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(2)
这些研究表明，现实一理想自我存在差异的玩家更倾向于认同虚拟游戏化身，同时更有可能出现游戏成瘾问题。基于已有研究，本研究假设：现实一理想自我差异对化身认同有显著的正向预测作用(H2)，并且化身认同在现实一理想自我差异对游戏成瘾的影响中起中介作用(H3)。
1.3沉浸感的中介作用
虽然现有研究证实了化身认同对游戏成瘾的正向预测作用(Smahel et al，2008；Ganesh et al，2012；van Looy et al，2014)，但化身认同为何会导致游戏成瘾，其内在的机制是什么，目前尚不清楚。本研究认为，沉浸感是化身认同导致游戏成瘾的内在过程。沉浸指个体完全投入在某种活动中而无视其他事物存在的状态(Csiks-zentmihalvi，Abuhamdeh，&Nakamura，2005)，具有对当前活动的集中注意、意识和行为的融合、失去自我意识等特征(Sherry，2004)。个体在视频游戏中也会体验到沉浸感(Jin，2012)，并受到化身认同的影响(Jenner et al，2008)。玩家对游戏化身的认同不仅增强了游戏的吸引力，而且会将玩家传输到化身的位置，沉浸于化身所处的世界，从而有助于沉浸感的形成(Jennett et al，2008)。同时，化身认同使个体变成了所认同的角色，暂时失去了对环境和自我的意识(Cohen，2001)，这正是沉浸感的重要特征(Jenneet al，2008)。因此，化身认同对沉浸感有显著的正向预测作用(Soutter&Hitchens，2016)。
玩家在游戏中获得的沉浸感是游戏成瘾所带来的最为直接的收益。为了持续获得沉浸感体验，就有可能形成习惯行为，最终导致游戏成瘾(魏华，周宗奎，田媛，丁倩，熊婕，2016)。已有研究表明，游戏中体验到的沉浸感与成瘾紧密相关，沉浸感越高，成瘾程度越高(Thatcher，Wre-tschko，&Fridjhon，2008；Kim&Davis，2009；魏华等，2016)。因此，本研究认为游戏中的沉浸感在化身认同对游戏成瘾的影响中具有中介作用。结合前文所述，现实一理想自我差异对化身认同有显著的正向预测作用(Bessi6re et al，2007)，且化身认同对沉浸感有显著的正向预测作用(soutter&Hitchens，2016)。因此本研究假设，现实一理想自我差异能通过化身认同以及沉浸感的序列中介作用对游戏成瘾产生影响(H4)。
综上所述，在自我差异理论和游戏化身认同的视角下，本研究拟探讨现实一理想自我差异对青少年游戏成瘾的影响及其作用机制
考察化身认同和沉浸感在其中的中介作用。并根据Li等人(2011)提出的游戏成瘾的自我差异减少动机模型(DrM)，构建了本研究的序列中介作用模型。旨在探讨：(1)现实一理想自我差异对游戏成瘾的影响；(2)化身认同在现实一理想自我差异与游戏成瘾关系间的中介效应；(3)化身认同、沉浸感在现实一理想自我差异与游戏成瘾关系间的序列中介效应。
2研究方法
2.1被试
采用简单随机整群抽样法，选取462名有角色扮演游戏经验的初中生进行问卷调查，剔除无效数据和缺失值数据，最终回收有效问卷421份，有效回收率为91.12%。因为接触游戏的玩家多为男性(Griffiths，Davies，&Chappell，2004)，因此本研究被试全部为男生，被试的年龄在12-15岁之间(M=13.21：SD=0.99)。
2.2研究工具
2.2.1现实-理想自我差异量表
采用杜健和祖雅桐(2015)编制的《青少年现实一理想自我差异量表》。该量表基于自我差异理论(Higgins，1987)编制，并且符合我国青少年心理特点。量表包括学业自我、生理自我、心理自我、社会自我、生活自我和总体评价6大维度，共37个项目，每个项目均包括现实自我和理想自我两种评价，采用6级评分(1=完全不符，6=完全符合)。总量表a系数为0.91，分量表为0.70-0.88，结构效度良好(祖雅桐，杜健，2016)。理想自我得分减去现实自我得分即为自我差异得分(Higgins，1987)。得分若为正数，表明理想自我分数超出了现实自我分数，个体认为自己没有达到理想的标准，出现了自我差异；得分若为0，表明没有自我差异；得分若为负数表明现实自我好于理想自我，不符合实际情况，数据无效。本研究中各维度的a系数为0.73-0.85，总量表的a系数为0.89。
2.2.2化身认同量表
采用van Looy，Courtois，De Vocht和DeMarez(2012)编制的化身认同量表，包括3个维度，17个项目。该量表的a系数为0.95，并具有较好的效度(vanLooy et al，2012)，其信效度在其他研究中也得到检验(soutter&Hitchens，2016)。本研究采用该量表的簡化版，使用其中的2个维度，共5个项目，3个项目反映理想化认同(如，化身是我的榜样)，2个项目反映具身临场感(如，在游戏中，我感到化身就是我)。采用5级评分(1=非常不同意，5=非常同意)，总分越高，化身认同度越高。验证性因素分析的结果良好：x2/df=1.64，RMSEA=0.06，AGFI=0.83，GFI=0.85，CFl=0.90，表明问卷具有较好的结构效度。本研究中量表的a系数为0.64。
2.2.3游戏沉浸感量表
采用Choi和Kim(2004)编制的游戏沉浸感量表。该量表包含5个项目，采用7级评分(1=非常不同意，7=非常同意)，a系数为0.84。国内研究者张红霞和谢毅(2008)对该量表进行了翻译和使用，研究中a系数为0.70，并有良好的结构效度。本研究中a系数为0.73。
2.2.4游戏成瘾量表
采用周治金和杨文娇(2006)编制的大学生网络成瘾量表中的游戏成瘾分量表，该量表用来测量个体游戏成瘾的程度，包含8个项目，采用5级评分(1=完全不符合，5=完全符合)，得分越高游戏成瘾程度越高。该量表具有良好的效度，a系数为0.88，重测系数为0.91。本研究中a系数为0.76。 (衡书鹏 周宗奎 雷玉菊 牛更枫)
1.3沉浸感的中介作用
虽然现有研究证实了化身认同对游戏成瘾的正向预测作用(Smahel et al，2008；Ganesh et al，2012；van Looy et al，2014)，但化身认同为何会导致游戏成瘾，其内在的机制是什么，目前尚不清楚。本研究认为，沉浸感是化身认同导致游戏成瘾的内在过程。沉浸指个体完全投入在某种活动中而无视其他事物存在的状态(Csiks-zentmihalvi，Abuhamdeh，&Nakamura，2005)，具有对当前活动的集中注意、意识和行为的融合、失去自我意识等特征(Sherry，2004)。个体在视频游戏中也会体验到沉浸感(Jin，2012)，并受到化身认同的影响(Jenner et al，2008)。玩家对游戏化身的认同不仅增强了游戏的吸引力，而且会将玩家传输到化身的位置，沉浸于化身所处的世界，从而有助于沉浸感的形成(Jennett et al，2008)。同时，化身认同使个体变成了所认同的角色，暂时失去了对环境和自我的意识(Cohen，2001)，这正是沉浸感的重要特征(Jenneet al，2008)。因此，化身认同对沉浸感有显著的正向预测作用(Soutter&Hitchens，2016)。
玩家在游戏中获得的沉浸感是游戏成瘾所带来的最为直接的收益。为了持续获得沉浸感体验，就有可能形成习惯行为，最终导致游戏成瘾(魏华，周宗奎，田媛，丁倩，熊婕，2016)。已有研究表明，游戏中体验到的沉浸感与成瘾紧密相关，沉浸感越高，成瘾程度越高(Thatcher，Wre-tschko，&Fridjhon，2008；Kim&Davis，2009；魏华等，2016)。因此，本研究认为游戏中的沉浸感在化身认同对游戏成瘾的影响中具有中介作用。结合前文所述，现实一理想自我差异对化身认同有显著的正向预测作用(Bessi6re et al，2007)，且化身认同对沉浸感有显著的正向预测作用(soutter&Hitchens，2016)。因此本研究假设，现实一理想自我差异能通过化身认同以及沉浸感的序列中介作用对游戏成瘾产生影响(H4)。
综上所述，在自我差异理论和游戏化身认同的视角下，本研究拟探讨现实一理想自我差异对青少年游戏成瘾的影响及其作用机制
考察化身认同和沉浸感在其中的中介作用。并根据Li等人(2011)提出的游戏成瘾的自我差异减少动机模型(DrM)，构建了本研究的序列中介作用模型。旨在探讨：(1)现实一理想自我差异对游戏成瘾的影响；(2)化身认同在现实一理想自我差异与游戏成瘾关系间的中介效应；(3)化身认同、沉浸感在现实一理想自我差异与游戏成瘾关系间的序列中介效应。
2研究方法
2.1被试
采用简单随机整群抽样法，选取462名有角色扮演游戏经验的初中生进行问卷调查，剔除无效数据和缺失值数据，最终回收有效问卷421份，有效回收率为91.12%。因为接触游戏的玩家多为男性(Griffiths，Davies，&Chappell，2004)，因此本研究被试全部为男生，被试的年龄在12-15岁之间(M=13.21：SD=0.99)。
2.2研究工具
2.2.1现实-理想自我差异量表
采用杜健和祖雅桐(2015)编制的《青少年现实一理想自我差异量表》。该量表基于自我差异理论(Higgins，1987)编制，并且符合我国青少年心理特点。量表包括学业自我、生理自我、心理自我、社会自我、生活自我和总体评价6大维度，共37个项目，每个项目均包括现实自我和理想自我两种评价，采用6级评分(1=完全不符，6=完全符合)。总量表a系数为0.91，分量表为0.70-0.88，结构效度良好(祖雅桐，杜健，2016)。理想自我得分减去现实自我得分即为自我差异得分(Higgins，1987)。得分若为正数，表明理想自我分数超出了现实自我分数，个体认为自己没有达到理想的标准，出现了自我差异；得分若为0，表明没有自我差异；得分若为负数表明现实自我好于理想自我，不符合实际情况，数据无效。本研究中各维度的a系数为0.73-0.85，总量表的a系数为0.89。
2.2.2化身认同量表
采用van Looy，Courtois，De Vocht和DeMarez(2012)编制的化身认同量表，包括3个维度，17个项目。该量表的a系数为0.95，并具有较好的效度(vanLooy et al，2012)，其信效度在其他研究中也得到检验(soutter&Hitchens，2016)。本研究采用该量表的簡化版，使用其中的2个维度，共5个项目，3个项目反映理想化认同(如，化身是我的榜样)，2个项目反映具身临场感(如，在游戏中，我感到化身就是我)。采用5级评分(1=非常不同意，5=非常同意)，总分越高，化身认同度越高。验证性因素分析的结果良好：x2/df=1.64，RMSEA=0.06，AGFI=0.83，GFI=0.85，CFl=0.90，表明问卷具有较好的结构效度。本研究中量表的a系数为0.64。
2.2.3游戏沉浸感量表
采用Choi和Kim(2004)编制的游戏沉浸感量表。该量表包含5个项目，采用7级评分(1=非常不同意，7=非常同意)，a系数为0.84。国内研究者张红霞和谢毅(2008)对该量表进行了翻译和使用，研究中a系数为0.70，并有良好的结构效度。本研究中a系数为0.73。
2.2.4游戏成瘾量表
采用周治金和杨文娇(2006)编制的大学生网络成瘾量表中的游戏成瘾分量表，该量表用来测量个体游戏成瘾的程度，包含8个项目，采用5级评分(1=完全不符合，5=完全符合)，得分越高游戏成瘾程度越高。该量表具有良好的效度，a系数为0.88，重测系数为0.91。本研究中a系数为0.76。 (衡书鹏 周宗奎 雷玉菊 牛更枫)