覃 程，劉曉佩,b，王 行，耿希峰

(佳木斯大學 a.教育科學學院，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

游戲消費意愿是指消費者對游戲相關產(chǎn)品和服務進行購買的可能性[1]。隨著近年來游戲產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，相關市場規(guī)模也快速增長，游戲消費的影響因素也成為了人們關注的焦點。在影響游戲消費的眾多因素中，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輩的特定教育行為和活動，而且還包括對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)絡游戲消費的幾率[3]。針對游戲的研究表明，當子女沉迷游戲、大肆消費時，父母需要投入更多的精力和資源來營造更好的家庭環(huán)境[4]?；诖耍狙芯考僭O：家庭環(huán)境負向預測游戲消費意愿。

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

除此之外，性別也是影響游戲消費的重要因素。針對網(wǎng)絡游戲相關的研究表明，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，男性更容易在游戲中沖動消費，而女性的心理和諧水平也更高于男性[10]。由此，提出第三個假設：在家庭環(huán)境通過心理和諧影響游戲消費意愿的后半段，性別起到了調(diào)節(jié)作用：較之男性玩家，心理和諧對女性玩家游戲消費意愿的影響更強。針對過往研究存在的種種不足之處，研究擬考察家庭環(huán)境對游戲消費意愿的影響,并考察心理和諧和性別在其中的作用機制。

二、研究方法

(一)研究對象

采用隨機抽樣法，以黑龍江省佳木斯市大學生為研究對象，發(fā)放問卷900份，回收有效問卷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個分量表，可以對家庭情況進行適當?shù)姆治鯷11]。根據(jù)以往的研究，親密度、矛盾性和娛樂性在中國群體表現(xiàn)良好，故選取這三個維度進行研究。每個維度各有9個是非題，都做“是或否”回答，分別記為“1，2”分。分量表得分越高則說明該家庭環(huán)境特征越明顯。本次問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.676。

2.大學生心理和諧量表

采用吳九君、鄭日昌在 2011 年編制的《大學生心理和諧量表》[5]，量表包括自我和諧、人際和諧與人與事和諧三個維度，使用Likert-5點評分，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。該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.919。

3.游戲消費意愿量表

參考竇晶晶、林棟等人的量表，結(jié)合消費相關理論和技術接受模型，編制《游戲消費意愿量表》，使用Likert-5點評分，從“1完全不符合”到“5完全符合”，總分越高則游戲消費意愿越強。初始問卷16個題項，發(fā)放220份問卷，收回200份有效問卷，對其進行探索性因素分析，保留因子載荷高于0.7的5個題項，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。

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

(三)統(tǒng)計方法

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

三、結(jié)果

(一)共同方法偏差檢驗

本研究通過Harman單因子檢驗方法對量表進行共同方法偏差檢驗，結(jié)果顯示，未旋轉(zhuǎn)的情況下，第一個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重的共同方法偏差。

(二)描述性統(tǒng)計與相關分析

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

表1 家庭環(huán)境、心理和諧、游戲消費意愿的相關分析(N=823)

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

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

步驟一，檢驗不含潛調(diào)節(jié)(交互)項的基準SEM模型，即心理和諧在家庭環(huán)境與游戲消費意愿之間的中介作用。結(jié)果顯示，家庭環(huán)境顯著負向預測游戲消費意愿(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)境仍顯著負向預測游戲消費意愿(c′=-0.202,p<0.001)；家庭環(huán)境顯著正向預測心理和諧(a=0.412,p<0.001)；心理和諧顯著負向預測游戲消費意愿(b=-0.304,p<0.001)；性別顯著負向預測游戲消費意愿(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]，中介效應占總效應的比例為ab/(ab+c′)=38.23%，心理和諧在家庭環(huán)境與游戲消費意愿之間存在部分中介效應。

步驟二，檢驗包含潛調(diào)節(jié)(交互)項的有調(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SEM模型有改善；同時，有調(diào)節(jié)的中介SEM模型的Log Likelihood(-10707.880)，相比基準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值的卡方檢驗顯著(p<0.05)，有調(diào)節(jié)的中介SEM模型相比基準SEM模型更好。其中，家庭環(huán)境對心理和諧的效應顯著(a1=0.412,p<0.001)，心理和諧對游戲消費意愿的效應顯著(b1=-0.197,p<0.001)，性別與心理和諧的交互項對游戲消費意愿的效應顯著(b2=-0.173,p<0.01)。

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

進一步進行簡單斜率檢驗，取性別和心理和諧正負一個標準差的值繪制交互效應圖(見圖1)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在心理和諧對游戲消費意愿的作用方面，無論男性(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，游戲消費意愿下降趨勢明顯，且與男生相比，女生下降趨勢明顯(見圖1)。

圖1 性別在心理和諧與游戲消費意愿之間的調(diào)節(jié)作用圖

四、討論

本研究基于游戲消費意愿的理論模型，探討了大學生家庭環(huán)境對游戲消費意愿的影響。研究結(jié)果顯示親密度、娛樂性、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。相關分析發(fā)現(xiàn)，親密度、娛樂性、心理和諧和游戲消費意愿都呈顯著負相關。這一結(jié)果支持了以往有關家庭環(huán)境對心理和諧和游戲消費意愿有影響的結(jié)論。結(jié)果表明，大學生家庭環(huán)境可以通過心理和諧的中介作用對游戲消費意愿產(chǎn)生影響，并且性別因素對其中介作用起調(diào)節(jié)作用。

一方面，大學生所在的家庭環(huán)境能夠顯著預測其游戲消費意愿，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)絡成癮度也就越高，而這也大大增加了他們的游戲消費意愿[14]。學生在現(xiàn)實生活中越感覺到孤獨，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)境與游戲消費意愿關系中起中介作用。有研究者提出，大學生的親密度與其心理和諧程度息息相關[16]，這也說明了家庭環(huán)境與心理和諧是息息相關的。根據(jù)班杜拉的社會學習理論，在沖突多的家庭環(huán)境中，子女也會受此影響從而在處理人際關系和日常處事中表現(xiàn)出諸多的問題，讓其更加愿意堅持消極的做法，從而產(chǎn)生消極的影響。娛樂式的付費模式能更好的滿足個體情感方面的需求，從而個體也就更容易產(chǎn)生游戲消費的意愿[17]。在研究中可以看出女性的游戲消費意愿更容易受心理和諧的影響。

從結(jié)果中可以看出，在大學生中女性的人際和諧程度要比男性更高，說明女性在面對人際交往的時候處理得更好。出現(xiàn)這一結(jié)果可能是由于女大學生在日常生活中面臨更多的人際交往，隨著經(jīng)驗的積累，個人相關能力也得到了鍛煉，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，他們在研究中發(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)果的原因可能和時代發(fā)展變化的形式有關，隨著國家社會經(jīng)濟的大力發(fā)展，教育的進一步普及，女性的人際交往需要也逐漸變大，更加符合時代的潮流。同時，從游戲消費意愿來看，大學生中男性的游戲消費意愿各維度都要顯著高于女性。這與男性沉溺網(wǎng)絡的程度、對待游戲的個性是分不開的，可能男性在面對游戲中需要消費的商品時更沖動，對游戲的在意程度也更高于女性，所以游戲消費的意愿也更高。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)境能夠顯著負向預測游戲消費意愿；(2)家庭環(huán)境通過心理和諧的中介作用預測游戲消費意愿；(3)心理和諧的中介作用受到性別的調(diào)節(jié)。相對于男性大學生，心理和諧對于女性大學生的預測作用更大。

注釋：

①游戲消費意愿(正式問卷)(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.當游戲內(nèi)進行促銷活動時，我會考慮購買；2.我愿意為購買游戲產(chǎn)品付費；3.我購買網(wǎng)絡游戲的道具/點卡/服務的意愿很高；4.游戲商城里的商品對我來說具有吸引力；5.我很可能會考慮購買游戲中的虛擬物品。