共17個(gè)項(xiàng)目。采用“非常不同意”到“非常同意”的5級評分，分?jǐn)?shù)越高，認(rèn)同程度越高。在本研究該量表的Cronbach α系數(shù)為0.88，驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果良好：x2/df=2.62，RMSEM=0.06，AGFI=0.90，GFI=0.93，CFI=0.94，表明該問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。
（三）共同方法偏差檢驗(yàn)
為提高研究結(jié)果的嚴(yán)謹(jǐn)性和可靠性，在數(shù)據(jù)分析前檢驗(yàn)共同方法偏差[20]。結(jié)果表明，未旋轉(zhuǎn)時(shí)特征值大于1的因子有27個(gè)，解釋了65.13% 的變異，且第一個(gè)主因子解釋了13.59% 的變異，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于40% 的臨界值 。因此，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。
（四）統(tǒng)計(jì)處理
使用SPSS23.0 進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、信度分析、Pearson相關(guān)分析及共同方法偏差檢驗(yàn);使用Hayes的SPSS宏程序PROCESS進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)。
二、研究結(jié)果
（一）各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析
對理想-現(xiàn)實(shí)自我差異、游戲成癮、化身認(rèn)同和游戲樂趣的相關(guān)分析結(jié)果表明，理想-現(xiàn)實(shí)自我差異和化身認(rèn)同（p<0.05）、游戲成癮（p<0.01）顯著正相關(guān)，與游戲樂趣之間相關(guān)不顯著;化身認(rèn)同和游戲樂趣（p<0.01）、游戲成癮（p<0.01）顯著正相關(guān);游戲樂趣和游戲成癮顯著正相關(guān)（p<0.01）。此外，除理想-現(xiàn)實(shí)自我差異外，性別與其他變量均顯著相關(guān)，因此，在后續(xù)分析中將性別作為控制變量。（見表1）
（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)
相關(guān)分析結(jié)果表明，各變量之間顯著相關(guān)，可能存在多重共線性問題，因此，對每個(gè)方程中的預(yù)測變量均進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理和共線性診斷。結(jié)果顯示，所有預(yù)測變量的方差膨脹因子VIF（1.013～1.396）均小于 10，容忍度（0.725～0.987）均大于 0.1，因此，數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重共線性問題，適合進(jìn)一步做鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)。
根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[21]推薦的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，采用 Hayes、Glynn、Huge [22]編制的 SPSS 宏程序 Process，選用模型6，將性別作為控制變量，選取95%的置信區(qū)間，同時(shí)進(jìn)行依次檢驗(yàn)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)。若置信區(qū)間不含零，則表明統(tǒng)計(jì)具有顯著性。
依次檢驗(yàn)結(jié)果表明，自我差異顯著正向預(yù)測化身認(rèn)同（β=0.14，p<0.05）;當(dāng)理想-現(xiàn)實(shí)自我差異和化身認(rèn)同同時(shí)預(yù)測游戲樂趣時(shí)，只有化身認(rèn)同顯著正向預(yù)測游戲樂趣（β=0.81，p<0.001）;當(dāng)理想-現(xiàn)實(shí)自我差異、化身認(rèn)同和游戲樂趣同時(shí)預(yù)測游戲成癮時(shí)，理想-現(xiàn)實(shí)自我差異、化身認(rèn)同和游戲樂趣三者都可以顯著正向預(yù)測游戲成癮（β=0.17，p<0.01;β=0.48，p<0.001;β=0.11，p<0.001），相關(guān)。（結(jié)果見表2）
中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，中介效應(yīng)由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)構(gòu)成：
間接路徑1（理想-現(xiàn)實(shí)自我差異—化身認(rèn)同—游戲成癮），置信區(qū)間為[0.004，0.135]，不含0，表明中介效應(yīng)達(dá)到顯著水平，間接效應(yīng)為0.064，占總間接效應(yīng)的84.21%;
間接路徑2（理想-現(xiàn)實(shí)—自我差異—化身認(rèn)同—游戲樂趣—游戲成癮），置信區(qū)間為[0.002，0.030]，不含0，表明路徑的間接效應(yīng)也達(dá)到顯著水平，間接效應(yīng)為0.012，占總間接效應(yīng)的15.79%;
間接路徑3（理想-現(xiàn)實(shí)自我差異—游戲樂趣—游戲成癮），置信區(qū)間為[-0.04，0.006]，含有0值，表明該路徑的間接效應(yīng)不顯著。具體路徑見圖1。
三、討論
本研究以初中生為研究對象，探討理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對其網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的影響機(jī)制。研究結(jié)果表明，初中生的理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對網(wǎng)絡(luò)游戲成癮具有顯著的正向預(yù)測作用，這與已有的研究相一致[23]。在視頻游戲研究中，研究者使用自我逃避理論來解釋游戲成癮[24]。自我逃避理論[25]假設(shè)，當(dāng)學(xué)生面對不符合他們高期望的現(xiàn)實(shí)時(shí)，會承受巨大痛苦從而出現(xiàn)自我差異，嘗試從中解脫成為消除抑郁情緒的有力手段。換言之，網(wǎng)絡(luò)游戲成癮可以作為一種行為模式，類似于藥物濫用，可以充當(dāng)自我逃避的途徑。
化身認(rèn)同在理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對游戲成癮中起中介作用。從行為成癮的需要理論來說，化身能夠滿足個(gè)體表達(dá)和呈現(xiàn)自我的需求，在游戲中，玩家感覺受到的保護(hù)更多，從而更多地暴露自我[26]，進(jìn)而與化身之間建立心理聯(lián)系而暫時(shí)改變自我，即產(chǎn)生化身認(rèn)同。因此，化身認(rèn)同也與玩家將游戲作為逃離現(xiàn)實(shí)的手段有關(guān)，因?yàn)檫@樣可以避免他們?nèi)ニ伎棘F(xiàn)實(shí)生活，這就 證實(shí)了Heffner等[27]的假說，即玩家對化身的認(rèn)同更強(qiáng)烈時(shí)，自己暫時(shí)“成為”另一個(gè)人的感覺會更強(qiáng)烈時(shí)，暫時(shí)忘記現(xiàn)實(shí)生活中存在的問題的愿望會得到更有效滿足。這也為Higgins的自我差異理論提供了額外支持，該理論認(rèn)為媒體可以暫時(shí)虛構(gòu)一個(gè)更接近理想自我的身份，來暫時(shí)緩解現(xiàn)實(shí)自我和理想自我之間的差異所造成的心理緊張。
研究發(fā)現(xiàn)，在第一人稱射擊游戲《戰(zhàn)地2》中，與觀看游戲視頻的被試相比，參與游戲的被試對化身的認(rèn)同程度更高，游戲樂趣更強(qiáng)烈，證實(shí)了角色認(rèn)同與游戲樂趣之間的相關(guān)性，這表明認(rèn)同是理解游戲樂趣的重要基石?；碚J(rèn)同可以被描述為創(chuàng)造一種幻覺，讓自己“成為”游戲世界中的關(guān)鍵人物，被認(rèn)為是游戲樂趣的一個(gè)基本元素。玩家通過化身認(rèn)同不僅可以緩解自我差異造成的緊張感，而且會增加游戲樂趣，進(jìn)而導(dǎo)致游戲成癮[28]。
本研究的研究結(jié)果表明，化身認(rèn)同在理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對初中生的游戲成癮中起中介作用，化身認(rèn)同和游戲樂趣在理想-現(xiàn)實(shí)自我差異對游戲成癮中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。這些發(fā)現(xiàn)說明初中生的游戲成癮可能是回避現(xiàn)實(shí)自我、減少負(fù)性情緒的一種非適應(yīng)性應(yīng)對策略，可能為預(yù)防和治療游戲成癮提供了新視角，并提供簡潔有效的應(yīng)對策略。
參考文獻(xiàn)
[1] Granic I，Lobel A，Engels R C M E. The benefits of playing video games [J]. American Psychologist，2014，69（1）：66-78.
[2] Yu C，Li X，Zhang W. Predicting Adolescent problematic online game use from teacher autonomy support，basic psychological needs satisfaction，and school engagement：a 2-year longitudinal study[J]. Cyberpsychology，Behavior，and Social Networking，2015，18（4）：228-233.
[3] King D L，Delfabbro P H. The cognitive psychopat-hology of internet gaming disorder in adolescence[J]. Journal of Abnormal Child Psychology，2016，44（8）：1635-1645.
[4] King D L，Delfabbro P H，Zwaans T，et al. Clinical features and axis I comorbidity of Australian adolescent pathological Internet and video game users[J]. Australian & New Zealand Journal of Psychiatry，2013，47（11）：1058-1067.
[5] 陳璇.抑郁對初中生網(wǎng)絡(luò)成癮的影響：一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型[D].蘭州：西北師范大學(xué)，2020.
[6] Ahlstrom M，Lundberg N R，Zabriskie R，et al. Me，my spouse，and my avatar：the relationship between marital satisfaction and playing Massively Multiplayer Online Role-Playing Games（MMORPGs）[J]. Journal of Leisure Research，2012，44（1）：1-22.
[7] Kirsh S J. The effects of violent video games on adolescents：the overlooked influence of development[J]. Aggression and Violent Behavior，2003，8（4）：377-389.
[8] Higgins E T. Self-discrepancy：a theory relating self and affect[J]. Psychological review，1987，94（3）：319.
[9] Bessière K，Seay A F，Kiesler S. The ideal elf：Identity exploration in World of Warcraft[J]. Cyberpsychology & behavior，2007，10（4）：530-535.
[10] Kwon J H，Chung C S，Lee J. The effects of escape from self and interpersonal relationship on the pathological use of Internet games[J]. Community mental health journal，2011，47（1）：113-121.
[11] 郝鷺捷，呂慶華，蔣清泉. 化身認(rèn)同對網(wǎng)絡(luò)游戲虛擬產(chǎn)品消費(fèi)影響路徑研究[J]. 北京郵電大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2018，20（5）：5-11.
[12] Iii D，Hess J A，Matthews R A，et al. The moderating effect of anxiety on development in atypically developing toddlers[J]. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment，2011，33：171-177.
[13] Van Looy J，Courtois C，De Vocht M. Self-discrepancy and MMORPGs：testing the moderating effects of avatar identification and pathological gaming in world of Warcraft[C] International conference on the social aspects of digital gaming Proceedings. 2011.1.
[14] Lin H，Hua W . Avatar creation in virtual worlds：Behaviors and motivations[J]. Computers in Human Behavior，2014，34（5）：213-218.
[15] 魏華，范翠英，平凡，等. 網(wǎng)絡(luò)游戲動(dòng)機(jī)的種類、影響及其作用機(jī)制[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展，2011，19（10）：1527-1533.
[16] 周治金，楊文嬌. 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)成癮類型問卷的初步編制[J]. 中國心理衛(wèi)生雜志，2006（11）：754-757.
[17] 杜健，祖雅桐. 試論我國青少年“理想—現(xiàn)實(shí)”自我差異量表的編制[J]. 東疆學(xué)刊，2015，32（2）：53-59.
[18] 張紅霞，謝毅. 動(dòng)機(jī)過程對青少年網(wǎng)絡(luò)游戲行為意向的影響模型[J].心理學(xué)報(bào)，2008，40（12）：1275-1286.
[19] Van Looy J，Courtois，Cédric，De Vocht M，et al. Player identification in online games：validation of a scale for measuring identification in MMOGs[J]. Media Psychology，2012，15（2）：197-221.
[20] 周浩，龍立榮. 共同方法偏差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與控制方法[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展，2004，12（6）：942.
[21] 溫忠麟，葉寶娟. 中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展，2014，22（5）：731-745.
[22]Hayes A F，Glynn C J，Huge M E. Cautions regarding the interpretation of regression coefficients and hypothesis tests in linear models with interactions[J]. Communication Methods and Measures，2012，6（1）：1-11.
[23] Kwon J H，Chung C S，Lee J. The effects of escape from self and interpersonal relationship on the pathological use of Internet games[J]. Community mental health journal，2011，47（1）：113-121.
[24] Bessière K，Seay A F，Kiesler S. The ideal elf：Identity exploration in World of Warcraft[J]. Cyberpsychology & behavior，2007，10（4）：530-535.
[25] Baumeister R F. Escaping the self：Alcoholism，spirituality，masochism，and other flights from the burden of selfhood[M]. New York：Basic Books，1991.
[26] Larios M，Lang J T. Pluralistic ignorance in virtually assembled peers：The case of World of Warcraft[J]. Games and Culture，2014，9（2）：102-121.
[27] Hefner D，Klimmt C，Vorderer P. Identification with the player character as determinant of video game enjoyment[C]//International conference on entertainment computing. Springer，Berlin，Heidelberg，2007：39-48.
[28] Klimmt C，Hefner D，Vorderer P. The video game experience as“true”identification：A theory of enjoyable alterations of players’ self-perception[J].Communication theory，2009，19（4）：351-373.
編輯/衛(wèi) 虹 終校/石 雪
