现实—理想自我差异对青少年游戏成瘾的影响：化身认同和沉浸感的序列中介作用(3)
2.3施测过程和数据处理
以班级为单位，由经过培训的主试使用统一的问卷和指导语进行集体测试，并尽量排除主试、时间和场所带来的误差。问卷完成时间约为20分钟，所有问卷当场回收。采用SPSS 21.0进行描述性统计分析、相关分析和中介效应检验。
2.4共同方法偏差的控制与检验
受客观条件限制，本研究所有变量均仅采用被试自我报告收集数据，变量间的关系可能受到共同方法偏差的影响。根据周浩和龙立荣(2004)的建议，在程序方面已进行了相应控制，如保护反应者的匿名性、减小对测量目的的猜度等。为了进一步提高研究的严谨性，分析数据前采用Harman单因素检验法对共同方法偏差进行了检验。结果表明，未旋转时特征值大于1的因子共有22个，解释了60.47%的变异，且第一个主因子解释的变异量为6.71%，远小于40%的临界值。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。
3結果与分析
3.1各变量的描述性统计及其相关分析
对年龄、玩游戏年限、现实一理想自我差异、化身认同、沉浸感和游戏成瘾平均分的相关分析结果(如表1所示)表明，现实一理想自我差异与化身认同、沉浸感和游戏成瘾均呈显著正相关(p<0.01)；化身认同与沉浸感和游戏成瘾呈显著正相关(p<0.01)；沉浸感与游戏成瘾呈显著正相关(p<0.01)。由于年龄和玩游戏年限与与各变量相关不显著，且本研究的被试均为男生，后续的回归分析和中介效应检验可排除性别、年龄和玩游戏年限的影响。
3.2中介效应检验
相关分析的结果表明，现实一理想自我差异、化身认同、沉浸感和游戏成瘾之间的关系满足进行中介效应检验的条件。参照牛更枫、孙晓军、周宗奎、孔繁昌和田媛(2016)的做法，依据温忠麟和叶宝娟(2014)推荐的中介效应检验流程(该流程综合了依次检验法和Bootstrap法的优点)，使用Hayes(2012)编制的SPSS宏(PROCESS iswritten bv Andrew F.Hayes)同时进行依次检验和通过估计中介效应95%置信区间的方法对中介效应进行检验，若置信区间不含零则表示有统计显著性。
依次检验的结果(见表2)表明，现实一理想自我差异对游戏成瘾和化身认同的正向预测作用显著(β=0.17，p<0.01；β=0.31，p<0.01)；当现实一理想自我差异和化身认同同时预测沉浸感时，只有化身认同的正向预测作用显著(β=0.41，p<0.01)，而现实一理想自我差异却没有显著的预测作用(β=0.03，p=0.61)；当现实一理想自我差异、化身认同和沉浸感同时进入回归方程时，只有化身认同和沉浸感对游戏成瘾有显著的正向预测作用(β=0.25，p<0.01；β=0.33，p<0.01)，而现实一理想自我差异对游戏成瘾的直接预测作用不显著(β=0.04，p=0.81)。这表明化身认同和沉浸感在现实一理想自我差异对游戏成瘾的影响中有显著的中介作用。
对中介效应直接检验的结果表明，化身认同和沉浸感产生的总间接效应的Bootstrap 95%置信区间为[0.07，0.20]，不含0值，中介效应值为0.13，占现实一理想自我差异对游戏成瘾总效应的76.65%，说明两个中介变量存在显著的中介效应。具体来看，这一中介效应由三条路径产生的间接效应构成：第一，由现实一理想自我差异一化身认同一游戏成瘾产生的间接效应1，其置信区间为[0.04，0.13]，不含0值，表明化身认同在现实一理想自我差异与游戏成瘾之间具有显著的间接作用(间接效应为0.08，占总间接效应的45.70%)；第二，现实一理想自我差异一化身认同一沉浸感一游戏成瘾的路径产生的间接效应2，其置信区间为[0.02，0.07]，不含0值，表明这条路径产生的间接效应(间接效应为0.04，占总间接效应的24.91%)也达到了显著水平；第三，现实一理想自我差异一沉浸感一游戏成瘾的路径产生的间接效应3的置信区间为[-0.02，0.04]，含有0值，表明该路径产生的间接效应不显著。根据中介效应的分析结果，现实一理想自我差异对青少年游戏成瘾影响的路径如图1所示。
4讨论
本研究以自我差异理论为理论基础，基于游戏化身认同的视角，探讨了现实一理想自我差异与游戏成瘾的关系及其作用机制。研究结果表明，现实一理想自我差异能够正向预测游戏成瘾；此外，除化身认同的单独中介作用，现实一理想自我差异还能通过化身认同一沉浸感的序列中介作用间接作用于游戏成瘾。
4.1现实一理想自我差异对游戏成瘾的影响
本研究结果表明，现实一理想自我差异对游戏成瘾具有显著的正向预测作用，假设1得到验证。这与¨等人(2011)的研究结果一致，同时也验证了他们所提出的减少自我差异动机的游戏成瘾模型，即减少现实一理想自我差异的动机会导致游戏成瘾。但本研究有与之不同的解释路径，Li等人认为逃避可以降低现实一理想自我差异带来的抑郁情绪，因此逃避消极情绪是成瘾行为的优势动机和主要机制。本研究的结果发现玩家可通过对游戏化身的认同减少现实一理想自我差异，这不仅可以减少差异带来的消极情绪，而且会增加游戏乐趣(Klimmt et al，2009)和沉浸感体验(Soutter&Hitehens，2016)，最终导致游戏成瘾。这说明，游戏成瘾与减少自我差异及其所诱发的消极情绪的强烈愿望有关，因此通过化身认同减少现实一理想自我之间的差异也可以解释游戏成瘾的形成过程。
4.2化身认同的中介作用
现实一理想自我差异对化身认同也有显著的正向预测作用，假设2也得到了验证，与已有研究结果一致(Bessi6re et al，2007；Dunn&Guadagno，2012；Lem6nager et al，2013，2014)。根据自我差异理论，现实与理想自我差异大的游戏玩家(如消极的自我评价、低自尊、有抑郁情绪)会有更多的消极情绪(Higgins，1987)。因此，更希望通过游戏化身代替理想自我弥补现实自我的缺陷，这可以使他们的关注点从不愉快或不满意的现实世界转向令他们满意的虚拟世界，并能够减少现实与理想自我之间的差异，从而获得更多的乐趣(Klimmt et al，2009)，因此更倾向于认同与自我不相似且具有吸引力的化身。 (衡书鹏 周宗奎 雷玉菊 牛更枫)
以班级为单位，由经过培训的主试使用统一的问卷和指导语进行集体测试，并尽量排除主试、时间和场所带来的误差。问卷完成时间约为20分钟，所有问卷当场回收。采用SPSS 21.0进行描述性统计分析、相关分析和中介效应检验。
2.4共同方法偏差的控制与检验
受客观条件限制，本研究所有变量均仅采用被试自我报告收集数据，变量间的关系可能受到共同方法偏差的影响。根据周浩和龙立荣(2004)的建议，在程序方面已进行了相应控制，如保护反应者的匿名性、减小对测量目的的猜度等。为了进一步提高研究的严谨性，分析数据前采用Harman单因素检验法对共同方法偏差进行了检验。结果表明，未旋转时特征值大于1的因子共有22个，解释了60.47%的变异，且第一个主因子解释的变异量为6.71%，远小于40%的临界值。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。
3結果与分析
3.1各变量的描述性统计及其相关分析
对年龄、玩游戏年限、现实一理想自我差异、化身认同、沉浸感和游戏成瘾平均分的相关分析结果(如表1所示)表明，现实一理想自我差异与化身认同、沉浸感和游戏成瘾均呈显著正相关(p<0.01)；化身认同与沉浸感和游戏成瘾呈显著正相关(p<0.01)；沉浸感与游戏成瘾呈显著正相关(p<0.01)。由于年龄和玩游戏年限与与各变量相关不显著，且本研究的被试均为男生，后续的回归分析和中介效应检验可排除性别、年龄和玩游戏年限的影响。
3.2中介效应检验
相关分析的结果表明，现实一理想自我差异、化身认同、沉浸感和游戏成瘾之间的关系满足进行中介效应检验的条件。参照牛更枫、孙晓军、周宗奎、孔繁昌和田媛(2016)的做法，依据温忠麟和叶宝娟(2014)推荐的中介效应检验流程(该流程综合了依次检验法和Bootstrap法的优点)，使用Hayes(2012)编制的SPSS宏(PROCESS iswritten bv Andrew F.Hayes)同时进行依次检验和通过估计中介效应95%置信区间的方法对中介效应进行检验，若置信区间不含零则表示有统计显著性。
依次检验的结果(见表2)表明，现实一理想自我差异对游戏成瘾和化身认同的正向预测作用显著(β=0.17，p<0.01；β=0.31，p<0.01)；当现实一理想自我差异和化身认同同时预测沉浸感时，只有化身认同的正向预测作用显著(β=0.41，p<0.01)，而现实一理想自我差异却没有显著的预测作用(β=0.03，p=0.61)；当现实一理想自我差异、化身认同和沉浸感同时进入回归方程时，只有化身认同和沉浸感对游戏成瘾有显著的正向预测作用(β=0.25，p<0.01；β=0.33，p<0.01)，而现实一理想自我差异对游戏成瘾的直接预测作用不显著(β=0.04，p=0.81)。这表明化身认同和沉浸感在现实一理想自我差异对游戏成瘾的影响中有显著的中介作用。
对中介效应直接检验的结果表明，化身认同和沉浸感产生的总间接效应的Bootstrap 95%置信区间为[0.07，0.20]，不含0值，中介效应值为0.13，占现实一理想自我差异对游戏成瘾总效应的76.65%，说明两个中介变量存在显著的中介效应。具体来看，这一中介效应由三条路径产生的间接效应构成：第一，由现实一理想自我差异一化身认同一游戏成瘾产生的间接效应1，其置信区间为[0.04，0.13]，不含0值，表明化身认同在现实一理想自我差异与游戏成瘾之间具有显著的间接作用(间接效应为0.08，占总间接效应的45.70%)；第二，现实一理想自我差异一化身认同一沉浸感一游戏成瘾的路径产生的间接效应2，其置信区间为[0.02，0.07]，不含0值，表明这条路径产生的间接效应(间接效应为0.04，占总间接效应的24.91%)也达到了显著水平；第三，现实一理想自我差异一沉浸感一游戏成瘾的路径产生的间接效应3的置信区间为[-0.02，0.04]，含有0值，表明该路径产生的间接效应不显著。根据中介效应的分析结果，现实一理想自我差异对青少年游戏成瘾影响的路径如图1所示。
4讨论
本研究以自我差异理论为理论基础，基于游戏化身认同的视角，探讨了现实一理想自我差异与游戏成瘾的关系及其作用机制。研究结果表明，现实一理想自我差异能够正向预测游戏成瘾；此外，除化身认同的单独中介作用，现实一理想自我差异还能通过化身认同一沉浸感的序列中介作用间接作用于游戏成瘾。
4.1现实一理想自我差异对游戏成瘾的影响
本研究结果表明，现实一理想自我差异对游戏成瘾具有显著的正向预测作用，假设1得到验证。这与¨等人(2011)的研究结果一致，同时也验证了他们所提出的减少自我差异动机的游戏成瘾模型，即减少现实一理想自我差异的动机会导致游戏成瘾。但本研究有与之不同的解释路径，Li等人认为逃避可以降低现实一理想自我差异带来的抑郁情绪，因此逃避消极情绪是成瘾行为的优势动机和主要机制。本研究的结果发现玩家可通过对游戏化身的认同减少现实一理想自我差异，这不仅可以减少差异带来的消极情绪，而且会增加游戏乐趣(Klimmt et al，2009)和沉浸感体验(Soutter&Hitehens，2016)，最终导致游戏成瘾。这说明，游戏成瘾与减少自我差异及其所诱发的消极情绪的强烈愿望有关，因此通过化身认同减少现实一理想自我之间的差异也可以解释游戏成瘾的形成过程。
4.2化身认同的中介作用
现实一理想自我差异对化身认同也有显著的正向预测作用，假设2也得到了验证，与已有研究结果一致(Bessi6re et al，2007；Dunn&Guadagno，2012；Lem6nager et al，2013，2014)。根据自我差异理论，现实与理想自我差异大的游戏玩家(如消极的自我评价、低自尊、有抑郁情绪)会有更多的消极情绪(Higgins，1987)。因此，更希望通过游戏化身代替理想自我弥补现实自我的缺陷，这可以使他们的关注点从不愉快或不满意的现实世界转向令他们满意的虚拟世界，并能够减少现实与理想自我之间的差异，从而获得更多的乐趣(Klimmt et al，2009)，因此更倾向于认同与自我不相似且具有吸引力的化身。 (衡书鹏 周宗奎 雷玉菊 牛更枫)