引用本文： 馬玲, 付瑞孜, 徐佳淇, 何譚皓升, 諶霞燦, 黃霞. 中學生網絡游戲成癮的影響因素分析. 華西醫學, 2024, 39(6): 934-938. doi: 10.7507/1002-0179.202403269 復制
版權信息： ?四川大學華西醫院華西期刊社《華西醫學》版權所有，未經授權不得轉載、改編
網絡游戲成癮指不存在成癮物質的情況下過度進行網絡游戲而導致的個體心理損害[1]。隨著各類網絡游戲的興起和普及，網絡游戲成癮已成為青少年成長過程中值得關注的重要問題，其可對個體的機體功能或社交生活造成多種影響，如學習成績、社會技能和自尊水平降低，甚至抑郁等[2-7]。社交通常指以建立和維系穩定的社會關系為目的的人際互動行為，其可以保證個體在需要的時候得到充分的社會支持，因此有益于個體身心健康[8]。青少年的社交行為可影響其多方面的行為，進而改變自身健康狀況[9-10]。國外已有研究表明，現實生活中社交不理想的青少年更傾向于進行網絡游戲，相較于社交活躍的個體，也更易出現網絡游戲成癮[11-13]。我國青少年網絡游戲成癮問題日益突出[14]，因此本研究選取四川省某區縣的中學生作為研究對象，旨在探究包括社交在內的一系列因素對中學生網絡游戲成癮的影響，以期為網絡游戲成癮的干預提供新的視角。
1 對象與方法
1.1 調查對象
本研究采用便利抽樣的方法，于 2022 年 9 月—2023 年 3 月納入四川省某區縣一所高中和一所初中的學生，采用整群納入的方法選擇受試者。我們向校方充分說明了研究目的并獲得了校方的授權，并向所有參與調查的青少年及其監護人發放了知情同意書。受試者納入標準：① 施行研究時在校的 11～19 歲青少年；② 自愿參與本研究且本人與父母同時簽署了知情同意書。受試者排除標準：既往或目前存在精神疾病。本研究已通過四川大學華西醫院生物醫學倫理委員會審查，批件號為 2019 年審（907）號。
1.2 調查內容
1.2.1 基本信息
使用自制問卷調查受試者的性別、年齡、是否為獨生子女、居住地、父母學歷及主觀經濟地位等基本信息。考慮到青少年往往較難獲得家庭收入的準確數據，且有研究者認為主觀感知的地位更能預測人的行為，本研究選取主觀經濟地位來代表受試者在經濟層面受到的影響[15]。類比主觀社會地位的定義，本研究中主觀經濟地位指受試者主觀感知到的經濟狀況在社會中的相對地位[16]。參照 MacArthur 主觀社會經濟地位量表，填寫問卷時，受試者需要在 2 個代表社會經濟地位的 10 級階梯上，分別評估他們在所處地區中的主觀經濟地位和在整個國家中的主觀經濟地位[17-18]。
1.2.2 網絡游戲成癮
采用簡式網絡游戲障礙量表（nine-item Internet Gaming Disorder Scale-short form, IGDS9-SF）調查受試者是否存在網絡游戲成癮。由 Pontes 等[19]編制的 9 個項目的 IGDS9-SF 是基于《精神障礙診斷與統計手冊（第五版）》提出的界定網絡游戲障礙 9 個核心標準的簡短心理測量工具。它已被廣泛用于評估一般人群中網絡游戲障礙的癥狀和患病率，得分在 21 分及以上可被視作有網絡游戲障礙[20]。本研究中，該量表的 Cronbach α系數為 0.87。本研究將 IGDS9-SF 得分≥21 分定義為網絡游戲成癮陽性，得分<21 分定義為網絡游戲成癮陰性。
1.2.3 社交水平
采用 Berkman-Syme 社交網絡指數（Berkman-Syme Social Network Index, SNI）來評估受試者的社交水平。SNI 是一種自我報告問卷，用于衡量受試者社交的廣度、強度和深度[21]。該問卷包含 11 個條目，可調查受試者社交的類型和頻率，總分越高表明受試者的社交水平越高。本研究中，該量表的 Cronbach α系數為 0.87。
1.3 質量控制
調查期間，確保所有被納入的學生有足夠的時間和相對安靜的環境參與調查，并有 1 名教師在整個過程中進行協助。此外，有經過培訓的研究人員在現場對研究進行說明、答疑，并進行問卷回收。
1.4 統計學方法
多重線性回歸分析樣本量應至少為自變量數目的 10 倍，本研究中納入分析的自變量共 9 個，樣本量至少應為 90。本次研究中所得的全部數據均使用 SPSS 27.0 進行統計分析。所有計量資料均符合正態分布，采用均數±標準差表示，組間比較采用 t 檢驗。計數資料采用例數和百分比表示，組間比較采用 χ2 檢驗，等級資料的組間比較采用 Mann-Whitney U 檢驗。采用多重線性回歸分析進行多因素分析，探討網絡游戲成癮的影響因素。雙側檢驗水準 α=0.05。
2 結果
2.1 受試者基本信息
共發放 594 份問卷，回收 594 份問卷。對回收問卷進行整理，剔除所有問題全部選擇同一選項的問卷（n=2），最終得到 592（99.7%）份有效問卷。
受試者年齡為 12～19 歲，平均年齡為（14.65±1.56）歲，網絡游戲成癮檢出率為 12.0%。網絡游戲成癮陽性組年齡和男性比例高于陰性組（P<0.05），陽性組的社交水平低于陰性組（P<0.05）。網絡游戲成癮陽性組與陰性組的獨生子女比例、居住地、父母學歷、在所處地區中和整個國家中的主觀經濟地位差異均無統計學意義（P>0.05）。見表1。
表1
網絡游戲成癮陽性組與陰性組受試者的基本信息
2.2 網絡游戲成癮影響因素的多重線性回歸分析
將是否存在網絡游戲成癮作為因變量，表1 中所有指標作為自變量，進行逐步線性回歸分析，分類變量的賦值見表2，其他變量采用原值。結果如表3，可見性別、年齡、在所處地區中的主觀經濟地位、社交水平是網絡游戲成癮的影響因素。共線性診斷結果顯示，方差膨脹系數均<5，表明各變量之間不存在多重共線性。
表2
變量賦值表
表3
網絡游戲成癮影響因素的多重線性回歸分析
3 討論
本研究中網絡游戲成癮檢出率為 12.0%。近年的研究顯示，我國青少年的網絡游戲成癮患病率為 3.3%～12.3%[14, 22-23]，本次研究中的檢出率符合這一范圍。然而，這一數據較網絡游戲成癮在美國青少年（7.6%～9.9%）和歐洲青少年（1.4%～9.4%）中的檢出率更高[24-26]。這種地區差異性可能是測量工具的不同所致。此外，在我國大學生群體中，網絡游戲成癮的檢出率多為 5.4%～20.9%[6, 27-28]，普遍高于青少年群體中的檢出率。可能的原因是相較于青少年，大學生擁有更多自主時間且缺乏有效監管，使其更可能進行游戲等提供感官刺激的行為[27]。
本研究結果顯示，網絡游戲成癮陽性組男性比例高于女性，男性更易出現網絡游戲成癮。此前也有研究結果表明，男性青少年群體中網絡游戲成癮的檢出率顯著大于女性青少年群體[2-3, 29]。這一現象產生的原因可能是男性青少年玩網絡游戲的動機往往比女性青少年更強；男性傾向于在互聯網上進行游戲，而女性傾向于使用互聯網來實現與他人的交流[30-31]。因此，在接觸網絡的條件同等的情況下，男性青少年將更傾向于進行網絡游戲，也更有可能進一步進展為網絡游戲成癮。
本研究結果顯示，年齡是網絡游戲成癮的影響因素，青少年中年齡越大越有可能出現網絡游戲成癮。這可能是因為年齡較大的青少年接觸網絡游戲的時間往往更長，且父母對這部分青少年的管控往往較少，這使得他們接觸網絡游戲的機會更多，也更容易出現網絡游戲成癮[32]。
本次研究結果顯示，社交水平是網絡游戲成癮的影響因素，社交水平越低越有可能出現網絡游戲成癮。此前，Mo 等[12]和 Karaer 等[13]發現，有網絡游戲成癮表現的青少年其社會聯結程度普遍更低。另有 Swinkels 等[33]對已有的臨床試驗進行歸納，揭示了社交干預治療對成癮患者有積極影響。上述研究均與本次研究一樣，可證實社交與網絡游戲成癮之間的關聯性。推測其原因是對于不能或不愿在現實生活中進行社交活動的青少年而言，在網絡世界中建立人際關系、獲得精神上的支持顯得更為容易，而對網絡的這種依賴又將進一步影響其在現實社會中的社交，形成惡性循環，增加發生網絡游戲成癮的可能[34-35]。此外，缺乏社交可能會導致青少年出現情緒調節方面的問題，Casale 等[36]曾經報道，情緒失調與網絡游戲成癮之間存在直接的關系。另一方面，青少年缺乏現實社交時，網絡游戲或將成為最易得的娛樂方式，導致青少年選擇進行網絡游戲的客觀概率較高；而與網絡游戲有更多接觸機會或接觸時間更長的青少年往往更容易出現網絡游戲成癮[35]。
此外，在影響因素分析中，受試者在所處地區中的主觀經濟地位的 P 值為 0.043，接近設定的檢驗水準（0.05）。因此，暫不將該因素作為網絡游戲成癮的影響因素進行討論。
綜上所述，本研究顯示，性別、年齡、社交水平是網絡游戲成癮的影響因素。然而，本研究也存在以下局限性：研究僅在一個地區進行，得到的結果可能受當地的經濟條件、生活習慣等多種因素影響，因此不能排除地區差異性的干擾。同時，受試者在所處地區中的主觀經濟地位與網絡游戲成癮的關聯性存疑，在未來的研究中，可以進一步對該因素進行探討。
利益沖突：所有作者聲明不存在利益沖突。
網絡游戲成癮指不存在成癮物質的情況下過度進行網絡游戲而導致的個體心理損害[1]。隨著各類網絡游戲的興起和普及，網絡游戲成癮已成為青少年成長過程中值得關注的重要問題，其可對個體的機體功能或社交生活造成多種影響，如學習成績、社會技能和自尊水平降低，甚至抑郁等[2-7]。社交通常指以建立和維系穩定的社會關系為目的的人際互動行為，其可以保證個體在需要的時候得到充分的社會支持，因此有益于個體身心健康[8]。青少年的社交行為可影響其多方面的行為，進而改變自身健康狀況[9-10]。國外已有研究表明，現實生活中社交不理想的青少年更傾向于進行網絡游戲，相較于社交活躍的個體，也更易出現網絡游戲成癮[11-13]。我國青少年網絡游戲成癮問題日益突出[14]，因此本研究選取四川省某區縣的中學生作為研究對象，旨在探究包括社交在內的一系列因素對中學生網絡游戲成癮的影響，以期為網絡游戲成癮的干預提供新的視角。
1 對象與方法
1.1 調查對象
本研究采用便利抽樣的方法，于 2022 年 9 月—2023 年 3 月納入四川省某區縣一所高中和一所初中的學生，采用整群納入的方法選擇受試者。我們向校方充分說明了研究目的并獲得了校方的授權，并向所有參與調查的青少年及其監護人發放了知情同意書。受試者納入標準：① 施行研究時在校的 11～19 歲青少年；② 自愿參與本研究且本人與父母同時簽署了知情同意書。受試者排除標準：既往或目前存在精神疾病。本研究已通過四川大學華西醫院生物醫學倫理委員會審查，批件號為 2019 年審（907）號。
1.2 調查內容
1.2.1 基本信息
使用自制問卷調查受試者的性別、年齡、是否為獨生子女、居住地、父母學歷及主觀經濟地位等基本信息。考慮到青少年往往較難獲得家庭收入的準確數據，且有研究者認為主觀感知的地位更能預測人的行為，本研究選取主觀經濟地位來代表受試者在經濟層面受到的影響[15]。類比主觀社會地位的定義，本研究中主觀經濟地位指受試者主觀感知到的經濟狀況在社會中的相對地位[16]。參照 MacArthur 主觀社會經濟地位量表，填寫問卷時，受試者需要在 2 個代表社會經濟地位的 10 級階梯上，分別評估他們在所處地區中的主觀經濟地位和在整個國家中的主觀經濟地位[17-18]。
1.2.2 網絡游戲成癮
采用簡式網絡游戲障礙量表（nine-item Internet Gaming Disorder Scale-short form, IGDS9-SF）調查受試者是否存在網絡游戲成癮。由 Pontes 等[19]編制的 9 個項目的 IGDS9-SF 是基于《精神障礙診斷與統計手冊（第五版）》提出的界定網絡游戲障礙 9 個核心標準的簡短心理測量工具。它已被廣泛用于評估一般人群中網絡游戲障礙的癥狀和患病率，得分在 21 分及以上可被視作有網絡游戲障礙[20]。本研究中，該量表的 Cronbach α系數為 0.87。本研究將 IGDS9-SF 得分≥21 分定義為網絡游戲成癮陽性，得分<21 分定義為網絡游戲成癮陰性。
1.2.3 社交水平
采用 Berkman-Syme 社交網絡指數（Berkman-Syme Social Network Index, SNI）來評估受試者的社交水平。SNI 是一種自我報告問卷，用于衡量受試者社交的廣度、強度和深度[21]。該問卷包含 11 個條目，可調查受試者社交的類型和頻率，總分越高表明受試者的社交水平越高。本研究中，該量表的 Cronbach α系數為 0.87。
1.3 質量控制
調查期間，確保所有被納入的學生有足夠的時間和相對安靜的環境參與調查，并有 1 名教師在整個過程中進行協助。此外，有經過培訓的研究人員在現場對研究進行說明、答疑，并進行問卷回收。
1.4 統計學方法
多重線性回歸分析樣本量應至少為自變量數目的 10 倍，本研究中納入分析的自變量共 9 個，樣本量至少應為 90。本次研究中所得的全部數據均使用 SPSS 27.0 進行統計分析。所有計量資料均符合正態分布，采用均數±標準差表示，組間比較采用 t 檢驗。計數資料采用例數和百分比表示，組間比較采用 χ2 檢驗，等級資料的組間比較采用 Mann-Whitney U 檢驗。采用多重線性回歸分析進行多因素分析，探討網絡游戲成癮的影響因素。雙側檢驗水準 α=0.05。
2 結果
2.1 受試者基本信息
共發放 594 份問卷，回收 594 份問卷。對回收問卷進行整理，剔除所有問題全部選擇同一選項的問卷（n=2），最終得到 592（99.7%）份有效問卷。
受試者年齡為 12～19 歲，平均年齡為（14.65±1.56）歲，網絡游戲成癮檢出率為 12.0%。網絡游戲成癮陽性組年齡和男性比例高于陰性組（P<0.05），陽性組的社交水平低于陰性組（P<0.05）。網絡游戲成癮陽性組與陰性組的獨生子女比例、居住地、父母學歷、在所處地區中和整個國家中的主觀經濟地位差異均無統計學意義（P>0.05）。見表1。
表1
網絡游戲成癮陽性組與陰性組受試者的基本信息
2.2 網絡游戲成癮影響因素的多重線性回歸分析
將是否存在網絡游戲成癮作為因變量，表1 中所有指標作為自變量，進行逐步線性回歸分析，分類變量的賦值見表2，其他變量采用原值。結果如表3，可見性別、年齡、在所處地區中的主觀經濟地位、社交水平是網絡游戲成癮的影響因素。共線性診斷結果顯示，方差膨脹系數均<5，表明各變量之間不存在多重共線性。
表2
變量賦值表
表3
網絡游戲成癮影響因素的多重線性回歸分析
3 討論
本研究中網絡游戲成癮檢出率為 12.0%。近年的研究顯示，我國青少年的網絡游戲成癮患病率為 3.3%～12.3%[14, 22-23]，本次研究中的檢出率符合這一范圍。然而，這一數據較網絡游戲成癮在美國青少年（7.6%～9.9%）和歐洲青少年（1.4%～9.4%）中的檢出率更高[24-26]。這種地區差異性可能是測量工具的不同所致。此外，在我國大學生群體中，網絡游戲成癮的檢出率多為 5.4%～20.9%[6, 27-28]，普遍高于青少年群體中的檢出率。可能的原因是相較于青少年，大學生擁有更多自主時間且缺乏有效監管，使其更可能進行游戲等提供感官刺激的行為[27]。
本研究結果顯示，網絡游戲成癮陽性組男性比例高于女性，男性更易出現網絡游戲成癮。此前也有研究結果表明，男性青少年群體中網絡游戲成癮的檢出率顯著大于女性青少年群體[2-3, 29]。這一現象產生的原因可能是男性青少年玩網絡游戲的動機往往比女性青少年更強；男性傾向于在互聯網上進行游戲，而女性傾向于使用互聯網來實現與他人的交流[30-31]。因此，在接觸網絡的條件同等的情況下，男性青少年將更傾向于進行網絡游戲，也更有可能進一步進展為網絡游戲成癮。
本研究結果顯示，年齡是網絡游戲成癮的影響因素，青少年中年齡越大越有可能出現網絡游戲成癮。這可能是因為年齡較大的青少年接觸網絡游戲的時間往往更長，且父母對這部分青少年的管控往往較少，這使得他們接觸網絡游戲的機會更多，也更容易出現網絡游戲成癮[32]。
本次研究結果顯示，社交水平是網絡游戲成癮的影響因素，社交水平越低越有可能出現網絡游戲成癮。此前，Mo 等[12]和 Karaer 等[13]發現，有網絡游戲成癮表現的青少年其社會聯結程度普遍更低。另有 Swinkels 等[33]對已有的臨床試驗進行歸納，揭示了社交干預治療對成癮患者有積極影響。上述研究均與本次研究一樣，可證實社交與網絡游戲成癮之間的關聯性。推測其原因是對于不能或不愿在現實生活中進行社交活動的青少年而言，在網絡世界中建立人際關系、獲得精神上的支持顯得更為容易，而對網絡的這種依賴又將進一步影響其在現實社會中的社交，形成惡性循環，增加發生網絡游戲成癮的可能[34-35]。此外，缺乏社交可能會導致青少年出現情緒調節方面的問題，Casale 等[36]曾經報道，情緒失調與網絡游戲成癮之間存在直接的關系。另一方面，青少年缺乏現實社交時，網絡游戲或將成為最易得的娛樂方式，導致青少年選擇進行網絡游戲的客觀概率較高；而與網絡游戲有更多接觸機會或接觸時間更長的青少年往往更容易出現網絡游戲成癮[35]。
此外，在影響因素分析中，受試者在所處地區中的主觀經濟地位的 P 值為 0.043，接近設定的檢驗水準（0.05）。因此，暫不將該因素作為網絡游戲成癮的影響因素進行討論。
綜上所述，本研究顯示，性別、年齡、社交水平是網絡游戲成癮的影響因素。然而，本研究也存在以下局限性：研究僅在一個地區進行，得到的結果可能受當地的經濟條件、生活習慣等多種因素影響，因此不能排除地區差異性的干擾。同時，受試者在所處地區中的主觀經濟地位與網絡游戲成癮的關聯性存疑，在未來的研究中，可以進一步對該因素進行探討。
利益沖突：所有作者聲明不存在利益沖突。
