电子竞技中的社会权力动机、性别特征与攻击性：来自两轮调查的证据

《Frontiers in Psychology》：Social power motives, gendered traits, and aggression in eSports: evidence from two survey waves

　　摘要
引言：本研究探讨了社会权力动机和性别特征与《王者荣耀》玩家游戏内攻击行为之间的关系。

方法：对《王者荣耀》玩家进行了两轮调查：第一轮调查有295名参与者，第二轮调查有194名再次参与的参与者。参与者完成了关于支配力、声望、领导力、男性化特质、女性化特质以及游戏内攻击行为的测量。

结果：支配力与较高的游戏内攻击行为存在一致的相关性。声望也与攻击行为呈正相关。当将领导力与支配力一起建模时，其相关性为负，因此这一发现需要谨慎解释。女性化特质与较低的游戏内攻击行为存在一致的相关性，而男性化特质本身与攻击行为无关。

讨论：在这种电子竞技背景下，攻击行为最直接地与以支配力为导向的地位追求相关。女性化特质可能有助于抑制游戏内的攻击行为。

引言
像《王者荣耀》这样的竞速数字游戏属于“电子竞技”范畴，其参与者数量和受众规模持续增长（Borggrefe和Hoffmann，2024年）。包括移动游戏平台在内的在线多人游戏环境成为了竞争的舞台，在这些环境中，社区互动、地位追求和攻击行为相互作用（Britt和Britt，2020年）。在这些移动游戏中，恶意行为普遍存在，并给玩家和社区带来了心理负担（Zsila等人，2022年）。全球参与人数持续增长，2024年达到约32亿人，其中中国就有7.42亿人（Gan等人，2024年；Katatikarn，2024年）。然而，现有研究更多关注攻击行为的普遍性，而非其背后的心理机制。尽管竞技视频游戏的发展势头强劲，但相关研究仍未能充分利用它们来探讨人类行为（Borggrefe和Hoffmann，2024年；Mora-Cantallops和Sicilia，2018年）。目前尚缺乏对地位相关动机和性别特征如何在竞技游戏中与攻击行为相联系的清晰解释。

第一个问题是权力动机。权力动机（支配力、声望和领导力）代表了在DPL框架内获得社会地位的不同策略（Suessenbach等人，2019年）。一些基础性研究将支配力和声望视为两种不同的社会地位获取途径：支配力依赖强迫，而声望则基于对能力的自发尊重（Henrich和Gil-White，2001年；Cheng等人，2013年）。与这一区分一致的是，支配力与攻击性和恐吓行为的关系更为直接（Johnson等人，2007年）。领导力反映了另一种与社会影响相关的导向（Li等人，2024b）。

第二个问题是性别化的个性特征。男性化特质和女性化特质被视为独立的性格维度，而非生物学性别的代用品（Bem，1981年），它们可能与社会权力动机密切相关并预测攻击行为模式。在游戏环境中，男性化特质倾向于表现出的强势和对抗行为（Wright，2020年），而女性化特质则与克制和较低的攻击行为相关（Liu等人，2024年）。最新研究表明，女性化特质和双性特质可以减弱以地位为导向的倾向、道德脱离与网络攻击之间的联系（Gan等人，2024年）。在重视强硬和竞争表现的手机游戏/电子竞技文化中，这些性别特征可能影响玩家追求地位的方式以及他们对冲突的反应（Cote，2015年；Fox和Tang，2016年）。
游戏内的攻击行为，包括言语敌对、针对性骚扰及其他旨在伤害他人的行为，反映了这些动机和特征之间的相互作用（Bryant和Smith，2001年）。竞争压力和在线去抑制效应加剧了网络攻击行为（Gan等人，2024年），使得在线游戏成为测试动机和个性因素如何驱动攻击行为的理想环境。

总体而言，本研究通过探讨不同的权力动机特征和性别特征倾向与游戏内攻击行为之间的关系，填补了这一研究空白。目标不仅是记录游戏内的攻击行为，还要阐明这些心理特征如何在竞技游戏中与攻击行为相关联。为了增强研究的可靠性，研究采用了跨时间段相同样本的两轮调查。第二轮调查的目的是验证社会权力动机、性别特征和游戏内攻击行为之间的主要关联关系是否会在重复测量中重现。因此，本研究采用了两轮调查设计来评估模式的可重复性和短期一致性。除了《王者荣耀》这一具体案例外，该研究还探讨了在竞争性、部分匿名性和快速社会评价的数字化互动环境中，地位追求和性别自我概念如何与攻击行为相关联这一更广泛的问题。

文献综述
《王者荣耀》（HoK）是由TiMi Studio开发、腾讯游戏发行的手机多人在线战斗竞技场（MOBA）游戏。自2015年发布以来，它已成为中国大陆最流行的MOBA游戏（Yao和Chen，2022年），并在全球范围内获得了广泛关注（ActivePlayer，2025年）。游戏的核心机制是两队各五名玩家争夺摧毁对方基地，每位玩家选择一名英雄，该英雄的角色会影响战略选择（Liu和Agur，2023年）。在标准游戏中，玩家主要通过游戏内文本和预设的沟通系统进行协调，通常不会直接见面。此外，玩家通常不了解其他玩家的线下身份或性别，除非这些信息通过用户名、个人资料线索或自愿交流公开。HoK还拥有一个庞大的竞技生态系统，包括2016年成立的《王者荣耀职业联赛》（KPL），每年举办两个赛季（Liu，2024年）。这种结构为观察移动游戏领域中的地位动态、协调行动和冲突行为提供了稳定的背景。

在线游戏中支配力、声望和领导力的相互作用
当代等级制度研究确定了三种可区分的社会权力动机（即支配力、声望和领导力），它们代表了获得影响力的不同策略（Suessenbach等人，2019年）。支配力体现为强制控制；声望体现为通过能力获得的尊重；领导力则意味着对集体目标的负责和主动行动（Moynihan等人，2023年；Suessenbach等人，2019年）。这些动机虽然都追求影响力，但在情感关联和行为倾向上存在差异（Marion-Jetten和Schattke，2022年）。支配力与愤怒和攻击性相关，声望与声誉管理相关，领导力则与情绪稳定和亲社会行为相关（Suessenbach等人，2019年）。进化双策略理论认为支配力和声望是通往地位的不同途径：声望能引发钦佩，而支配力则引发不信任（Henrich和Gil-White，2001年；Cheng等人，2013年）。在线游戏作为微型社会，这些策略通过具体行为表现出来（Molyneux等人，2015年；Warmelink和Siitonen，2011年），例如在《精灵宝可梦Go》等游戏中围绕领土控制的团队斗争（Woods，2020年）。高支配力的玩家可能通过严格的协调、强制沟通或利用早期优势压制队友和对手来展示权威。以声望为导向的玩家则通过技能展示、游戏机制掌握、排行榜成绩或指导行为获得影响力（Kusano和Kemmelmeier，2025年）。他们的地位建立在钦佩而非恐吓的基础上。领导力和声望常常表现为亲社会影响策略，而支配力则可能导致合作减少和人际紧张（Suessenbach等人，2019年）。

尽管支配力、声望和领导力在行为风格和人际后果上有所不同（Henrich和Gil-White，2001年），但它们不应被完全视为无关的动机。Suessenbach等人（2019年）将它们视为更广泛的社会权力动机中的不同但适度相关的维度。这意味着寻求社会影响力的个体可能通过多种部分重叠的途径来实现这一目标，而不仅仅依靠一种策略。在电子竞技等竞争环境中，玩家可能同时追求强制性的强势表现、基于能力的地位和集体行动的影响力。这种解释也与个人中心的证据一致，即某些个体表现出同时具有高支配力、高声望和高领导力的特征（Li等人，2024b）。因此，即使领导力和声望在典型表现上更为亲社会，而支配力更具强制性和冲突倾向（Cheng等人，2013年；Suessenbach等人，2019年），这三种动机仍可能正相关，因为它们反映了同一竞争环境中的相关地位追求方式。

H1a. 在《王者荣耀》中，支配力动机将与声望动机正相关。
H1b. 在《王者荣耀》中，支配力动机将与领导力动机正相关。
H1c. 在《王者荣耀》中，声望动机将与领导力动机正相关。

游戏中的社会权力动机和性别特征
与性别相关的特质（即男性化特质和女性化特质）是独立的性格维度，而非生物学性别的代用品（Bem，1974年，1981年），因此适合用于研究它们与权力动机的心理一致性。男性化特质包括强势和竞争性，在文化上与支配力相关（Courtenay，2000年）。实证研究发现支持这种联系：男性化特质与更高的支配力动机相关（Malonda-Vidal等人，2021年）。女性化特质以同理心和合作性为特征（Bem，1974年），预计与支配力呈负相关，而与亲社会或基于声望的影响力模式呈正相关。领导力研究也显示，无论是积极主动（男性化）还是合作倾向（女性化）的特质都会影响领导者的有效性（Gannouni和Rambaoarison-Lalao，2019年）。这些模式还受到游戏文化背景的影响。电子竞技环境仍然以男性为主（Salter和Blodgett，2012年；Taylor，2003年），自主性、游戏经验和同伴态度的差异降低了女性的长期参与度（Borkowski等人，2024年）。关于性别的文化期望可能影响权力的表达方式，而非追求权力的行为本身。与此观点一致的是，女性《王者荣耀》玩家在成就动机上并不逊色于男性（Li等人，2024a），并且女性的领导力特征在男性化风格和女性化风格中都有体现（Sumra，2019年），而非反映出较低的权力追求倾向（Sumra，2019年）。性别特质特征比生物学性别更能解释权力策略的差异。关于“阿尔法”女性的研究发现了男性化和女性化两种类型；两者都没有表现出高度的社会支配倾向（Sumra，2019年）。女性常常结合强势和合作特质，使用声望或领导力而非纯粹的支配力。男性也有类似表现：高支配力的男性可能表现出攻击性，而高声望的男性可能表现出谦逊或耐心。因此，由于男性化特质包含强势和积极主动的成分，预计它们将与支配力和领导力正相关（Sumra，2019年）。男性化特质也可能与声望正相关，因为声望不仅基于合作性，还基于能力的公开展示、成就和被社会认可的有效性，这些在竞技游戏中与亲社会自我概念一致（Cheng等人，2013年）。相比之下，女性化特质应与支配力负相关，但可能与声望和亲社会领导力正相关，因为这些动机也可以通过同理心、合作性和亲社会影响表现出来（Gannouni和Rambaoarison-Lalao，2019年；Bem，1974年）。

H2a. 在《王者荣耀》中，男性化特质将与支配力正相关。
H2b. 在《王者荣耀》中，女性化特质将与支配力负相关。
H2c. 在《王者荣耀》中，男性化特质将与声望正相关。
H2d. 在《王者荣耀》中，女性化特质将与声望正相关。
H2e. 在《王者荣耀》中，男性化特质将与领导力正相关。
H2f. 在《王者荣耀》中，女性化特质将与领导力正相关。

社会权力动机与游戏内攻击行为
支配力、声望和领导力代表了不同的社会影响导向。支配力通过控制、恐吓和强制获得影响力；声望通过尊重、声誉和感知能力获得影响力；领导力则通过引导或协调他人实现共同目标。理解这些差异对于阐明社会权力动机为何对游戏内攻击行为有不同的影响至关重要。支配力在概念和实证上均与攻击行为直接相关。具有强烈支配力动机的个体更倾向于表现出对抗行为（Johnson等人，2012年）。在线去抑制效应（Suler，2004年）放大了这种倾向，使得支配力动机通过恶劣行为（如辱骂、垃圾话和网络欺凌）表现出来。实证研究表明，受权力和支配力驱动的玩家更可能在游戏中欺负他人（Kordyaka等人，2023年）。鉴于《王者荣耀》与其他竞争性MOBA游戏的相似性，支配力应与较高的游戏内攻击行为相关。

声望和领导力动机具有不同的影响。以声望为导向的玩家依赖维持良好的声誉，而公开的攻击行为会威胁到他们的地位。声望与道德自我呈现和担忧地位丧失有关（Grubbs等人，2019年），从而减少了恶意行为的动机。领导力动机与亲社会性和团队凝聚力相关，这与研究表明合作导向预测亲社会行为、竞争导向预测攻击行为的结果一致（Kim和Ortiz，2024年）。因此，这些动机应与游戏内攻击行为无关或呈负相关。

在线游戏的情境特征加剧了这些模式。匿名性会削弱制裁措施，从而促进敌对言论的表达，尤其是在以主导地位为导向的个体中（Kowert，2020年）。对中国玩家的采访显示，匿名性如何鼓励他们使用敌对的身份，并加剧攻击行为的循环（Liu和Agur，2023年）。报复循环（以主导地位为导向的互动的核心特征）在定性研究和最近关于有害行为升级的研究中都有描述（Liu和Agur，2023年；Zsila等人，2025年），这与将攻击性视为控制必要手段的支配理论相呼应（Sidanius和Pratto，2004年）。相比之下，声望和领导动机可能会抑制报复行为，因为攻击性会损害声誉、尊重和群体凝聚力。

H3a. 在《王者荣耀》中，支配动机将与游戏内的攻击性呈正相关。
H3b. 在《王者荣耀》中，声望动机将与游戏内的攻击性呈负相关。
H3c. 在《王者荣耀》中，领导动机将与游戏内的攻击性呈负相关。

性别特征与游戏内攻击性
心理学证据一致地将男性特质与较高的攻击性联系起来，而女性特质与较低的攻击性或非暴力冲突解决方式联系起来。男性特质规范促进攻击性反应；女性特质规范则促进同理心和抑制攻击性（Reidy等人，2009年）。游戏之外的实证研究也支持这一点：男性取向预示着言语和行为上的攻击性，而女性取向则预示着较少的敌对反应（Zeichner等人，2009年）。这些倾向可能也会在游戏中体现出来。

游戏的社会文化环境进一步塑造了这些模式。竞技游戏长期以来一直由男性主导（Pan，2023年），攻击性常被视为竞技身份的一部分。女性玩家面临不成比例的性骚扰（Trudgett-Klose和McClinton，2024年）。一些社区中仍然存在包括性别歧视和种族歧视在内的敌对行为（Fox和Tang，2016年；Zsila等人，2022年），这强化了将攻击性作为地位象征的男性特质。因此，在游戏中，男性特质可能会加剧攻击性行为，尤其是当这种行为表明属于一个以男性为主导的竞技环境时。相比之下，女性特质与对人际伤害的敏感性和对有害规范的较低接受度相关联。

据此，我们预计男性特质将与游戏内的攻击性呈正相关，而女性特质将与攻击性呈负相关，这反映了倾向性和情境强化下的行为规范。

H4a. 在《王者荣耀》中，男性特质将与游戏内的攻击性呈正相关。
H4b. 在《王者荣耀》中，女性特质将与游戏内的攻击性呈负相关。

**第一波研究：程序和参与者**
数据收集使用了通过Credamo在2025年9月25日发放的自我报告问卷，经过了知情同意和机构伦理审批。参与者必须在过去3个月内玩过《王者荣耀》才有资格参与第一波研究。我们选择这款游戏是因为它是中国最受欢迎的MOBA游戏之一。2025年10月其国内日活跃用户数超过了1.39亿（CGTN，2025年）。参与者被保证匿名性和数据隐私，并在完成问卷后获得2元人民币的报酬。共有295名参与者提供了有效回答（其中39人因回答时间过短而被排除）。在人口统计方面，每周游戏时间分布显示，每周3-6小时是最常见的时间区间（n=98，33.2%），其次是7-10小时（n=79，26.8%）和10小时或更长时间（n=82，27.8%）。只有36名参与者（12.2%）报告每周游戏时间少于2小时，表明样本中的大多数是活跃的《王者荣耀》玩家。排名分布涵盖了从低排名休闲玩家到高排名竞技玩家的全部范围。最常见的等级是国王及以上（n=75，25.4%），其次是钻石（n=53，18.0%）、白金（n=46，15.6%）和黄金（n=43，14.6%）。中 lower等级的玩家较少，银色等级有22名参与者（7.5%），青铜等级有12名参与者（4.1%）。一些参与者还报告了达到大师/星际荣耀级别（n=44，14.9%），代表排名系统中非常高等级的玩家。参与者报告的游戏内角色多种多样。最受欢迎的角色分布在所有五个主要线路中。森林路线最为常见（n=73，24.7%），其次是中路（n=70，23.7%）、单排路线（n=60，20.3%）、射手/ADC（n=54，18.3%）和支持/游走者（n=38，12.9%）。年龄分布主要集中在年轻人中（平均年龄M=28.88岁，标准差SD=6.56岁，最大年龄=56岁，最小年龄=18岁）。最常报告的年龄是25岁和30岁（各n=23，7.8%），其次是22岁和27岁（各n=19，6.4%）。24岁、28岁、31岁和32岁的参与者也占相当比例（频率在17%到18%之间）。总共有64.7%的参与者年龄在30岁或以下，82.7%的参与者年龄在34岁或以下，表明样本主要为年轻人。只有少量参与者年龄在40岁及以上（5.7%），而年龄超过50岁的参与者非常少。性别比例大致平衡，男性155人（52.5%），女性140人（47.5%）。教育背景从高中到研究生阶段不等，大多数（72.9%）拥有完成的或正在攻读的本科学位，其次是拥有研究生学历的人，拥有高中学历的人数较少。总体而言，样本代表了在年龄、性别、排名、每周游戏时间和游戏内角色专业化方面都具有多样性的活跃《王者荣耀》玩家。

**测量指标**
**支配、声望和领导动机**
使用改编的社交权力动机量表（Suessenbach等人，2019年）来测量参与者的社交权力动机，包括4项关于支配的条目、4项关于声望的条目（在第一波研究中，由于因子载荷低和可靠性不足，去除了1项）以及4项关于领导的条目。条目采用李克特量表进行评分（例如，1=强烈不同意到7=强烈同意）。

**性别认同特征**
使用Bem（1981年）的性别角色量表中的12个项目来评估性别认同特征，其中6项针对女性特质，6项针对男性特质。参与者在量表上进行评分（例如，1=强烈不同意到7=强烈同意）。

**游戏内攻击性**
使用Buss–Perry攻击性问卷（Bryant和Smith，2001年）中的9个项目来测量游戏内攻击性。评估了三个领域：言语攻击性、愤怒和敌意。条目根据游戏环境进行了适当调整。响应采用李克特量表进行评分（例如，1=强烈不同意到7=强烈同意）。具体细节见表1，包括描述性统计、可靠性测试和相互关系。改编后的条目见补充文件A。

**第二波研究：程序和参与者**
数据收集使用了在2025年11月7日通过Credamo发放的相同自我报告问卷，经过了知情同意和机构伦理审批。参与者必须在过去4个月内玩过《王者荣耀》才有资格参与第二波研究。确保参与者匿名性和数据隐私，并在完成问卷后获得2元人民币的报酬。共有194名《王者荣耀》玩家参与了第二波数据收集（其中12人因回答时间过短而被排除）。通过平台生成的唯一受访者ID验证了参与者在第二波研究中的重复性，确保所有第二波案例代表的是完成第一波研究的同一批人。在人口统计方面，年龄范围从18岁到56岁。年龄分布再次主要集中在年轻人中（平均年龄M=30.14岁，标准差SD=7.21岁，最大年龄=56岁，最小年龄=18岁）。最常报告的年龄是30岁（n=18，9.3%），其次是25岁（n=15，7.7%）和32岁（n=15，7.7%）。总体上，56.7%的参与者年龄在30岁或以下，79.4%的参与者年龄在35岁或以下，与第一波研究的年龄分布非常相似。只有少数参与者年龄在40岁及以上，年龄超过50岁的参与者非常少，表明样本主要为年轻人。第二波研究的性别比例相对平衡，男性108人（55.7%），女性86人（44.3%）。在每周游戏时间方面，最多的玩家报告每周游戏时间为7-10小时（n=60，30.9%），其次是3-6小时（n=59，30.4%）和超过10小时（n=51，26.3%）。只有24名参与者（12.4%）报告每周游戏时间少于2小时。因此，超过一半的样本（57.2%）每周至少游戏7小时，显示出较高的参与度。排名分布涵盖了整个竞技范围。最常报告的等级是国王及以上（n=46，23.7%），其次是钻石（n=45，23.2%），白金（n=25，12.9%）也有较多代表，黄金（n=27，13.9%），星际荣耀（n=25，12.9%）较低等级（青铜和白银）合计仅占12.9%，表明与第二波研究相比，样本偏向于技能较高的玩家。游戏内角色分布同样广泛，中路最为常见（n=54，27.8%），其次是森林路线（n=52，26.8%）、射手/ADC（n=30，15.5%）、单排路线（n=34，17.5%）和支持/游走者（n=24，12.4%）。

**测量指标**
第二波研究采用了与第一波相同的测量指标。跨波次使用相同的工具有两个目的：首先，它允许研究检查相同的关联模式是否会在重复测量中再次出现；其次，它为所测量构念的短期稳定性提供了有限的证据。因此，这里使用重复波次设计来评估关键关联模式的再现性，而不是声称来自不同样本的独立复制。具体细节见表2，包括描述性统计、可靠性测试和相互关系。所有统计分析均使用IBM SPSS Statistics 31版本进行。

**结果**
**第一波研究：社交权力动机、性别特征和游戏内攻击性之间的相互关系**
根据Cohen（2013年）的方法，相关性大小使用传统的定性标签（例如，小、中等、大）进行描述，以便于解释。皮尔逊相关性表明，三个社交权力动机维度之间存在强相关性（见表1）。支配与声望呈正相关，r=0.54，p<0.001；支配与领导力也呈正相关，r=0.78，p<0.001。声望与领导力也呈正相关，r=0.48，p<0.001。这些系数表明，在在线游戏环境中，支配、声望和领导力形成了一个紧密相连的社交权力特质群，而不是独立的动机。H1a、H1b和H1c得到了支持。

**社交权力动机与性别特征之间的相关性**
支配、声望和领导力都与男性特质呈正相关。支配与男性特质呈强相关，r=0.73，p<0.001；声望与男性特质呈中等相关，r=0.46，p<0.001；领导力与男性特质也呈强相关，r=0.79，p<0.001。女性特质则显示出不同的模式：只有声望与女性特质呈轻微正相关，r=0.17，p=0.003。支配（r=-0.01，p=0.826）和领导力（r=0.00，p=0.948）与女性特质没有显著相关性。总体而言，社交权力动机与男性特质比与女性特质更一致。H2a、H2c、H2d和H2e得到了支持，但H2b和H2f没有得到支持。

**社交权力动机与游戏内攻击性之间的相关性**
由于支配和领导力高度相关，进行了额外的检验以评估攻击性模型中系数的解释。进行了分层回归分析，从三个社交权力动机预测游戏内攻击性，同时控制了排名、每周游戏时间和主要角色因素。包含支配、声望和领导力显著提升了模型拟合度，ΔR2=0.076，整体显著性F(6, 288) = 6.32，p<0.001。最终模型中，支配与游戏内攻击性呈正相关，β=0.28，p=0.003；声望也呈正相关，β=0.23，p<0.001。领导力则呈负相关，β=-0.23，p=0.029。由于支配和领导力高度相关，我们进行了额外的单变量预测模型作为补充性探索性分析，以澄清多变量系数的解释。在控制变量后，领导力单独引入时并未显示出与攻击性的独立关联（p=0.948）。只有当支配也被纳入模型时，领导力才显示出与攻击性的独立关联（β=0.19，p=0.004）。鉴于支配和领导力之间的强相关性（r=0.776），以及完整模型中的可接受但非微不足道的共线性诊断（领导力：VIF=3.771，容忍度=0.265；支配：VIF=3.044，容忍度=0.329），领导力系数最好被解释为条件化的残差效应，而不是广泛的零阶关联。H3a得到支持，H3b未得到支持（效应方向相反），H3c仅在多变量模型中得到支持。

**性别特征与游戏内攻击性之间的相关性**
性别特质模型中的共线性诊断在可接受范围内。进行了第二次分层回归分析，以检查在控制排名、每周游戏时间、主要角色、支配、声望和领导力后，男性特质和女性特质是否与攻击性相关。将两种性别特征纳入模型后，模型显著改善，ΔR2 = 0.032，并且在整体上具有统计学意义，F(8, 286) = 6.20，p < 0.001。女性特质与攻击性呈负相关，β = -0.17，p = 0.002，而男性特质则没有显著的预测作用，β = -0.10，p = 0.317。这些结果表明，在线游戏环境中，女性特质取向与较低的攻击性相关，而在控制了其他变量后，男性特质并未显示出可靠的关联。H4b假设得到了支持，但H4a假设没有得到支持（见表3）。

表3
预测变量对 β t值 Tolerance VIF
预测游戏内攻击性（社会权力动机）
支配力 – 攻击性 0.284 2.987 0.003 0.329 3.044 <0.001
声望 – 攻击性 0.234 3.473 <0.001 0.659 1.518
领导力 – 攻击性 -0.232 -2.190 0.029 0.265 3.771

预测游戏内攻击性（性别特质）
男性特质 – 攻击性 -0.094 -1.002 0.317 0.337 2.965
女性特质 – 攻击性 -0.172 -3.081 0.002 0.951 1.052

在线游戏环境中，社会权力动机、性别特质和游戏内攻击性之间的相关性和标准化回归估计（第一波数据）。
回归值为控制了等级、每周游戏时间和角色的层次模型中的标准化β系数。N = 295。对于社会权力动机模型，ΔR2 = 0.076，Fchange(3, 288) = 8.24，p < 0.001。当单独引入领导力作为控制变量时，它并未显示出与攻击性的独立关联（p = 0.948）；但在包含支配力和声望的多变量模型中，其负系数显现出来。完整的社会权力模型中的共线性诊断结果是可接受的，但表明领导力和支配力之间存在显著的重叠。

第二波数据
在第二波数据中，支配力、声望和领导力之间的相互关系再次显示出强烈且一致的模式（见表2）。支配力与声望（r = 0.55，p < 0.001）和领导力（r = 0.75，p < 0.001）均呈正相关。声望也与领导力呈正相关（r = 0.29，p < 0.001）。与第一波数据类似，这些结果表明，在线游戏环境中，支配力、声望和领导力构成了一个一致的社会权力倾向群。H1a、H1b和H1c假设得到了支持。

社会权力动机与性别特质之间的相关性
三种社会权力动机均与男性特质呈正相关。支配力与男性特质相关性强（r = 0.72，p < 0.001）；声望呈中等程度的正相关（r = 0.34，p < 0.001）；领导力的相关性最强（r = 0.80，p < 0.001）。相比之下，没有任何社会权力动机与女性特质显著相关（所有p ≥ 0.05）。这种模式与第一波数据相似，表明社会权力取向与男性特质取向一致，但与女性特质取向不一致。H2a、H2c和H2e假设得到了支持，而H2b、H2d和H2f假设没有得到支持。

社会权力动机与游戏内攻击性之间的相关性
以相同的方式检验了第二波数据的攻击性模型，因为支配力和领导力再次显示出显著的重叠。层次回归分析了在控制了每周游戏时间、主要角色和等级后，支配力、声望和领导力是否能够预测游戏内攻击性。基线协变量无法解释攻击性，F(3, 190) = 0.47，p = 0.703。将三种社会权力动机纳入模型后，模型拟合度显著提高，ΔR2 = 0.252，并且在整体上具有统计学意义，F(6, 187) = 10.90，p < 0.001。在完整模型中，所有三种动机都是显著的预测因子：支配力与攻击性呈正相关（β = 0.40，p < 0.001）；声望与攻击性呈正相关（β = 0.28，p < 0.001）；领导力则呈现负相关（β = -0.58，p < 0.001）。由于支配力和领导力之间存在强相关性，我们进行了额外的单因子模型作为补充性探索性分析，以澄清多变量系数的解释。当单独引入领导力作为控制变量后，其系数仅为边缘显著（p = 0.061）。当支配力作为控制变量后单独引入时，它与攻击性呈独立关联（β = 0.21，p = 0.005）。与第一波数据类似，当模型中包含支配力时，负系数更为显著。鉴于领导力和支配力之间的强相关性（r = 0.752），以及完整模型中可接受的但非微不足道的共线性诊断结果（领导力：VIF = 3.758，tolerance = 0.266；支配力：VIF = 3.414，tolerance = 0.293），第二波数据再次表明这种效应是条件性的而非简单的零阶保护关系。因此，较高的支配力和声望与较高的攻击性相关，而领导力的系数应谨慎解读。H3a假设再次得到支持，H3c假设仅在多变量模型中得到支持，但H3b假设没有得到支持（效应方向相反；见表4）。

表4
预测变量对 β t值 Tolerance VIF
预测游戏内攻击性（社会权力动机）
支配力 – 攻击性 0.404 3.540 <0.001 0.293 3.414
声望 – 攻击性 0.284 3.736 <0.001 0.657 1.521
领导力 – 攻击性 -0.579 -4.839 <0.001 0.266 3.758

预测游戏内攻击性（性别特质）
男性特质 – 攻击性 0.025 0.235 0.814 0.329 3.038
女性特质 – 攻击性 -0.191 -3.056 0.003 0.976 1.024

标准化回归估计反映社会权力动机、性别特质和游戏内攻击性之间的关系（第二波数据）。
回归值为控制了等级、每周游戏时间和角色的层次模型中的标准化β系数。N = 194。对于社会权力动机模型，R2change = 0.252，Fchange(3, 187) = 21.18，p < 0.001。当单独引入领导力作为控制变量时，其效果仅为边缘显著（p = 0.061）；但在包含支配力和声望的多变量模型中，其更强的负系数显现出来。完整社会权力模型中的共线性诊断结果是可接受的，但表明领导力和支配力之间存在显著的重叠。

性别特质与游戏内攻击性之间的相关性
第二次层次回归分析了在相同协变量下，男性特质和女性特质是否能够预测攻击性。将两种性别特征纳入模型后，模型得到改善，ΔR2 = 0.036，并且在整体上具有统计学意义，F(8, 185) = 9.67，p < 0.001。女性特质与攻击性呈负相关（β = -0.19，p = 0.003），而男性特质没有显著的预测作用（β = 0.03，p = 0.814）。这些结果表明，在线游戏环境中，女性特质取向与较低的攻击性相关，而在控制了其他变量后，男性特质并未显示出可靠的关联。H4b假设得到支持，但H4a假设没有得到支持。

讨论
总体而言，两波数据的结果一致支持了大多数假设。对于H1，三个社会权力动机之间的相互关系（H1a–H1c）在两波数据中都得到了支持。对于H2，男性特质与支配力、声望和领导力均呈正相关（支持H2a、H2c和H2e）。只有在第一波数据中，女性特质与声望呈轻微的正相关，为H2d假设提供部分支持。然而，女性特质既没有负相关于支配力（H2b），也没有正相关于领导力（H2f），因此这两个假设没有得到支持。对于H3，支配力在两波数据中都与攻击性呈正相关，而只有当同时考虑这三个动机时，领导力才呈现出负相关。与H3b假设相反，声望预测了更高的攻击性。对于H4，女性特质始终预测了较低的攻击性（支持H4b），而在控制了等级、每周游戏时间、主要角色、支配力、声望和领导力后，男性特质并未显著预测攻击性，因此H4a假设没有得到支持。

总之，大多数关于社会权力动机的假设得到了支持，而涉及女性特质和声望的预测结果则呈现混合或相反的模式。更广泛地说，这些结果表明，在线游戏环境中的攻击性受到玩家追求地位的方式以及他们带来的性别特质的影响。

社会权力动机之间的相关性
我们的研究发现在《皇室战争》（HoK）玩家中，支配力、声望和领导力动机之间存在强烈的相关性。这与先前的研究结果一致，这些因素被认为共同驱动着对社会影响力的追求。例如，Suessenbach等人（2019）验证了支配力、声望和领导力作为统一的权力动机中的不同但适度相关的维度。在我们的游戏背景下，这些相关性甚至更高，表明追求某种形式地位的玩家也倾向于追求其他形式的地位。这种高度的重叠可能反映了竞技游戏中的普遍权力取向：渴望在游戏中具有影响力的人通常也渴望支配力、钦佩和权威。这与地位寻求是基本人类动机的观点一致（Li等人，2024b）。竞技多人游戏创造了一个微型世界，在其中进化理论中确定的两种获取地位的途径——强制性的支配力和通过成就获得的声望——经常交织在一起（Cheng等人，2013）。事实上，以个体为中心的研究发现许多人都同时具备这三种动机的高水平。例如，Li等人（2024b）确定了一种“超支配力”特征，表现为支配力、声望和领导力的同时高企。我们的数据也表明，渴望权力的HoK玩家在多个地位动机上得分较高，而不是只专注于其中一种。

尽管这些动机存在重叠，但它们并非完全冗余。Suessenbach等人（2019）和其他人报告的中等程度相关性表明每个动机仍然具有一定的独特性（例如，支配力强调恐吓，声望强调获得尊重）。我们在两项调查中的持续高相关性强化了这种关系的稳定性，表明它是一种类似特质的持久现象，而不仅仅是一次性测量误差。不过，第二波数据中声望与领导力的相关性略有下降，这表明可能存在一定程度的波动。然而，核心模式仍然存在：喜欢掌控他人（领导力）或赢得钦佩（声望）的人往往也渴望支配力。一种解释是，在《皇室战争》环境中取得成功可能需要玩家结合声望和支配力：展示技能以获得尊重，同时行使权威以提高排名或领导团队。随着时间的推移，这些动机可能会相互强化。以声望为导向的玩家可能会采取一些支配性行为来指导队友，而以支配力为导向的玩家也可能通过高表现来寻求声望。这种互动反映了现实世界领导者常常结合多种权力策略的观点（Li等人，2024b）。这也与地位特征理论相符，即受尊敬的（“有声望的”）个体通常能够获得影响力，从而有能力采取支配性行动。

社会权力动机与性别特质之间的相关性
Eagly（2013）的结构视角认为，性别特质源于分配给男性和女性的不同社会角色。由于女性通常处于强调慷慨、关怀和养育的社群角色中，因此预期她们会表现出这些特质。相比之下，男性则处于强调自主性、任务导向行为和支配性的角色中（Littlejohn和Foss，2009）。我们的研究将这一模式扩展到移动游戏环境中，社会权力动机与男性特质一致，而与女性特质关系不大。较高的男性特质与更强的支配力、声望和领导力动机相关。高度的女性特质与这些动机的关联较弱或不一致，这与性别角色理论一致，即认为认为自己更具男性特质的人更渴望支配或领导。当前结果扩展了这一观点：在《皇室战争》中，寻求游戏内地位的玩家倾向于表现出“男性”取向。

性别特质与游戏内攻击性之间的相关性
第二次层次回归测试了在相同协变量下，男性特质和女性特质是否能够预测攻击性。将两种性别特征纳入模型后，模型得到改善，ΔR2 = 0.036，并且在整体上具有统计学意义，F(8, 185) = 9.67，p < 0.001。女性特质与攻击性呈负相关（β = -0.19，p = 0.003），而男性特质没有显著的预测作用（β = 0.03，p = 0.814）。这些结果表明，在线游戏环境中，女性特质取向与较低的攻击性相关，而在控制了其他变量后，男性特质并未显示出可靠的关联。H4b假设得到支持，但H4a假设没有得到支持。

讨论
简要总结
在两波数据中，大多数假设都得到了一致的支持。对于H1，所有三个预测的社会权力动机之间的相互关系（H1a–H1c）在两波数据中都得到了支持。对于H2，男性特质与支配力、声望和领导力均呈正相关（支持H2a、H2c和H2e）。仅在第一波数据中，女性特质与声望呈轻微的正相关，为H2d假设提供了部分支持。然而，女性特质既没有负相关于支配力（H2b），也没有正相关于领导力（H2f），因此这两个假设没有得到支持。对于H3，支配力在两波数据中都与攻击性呈正相关，而只有当同时考虑这三个动机时，领导力才呈现出负相关。与H3b假设相反，声望预测了更高的攻击性。对于H4，女性特质始终预测了较低的攻击性（支持H4b），而在控制了等级、每周游戏时间、主要角色、支配力、声望和领导力后，男性特质并未显著预测攻击性，因此H4a假设没有得到支持。

总体而言，大多数关于社会权力动机的假设得到了支持，而涉及女性特质和声望的预测结果则呈现混合或相反的模式。更广泛地说，这些结果表明，在线游戏中的攻击性受到玩家追求地位的方式以及他们带入这些互动中的性别特质的有意义影响。

社会权力动机之间的相互关系
我们的研究发现，《皇室战争》玩家中的支配力、声望和领导力动机之间存在强烈的相互关系。这与先前的研究结果一致，这些因素被认为共同推动了对社会影响力的追求。例如，Suessenbach等人（2019）验证了支配力、声望和领导力是统一权力动机中的不同但适度相关的维度。在我们的游戏情境中，这些相关性甚至更高，表明追求某种形式地位的玩家往往也追求其他形式的地位。这种高度的重叠可能反映了竞技游戏中的普遍权力取向：渴望在游戏中具有影响力的人通常也渴望支配力、钦佩和权威。这与地位寻求是基本人类动机的观点一致（Li等人，2024b）。竞技多人游戏创造了一个微缩世界，在这个世界中，进化理论中确定的两种获取地位的途径——强制性的支配力和通过成就获得的声望——经常交叉（Cheng等人，2013）。事实上，以个体为中心的研究发现许多人都同时具备这三种动机的较高水平。例如，Li等人（2024b）确定了一种“超支配力”特征，表现为支配力、声望和领导力的同时高企。我们的数据也表明，渴望权力的HoK玩家在多个地位动机上得分较高，而不是只专注于其中一种方法。

尽管这些动机存在重叠，但它们并非完全冗余。Suessenbach等人（2019）和其他人报告的中等程度相关性表明每个动机仍保持一定的独特性（例如，支配力强调恐吓，声望强调获得尊重）。我们在两项调查中的持续高相关性加强了这种关系的特质性稳定性的观点。如果有的话，第二波数据中外声望与领导力之间的相关性略有下降，这表明存在一些波动。然而，核心模式仍然存在：那些喜欢掌控他人（领导力）或获得钦佩（声望）的人也常常渴望支配力。一种解释是，在《皇室战争》环境中取得成功可能需要玩家结合声望和支配力：通过展示技能来获得尊重，同时行使权威以提高排名或领导团队。随着时间的推移，这些动机可能会相互强化。以声望为导向的玩家可能会采取一些支配性行为来引导队友，而以支配力为导向的玩家也可能通过高表现来寻求声望。这种互动呼应了现实世界领导者常常整合多种权力策略的观点（Li等人，2024b）。这也与地位特征理论相符，即受尊敬的（“有声望的”）个体通常能够获得使他们能够采取支配性行动的影响力。

社会权力动机与性别特质之间的相关性
Eagly（2013）的结构观点认为，性别特质源于分配给男性和女性的不同社会角色。由于女性通常处于强调慷慨、关怀和养育的社群角色中，因此预期她们会表现出这些特质。相比之下我们的数据与以下解释一致：在在线竞技游戏的背景下，追求主导地位的玩家更有可能表现出攻击性行为。正如Buss和Shackelford（1997）所指出的，攻击性和竞争可能是“并行”的，其目的是提升个体在等级体系中的地位或权力。在像《激战》（HoK）这样的排名赛中，以主导地位为目标的玩家可能会对表现不佳的队友进行辱骂，以此来显示自己的优越性。虽然这种行为会破坏社交环境，但玩家也可能从中感受到控制感或羞辱感。

关于领导力的研究结果需要更加谨慎对待。在第一波调查中，领导力动机与攻击性没有表现出显著关联；在第二波调查中，这一关联也很微弱。只有当将领导力纳入同一模型时，领导力的负面影响才显现出来。由于在两波调查中领导力和主导地位之间存在强相关性，因此更恰当的解释是：领导力本身并不会直接降低攻击性，而是领导力中与主导地位不同的成分与较低的攻击性相关。这一模式与这样的观点相符，即在一些团队游戏中，某些形式的竞争更多是出于协作目的，而非强制性。

最令人意外的是，追求声望的动机反而与攻击性呈正相关，这与我们的初步预期相反。我们认为，注重声望的玩家会避免那些可能损害自己声誉的公开攻击行为。然而，在两波调查中，较高的声望动机与更多的自我报告的攻击行为相关。一个合理的解释是，在高度评价的竞争环境中，对声望的追求并不总是以促进社会和谐的方式表现出来。当表现、排名或声誉成为关键因素时，那些强烈追求认可和地位的玩家也可能表现出更具对抗性的行为。关于地位和攻击性的研究表明，当声誉受到威胁时，即使平时不具攻击性的人也可能采取攻击行为来捍卫或提升自己的地位（Bock和Brown，2021年）。

在考察性别角色特征时，我们发现女性特质对抑制游戏中的攻击性具有保护作用，而男性特质在控制了其他变量后，并未显示出显著的预测效果。在我们的回归模型中，具有较高女性特质得分的玩家报告的攻击行为较少，而男性特质水平与攻击频率之间没有明显线性关系。这一模式与众多研究结果一致，这些研究表明女性特质往往与温和和避免冲突相关。自认为是温暖、有同情心且善解人意的个体（具有较高女性特质）在人际冲突中更倾向于采取非攻击性方式。Malonda-Vidal等人（2021年）提供了支持证据：在青少年中，具有较强女性认同感的个体表现出较低的攻击性，这种效应通过更好的情绪调节能力和同理心得到了中介。女性特质有助于培养帮助玩家保持冷静的技能和价值观（如同理心），因此她们可能不会轻易攻击他人。我们的发现支持了这种关于声望与攻击性关系的观点。

值得注意的是，尽管传统理论认为高男性特质应与更高的攻击性相关，但在控制了游戏体验和动机变量后，男性特质本身并未成为显著的预测因素。这一结果具有启发性，也与传统观点相悖。一种可能的解释是，男性特质对攻击性的影响是间接的或取决于具体情境。在我们的样本中，男性特质与主导动机密切相关，而主导动机又是攻击性的强预测因子。这可能是因为男性特质主要通过培养主导地位的欲望和不惜一切代价取胜的心态来促进攻击性。当考虑到这些特定动机或游戏投入的强度（如游戏时间、排名等）时，男性特质对攻击性的解释作用就很有限了。

女性特质作为唯一显著预测较低攻击性的因素，突显了同理心和人际敏感性在抑制攻击性行为中的重要作用。具有女性特质的游戏玩家可能因为更加关注他人的感受或更不愿意造成伤害而克制自己的攻击行为。她们也可能内化反对攻击性的规范（例如，“好的团队成员应该互相支持，而不是攻击他人”），这降低了她们在压力下采取攻击行为的可能性。相反，重视果断性和主导地位的男性玩家可能认为有更多的理由表达愤怒，但在我们的数据中，他们的攻击行为表现出很大变异性。值得注意的是，女性特质与攻击性的负相关关系在两个时间点上都非常显著，表明这种关联在这个样本中相对稳定。

总体而言，这项研究揭示了在线竞技环境中攻击性与几种动机之间的复杂关系。虽然领导力和主导地位都与攻击性相关，但只有将它们结合在一起时才能更全面地理解这种关系。未来的研究应该采用更稳健的方法，例如考虑不同时间点的数据、更多样化的样本以及更复杂的模型，以更准确地评估这些动机和行为之间的动态稳定性和个体内部的变化。此外，引入行为指标、同伴报告或其他不易受到社会期望影响的测量方法将有助于更全面地了解这些现象。