中学生一般自我效能感与手机游戏沉迷：时间管理倾向的中介作用

李凌璨，孙崇勇，2，苟赟洁，路丹丹，王楠青，白文峰

（1.吉林师范大学教育科学学院，吉林 四平 136009；2.吉林师范大学心理研究所，吉林 四平 136009）

手机游戏沉迷表现为个体对手机游戏表现出心理和行为上的狂迷状态［1］。沉迷不同于成瘾，成瘾是一种消极病态的依赖心理和行为，而沉迷只是一种过分沉浸、迷恋的状态，可将沉迷看作轻度的成瘾。由于中学生的手机使用时间受限，大部分达不到成瘾的病态程度，出现的主要是手机游戏沉迷的现象。同时，中学生正处于自我同一性形成和确立的阶段，可能缺乏自信心，自我效能感也较低，容易产生逃避心理和依赖行为［2］。但自我效能感具有领域特殊性［3］，在一定领域的自我效能感高并不意味着在其他领域的自我效能感就高。Schwarzer等［4］提出了一般自我效能感，并将其定义为个体在面对不同环境下的挑战或新事物时所拥有的更具总体性的自信心。本研究选用一般自我效能感的概念，来呈现个体对总体环境的控制感。已有研究显示，低自我效能感更容易造成网络成瘾［5］和游戏沉迷［6］。一般自我效能感与网络成瘾呈负相关［7］。另外，手机游戏沉迷可能与中学生时间管理能力较弱有关，有研究指出，时间管理倾向能够负向预测网络成瘾［8］和手机游戏成瘾［9］，时间管理倾向与一般自我效能感呈正相关［10］。由此可见，既往相关研究主要集中于对网络和手机成瘾及其影响因素的探讨，对程度较轻的手机游戏沉迷现象研究较少。因此，本研究假设一般自我效能感能负向预测手机游戏沉迷，时间管理倾向在其中起一定的中介作用。本研究通过探讨中学生一般自我效能感与手机游戏沉迷的关系以及时间管理倾向在其中的中介作用，以期更有针对性地制定改善中学生手机游戏沉迷的策略。

1 对象与方法

1.1 对象

于2020年11月-2021年2月，对江西省和四川省共三所中学进行整群抽样，在每所学校的初二、高一和高二年级中分别随机选取6个班级，共18个班级。共发放问卷750份，其中回收的问卷数为704份，剔除填写不全和规律作答的问卷后，有效问卷共667份，有效问卷回收率为88.93%。

1.2 评定工具

采用一般自我效能感量表（General Self-Efficacy Scale，GSES）评定中学生一般自我效能感水平。王才康等［11］翻译并修订了GSES中文版。GSES共10个条目，采用李克特4级计分，总评分范围10～40分，评分越高，表明一般自我效能感越强。该量表信度较好，本研究中，该量表的内部一致性系数为0.86。

采用青少年时间管理倾向量表（Adolescence Time Management Disposition Inventory，ATMD）评定中学生的时间管理倾向。ATMD由黄希庭等［12］编制，共44个条目，包括时间价值感、时间监控观及时间效能感3个维度。采用李克特5级计分，总评分范围44～220分，评分越高表明时间管理倾向水平越高。本研究中，量表总体Cronbach’s α系数为0.93，各维度Cronbach’s α系数分别为0.80、0.90、0.79。

采用手机游戏沉迷量表评定中学生手机游戏沉迷状况。该量表由李羲［1］编制，共20个条目，包括游戏时长、游戏习惯、戒断反应及态度行为4个维度。采用李克特5级计分，总评分范围20～100分，评分越高，表明手机游戏沉迷程度越重。20～39分为轻度沉迷，40～79分为中度沉迷，80～100分为重度沉迷。本研究中，量表总体Cronbach’s α系数为0.95，各维度Cronbach’s α系数分别为0.83、0.78、0.77、0.70。

1.3 评定方法

采用纸质问卷进行调查，经学校老师同意后由两位心理学专业的学生在课间统一发放问卷并当场回收，问卷填写时间约25 min。问卷指导语对此次调查的保密原则进行了说明，所有问卷均匿名填写。本研究将问卷中题目填写不全以及存在规律作答的问卷作为无效问卷并剔除。

1.4 统计分析

采用SPSS 26.0进行共同方法偏差检验以及信度检验，采用独立样本t检验和方差分析比较不同人口学特征的中学生手机游戏沉迷量表、GSES和ATMD评分的差异，并对各量表评分进行Pearson相关分析以及线性回归分析。采用AMOS 25.0进行路径分析及结构方程模型检验，采用Bootstrap程序进行中介效应的显著性检验，随机抽样5 000次，选择极大似然法进行参数估计。检验水准α=0.05。

2 结 果

2.1 研究对象一般情况

完成调查的667名中学生，年龄12～19岁［（15.32±1.48）岁］；男生397人（59.52%），女生270人（40.48%）；城镇学生307人（46.03%），农村学生360人（53.97%）；独生子女108人（16.19%），非独生子女559人（83.81%）；初二学生262人（39.28%），高一学生126人（18.89%），高二学生279人（41.83%）。

2.2 共同方法偏差检验

使用Harman提出的单因素检验法，对三个量表所有条目进行探索性因子分析。结果显示，13个主成分被提取，第一个主成分可解释总变异的26.09%，小于40%的临界值，可以认为本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.3 不同人口学资料的中学生各量表评分比较

667名中学生手机游戏沉迷量表、GSES和ATMD总评分分别为（31.68±12.31）分、（27.52±5.00）分、（147.99±26.62）分。男生手机游戏沉迷量表和GSES总评分均高于女生，差异均有统计学意义（t=5.107、3.758，P均<0.01）。高二年级中学生ATMD和GSES总评分均高于其他两个年级，差异均有统计学意义（F=6.598、7.868，P均<0.01）。高一年级中学生手机游戏沉迷量表总评分高于其他年级，差异有统计学意义（F=4.623，P<0.01）。见表1。

表1 不同人口学资料的中学生各量表评分比较（±s，分）

表1 不同人口学资料的中学生各量表评分比较（±s，分）

注：ATMD，青少年时间管理倾向量表；GSES，一般自我效能感量表；t1、P1，t2、P2，t3、P3分别代表不同性别、生源地、是否为独生子女的中学生各量表评分比较，F、P4代表不同年级的中学生各量表评分比较

GSES总评分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组 别性别生源地独生子女年级男生（n=397）女生（n=270）城镇（n=360）农村（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手机游戏沉迷量表总评分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总评分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 相关分析

GSES总评分与手机游戏沉迷量表总评分及游戏时长、游戏习惯和态度行为维度评分均呈负相关（r=-0.160～-0.089，P均<0.01），ATMD总评分及各维度评分与GSES总评分均呈正相关（r=0.376～0.536，P均<0.01），手机游戏沉迷量表总评分及各维度评分与ATMD总评分及各维度评分均呈负相关（r=-0.342～-0.189，P均<0.01）。见表2。

表2 GSES、ATMD评分与手机游戏沉迷量表评分的相关性（r）

2.5 回归分析

一般自我效能感和时间管理倾向均能负向预测手机游戏沉迷（β=-0.333、-0.122，P均<0.01）。一般自我效能感能正向预测时间管理倾向（β=0.536，P<0.01）。见表3。

表3 手机游戏沉迷、一般自我效能感与时间管理倾向的线性回归分析

2.6 中学生时间管理倾向对一般自我效能感与手机游戏沉迷之间关系的中介效应检验

将时间管理倾向作中介变量，在一般自我效能感与手机游戏沉迷之间建立结构方程模型，模型拟合 良 好（χ2/df=2.735，GFI=0.980，NFI=0.990，IFI=0.990，CFI=0.990，TLI=0.990，RMSEA=0.050）。时间管理倾向通过一般自我效能感对手机游戏沉迷的间接效应为-0.159（95%CI：-0.213～-0.112，P<0.01）；一般自我效能感对手机游戏沉迷的直接效应为0.066（95%CI：0.005～0.145，P>0.05）；总效应为-0.089（95%CI：-0.146～-0.032，P<0.01）。时间管理倾向在手机游戏沉迷和一般自我效能感之间起完全中介作用。由于直接效应的值和间接效应的值的符号相反，此时中介效应占总效应的比率为|ab|/（|c’|+|ab|）=70.38%。一般自我效能感对手机游戏沉迷的直接效应（β=0.066，P=0.064）如果解释为边缘显著，由于间接效应（-0.159）和直接效应（0.066）的符号相反，代表出现了遮掩效应［13］。见表4、图1。

图1 一般自我效能感、时间管理倾向与手机游戏沉迷的中介关系模型

表4 时间管理倾向在手机游戏沉迷与一般自我效能感之间的中介效应

3 讨 论

本研究结果显示，中学生手机游戏沉迷量表总评分属于轻度沉迷，说明大部分中学生还处于轻度手机游戏沉迷阶段，尚未达到手机游戏成瘾的程度。因此，在中学阶段应引导学生养成良好的习惯，预防手机游戏成瘾。此外，不同性别的中学生手机游戏沉迷情况差异有统计学意义，男生的手机游戏沉迷量表总评分高于女生，与Esposito等［14］对网络游戏成瘾的研究结果一致。这可能是由于相较于女生，青春期的男生更加冲动［15］、自我控制能力较差，容易沉迷于手机游戏，难以有效控制游戏时间［16］。

相关分析结果显示，GSES总评分与手机游戏沉迷量表总评分呈负相关，与程建伟等［17］研究结果基本一致。一般自我效能感能够显著预测手机游戏沉迷，既往研究也表明自我效能感的提升会增强个体的成就动机，减少游戏沉迷带来的负面情绪，从而减轻对游戏的需求和游戏中的现实替代感［18］。

中介效应结果显示，一般自我效能感对手机游戏沉迷的直接效应不显著，时间管理倾向的中介效应显著。时间管理倾向在一般效能感和手机游戏沉迷之间起完全中介作用。提示一般自我效能感越强的中学生时间管理能力更好，手机游戏沉迷的风险更低［19］。一般自我效能感对时间管理倾向的三个维度都具有正向预测作用，一般来说，自我效能感较高的中学生更重视时间与效率，在时间的安排方面更合理［20］。时间管理倾向能够负向预测中学生的手机游戏沉迷。这可能是由于良好的时间管理能力和态度能够影响个体的游戏行为［21］。善于管理时间的个体在时间统筹和自我控制方面可能表现更好，而手机游戏沉迷的个体通常缺乏时间观念，时间管理的能力较差。彭红雷等［22］研究还表明，在时间管理倾向中，时间效能感是对网络成瘾预测性最强的因素，时间效能感强的中学生更能抵御手机游戏的诱惑。这样就形成了一般自我效能感到时间管理倾向、再到手机游戏沉迷的影响路径。因此，改善中学生的手机游戏沉迷，可提高其一般自我效能感，使他们对做好时间管理更具信心，更加积极主动地监控游戏时间。此外，当直接效应解释为边缘显著时，出现了遮掩效应，也就是说，第三个变量被纳入回归方程时提升了自变量对因变量的预测效度［23］，这也能解释总效应的绝对值比预料低的原因。其原因主要在于时间管理倾向是一把“双刃剑”，当个体过于强调时间管理的作用时，可能会对自己把握和利用时间的期望过高，过于相信自己能控制好手机游戏和学习的时间，反而造成游戏时间的增加，出现一种“过犹不及”的现象。

本研究结果提示，帮助中学生提升对自身能力的信心，肯定其自我时间管理与分配能力，可能有助于降低其手机游戏沉迷的风险。本研究局限性在于：取样对象仅来自初二、高一和高二年级，未来的研究应扩大采样的范围、增加样本量；此外，即使是在匿名问卷中，受社会赞许效应的影响，学生可能会伪装自己，使自己的态度、行为更加符合社会期待［24］。未来的研究可以在更多的群体中收集数据来验证一般自我效能感与手机游戏沉迷之间的关系，从而使本研究结果更具现实意义。