家庭环境对大学生游戏消费意愿的影响：有调节的中介模型

覃 程，刘晓佩,b，王 行，耿希峰

(佳木斯大学 a.教育科学学院，黑龙江 佳木斯 154007；b.附属第三医院，黑龙江 佳木斯 154002)

一、引言

游戏消费意愿是指消费者对游戏相关产品和服务进行购买的可能性[1]。随着近年来游戏产业的迅速发展，相关市场规模也快速增长，游戏消费的影响因素也成为了人们关注的焦点。在影响游戏消费的众多因素中，家庭环境的影响不可忽视。家庭环境是各种因素的组合，其不但包括家中父母和长辈的特定教育行为和活动，而且还包括对子女有直接或延迟的影响因素[2]。诸多研究发现良好的亲子联系和温暖的家庭环境能降低青少年网络游戏消费的几率[3]。针对游戏的研究表明，当子女沉迷游戏、大肆消费时，父母需要投入更多的精力和资源来营造更好的家庭环境[4]。基于此，本研究假设：家庭环境负向预测游戏消费意愿。

在研究游戏消费意愿时还会涉及心理和谐。它是指个体对内能悦纳自己，平衡知情意的失调、化解内心冲突；对外能悦纳他人、适应社会、调整困难与挫折引起的情绪与行为反应，能化解人与人之间以及人与事之间的矛盾与冲突，从而达到一种愉悦的心灵状态[5]。在以往相关的研究中，贺子京等人研究发现家庭存在问题的大学生可能存在更大的心理健康问题[6]。大量实证研究也表明，家庭环境越好，个体的心理和谐水平越高[7]。而针对网络游戏的研究指出大学生网络消费行为与其自我和谐的程度息息相关[8]。基于此，本研究进一步假设：家庭环境对游戏消费意愿的影响是通过心理和谐发挥作用的。

除此之外，性别也是影响游戏消费的重要因素。针对网络游戏相关的研究表明，男性和女性之间存在差异，其中男性更容易沉迷游戏[9]。同时，男性更容易在游戏中冲动消费，而女性的心理和谐水平也更高于男性[10]。由此，提出第三个假设：在家庭环境通过心理和谐影响游戏消费意愿的后半段，性别起到了调节作用：较之男性玩家，心理和谐对女性玩家游戏消费意愿的影响更强。针对过往研究存在的种种不足之处，研究拟考察家庭环境对游戏消费意愿的影响,并考察心理和谐和性别在其中的作用机制。

二、研究方法

(一)研究对象

采用随机抽样法，以黑龙江省佳木斯市大学生为研究对象，发放问卷900份，回收有效问卷823份，有效率为91.44%。其中，男306人，女517人。被试年龄为18-22岁，平均年龄20.15(SD=0.90)。

(二)研究工具

1.家庭环境量表

采用费立鹏等人修订的家庭环境量表中文版(FES-CV)，该量表包含10个分量表，可以对家庭情况进行适当的分析[11]。根据以往的研究，亲密度、矛盾性和娱乐性在中国群体表现良好，故选取这三个维度进行研究。每个维度各有9个是非题，都做“是或否”回答，分别记为“1，2”分。分量表得分越高则说明该家庭环境特征越明显。本次问卷的Cronbach’s α系数为0.676。

2.大学生心理和谐量表

采用吴九君、郑日昌在 2011 年编制的《大学生心理和谐量表》[5]，量表包括自我和谐、人际和谐与人与事和谐三个维度，使用Likert-5点评分，从“1完全不符合”到“5完全符合”，总分越高则心理和谐水平越高。该问卷的Cronbach’s α系数为0.919。

3.游戏消费意愿量表

参考窦晶晶、林栋等人的量表，结合消费相关理论和技术接受模型，编制《游戏消费意愿量表》，使用Likert-5点评分，从“1完全不符合”到“5完全符合”，总分越高则游戏消费意愿越强。初始问卷16个题项，发放220份问卷，收回200份有效问卷，对其进行探索性因素分析，保留因子载荷高于0.7的5个题项，形成正式量表。Cronbach’s α系数为0.860，KMO值为0.860，Bartlett球形检验结果为438.091，自由度为10，p<0.001，因子可以解释总变异的64.852%，具有较好的信效度[12]。正式量表详见文末注释①。

正式施测后，验证性因素分析结果表明问卷结构效度良好(χ2=13.088,df=5,CFI=0.996,TLI=0.992,RMSEA=0.044,SRMR=0.011)。研究中问卷的Cronbach’s α系数为0.886。

(三)统计方法

所有数据均录入SPSS26.0和Mplus8.3统计软件进行统计处理，方法主要为描述统计、相关分析和有调节的中介效应检验。

三、结果

(一)共同方法偏差检验

本研究通过Harman单因子检验方法对量表进行共同方法偏差检验，结果显示，未旋转的情况下，第一个因子解释了总体方差22.20%的变异，小于40%的临界值。因此本研究中不存在严重的共同方法偏差。

(二)描述性统计与相关分析

相关分析结果表明(见表1)，游戏消费意愿与亲密度、娱乐性、心理和谐均呈显著负相关(r=-0.34、-0.23、-0.43,p<0.001)，与矛盾性呈显著正相关(r=0.23,p<0.001)。

表1 家庭环境、心理和谐、游戏消费意愿的相关分析(N=823)

(三)家庭环境与游戏消费意愿的关系：有调节的中介模型检验

研究参考温忠麟(2018)提出的LMS方法[13]，采用Mplus8.3进行有调节的中介效应检验。

步骤一，检验不含潜调节(交互)项的基准SEM模型，即心理和谐在家庭环境与游戏消费意愿之间的中介作用。结果显示，家庭环境显著负向预测游戏消费意愿(c=-0.348,p<0.001)，模型拟合良好(χ2=42.628,df=19,CFI=0.991,TLI=0.987,RMSEA=0.039,SRMR=0.023)。将心理和谐均放入回归方程后发现，家庭环境仍显著负向预测游戏消费意愿(c′=-0.202,p<0.001)；家庭环境显著正向预测心理和谐(a=0.412,p<0.001)；心理和谐显著负向预测游戏消费意愿(b=-0.304,p<0.001)；性别显著负向预测游戏消费意愿(u=-0.434,p<0.001)。模型拟合良好(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方法检验发现，ab=-0.125,p<0.001，95%的置信区间为[-0.171,-0.091]，中介效应占总效应的比例为ab/(ab+c′)=38.23%，心理和谐在家庭环境与游戏消费意愿之间存在部分中介效应。

步骤二，检验包含潜调节(交互)项的有调节的中介SEM模型，结果发现AIC=21491.760，相比基准SEM模型的AIC值(21498.074)，减少了6.314，表明有调节的中介SEM模型相比基准SEM模型有改善；同时，有调节的中介SEM模型的Log Likelihood(-10707.880)，相比基准SEM模型的Log Likelihood值(-10712.037)，增大了4.157，即-2LL值为4.157，自由度的增加1，-2LL值的卡方检验显著(p<0.05)，有调节的中介SEM模型相比基准SEM模型更好。其中，家庭环境对心理和谐的效应显著(a1=0.412,p<0.001)，心理和谐对游戏消费意愿的效应显著(b1=-0.197,p<0.001)，性别与心理和谐的交互项对游戏消费意愿的效应显著(b2=-0.173,p<0.01)。

步骤三，使用偏差校正的百分位Bootstrap法对性别进行差异检验，结果显示，女性被试中心理和谐对游戏消费意愿的预测作用显著大于男性，效应量差值为-0.081，95%置信区间为[-0.135,-0.038]，不包含0。上述统计结果说明，性别对“家庭环境→心理和谐→游戏消费意愿”这一中介路径的后半段起调节作用。

进一步进行简单斜率检验，取性别和心理和谐正负一个标准差的值绘制交互效应图(见图1)。结果发现，在心理和谐对游戏消费意愿的作用方面，无论男性(βsimple=-0.071,P<0.01)，还是女性(βsimple=-0.152,P<0.01)，随着心理和谐程度的增加，游戏消费意愿下降趋势明显，且与男生相比，女生下降趋势明显(见图1)。

图1 性别在心理和谐与游戏消费意愿之间的调节作用图

四、讨论

本研究基于游戏消费意愿的理论模型，探讨了大学生家庭环境对游戏消费意愿的影响。研究结果显示亲密度、娱乐性、自我和谐、人际和谐、人与事的和谐彼此之间都呈显著的正相关。相关分析发现，亲密度、娱乐性、心理和谐和游戏消费意愿都呈显著负相关。这一结果支持了以往有关家庭环境对心理和谐和游戏消费意愿有影响的结论。结果表明，大学生家庭环境可以通过心理和谐的中介作用对游戏消费意愿产生影响，并且性别因素对其中介作用起调节作用。

一方面，大学生所在的家庭环境能够显著预测其游戏消费意愿，这与已有研究结果一致。如Zhou Y(2017)等人的研究就发现随着父母之间的矛盾冲突增多，其子女的网络成瘾度也就越高，而这也大大增加了他们的游戏消费意愿[14]。学生在现实生活中越感觉到孤独，就越容易投入到游戏中去。有研究表明子女在游戏方面的投入是随着家庭功能的降低而增加的[15]。这也极大地说明了要给子女提供好的家庭环境，培养好他们人际交往的能力。另一方面，心理和谐在家庭环境与游戏消费意愿关系中起中介作用。有研究者提出，大学生的亲密度与其心理和谐程度息息相关[16]，这也说明了家庭环境与心理和谐是息息相关的。根据班杜拉的社会学习理论，在冲突多的家庭环境中，子女也会受此影响从而在处理人际关系和日常处事中表现出诸多的问题，让其更加愿意坚持消极的做法，从而产生消极的影响。娱乐式的付费模式能更好的满足个体情感方面的需求，从而个体也就更容易产生游戏消费的意愿[17]。在研究中可以看出女性的游戏消费意愿更容易受心理和谐的影响。

从结果中可以看出，在大学生中女性的人际和谐程度要比男性更高，说明女性在面对人际交往的时候处理得更好。出现这一结果可能是由于女大学生在日常生活中面临更多的人际交往，随着经验的积累，个人相关能力也得到了锻炼，所以表现更好。这一结果与刘沛汝(2014)等人的研究结果不一致，他们在研究中发现女生的人际和谐水平要显著低于男生[18]。出现这一结果的原因可能和时代发展变化的形式有关，随着国家社会经济的大力发展，教育的进一步普及，女性的人际交往需要也逐渐变大，更加符合时代的潮流。同时，从游戏消费意愿来看，大学生中男性的游戏消费意愿各维度都要显著高于女性。这与男性沉溺网络的程度、对待游戏的个性是分不开的，可能男性在面对游戏中需要消费的商品时更冲动，对游戏的在意程度也更高于女性，所以游戏消费的意愿也更高。这与王立皓、童辉杰(2003)的研究也有一致的地方，他们的研究指出女生比男生更不容易沉溺于网络和游戏[19]。

五、结论

综上所述，研究发现：(1)家庭环境能够显著负向预测游戏消费意愿；(2)家庭环境通过心理和谐的中介作用预测游戏消费意愿；(3)心理和谐的中介作用受到性别的调节。相对于男性大学生，心理和谐对于女性大学生的预测作用更大。

注释：

①游戏消费意愿(正式问卷)(非常不同意打 1 分，比较不同意打 2 分，一般打 3 分，比较同意打 4 分，非常同意打 5 分)：1.当游戏内进行促销活动时，我会考虑购买；2.我愿意为购买游戏产品付费；3.我购买网络游戏的道具/点卡/服务的意愿很高；4.游戏商城里的商品对我来说具有吸引力；5.我很可能会考虑购买游戏中的虚拟物品。