中學(xué)生一般自我效能感與手機(jī)游戲沉迷：時(shí)間管理傾向的中介作用

李凌璨，孫崇勇，2，茍赟潔，路丹丹，王楠青，白文峰

（1.吉林師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，吉林 四平 136009；2.吉林師范大學(xué)心理研究所，吉林 四平 136009）

手機(jī)游戲沉迷表現(xiàn)為個(gè)體對手機(jī)游戲表現(xiàn)出心理和行為上的狂迷狀態(tài)［1］。沉迷不同于成癮，成癮是一種消極病態(tài)的依賴心理和行為，而沉迷只是一種過分沉浸、迷戀的狀態(tài)，可將沉迷看作輕度的成癮。由于中學(xué)生的手機(jī)使用時(shí)間受限，大部分達(dá)不到成癮的病態(tài)程度，出現(xiàn)的主要是手機(jī)游戲沉迷的現(xiàn)象。同時(shí)，中學(xué)生正處于自我同一性形成和確立的階段，可能缺乏自信心，自我效能感也較低，容易產(chǎn)生逃避心理和依賴行為［2］。但自我效能感具有領(lǐng)域特殊性［3］，在一定領(lǐng)域的自我效能感高并不意味著在其他領(lǐng)域的自我效能感就高。Schwarzer等［4］提出了一般自我效能感，并將其定義為個(gè)體在面對不同環(huán)境下的挑戰(zhàn)或新事物時(shí)所擁有的更具總體性的自信心。本研究選用一般自我效能感的概念，來呈現(xiàn)個(gè)體對總體環(huán)境的控制感。已有研究顯示，低自我效能感更容易造成網(wǎng)絡(luò)成癮［5］和游戲沉迷［6］。一般自我效能感與網(wǎng)絡(luò)成癮呈負(fù)相關(guān)［7］。另外，手機(jī)游戲沉迷可能與中學(xué)生時(shí)間管理能力較弱有關(guān)，有研究指出，時(shí)間管理傾向能夠負(fù)向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)成癮［8］和手機(jī)游戲成癮［9］，時(shí)間管理傾向與一般自我效能感呈正相關(guān)［10］。由此可見，既往相關(guān)研究主要集中于對網(wǎng)絡(luò)和手機(jī)成癮及其影響因素的探討，對程度較輕的手機(jī)游戲沉迷現(xiàn)象研究較少。因此，本研究假設(shè)一般自我效能感能負(fù)向預(yù)測手機(jī)游戲沉迷，時(shí)間管理傾向在其中起一定的中介作用。本研究通過探討中學(xué)生一般自我效能感與手機(jī)游戲沉迷的關(guān)系以及時(shí)間管理傾向在其中的中介作用，以期更有針對性地制定改善中學(xué)生手機(jī)游戲沉迷的策略。

1 對象與方法

1.1 對象

于2020年11月-2021年2月，對江西省和四川省共三所中學(xué)進(jìn)行整群抽樣，在每所學(xué)校的初二、高一和高二年級中分別隨機(jī)選取6個(gè)班級，共18個(gè)班級。共發(fā)放問卷750份，其中回收的問卷數(shù)為704份，剔除填寫不全和規(guī)律作答的問卷后，有效問卷共667份，有效問卷回收率為88.93%。

1.2 評定工具

采用一般自我效能感量表（General Self-Efficacy Scale，GSES）評定中學(xué)生一般自我效能感水平。王才康等［11］翻譯并修訂了GSES中文版。GSES共10個(gè)條目，采用李克特4級計(jì)分，總評分范圍10～40分，評分越高，表明一般自我效能感越強(qiáng)。該量表信度較好，本研究中，該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.86。

采用青少年時(shí)間管理傾向量表（Adolescence Time Management Disposition Inventory，ATMD）評定中學(xué)生的時(shí)間管理傾向。ATMD由黃希庭等［12］編制，共44個(gè)條目，包括時(shí)間價(jià)值感、時(shí)間監(jiān)控觀及時(shí)間效能感3個(gè)維度。采用李克特5級計(jì)分，總評分范圍44～220分，評分越高表明時(shí)間管理傾向水平越高。本研究中，量表總體Cronbach’s α系數(shù)為0.93，各維度Cronbach’s α系數(shù)分別為0.80、0.90、0.79。

采用手機(jī)游戲沉迷量表評定中學(xué)生手機(jī)游戲沉迷狀況。該量表由李羲［1］編制，共20個(gè)條目，包括游戲時(shí)長、游戲習(xí)慣、戒斷反應(yīng)及態(tài)度行為4個(gè)維度。采用李克特5級計(jì)分，總評分范圍20～100分，評分越高，表明手機(jī)游戲沉迷程度越重。20～39分為輕度沉迷，40～79分為中度沉迷，80～100分為重度沉迷。本研究中，量表總體Cronbach’s α系數(shù)為0.95，各維度Cronbach’s α系數(shù)分別為0.83、0.78、0.77、0.70。

1.3 評定方法

采用紙質(zhì)問卷進(jìn)行調(diào)查，經(jīng)學(xué)校老師同意后由兩位心理學(xué)專業(yè)的學(xué)生在課間統(tǒng)一發(fā)放問卷并當(dāng)場回收，問卷填寫時(shí)間約25 min。問卷指導(dǎo)語對此次調(diào)查的保密原則進(jìn)行了說明，所有問卷均匿名填寫。本研究將問卷中題目填寫不全以及存在規(guī)律作答的問卷作為無效問卷并剔除。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析

采用SPSS 26.0進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)以及信度檢驗(yàn)，采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)和方差分析比較不同人口學(xué)特征的中學(xué)生手機(jī)游戲沉迷量表、GSES和ATMD評分的差異，并對各量表評分進(jìn)行Pearson相關(guān)分析以及線性回歸分析。采用AMOS 25.0進(jìn)行路徑分析及結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)，采用Bootstrap程序進(jìn)行中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，隨機(jī)抽樣5 000次，選擇極大似然法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié) 果

2.1 研究對象一般情況

完成調(diào)查的667名中學(xué)生，年齡12～19歲［（15.32±1.48）歲］；男生397人（59.52%），女生270人（40.48%）；城鎮(zhèn)學(xué)生307人（46.03%），農(nóng)村學(xué)生360人（53.97%）；獨(dú)生子女108人（16.19%），非獨(dú)生子女559人（83.81%）；初二學(xué)生262人（39.28%），高一學(xué)生126人（18.89%），高二學(xué)生279人（41.83%）。

2.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

使用Harman提出的單因素檢驗(yàn)法，對三個(gè)量表所有條目進(jìn)行探索性因子分析。結(jié)果顯示，13個(gè)主成分被提取，第一個(gè)主成分可解釋總變異的26.09%，小于40%的臨界值，可以認(rèn)為本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.3 不同人口學(xué)資料的中學(xué)生各量表評分比較

667名中學(xué)生手機(jī)游戲沉迷量表、GSES和ATMD總評分分別為（31.68±12.31）分、（27.52±5.00）分、（147.99±26.62）分。男生手機(jī)游戲沉迷量表和GSES總評分均高于女生，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（t=5.107、3.758，P均<0.01）。高二年級中學(xué)生ATMD和GSES總評分均高于其他兩個(gè)年級，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（F=6.598、7.868，P均<0.01）。高一年級中學(xué)生手機(jī)游戲沉迷量表總評分高于其他年級，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（F=4.623，P<0.01）。見表1。

表1 不同人口學(xué)資料的中學(xué)生各量表評分比較（±s，分）

表1 不同人口學(xué)資料的中學(xué)生各量表評分比較（±s，分）

注：ATMD，青少年時(shí)間管理傾向量表；GSES，一般自我效能感量表；t1、P1，t2、P2，t3、P3分別代表不同性別、生源地、是否為獨(dú)生子女的中學(xué)生各量表評分比較，F(xiàn)、P4代表不同年級的中學(xué)生各量表評分比較

GSES總評分28.11±5.10 26.64±4.73 27.79±5.19 27.20±4.77 27.88±4.74 27.45±5.05 27.31±4.74 26.36±4.15 28.24±5.48 3.758<0.010 1.543 0.123 0.819 0.413 6.598<0.010組 別性別生源地獨(dú)生子女年級男生（n=397）女生（n=270）城鎮(zhèn)（n=360）農(nóng)村（n=307）是（n=108）否（n=559）初二（n=262）高一（n=126）高二（n=279）t1 P1 t2 P2 t3 P3 F P4手機(jī)游戲沉迷量表總評分33.65±13.71 28.78±9.20 31.31±11.69 32.11±13.01 32.81±12.46 31.46±12.28 32.34±13.27 33.81±14.15 30.09±10.14 5.107<0.010-0.842 0.400 1.041 0.298 4.623<0.010 ATMD總評分149.49±28.24 145.79±23.94 149.57±27.44 146.14±25.55 149.58±28.31 147.68±26.30 146.92±26.19 141.13±24.07 152.10±27.47 1.764 0.078 1.657 0.098 0.679 0.498 7.868<0.010

2.4 相關(guān)分析

GSES總評分與手機(jī)游戲沉迷量表總評分及游戲時(shí)長、游戲習(xí)慣和態(tài)度行為維度評分均呈負(fù)相關(guān)（r=-0.160～-0.089，P均<0.01），ATMD總評分及各維度評分與GSES總評分均呈正相關(guān)（r=0.376～0.536，P均<0.01），手機(jī)游戲沉迷量表總評分及各維度評分與ATMD總評分及各維度評分均呈負(fù)相關(guān)（r=-0.342～-0.189，P均<0.01）。見表2。

表2 GSES、ATMD評分與手機(jī)游戲沉迷量表評分的相關(guān)性（r）

2.5 回歸分析

一般自我效能感和時(shí)間管理傾向均能負(fù)向預(yù)測手機(jī)游戲沉迷（β=-0.333、-0.122，P均<0.01）。一般自我效能感能正向預(yù)測時(shí)間管理傾向（β=0.536，P<0.01）。見表3。

表3 手機(jī)游戲沉迷、一般自我效能感與時(shí)間管理傾向的線性回歸分析

2.6 中學(xué)生時(shí)間管理傾向?qū)σ话阕晕倚芨信c手機(jī)游戲沉迷之間關(guān)系的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

將時(shí)間管理傾向作中介變量，在一般自我效能感與手機(jī)游戲沉迷之間建立結(jié)構(gòu)方程模型，模型擬合 良 好（χ2/df=2.735，GFI=0.980，NFI=0.990，IFI=0.990，CFI=0.990，TLI=0.990，RMSEA=0.050）。時(shí)間管理傾向通過一般自我效能感對手機(jī)游戲沉迷的間接效應(yīng)為-0.159（95%CI：-0.213～-0.112，P<0.01）；一般自我效能感對手機(jī)游戲沉迷的直接效應(yīng)為0.066（95%CI：0.005～0.145，P>0.05）；總效應(yīng)為-0.089（95%CI：-0.146～-0.032，P<0.01）。時(shí)間管理傾向在手機(jī)游戲沉迷和一般自我效能感之間起完全中介作用。由于直接效應(yīng)的值和間接效應(yīng)的值的符號相反，此時(shí)中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比率為|ab|/（|c’|+|ab|）=70.38%。一般自我效能感對手機(jī)游戲沉迷的直接效應(yīng)（β=0.066，P=0.064）如果解釋為邊緣顯著，由于間接效應(yīng)（-0.159）和直接效應(yīng)（0.066）的符號相反，代表出現(xiàn)了遮掩效應(yīng)［13］。見表4、圖1。

圖1 一般自我效能感、時(shí)間管理傾向與手機(jī)游戲沉迷的中介關(guān)系模型

表4 時(shí)間管理傾向在手機(jī)游戲沉迷與一般自我效能感之間的中介效應(yīng)

3 討 論

本研究結(jié)果顯示，中學(xué)生手機(jī)游戲沉迷量表總評分屬于輕度沉迷，說明大部分中學(xué)生還處于輕度手機(jī)游戲沉迷階段，尚未達(dá)到手機(jī)游戲成癮的程度。因此，在中學(xué)階段應(yīng)引導(dǎo)學(xué)生養(yǎng)成良好的習(xí)慣，預(yù)防手機(jī)游戲成癮。此外，不同性別的中學(xué)生手機(jī)游戲沉迷情況差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，男生的手機(jī)游戲沉迷量表總評分高于女生，與Esposito等［14］對網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的研究結(jié)果一致。這可能是由于相較于女生，青春期的男生更加沖動［15］、自我控制能力較差，容易沉迷于手機(jī)游戲，難以有效控制游戲時(shí)間［16］。

相關(guān)分析結(jié)果顯示，GSES總評分與手機(jī)游戲沉迷量表總評分呈負(fù)相關(guān)，與程建偉等［17］研究結(jié)果基本一致。一般自我效能感能夠顯著預(yù)測手機(jī)游戲沉迷，既往研究也表明自我效能感的提升會增強(qiáng)個(gè)體的成就動機(jī)，減少游戲沉迷帶來的負(fù)面情緒，從而減輕對游戲的需求和游戲中的現(xiàn)實(shí)替代感［18］。

中介效應(yīng)結(jié)果顯示，一般自我效能感對手機(jī)游戲沉迷的直接效應(yīng)不顯著，時(shí)間管理傾向的中介效應(yīng)顯著。時(shí)間管理傾向在一般效能感和手機(jī)游戲沉迷之間起完全中介作用。提示一般自我效能感越強(qiáng)的中學(xué)生時(shí)間管理能力更好，手機(jī)游戲沉迷的風(fēng)險(xiǎn)更低［19］。一般自我效能感對時(shí)間管理傾向的三個(gè)維度都具有正向預(yù)測作用，一般來說，自我效能感較高的中學(xué)生更重視時(shí)間與效率，在時(shí)間的安排方面更合理［20］。時(shí)間管理傾向能夠負(fù)向預(yù)測中學(xué)生的手機(jī)游戲沉迷。這可能是由于良好的時(shí)間管理能力和態(tài)度能夠影響個(gè)體的游戲行為［21］。善于管理時(shí)間的個(gè)體在時(shí)間統(tǒng)籌和自我控制方面可能表現(xiàn)更好，而手機(jī)游戲沉迷的個(gè)體通常缺乏時(shí)間觀念，時(shí)間管理的能力較差。彭紅雷等［22］研究還表明，在時(shí)間管理傾向中，時(shí)間效能感是對網(wǎng)絡(luò)成癮預(yù)測性最強(qiáng)的因素，時(shí)間效能感強(qiáng)的中學(xué)生更能抵御手機(jī)游戲的誘惑。這樣就形成了一般自我效能感到時(shí)間管理傾向、再到手機(jī)游戲沉迷的影響路徑。因此，改善中學(xué)生的手機(jī)游戲沉迷，可提高其一般自我效能感，使他們對做好時(shí)間管理更具信心，更加積極主動地監(jiān)控游戲時(shí)間。此外，當(dāng)直接效應(yīng)解釋為邊緣顯著時(shí)，出現(xiàn)了遮掩效應(yīng)，也就是說，第三個(gè)變量被納入回歸方程時(shí)提升了自變量對因變量的預(yù)測效度［23］，這也能解釋總效應(yīng)的絕對值比預(yù)料低的原因。其原因主要在于時(shí)間管理傾向是一把“雙刃劍”，當(dāng)個(gè)體過于強(qiáng)調(diào)時(shí)間管理的作用時(shí)，可能會對自己把握和利用時(shí)間的期望過高，過于相信自己能控制好手機(jī)游戲和學(xué)習(xí)的時(shí)間，反而造成游戲時(shí)間的增加，出現(xiàn)一種“過猶不及”的現(xiàn)象。

本研究結(jié)果提示，幫助中學(xué)生提升對自身能力的信心，肯定其自我時(shí)間管理與分配能力，可能有助于降低其手機(jī)游戲沉迷的風(fēng)險(xiǎn)。本研究局限性在于：取樣對象僅來自初二、高一和高二年級，未來的研究應(yīng)擴(kuò)大采樣的范圍、增加樣本量；此外，即使是在匿名問卷中，受社會贊許效應(yīng)的影響，學(xué)生可能會偽裝自己，使自己的態(tài)度、行為更加符合社會期待［24］。未來的研究可以在更多的群體中收集數(shù)據(jù)來驗(yàn)證一般自我效能感與手機(jī)游戲沉迷之間的關(guān)系，從而使本研究結(jié)果更具現(xiàn)實(shí)意義。