家庭環境對大學生游戲消費意愿的影響：有調節的中介模型

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品和服務進行購買的可能性[1]。隨著近年來游戲產業的迅速發展，相關市場規模也快速增長，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，家庭環境的影響不可忽視。家庭環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]。諸多研究發現良好的親子聯系和溫暖的家庭環境能降低青少年網絡游戲消費的幾率[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境[4]。基于此，本研究假設：家庭環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。它是指個體對內能悅納自己，平衡知情意的失調、化解內心沖突；對外能悅納他人、適應社會、調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[5]。在以往相關的研究中，賀子京等人研究發現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，家庭環境越好，個體的心理和諧水平越高[7]。而針對網絡游戲的研究指出大學生網絡消費行為與其自我和諧的程度息息相關[8]。基于此，本研究進一步假設：家庭環境對游戲消費意愿的影響是通過心理和諧發揮作用的。

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，性別起到了調節作用：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.家庭環境量表

采用費立鵬等人修訂的家庭環境量表中文版(FES-CV)，該量表包含10個分量表，可以對家庭情況進行適當的分析[11]。根據以往的研究，親密度、矛盾性和娛樂性在中國群體表現良好，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境特征越明顯。本次問卷的Cronbach’s α系數為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系數為0.860，KMO值為0.860，Bartlett球形檢驗結果為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，驗證性因素分析結果表明問卷結構效度良好(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系數為0.886。

(三)統計方法

所有數據均錄入SPSS26.0和Mplus8.3統計軟件進行統計處理，方法主要為描述統計、相關分析和有調節的中介效應檢驗。

三、結果

(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，結果顯示，未旋轉的情況下，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)描述性統計與相關分析

相關分析結果表明(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 家庭環境、心理和諧、游戲消費意愿的相關分析(N=823)

(三)家庭環境與游戲消費意愿的關系：有調節的中介模型檢驗

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

步驟一，檢驗不含潛調節(交互)項的基準SEM模型，即心理和諧在家庭環境與游戲消費意愿之間的中介作用。結果顯示，家庭環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現，家庭環境仍顯著負向預測游戲消費意愿(c′=-0.202,p<0.001)；家庭環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方法檢驗發現，ab=-0.125,p<0.001，95%的置信區間為[-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，檢驗包含潛調節(交互)項的有調節的中介SEM模型，結果發現AIC=21491.760，相比基準SEM模型的AIC值(21498.074)，減少了6.314，表明有調節的中介SEM模型相比基準SEM模型有改善；同時，有調節的中介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)，有調節的中介SEM模型相比基準SEM模型更好。其中，家庭環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%置信區間為[-0.135,-0.038]，不包含0。上述統計結果說明，性別對“家庭環境→心理和諧→游戲消費意愿”這一中介路徑的后半段起調節作用。

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)。結果發現，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節作用圖

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境對游戲消費意愿的影響。研究結果顯示親密度、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。相關分析發現，親密度、娛樂性、心理和諧和游戲消費意愿都呈顯著負相關。這一結果支持了以往有關家庭環境對心理和諧和游戲消費意愿有影響的結論。結果表明，大學生家庭環境可以通過心理和諧的中介作用對游戲消費意愿產生影響，并且性別因素對其中介作用起調節作用。

一方面，大學生所在的家庭環境能夠顯著預測其游戲消費意愿，這與已有研究結果一致。如Zhou Y(2017)等人的研究就發現隨著父母之間的矛盾沖突增多，其子女的網絡成癮度也就越高，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境，培養好他們人際交往的能力。另一方面，心理和諧在家庭環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]，這也說明了家庭環境與心理和諧是息息相關的。根據班杜拉的社會學習理論，在沖突多的家庭環境中，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出諸多的問題，讓其更加愿意堅持消極的做法，從而產生消極的影響。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。出現這一結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，隨著經驗的積累，個人相關能力也得到了鍛煉，所以表現更好。這一結果與劉沛汝(2014)等人的研究結果不一致，他們在研究中發現女生的人際和諧水平要顯著低于男生[18]。出現這一結果的原因可能和時代發展變化的形式有關，隨著國家社會經濟的大力發展，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絡和游戲[19]。

五、結論

綜上所述，研究發現：(1)家庭環境能夠顯著負向預測游戲消費意愿；(2)家庭環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節。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.當游戲內進行促銷活動時，我會考慮購買；2.我愿意為購買游戲產品付費；3.我購買網絡游戲的道具/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。