韓璞 張鳳 雷秀雅

摘要探索繪畫測(cè)驗(yàn)與量表測(cè)驗(yàn)所反映的兒童自我權(quán)力感知之間的關(guān)系，考察繪畫測(cè)驗(yàn)對(duì)兒童權(quán)力感知的預(yù)測(cè)作用。本研究采用自我權(quán)力感知量表與學(xué)校動(dòng)力繪畫相結(jié)合的方法，對(duì)912名3～6年級(jí)兒童進(jìn)行問卷調(diào)查以及繪畫測(cè)驗(yàn)。選取繪畫中人物大小、人物間距離的指標(biāo)，將繪畫指標(biāo)得分與自我權(quán)力感知量表得分進(jìn)行相關(guān)分析。結(jié)果表明：（1）兒童的學(xué)校動(dòng)力繪畫中的老師大小、自己大小及同伴大小指標(biāo)得分與自我權(quán)力感知量表總分之間呈正相關(guān)；（2）兒童的學(xué)校動(dòng)力繪畫中的距離指標(biāo)得分與自我權(quán)力感知量表總分之間的相關(guān)無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。研究結(jié)果顯示學(xué)校動(dòng)力繪畫測(cè)驗(yàn)，對(duì)于3～6年級(jí)兒童自我權(quán)力感知的測(cè)量具有一定程度的有效性。

關(guān)鍵詞小學(xué)生；學(xué)校動(dòng)力畫；繪畫特征；自我權(quán)力感知

分類號(hào)B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2018.09.0021引言

權(quán)力既作為社會(huì)結(jié)構(gòu)變量，也作為心理學(xué)變量（Galinsky，Gruenfeld，& Magee，2003）。在心理學(xué)領(lǐng)域，以“權(quán)力感”“自我權(quán)力感知”等詞語呈現(xiàn)。權(quán)力是一種抽象概念，對(duì)于抽象概念的理解，個(gè)體往往將其具體于現(xiàn)實(shí)中的概念或事物，權(quán)力線索即權(quán)力的各種心理表征形式，存在于感知覺等多個(gè)通道，幫助我們?cè)u(píng)價(jià)他人的權(quán)力感（魏秋江，2012）。以往研究中，曾有研究者將權(quán)力定義為在社會(huì)關(guān)系中對(duì)資源的不對(duì)稱控制 （Thibaut & Kelley，1959），Emerson（1962）認(rèn)為權(quán)力存在于社會(huì)關(guān)系中相互依賴的人與人之間，或者群體與群體之間，屬于社會(huì)關(guān)系的特征之一。Galinsky，Magee，Gruenfeld 和 Whitson（2008）也指出，權(quán)力能夠在一定的社會(huì)情境和關(guān)系中發(fā)揮作用，且可以在該社會(huì)情境或者關(guān)系中的資源與行為結(jié)果進(jìn)行非對(duì)稱的控制。還有研究者認(rèn)為，自我權(quán)力感知也稱自我權(quán)力特質(zhì)，是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己影響他人能力的知覺（Anderson，John，& Keltner，2012，Keltner，Gruenfeld，& Anderson，2003）， 屬于個(gè)體的認(rèn)知層面。綜合研究者有關(guān)權(quán)力的定義可以發(fā)現(xiàn)，首先，權(quán)力可能代表著個(gè)體在社會(huì)結(jié)構(gòu)中的等級(jí)，社會(huì)中不同角色的個(gè)體在不同的社會(huì)情境與關(guān)系中擁有不同的權(quán)力；其次，權(quán)力的本質(zhì)是控制，擁有資源才能夠采取控制；再次，權(quán)力是個(gè)體所具備的一種控制能力，并且能夠促進(jìn)個(gè)體實(shí)現(xiàn)目標(biāo)。

研究者最早提出學(xué)校動(dòng)力畫，是作為投射測(cè)驗(yàn)且用于評(píng)估兒童對(duì)于自己、教師以及同伴的認(rèn)知（Prout & Phillips，1974）。兒童繪畫中人物間的距離、人物的大小尺寸等指標(biāo)可以表明兒童對(duì)他人的認(rèn)知，這其中也包含著對(duì)于權(quán)力的隱喻。有研究者對(duì)學(xué)前5～7歲兒童繪畫中的人物社會(huì)地位的大小隱喻進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)學(xué)前兒童繪畫中社會(huì)地位高的人畫得較大，將社會(huì)地位低的人畫的較小，與老師相比，繪畫中的園長(zhǎng)更大（吳念陽，陳纖纖，吳燕，錢海燕，2016），這說明，繪畫作為兒童心理表征的一種方式呈現(xiàn)出社會(huì)地位的大小隱喻，反映了其對(duì)于權(quán)力概念的理解，而且這的確反映了兒童會(huì)將權(quán)力大的人（如，園長(zhǎng)）的尺寸畫得比老師的人物尺寸大。前人將兒童在繪畫中的各項(xiàng)指標(biāo)作為自變量探討其對(duì)于兒童的影響，如國外研究者指出，學(xué)校動(dòng)力畫與兒童的學(xué)習(xí)成績(jī)密切相關(guān)，學(xué)業(yè)成績(jī)低的兒童，將教師和自己的尺寸畫得更小，他們與老師及同伴的距離更大（Prout & Celmer，1984），國內(nèi)研究者也指出，教師尺寸大小與兒童的學(xué)業(yè)成績(jī)正相關(guān)（黃喜珊，張琳，馬曉輝，肖冬梅，2013）。個(gè)體具有將物理空間上的大小知覺線索和權(quán)力概念進(jìn)行自動(dòng)化匹配的社會(huì)認(rèn)知特點(diǎn)（鐘毅平，許文娟，易文婷，楊子鹿，2015），繪畫中的大小、距離等均為權(quán)力知覺的空間線索，

小學(xué)3～6年級(jí)是兒童的抽象思維開始趨于成熟的階段，也是其在人際交往中由被動(dòng)逐步轉(zhuǎn)為主動(dòng)的階段（高欣羽，程亞華，李虹，張潔，丁鳳姣， Nguyen-Jahiel，崔彥梅，2015）。此階段，兒童開始在各種社會(huì)關(guān)系中，不斷體驗(yàn)和探索自己與他人的相處模式，這種體驗(yàn)與探索對(duì)于其今后的人際交往能力有著極其重要的影響。不同權(quán)力感高低的個(gè)體在行為表現(xiàn)上存在差異，權(quán)力感高的個(gè)體說話時(shí)，通常聲音洪亮，眼睛直視伙伴，權(quán)力感低的個(gè)體說話聲音較小，眼神不會(huì)直視對(duì)方（Gülgz & Gelman，2016）。兒童的自我權(quán)力感知高低能有效預(yù)測(cè)其在人際關(guān)系中的行為表現(xiàn)，比如低權(quán)力感知的兒童更有可能服從他人的命令，兒童對(duì)他們權(quán)力的準(zhǔn)確感知，能幫助他們?cè)谏鐣?huì)交往中采取適當(dāng)?shù)男袨椋˙rey & Shutts，2015）。因此，了解該階段兒童個(gè)體對(duì)自己影響他人能力的知覺特性意義重大。

心理技術(shù)與應(yīng)用6卷

9期韓 璞張 鳳等： 不同自我權(quán)力感知兒童的學(xué)校動(dòng)力繪畫特征

有研究顯示，學(xué)校動(dòng)力畫中呈現(xiàn)對(duì)于自己的認(rèn)知，同時(shí)呈現(xiàn)兒童人際互動(dòng)中的兩種關(guān)鍵角色——處于垂直關(guān)系的教師，處于平行關(guān)系的朋友，兒童入學(xué)后，教師是社會(huì)賦予的權(quán)威，掌握著一定的資源（比如知識(shí)、管理班級(jí)、分配任務(wù)等），擁有權(quán)力，并且權(quán)力感具有普遍性，每個(gè)兒童具有對(duì)自我權(quán)力感知的特質(zhì)。兒童時(shí)期的自我權(quán)力感知與成年后的自我權(quán)力感知相關(guān)，高權(quán)力感的人比低權(quán)力感的人更具有人際敏感性（鐘毅平，張珊明，陳蕓，2013）。兒童自我權(quán)力感知影響其同伴關(guān)系和師生關(guān)系。

基于以上研究，本研究擬將兒童繪畫中的大小和距離指標(biāo)作為因變量，具體分析與兒童繪畫認(rèn)知能力發(fā)展相關(guān)的基本特征，主要探討自我權(quán)力感知與兒童學(xué)校動(dòng)力畫的大小和距離指標(biāo)的關(guān)系。本研究采用繪畫測(cè)驗(yàn)的方式對(duì)兒童權(quán)力感知實(shí)施測(cè)量，能夠使兒童權(quán)力感知在研究方法上趨于豐富，加之繪畫測(cè)驗(yàn)的操作性和動(dòng)態(tài)特點(diǎn)，使得測(cè)量更加符合兒童特性，會(huì)更加得到兒童的配合，進(jìn)而獲得更多信息量；在實(shí)踐上，繪畫測(cè)量的經(jīng)濟(jì)省時(shí)的特點(diǎn)，便于研究者和臨床工作者操作，其視覺化呈現(xiàn)特點(diǎn)也會(huì)更加直接清晰地反映兒童權(quán)力感知特性。

2研究方法

21研究對(duì)象

本研究以3～6年級(jí)兒童為研究對(duì)象，采用方便抽樣整班施測(cè)的方法，目標(biāo)樣本從北京兩所小學(xué)及深圳兩所小學(xué)選取，三年級(jí)到六年級(jí)，共計(jì)912例兒童，其年齡范圍為8～12歲（M=987，SD=123），其中男生463例，女生449例。

22個(gè)人權(quán)力感知量表

采用個(gè)人權(quán)力感知問卷（Anderson & Galinsky，2006），目的是測(cè)量不同個(gè)體的權(quán)力特質(zhì)或?qū)ψ晕覚?quán)力的感知，該量表共8個(gè)項(xiàng)目。預(yù)施測(cè)時(shí)發(fā)現(xiàn)3～6年級(jí)小學(xué)生能夠理解問卷的項(xiàng)目，在本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為084，所以適用于該樣本群體。采用7點(diǎn)評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)，從1“完全不一致”到7“完全一致”，得分越高，表示個(gè)人權(quán)力感越高。

23繪畫測(cè)驗(yàn)

兒童以學(xué)校動(dòng)力圖為主題進(jìn)行繪畫，具體要求：在一張A4白紙上，進(jìn)行繪畫，畫中有老師，自己，以及自己的1-2個(gè)朋友，畫好了之后標(biāo)明各個(gè)人物?；谇叭搜芯恐刑岢龅膶W(xué)校動(dòng)力畫編碼和評(píng)分細(xì)則（Anrews & Janzen，1988），結(jié)合本研究目的，選取學(xué)校動(dòng)力畫中的人物大小和人物間距離作為繪畫編碼指標(biāo)，人物大小的測(cè)量是以頭腳中線以測(cè)量高度距離，人物間的距離是測(cè)量人物中線中心之間的距離（單位：厘米）。

24數(shù)據(jù)分析

采用SPSS190中文版統(tǒng)計(jì)軟件，首先對(duì)繪畫各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。接著對(duì)各因變量進(jìn)行差異檢驗(yàn)，參考前人研究中（鐘毅平，張珊明，陳蕓，2013），將得分為35分作為高低自我權(quán)力感者的分界，將自我權(quán)力感知得分分組作為分類變量，參與差異分析，且進(jìn)一步通過簡(jiǎn)單效應(yīng)分析自我權(quán)力感知的作用。將自我權(quán)力感知作為連續(xù)變量，運(yùn)用回歸分析，探討其對(duì)于繪畫各指標(biāo)的預(yù)測(cè)作用。

25研究程序

研究對(duì)象先填寫自我權(quán)力感知量表，接著主試要求研究對(duì)象在A4白紙上，進(jìn)行學(xué)校動(dòng)力畫的繪制，每次均有兩名實(shí)驗(yàn)主試在班級(jí)中進(jìn)行指導(dǎo)語的講解，統(tǒng)一收回量表與繪畫。每次測(cè)驗(yàn)平均時(shí)間為20～30分鐘。

3結(jié)果

31不同年級(jí)自我權(quán)力感量表與繪畫測(cè)驗(yàn)指標(biāo)得分情況將兒童的自我權(quán)力感量表得分與繪畫測(cè)驗(yàn)指標(biāo)得分進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，本研究中，繪畫測(cè)驗(yàn)指標(biāo)包括人物大小和人物間距離，繪畫人物有三種類型：老師、自己、同伴，人物之間的距離有兩種類型：自己-老師、自己-同伴。對(duì)不同年級(jí)兒童繪畫中的大小及人物間距離指標(biāo)和量表得分進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

32不同性別自我權(quán)力感量表與繪畫測(cè)驗(yàn)指標(biāo)得分情況不同性別兒童繪畫中的大小及人物間距離指標(biāo)和量表得分進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

在自我權(quán)力感知得分上，兒童存在顯著性別差異，女生自我權(quán)力感高于男生。在繪畫測(cè)驗(yàn)指標(biāo)上，兒童繪畫中人物尺寸呈現(xiàn)出顯著的性別差異，女生所畫人物大小均大于男生所畫人物大小，老師大小指標(biāo)t=486，p<0001，自己大小指標(biāo)t=389，p<0001，同伴大小指標(biāo)t=258，p<005。人物間距離無顯著性別差異。

33繪畫測(cè)驗(yàn)與自我權(quán)力感量表的相關(guān)分析為了探究繪畫測(cè)驗(yàn)指標(biāo)與自我權(quán)力感知高低的關(guān)系，采用相關(guān)分析進(jìn)行檢驗(yàn)。繪畫測(cè)驗(yàn)與權(quán)力感量表得分之間的相關(guān)結(jié)果如表3所示。

表3繪畫測(cè)驗(yàn)與量表得分之間的相關(guān)性

項(xiàng)目老師大小自己大小同伴大小自己-老師距離自己-同伴距離自我權(quán)力感010 瘙 毐瘙 毐 010 瘙 毐瘙 毐 010 瘙 毐瘙 毐 005002

相關(guān)分析結(jié)果表明，兒童自我權(quán)力感量表得分與繪畫測(cè)驗(yàn)中老師大小、自己大小、同伴大小得分呈顯著正相關(guān)。兒童自我權(quán)力感量表得分與繪畫測(cè)驗(yàn)中自己-老師距離、自己-同伴距離之間的相關(guān)無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（均p>005）。

34繪畫測(cè)驗(yàn)與自我權(quán)力感量表的回歸分析

為了進(jìn)一步探究?jī)和晕覚?quán)力感對(duì)繪畫測(cè)驗(yàn)指標(biāo)的影響，采用多元線性回歸方法，以自我權(quán)力感作為自變量，以繪畫測(cè)驗(yàn)的各指標(biāo)為因變量進(jìn)行回歸分析，如表4。

結(jié)果表明，自我權(quán)力感對(duì)繪畫中老師大小存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=020，p<001），自我權(quán)力感對(duì)繪畫中自己大小存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=010，p<001），自我權(quán)力感對(duì)繪畫中同伴大小存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β=010，p<001）。而自我權(quán)力感對(duì)自己-老師距離和自己-同伴距離的預(yù)測(cè)作用無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p>005）。

4討論

首先，在本研究結(jié)果顯示，不同年級(jí)兒童自我權(quán)力感知存在顯著差異，隨著年級(jí)增長(zhǎng)，自我權(quán)力感知呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，五六年級(jí)學(xué)生自我權(quán)力感知水平顯著高于三四年級(jí)學(xué)生。正驗(yàn)證學(xué)齡期兒童抽象思維趨于成熟的階段，對(duì)于自我權(quán)力這個(gè)抽象的認(rèn)知開始發(fā)展。自我權(quán)力感知越高的人，在人際關(guān)系中越采取主動(dòng)交往行為，學(xué)齡兒童在人際交往中由被動(dòng)逐漸轉(zhuǎn)為主動(dòng)。另外在自我權(quán)力感知得分上存在顯著的性別差異，女生自我權(quán)力感知顯著高于男生。因?yàn)閮和J(rèn)知和社會(huì)發(fā)展方面存在性別差異，青春期之前女生比男生發(fā)展速度快（高欣羽，程亞華， 李虹， 張潔， 丁鳳姣， Nguyen-Jahiel， 崔彥梅，2015）。在人際交往中女生往往比男生更為主動(dòng)。

其次，在學(xué)校動(dòng)力繪畫方面，有顯著的性別差異，女生所畫的自己、老師和同伴大小均大于男生所畫，表明學(xué)校動(dòng)力繪畫中人物大小指標(biāo)能夠一定程度呈現(xiàn)自我權(quán)力感水平，與本研究假設(shè)一致。而繪畫測(cè)驗(yàn)中人物間距離指標(biāo)沒有顯著差異，表明3～6年級(jí)兒童在與老師及同伴交往過程中人際距離的穩(wěn)定性。

再次，本研究的相關(guān)分析表明，3～6年級(jí)兒童的學(xué)校動(dòng)力繪畫測(cè)驗(yàn)中，人物大小與自我權(quán)力感知量表所反映的兒童自我權(quán)力感知較一致。這顯示學(xué)校動(dòng)力繪畫在兒童自我權(quán)力感知的測(cè)量中具有一定程度的有效性。在中國文化背景下，隱喻是一種表征心理狀態(tài)和認(rèn)知客觀事物的方式，人們通常通過空間的大小等來表征權(quán)力。權(quán)力具有大小隱喻，研究者們通過實(shí)驗(yàn)指出，空間上大的與高權(quán)力聯(lián)系，空間上小的與低權(quán)力聯(lián)系（鐘毅平，許文娟，易文婷，楊子鹿，2015）。并且，有研究者指出，人們將高權(quán)力知覺為大的，將低權(quán)力知覺為小的，并且權(quán)力概念與空間大小概念具有雙向作用，權(quán)力可以產(chǎn)生大小效應(yīng)，同時(shí)采用空間大小可以有效的啟動(dòng)權(quán)力概念（唐佩佩，葉浩生，杜建政，2015），因此，權(quán)力與空間上的大小進(jìn)行雙向心理表征，具有空間大小效應(yīng)。由此可見，可以從權(quán)力的空間大小隱喻的角度，來解釋繪畫中人物的空間大小含義，繪畫人物尺寸大與高權(quán)力聯(lián)系，繪畫人物尺寸小與低權(quán)力聯(lián)系。

權(quán)力感影響個(gè)體對(duì)他人的認(rèn)知（韋慶旺，鄭全全，俞國良，2010），本研究還發(fā)現(xiàn)，兒童的自我權(quán)力感知正向預(yù)測(cè)自己大小、老師大小、同伴大小，這表明，兒童繪畫中的自我認(rèn)知、同伴認(rèn)知與其自我權(quán)力感知具有一致性，且兒童的自我權(quán)力感知與其對(duì)老師的權(quán)力認(rèn)知密切相關(guān)，兒童對(duì)于自我權(quán)力感知與對(duì)老師的地位認(rèn)知具有一致性，自我權(quán)力感知越高，則將老師尺寸畫的越大。也有研究指出，繪畫中人物的尺寸大小與其意義或者價(jià)值有關(guān)（La Voy， Pedersen，Reitz，Brauch，Luxenberg， & Nofsinger，2001），也與對(duì)他人的情感特征有關(guān)，兒童將“好”的人畫的更大，將“壞”的人畫的更?。˙urkitt，Barrett & Davis，2003），本研究中，老師尺寸越大，表明教師的地位越高，兒童傾向于對(duì)教師進(jìn)行積極評(píng)價(jià)，前人指出高權(quán)力者的認(rèn)知方式更加靈活，具有更多的積極情緒（劉聰慧，魏秋江，莊曉萍，王珺瑋，范庭衛(wèi)，2014），高自我權(quán)力感兒童可能會(huì)體驗(yàn)到更多的積極情緒，傾向于對(duì)教師也進(jìn)行正面的評(píng)價(jià)，將其畫得更大。

參考文獻(xiàn)

安秋玲， 陳國鵬（2003）. 不同年齡兒童對(duì)權(quán)威認(rèn)知水平的研究. 心理發(fā)展與教育， 19（3），17-22.

高欣羽， 程亞華， 李虹， 張潔， 丁鳳姣， Nguyen-Jahiel， K.，...崔彥梅 （2015）. 小學(xué)生領(lǐng)導(dǎo)力萌芽與發(fā)展的實(shí)證研究. 心理科學(xué)， 38（3）， 612-617.

黃喜珊， 張琳， 馬曉輝， 肖冬梅（2013）. 小學(xué)生學(xué)校動(dòng)力繪畫與學(xué)業(yè)成績(jī). 中國心理衛(wèi)生雜志， 27（1）， 38-42.

劉聰慧， 魏秋江， 莊曉萍， 王珺瑋， 范庭衛(wèi)（2014）. 權(quán)力對(duì)認(rèn)知的影響：?jiǎn)l(fā)式還是分析式？心理科學(xué)， 37（2）， 446-453.

唐佩佩， 葉浩生， 杜建政（2015）. 權(quán)力概念與空間大?。壕呱黼[喻的視角. 心理學(xué)報(bào)， 47（4）， 514-521.

韋慶旺， 鄭全全， 俞國良（2010）. 權(quán)力、社會(huì)動(dòng)機(jī)和問責(zé)對(duì)談判知覺、行為和結(jié)果的影響. 應(yīng)用心理學(xué)， 16（1）， 27-34.

魏秋江（2012）. 權(quán)力線索. 心理科學(xué). 35（6）， 1478-1483.

吳念陽， 陳纖纖， 吳燕， 錢海燕（2016）. 5-7歲兒童繪畫中社會(huì)地位的“大/小”隱喻表征. 心理與行為研究， 14（1）， 50-56.

張艷平 （2015）. 大學(xué)新生自我意識(shí)與心理健康——基于自畫像分析. 社會(huì)心理科學(xué)， 30（8）， 71-75.

鐘毅平， 許文娟， 易文婷， 楊子鹿 （2015）. 權(quán)力相關(guān)詞語判斷的大小效應(yīng)及其可控性. 心理科學(xué)， 38（2）， 383-387.

鐘毅平， 張珊明， 陳蕓（2013）. 不同權(quán)力者人際敏感性的差異. 中國臨床心理學(xué)雜志， 21（1）， 62-65.

Anderson， C.， & Galinsky， A. D. （2006）. Power， optimism， and risk-taking. European Journal of Social Psychology， 36（4）， 511-536.

Anderson， C.， John O. P.， & Keltner， D. （2012）. The personal sense of power. Journal of personality， 80（2）， 313-344.

Anrews， J， & Janzen H. （1988）. A global approach for the interpretation of the kinetic school drawing（KSD）： a quick scoeing sheet， reference guide，and rating scale. Psychology in the schools， 25（3），217-238.

Brey， E.， & Shutts， K. （2015）. Children use nonverbal cues to make inferences about social power. Child Dev， 86（1）， 276-286.

Burkitt， E.； Barrett， M. & Davis， A. （2003）. The effect of affective characterisations on the size of childrens drawings. British Journal of Developmental Psychology， 21（4）， 565-583.

Emerson， R. M. （1962）. Power-dependence relations. American Sociological Review， 27（2）， 31-40.

Galinsky， A. D.， Gruenfeld， D. H， & Magee， J. C. （2003）. From power to action. Journal of Personality and Social Psychology， 85（1）， 453-466.

Galinsky， A. D.， Magee， J. C.， Gruenfeld， D. H.， & Whitson， J. A. （2008）. Power reduces the press of the situation： implications for creativity， conformity， and dissonance. Journal of Personality and Social Psychology， 95（2）， 1450-1466.

Gülgz， S.， & Gelman， S. A. （2016）. Whos the boss？ concepts of social power across development. Child Development， 88（3）， 946-963.

Keltner， D.， Gruenfeld， D. H.， Anderson， C. （2003）. Power， approach， and inhibition. Psychological Review， 110（2）， 265-284.

La Voy S. K.， Pedersen W. C.， Reitz J. M.， Brauch A. A.， Luxenberg T. M.，& Nofsinger C. C.（2001）. Childrens drawing： A cross-cultural analysis from Janpan and the Unites States， School psychology international， 22（1），53-63.

Magee， J. C.， & Smith， P. K. （2013）. The Social Distance Theory of Power. Personality and Social Psychology Review， 17（2）， 158-186.

Prout， H T， & Celmer， D S. （1984）. A validity study of the kinetic school drawing technique， Psychology in the schools， 21（2），176-180.

Prout， H T， & Phillips， P D.（1974）. A cilnical note： the kinetic school drawing， Psychology in the schools， 11（3）， 303-306.

Richards， MPM， & Ross， H E. （1967）. Developmental changes in childrens drawings. British Journal of educational psychology，37（1），73-80.

Thibaut， J. W.， & Kelley， H. H. （1959）. The social psychology of groups. New York： Wiley.

The Relationships of Childrens Kinetic School Drawings and its Self-sense of PowerHAN Pu； ZHANG Feng； LEI Xiuya

（Department of Psychology， School of Humanities and Social Sciences， Beijing Forestry University， Beijing 100083， China）Abstract

To explore the characteristics of childrens kinetic school drawing tests and its relationship with self-sense of power. The study used the self-sense power questionnaire and the kinetic school drawings pointing test， the participants were 912 children from grade 3 to grade6. Results show that：（1）The size of teacher and themselves and friends of childrens kinetic school drawings were positively correlated with scores of the self-sense power scale；（2）yet there was insignificant correlation between the distance of childrens kinetic school drawings and scores of self-sense power scale. It suggests that the kinetic school drawing may reflect grade3-grade6 childrens self-sense of power.

Key words： the primary school students； the kinetic school drawing tests； characteristics of drawings； the self-sense of power心理技術(shù)與應(yīng)用2018， Vol.6， No.9， 528-536Psychology： Techniques and Applications

通訊作者： 陳必忠， Email： 18649823248@163.com

社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)與主觀幸福感：多重中介模型陳必忠（華南師范大學(xué)心理學(xué)院/心理應(yīng)用研究中心，廣州 510631）摘要為了探討線上積極反饋、社交自我效能感對(duì)社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)和主觀幸福感關(guān)系的多重中介模型。采用社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)問卷、線上積極反饋問卷、社交自我效能感量表、情緒平衡量表和生活滿意度量表對(duì)373名大學(xué)生進(jìn)行施測(cè)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)、線上積極反饋、社交自我效能感和主觀幸福感之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；線上積極反饋的中介作用不顯著，而社交自我效能感和線上積極反饋-社交自我效能感的序列中介作用顯著。因此，社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)不僅可以直接預(yù)測(cè)主觀幸福感，還可以通過社交自我效能感的單獨(dú)中介作用和“線上積極反饋-社交自我效能感”的序列中介作用預(yù)測(cè)主觀幸福感。

關(guān)鍵詞社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)；線上積極反饋；社交自我效能感；主觀幸福感；多重中介模型

分類號(hào)B842.2

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2018.09.0031引言

據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心于2018年發(fā)布的第41次《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截至2017年底，我國網(wǎng)民規(guī)模達(dá)到772億，普及率達(dá)到558%。隨之增長(zhǎng)的是社交網(wǎng)站和軟件的使用人群，一種主要面向熟人之間的信息與溝通的交流平臺(tái)，其中最常用的是微信朋友圈和QQ空間，在中國網(wǎng)民中的使用率分別達(dá)到了873%和644%（中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心， 2017）。隨著手機(jī)等即時(shí)通訊工具的日益普及，社交軟件這種集各種功能和技術(shù)為一體的互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)，它所提供的不同于見面式交往的形式成為了人們?nèi)粘Ｉ钪行蓍e娛樂的不可或缺的一個(gè)部分，必然會(huì)影響到人們的社會(huì)交往方式和人際關(guān)系，進(jìn)而對(duì)使用者的社會(huì)心理發(fā)展產(chǎn)生影響（劉璇， 2010）。因此，探討當(dāng)代網(wǎng)絡(luò)時(shí)代下社交媒體對(duì)年輕人的心理健康的影響，完善網(wǎng)絡(luò)心理學(xué)的理論體系，并提出相應(yīng)的建議和對(duì)策，是一個(gè)有意義的話題。

在使用社交網(wǎng)站的過程中，人們免不了會(huì)分享自己的生活和心情，也就是進(jìn)行自我呈現(xiàn)。自我呈現(xiàn)，是人們適應(yīng)社會(huì)生活的一種方式。在社會(huì)贊許性和控制交往結(jié)果的動(dòng)機(jī)的影響下，人們會(huì)竭力保持與社會(huì)形象相符的形象，以獲得他人的贊許和愉快的評(píng)價(jià)（Goffman， 1959）。而在社交網(wǎng)站中，人們可以通過資料搜索和可編輯的方式與其他使用者進(jìn)行交流，以及匿名環(huán)境下個(gè)體心理顧慮的減少，這就允許人們可以放心地進(jìn)行有選擇性的自我展示（Zhao， Grasmuck， & Martin， 2008）。因此，基于印象管理的需要，人們?cè)谏缃痪W(wǎng)絡(luò)上進(jìn)行自我呈現(xiàn)的過程中更傾向于做積極的自我呈現(xiàn)（Bareket， Moran， & Shahar， 2016）。

社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)，也就是有選擇性地在社交網(wǎng)站上展現(xiàn)自己社會(huì)理想化的形象（Tidwell， & Walther， 2010）。在日常生活中，面對(duì)面的積極自我呈現(xiàn)會(huì)給人帶來情緒上的愉悅感，讓人處于積極情緒的氛圍中，個(gè)體會(huì)感知到自己處于積極的心理狀態(tài)下或者專注于事情的積極面，這有利于個(gè)體在面對(duì)消極事件時(shí)的心理應(yīng)激狀態(tài)，保持一個(gè)樂觀的心態(tài)（Dunn， Biesanz， Human， & Finn， 2007）。而在社交網(wǎng)站環(huán)境下，研究發(fā)現(xiàn)Facebook用戶可以從自我肯定中獲得情感上的愉悅感，也就是說，在線用戶通過積極的自我呈現(xiàn)，他們可以獲得一個(gè)對(duì)抗威脅到自我的信息或事件的心理緩沖機(jī)制（Toma， 2010）?；谝陨涎芯堪l(fā)現(xiàn)，Kim和Lee（2011）對(duì)美國大學(xué)生社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)和主觀幸福感的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果表明社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)可以正向預(yù)測(cè)主觀幸福感?？上У氖?，他們并未發(fā)現(xiàn)社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)對(duì)主觀幸福感的影響機(jī)制。而國內(nèi)外眾多學(xué)者也發(fā)現(xiàn)社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)能帶來更高的自尊水平（鮑娜， 2014； 牛更楓， 鮑娜， 范翠英， 周宗奎， 孔繁昌， 孫曉軍， 2015； Yang， & Brown， 2016）、低的抑郁情緒（楊秀娟， 周宗奎， 孫曉軍， 劉慶奇， 連帥磊， 2017）、更多的積極情緒、更高的生活滿意度（牛更楓， 鮑娜， 周宗奎， 范翠英， 孔繁昌， 孫曉軍， 2015）、高的網(wǎng)絡(luò)社會(huì)支持和更高的綜合幸福感（丘文福， 陳志勇， 2017）。這些心理健康變量與主觀幸福感有關(guān)，其中積極情緒和生活滿意度都是主觀幸福感的成分。綜上所述，得出假設(shè)1：社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)能正向預(yù)測(cè)主觀幸福感。

心理技術(shù)與應(yīng)用6卷

9期陳必忠： 社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)與主觀幸福感： 多重中介模型

線上積極反饋，即社交網(wǎng)站用戶的個(gè)人動(dòng)態(tài)或主頁收到的支持性回應(yīng)。作為當(dāng)今網(wǎng)絡(luò)時(shí)代溝通和交流的一種形式，線上積極反饋對(duì)個(gè)體的心理和社會(huì)適應(yīng)產(chǎn)生了重要的影響。社交網(wǎng)站自我呈現(xiàn)是當(dāng)代青年建立和維持人際關(guān)系的一個(gè)重要途徑，大學(xué)生的自我提升行為與對(duì)好友積極反饋的期待有關(guān)（Hepper， Hart， Gregg， & Sedikides， 2011），他們可以通過在個(gè)人主頁上自我暴露，獲得親朋好友的支持性回應(yīng)，即更多的線上積極反饋（葛紅寧， 2016）。而低自尊的個(gè)體常常發(fā)布消極的動(dòng)態(tài)，他們獲得的線上反饋也更少（Forest， & Wood， 2012）。這說明積極的自我呈現(xiàn)更有利于線上反饋的獲得。有研究者也直接證實(shí)了這一點(diǎn)，他們發(fā)現(xiàn)線上積極反饋在社交媒體積極自我呈現(xiàn)和青少年的自我認(rèn)同與抑郁之間扮演中介作用（劉慶奇， 孫曉軍， 周宗奎， 牛更楓， 2015）。可見社交網(wǎng)絡(luò)積極自我呈現(xiàn)可以帶來更多的線上積極反饋。此外，線上積極反饋是社會(huì)支持在互聯(lián)網(wǎng)世界的具體形式之一?！?5后”大學(xué)生社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)可以獲得更多線上好友的點(diǎn)贊和回復(fù)，并感知到更多的網(wǎng)絡(luò)上社會(huì)支持，進(jìn)而提高綜合幸福感（丘文福， 陳志勇， 2017）。孟男等（2017）的研究發(fā)現(xiàn)線上自拍照積極反饋可以直接和間接地預(yù)測(cè)女大學(xué)生的主觀幸福感。因此，假設(shè)2：社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)可以通過線上積極反饋的中介作用影響主觀幸福感。

班杜拉認(rèn)為自我效能感是人們對(duì)自身能否利用所擁有的技能去完成某項(xiàng)工作行為的自信程度。而社交自我效能感則是一般自我效能在社交領(lǐng)域的應(yīng)用。Smith和Betz（2000）將其定義為：一個(gè)人對(duì)自己以建立和維持人際關(guān)系為目的地參與社會(huì)活動(dòng)的能力的信心。社交自我效能感強(qiáng)的人能很好地與獲得和維持積極的人際關(guān)系，在遇到人際問題時(shí)，也可以采用積極的應(yīng)對(duì)方式去協(xié)調(diào)矛盾，實(shí)現(xiàn)人際和諧，這有利于個(gè)體心理健康水平的提高。由于社交與文化有著密不可分的聯(lián)系，所以在中國集體主義文化下，有國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為中國成人的社交自我效能感應(yīng)該由兩個(gè)主要部分組成：（1）在獨(dú)立的社會(huì)環(huán)境中表現(xiàn)出自信的行為能力；（2）在相互依存的社會(huì)環(huán)境中保持人際和諧的能力（Fan， Meng， Gao， Lopez， & Liu， 2011）。社交自我效能感作為一種社交上的信心，會(huì)受到自我暗示的的影響，如青少年在社交中消極的自我陳述會(huì)降低其社交自我效能感（Rudy， May， Matthews， & Iii， 2013）。這種消極的自我暗示容易在自證預(yù)言的心理作用下對(duì)個(gè)體的社交自我效能感產(chǎn)生不利影響。而積極的自我呈現(xiàn)作為一種樂觀的自我暗示可能會(huì)有利于個(gè)體社交自我效能感的提高。此外，國內(nèi)外學(xué)者的研究也揭示了社交自我效能感對(duì)人的各種健康心理狀態(tài)和心理過程都有明顯影響，包括孤獨(dú)感（李旭， 陳世民， 鄭雪， 2015）、職工的工作滿意度（舒騁， 孟慧， 姚翔， 2013）、自尊水平（Fan，Meng， Gao， Lopez， & Liu，2011）、大一新生的適應(yīng)能力（時(shí)艷陽， 2011）和青少年抑郁（Raskauskas， Rubiano， Offen， & Wayland， 2015）等，這些變量都與人的主觀幸福感密切相關(guān)，有研究也直接發(fā)現(xiàn)了有高的社交自我效能感的企業(yè)員工會(huì)感受到更高的主觀幸福感（孟慧， 梁巧飛， 時(shí)艷陽， 2010）。綜上，假設(shè)3：社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)可以通過社交自我效能感的中介作用影響主觀幸福感。

對(duì)于線上積極反饋與社交自我效能感的關(guān)系，雖然還沒有學(xué)者對(duì)其進(jìn)行直接的研究，但在相關(guān)文獻(xiàn)的回顧后，仍然可以發(fā)現(xiàn)兩者之間的關(guān)系。有研究者發(fā)現(xiàn)，女大學(xué)生人人網(wǎng)主頁的評(píng)論數(shù)越高，她們的一般自我效能感越高（蔡晨， 李晶， 2015）。消極的人際反饋則會(huì)降低個(gè)體的自我效能感（Kampkuiper， 2015）。而社交自我效能感又是一般自我效能感在社交領(lǐng)域的應(yīng)用。此外，在社交軟件方面，微博使用中的社交互動(dòng)行為可以通過個(gè)人在線感受到的社會(huì)支持的中介作用對(duì)大學(xué)生的社交自我效能感產(chǎn)生影響（劉柯珂， 2013），而線上積極反饋則是線上社會(huì)支持性回應(yīng)的一種形式（劉慶奇， 孫曉軍， 周宗奎， 牛更楓， 2015）。因此，有理由認(rèn)為線上積極反饋可以正向預(yù)測(cè)社交自我效能感。綜上所述，本研究的假設(shè)4：社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)可以通過線上積極反饋和社交自我效能感的序列中介作用來影響主觀幸福感。

圖1假設(shè)模型基于上文，研究的目的為：（1）驗(yàn)證社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)對(duì)主觀幸福感的正向預(yù)測(cè)作用；（2）探究線上積極反饋在社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)對(duì)主觀幸福感的影響的中介作用；（3）考察社交自我效能感對(duì)社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)與主觀幸福感影響的中介作用；（4）考察線上積極反饋和社交自我效能感共同在社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間的中介作用，即線上積極反饋和社交自我效能感的序列中介作用（如圖1）。

2研究方法

21研究對(duì)象

采用方便取樣法，在廣東某高校投放問卷，由心理學(xué)專業(yè)研究生主試在部分本科生或研一學(xué)生的課后時(shí)間派發(fā)問卷，填寫前征得被試知情同意，并告知結(jié)果的匿名性。共回收問卷467份，剔除無效問卷（答題時(shí)間明顯不足、規(guī)律作答）后，剩余373份，有效率798%。被試平均年齡為2213±170歲。男生128人，女生245人。農(nóng)村140人，城鎮(zhèn)136人，城市97人。均有社交網(wǎng)站或軟件的使用經(jīng)驗(yàn)并且正在使用。

22研究工具

221社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)問卷

社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)采用由Kim和Lee（2011）編制的用來測(cè)量Facebook的使用者在網(wǎng)站上進(jìn)行選擇性地積極自我展示的程度，國內(nèi)學(xué)者鮑娜（2014）翻譯的社交網(wǎng)站自我呈現(xiàn)策略量表中的積極自我呈現(xiàn)分量表。共包含6道測(cè)題（如“我只會(huì)發(fā)布那些展示出我快樂一面的照片”），問卷采用李克特7點(diǎn)計(jì)分，從1～7代表“完全不同意”到“完全同意”，得分越高表示被試更傾向于在社交網(wǎng)站上進(jìn)行積極的自我呈現(xiàn)。本研究中，驗(yàn)證性因子分析結(jié)果為：χ2/df=263， CFI=099，TLI=097，SRMR=003，RMSEA=007，各條目載荷值在043～087間。各項(xiàng)擬合指標(biāo)良好，有良好的結(jié)構(gòu)效度。Cronbachs α=084，信度較好。

222社交自我效能感量表

社交自我效能感采用Smith和Betz編制，孟慧和范津硯（2011）翻譯和修訂的社交自我效能感量表，發(fā)現(xiàn)在中國人群體中也有良好的信效度。該量表旨在測(cè)量大學(xué)生在社會(huì)性行為和社會(huì)交往方面所感知的自我效能感。量表共有18道測(cè)題（如“你有多大的信心能夠找到共度周末閑暇時(shí)間的好友”），采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，從1～5代表“完全沒信心”到“完全有信心”，得分越高表示被試的社交自我效能感越高。本研究的Cronbachs α系數(shù)為092，信度很好。

223線上積極反饋問卷

線上積極反饋采用Liu和Brown（2014）編制的線上積極反饋問卷，用于評(píng)估被試在人人網(wǎng)上發(fā)布的照片、觀點(diǎn)和評(píng)論中收到的積極反饋的頻率。由于當(dāng)代中國大學(xué)生絕大多數(shù)使用的社交網(wǎng)站是微信朋友圈和QQ空間，因此量表要求被試根據(jù)微信朋友圈和QQ空間兩個(gè)平臺(tái)填寫。量表包含5道測(cè)題（如“當(dāng)我在社交網(wǎng)站中發(fā)布自己對(duì)某事的看法時(shí)”），采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，從1～5表示“從不”到“頻繁”，得分越高表示被試在社交網(wǎng)站上得到的線上反饋越多。本研究的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示：χ2/df=274， CFI=099，TLI=098，SRMR=002，RMSEA=007，各條目載荷值在067～076間。各項(xiàng)擬合指標(biāo)良好，有良好的結(jié)構(gòu)效度。Cronbachs α=084，信度較好。

224主觀幸福感測(cè)量

正負(fù)性情緒量表。由Diener等人（2010）編制而成的測(cè)量個(gè)體情緒平衡的新的簡(jiǎn)版量表，用來測(cè)量被試在一個(gè)月內(nèi)對(duì)積極情緒和消極情緒感受的頻率，該量表在中國人群體中也有良好的心理測(cè)量指標(biāo)（Li， Bai， & Wang， 2013）。量表共包含12道測(cè)題，分別測(cè)量被試的積極情緒（如“愛笑的”）和消極情緒（如“害怕的”），采用李克特5點(diǎn)計(jì)分法，從1～5表示“幾乎沒有”到“極其多”，得分越高表示被試近期的積極情緒/消極情緒越多。本研究中兩個(gè)子量表的Cronbachs α分別為088和087，信度較好。

生活滿意度量表。由Dinner編制，熊承清和許遠(yuǎn)理（2009）翻譯和修訂而成。共有5個(gè)測(cè)題（如“我對(duì)我的生活感到滿意”），采用李克特5點(diǎn)計(jì)分，從1～5代表“完全不同意”到“完全同意”。被試得分越高表示其生活滿意度越高。本研究中該量表的Cronbachs α系數(shù)為084，信度較好。

前人研究表明，主觀幸福感總分為積極情緒得分與生活滿意度之和，再減去消極情緒得分之差（Ding， Zhang， Wei， Huang， & Zhou， 2017）。

23數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 240進(jìn)行基本的描述性統(tǒng)計(jì)。采用Mplus 70進(jìn)行量表的驗(yàn)證性因子分析和多重中介作用的模型檢驗(yàn)。

24共同方法偏差

由于本研究所有變量均采用自陳問卷進(jìn)行測(cè)量，不可避免地會(huì)存在不同程度的共同方法偏差。根據(jù)周浩和龍立榮（2004）的建議，采用Harman單因子檢驗(yàn)，將所有條目負(fù)荷于一個(gè)因子進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果顯示：χ2/df=553，CFI=046，TLI=044，SRMR=012，RMSEA=011。擬合指標(biāo)均不合格，說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3研究結(jié)果

31社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)、線上積極反饋、社交自我效能感和主觀幸福感之間的相關(guān)分析將4個(gè)研究變量進(jìn)行積差相關(guān)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)（見表1）所有變量間的相關(guān)均達(dá)到顯著水平（p<0001）。說明變量間可能存在相互影響的關(guān)系，因此可以根據(jù)假設(shè)模型進(jìn)行多重中介模型的驗(yàn)證。

表1變量的描述統(tǒng)計(jì)情況和積差相關(guān)分析（N=373）

M（SD） 1 23 41. 社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn) 468（117） 12. 線上積極反饋316（078）024 瘙 毐瘙 毐瘙 毐 13. 社交自我效能感327（060）022 瘙 毐瘙 毐瘙 毐 029 瘙 毐瘙 毐瘙 毐 14. 主觀幸福感503（208）020 瘙 毐瘙 毐瘙 毐 019 瘙 毐瘙 毐瘙 毐 049 瘙 毐瘙 毐瘙 毐1 注： 瘙 毐p<005，瘙 毐瘙 毐p<001，瘙 毐瘙 毐瘙 毐p <0001，下同。32多重中介模型檢驗(yàn)

本研究中檢驗(yàn)的中介效應(yīng)有三條：（1）社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)→線上積極反饋→主觀幸福感；（2）社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)→社交自我效能感→主觀幸福感；（3）社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)→線上積極反饋→社交自我效能感→主觀幸福感。即兩個(gè)并行中介作用和一個(gè)序列中介作用。

在模型構(gòu)建之前，為了讓模型更簡(jiǎn)潔和減少可能的協(xié)方差的考慮，對(duì)社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)量表和社交自我效能感量表進(jìn)行題目打包，兩個(gè)量表均符合題目單維、同質(zhì)的前提條件。根據(jù)吳艷和溫忠麟（2011）的建議，將兩個(gè)量表都打成3個(gè)項(xiàng)目包，采用“因子平衡法”的打包策略，根據(jù)量表各條目的載荷指數(shù)按蛇形排列分配到3個(gè)項(xiàng)目包上。

依據(jù)方杰等（2014）提出的檢驗(yàn)多重中介模型的流程，確定假設(shè)模型后（如圖1），再進(jìn)行模型擬合程度的驗(yàn)證，擬合程度可接受的情況下，再用偏差校正的bootstrap法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)95%置信區(qū)間不包含0時(shí)，該中介效應(yīng)顯著。

首先，對(duì)模型進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：χ2/df=202， CFI=097，TLI=096，SRMR=005，RMSEA=005。各項(xiàng)擬合指標(biāo)均在可接受范圍，則可以進(jìn)行下一步的中介效應(yīng)區(qū)間估計(jì)。從模型路徑圖可以發(fā)現(xiàn)（如圖2），除路徑“線上積極反饋→主觀幸福感”不顯著外，其余路徑均達(dá)到顯著水平（p<005）。

偏差校正bootstrap的分析結(jié)果顯示（如表2），直接效應(yīng)和總中介效應(yīng)均達(dá)到顯著水平（p<005），此外bootstrap 95%的置信區(qū)間也不包括0，表明中介效應(yīng)和直接效應(yīng)都是存在的?？傊薪樾?yīng)占總效應(yīng)的5667%。具體到三個(gè)中介效應(yīng)，線上積極反饋在社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間的中介作用效應(yīng)量為002，置信區(qū)間包含0，因此該中介效應(yīng)不顯著；社交自我效能感在社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間的中介作用的效應(yīng)量為010，置信區(qū)間不包含0，因此該中介效應(yīng)顯著，占總中介效應(yīng)的5882%；線上積極反饋和社交自我效能感的序列中介作用的效應(yīng)量為005，置信區(qū)間不包含0，表明序列中介作用顯著，占總中介效應(yīng)的2941%。

圖2多重中介模型結(jié)果圖

表2多重中介模型bootstrap分析結(jié)果

效應(yīng)βSEt LLCLULCL積極自我呈現(xiàn)→主觀幸福感（直接效應(yīng)）013004207 瘙 毐 001 015積極自我呈現(xiàn)→線上反饋→主觀幸福感002002094-002005積極自我呈現(xiàn)→社交效能感→主觀幸福感010004235 瘙 毐 002019積極自我呈現(xiàn)→線上反饋→社交效能感→主觀幸福感005002223 瘙 毐 001008總中介效應(yīng)017004363 瘙 毐瘙 毐瘙 毐 008 025總效應(yīng)030 注：LLCL代表偏差校正bootstrap 95%置信區(qū)間的下限，ULCL代表上限。

4討論

41社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)、線上積極反饋、社交自我效能感和主觀幸福感之間的相關(guān)關(guān)系研究表明，社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)與線上積極反饋呈正相關(guān)，這與前人研究的結(jié)果相符?；诋?dāng)前社交網(wǎng)站自由化的特點(diǎn)，人們可以在社交平臺(tái)上有選擇地展現(xiàn)自己理想化的形象，這種良好的自我暴露，會(huì)得到線上伙伴更多的網(wǎng)絡(luò)社會(huì)支持和線上反饋（丘文福， 陳志勇， 2017； Bareket， Moran， & Shahar， 2016； Liu， & Brown， 2014），如點(diǎn)贊和評(píng)論就是一種積極的反饋形式；社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)與社交自我效能感呈正相關(guān)。在中國集體主義文化下，社交效能感與人際關(guān)系和諧和人際自信有著千絲萬縷的聯(lián)系（Fan， Meng， Gao， Lopez， & Liu，2011），而積極的自我呈現(xiàn)透露出的個(gè)人自信則有利于提高個(gè)體的社交自我效能感；社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)與主觀幸福感呈正相關(guān)，可能是積極自我呈現(xiàn)作為一種積極的自我暗示，有利于個(gè)體對(duì)自己認(rèn)知的積極性轉(zhuǎn)變，提高主觀幸福感。

42社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)與主觀幸福感

由結(jié)果可知，在加入兩個(gè)中介變量后，社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)仍然對(duì)主觀幸福感有顯著的正向預(yù)測(cè)作用，這與前人研究的結(jié)果相符（Kim， & Lee， 2011），假設(shè)1得到證實(shí)。研究表明，社交網(wǎng)站上的積極自我呈現(xiàn)可以提高個(gè)體的積極情緒和生活滿意度（牛更楓，鮑娜， 周宗奎， 范翠英， 孔繁昌， 孫曉軍， 2015），而積極情緒和生活滿意度分別是主觀幸福感的情感維度和認(rèn)知維度。根據(jù)積極錯(cuò)覺理論，積極的自我評(píng)價(jià)和不切實(shí)際的樂觀主義等這些積極錯(cuò)覺和積極自我認(rèn)知有利于促進(jìn)個(gè)體心理健康水平和幸福感，包括感知快樂和滿足的能力（Taylor， & Brown， 1988； Lin， Tov， & Qiu， 2014）。積極的自我呈現(xiàn)這種有選擇的社會(huì)性認(rèn)知機(jī)制，會(huì)過濾甚至扭曲一些威脅和壓力事件，與自我服務(wù)偏見類似，這種心理行為傾向反映出人們對(duì)自己的積極和樂觀的信念，在自證預(yù)言的心理作用下，由此提升個(gè)體的主觀幸福感。

43線上積極反饋和社交自我效能感的中介作用研究發(fā)現(xiàn)，存在兩個(gè)顯著的中介效應(yīng)，即“社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)→社交自我效能感→主觀幸福感”和“社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)→線上積極反饋→社交自我效能感→主觀幸福感”。

社交自我效能感在社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間起到部分中介作用，假設(shè)2得到驗(yàn)證。當(dāng)積極自我呈現(xiàn)表現(xiàn)在社交軟件領(lǐng)域時(shí)，積極錯(cuò)覺理論也可以解釋社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)對(duì)社交自我效能感的提升作用。在中國集體文化的背景下，社交效能感包括人際自信和人際和諧兩個(gè)方面（李旭，陳世民，鄭雪， 2015）。有研究表明，集體主義文化群表現(xiàn)出更高的他人中心取向（丘林， 鄭雪， 2015）。這說明中國文化背景下的主觀幸福感與人際關(guān)系有著密切的聯(lián)系。此外，根據(jù)自我呈現(xiàn)的富者更富理論，具有較強(qiáng)社交能力和社交自信的個(gè)體能從互聯(lián)網(wǎng)獲得更多正向的影響（Kraut， Kiesler， Boneva， Cummings， Helgeson， & Crawford， 2002），如幸福感和自尊水平的提高（陳浩， 賴凱聲， 董穎紅， 付萌， 樂國安， 2013）。因此高社交自我效能感可以促進(jìn)主觀幸福感的提升。

研究結(jié)果不符合假設(shè)3，即線上積極反饋的單獨(dú)中介作用不顯著。原因可能是本研究的測(cè)量工具“線上積極反饋問卷”測(cè)量的是獲得線上反饋的頻率（Liu， & Brown， 2014），而不關(guān)心反饋的質(zhì)量和深度。積極自我呈現(xiàn)能顯著預(yù)測(cè)線上積極反饋，但線上積極反饋不能直接預(yù)測(cè)主觀幸福感，只能通過社交自我效能感來預(yù)測(cè)。即線上積極反饋和社交自我效能感的序列中介作用顯著，符合假設(shè)4。有研究表明，F(xiàn)acebook等社交網(wǎng)站使用可以與更多熟人保持更有效和方便的聯(lián)系，擴(kuò)大潛在的社會(huì)資本（Young， 2011），社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)提供了一種與他人更多的互動(dòng)的機(jī)會(huì)，獲得更多的點(diǎn)贊和回復(fù)，即提高了獲得積極反饋的可能性。而線上反饋?zhàn)鳛榫W(wǎng)絡(luò)社會(huì)支持的一種形式，有研究也發(fā)現(xiàn)微博反饋可以通過網(wǎng)絡(luò)社會(huì)支持來影響社交自我效能感（劉柯珂， 2013），因此線上積極反饋可以通過提高個(gè)體的社會(huì)資本和社交自信，提高個(gè)體的社交自我效能感，進(jìn)而提高主觀幸福感。

44研究啟示和局限

當(dāng)前網(wǎng)絡(luò)心理學(xué)的研究領(lǐng)域價(jià)值取向比較單一，多集中于網(wǎng)絡(luò)媒體對(duì)人的消極影響方面的研究（周宗奎， 2017）。本研究從積極心理學(xué)視角，對(duì)社交媒體使用對(duì)心理健康的影響進(jìn)行探討，拓展了社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)對(duì)主觀幸福感的影響機(jī)制問題。當(dāng)然，社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)對(duì)主觀幸福感的可能的影響因素還有很多，如情緒智力、樂商等都是可能的中介變量。除此之外，研究將社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)作為自變量，但是是什么因素會(huì)影響到個(gè)體在社交網(wǎng)站上的積極自我呈現(xiàn)，比如究竟是社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)影響主觀幸福感還是相反的情況，幸福感高的個(gè)體會(huì)有更高的積極自我呈現(xiàn)傾向，這仿佛也是一個(gè)說得通的解釋。而積極自我呈現(xiàn)如果不斷作為使用者自我欺騙的方式，那么這種呈現(xiàn)方式對(duì)主觀幸福感的提高作用是否具有持續(xù)性也是一個(gè)值得探討的問題。因此，未來的研究可以采用交叉滯后組的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)來探討兩者之間的因果聯(lián)系。而社交媒體上的自我呈現(xiàn)除了有積極的自我呈現(xiàn)之外，還有真實(shí)的自我呈現(xiàn)（Kim， & Lee， 2011），兩種網(wǎng)絡(luò)自我暴露的方式對(duì)主觀幸福感的影響在本研究中是否存在不同的影響機(jī)制也是一個(gè)值得研究的問題。研究也啟示我們應(yīng)該重視社交軟件或網(wǎng)站對(duì)當(dāng)代大學(xué)生心理健康的幸福感的影響，鼓勵(lì)大學(xué)生在社交網(wǎng)站上多發(fā)表一些“正能量”的事件，獲得更多的網(wǎng)絡(luò)社會(huì)支持，提升社交信心，進(jìn)而提高感知和獲取幸福的能力。

不可否認(rèn)，研究也存在一些局限。使用問卷調(diào)查法，不可避免地會(huì)存在一些共同方法偏差問題；研究屬于橫斷研究，難以得到嚴(yán)格的因果關(guān)系，后續(xù)研究可以嘗試嚴(yán)格的實(shí)驗(yàn)研究或追蹤研究；選取的是大學(xué)生樣本，研究結(jié)果能否推廣到更廣的人群中也未可知。

5結(jié)論

社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)不僅可以直接預(yù)測(cè)主觀幸福感，還可以通過社交自我效能感的中介作用和“線上積極反饋-社交自我效能感”的序列中介作用預(yù)測(cè)主觀幸福感。

參考文獻(xiàn)

鮑娜 （2014）. 社交網(wǎng)站中的自我呈現(xiàn)與自尊的關(guān)系. 碩士學(xué)位論文.華中師范大學(xué).

蔡晨， 李晶（2015）. 社交網(wǎng)絡(luò)表現(xiàn)對(duì)大學(xué)生自我效能感的影響. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 3（1）， 9-11.

陳浩， 賴凱聲， 董穎紅， 付萌， 樂國安（2013）. 社交網(wǎng)絡(luò)（sns）中的自我呈現(xiàn)及其影響因素. 心理學(xué)探新， 33（6）， 541-553.

方杰， 溫忠麟， 張敏強(qiáng)， 孫配貞（2014）. 基于結(jié)構(gòu)方程模型的多重中介效應(yīng)分析. 心理科學(xué)， 37（3）， 735-741.

葛紅寧 （2016）. 網(wǎng)絡(luò)自我表露對(duì)孤獨(dú)感的影響：線上積極反饋、線上粘結(jié)社會(huì)資本的中介作用. 碩士學(xué)位論文.華中師范大學(xué).

李旭， 陳世民， 鄭雪（2015）. 成人依戀對(duì)病理性網(wǎng)絡(luò)使用的影響：社交自我效能感和孤獨(dú)感的中介作用. 心理科學(xué)， 38（3）， 721-727.

劉柯珂 （2013）. 微博使用和社交自我效能感：社會(huì)支持的作用. 碩士學(xué)位論文.北京大學(xué).

劉慶奇， 孫曉軍， 周宗奎， 牛更楓（2015）. 社交網(wǎng)站中的自我呈現(xiàn)對(duì)青少年自我認(rèn)同的影響：線上積極反饋的作用. 中國臨床心理學(xué)雜志， 23（6）， 1094-1097.

劉璇 （2010）. 傳播心理學(xué)視角下的中國社交網(wǎng)絡(luò)（SNS）用戶心理體驗(yàn)研究. 碩士學(xué)位論文.浙江大學(xué).

孟慧， 梁巧飛， 時(shí)艷陽（2010）. 目標(biāo)定向、自我效能感與主觀幸福感的關(guān)系. 心理科學(xué)， 33（1）， 96-99.

孟男， 王玉慧， 雷靂（2017）. 自拍照編輯與女大學(xué)生主觀幸福感的關(guān)系：積極反饋與自我概念的中介作用. 心理發(fā)展與教育， 33（6）， 751-758.

牛更楓， 鮑娜， 范翠英， 周宗奎， 孔繁昌， 孫曉軍（2015）. 社交網(wǎng)站中的自我呈現(xiàn)對(duì)自尊的影響：社會(huì)支持的中介作用. 心理科學(xué)， 38（4）， 939-945.

牛更楓， 鮑娜， 周宗奎， 范翠英， 孔繁昌， 孫曉軍（2015）. 社交網(wǎng)站中的自我呈現(xiàn)對(duì)生活滿意度的影響：積極情緒和社會(huì)支持的作用. 心理發(fā)展與教育， 31（5）， 563-570.

丘文福， 陳志勇（2017）. “95后”大學(xué)生社交媒體自我呈現(xiàn)對(duì)其幸福感的影響. 寧波大學(xué)學(xué)報(bào)（教育科學(xué)版）， 39（5）， 13-18.

邱林， 鄭雪（2006）. 個(gè)體文化取向與主觀幸福感關(guān)系的跨文化研究. 中國健康心理學(xué)雜志， 14（3）， 241-244.

時(shí)艷陽 （2011）. 社交自我效能感對(duì)大學(xué)新生心理健康的影響. 碩士學(xué)位論文.華東師范大學(xué).

舒騁， 孟慧， 姚翔（2013）. 社交自我效能感對(duì)員工工作滿意感及職場(chǎng)排斥性的影響：同事交換關(guān)系的中介作用. 中國心理學(xué)會(huì)工業(yè)心理學(xué)分會(huì)2013年全國工業(yè)心理學(xué)學(xué)術(shù)年會(huì).

吳艷， 溫忠麟（2011）. 結(jié)構(gòu)方程建模中的題目打包策略. 心理科學(xué)進(jìn)展， 19（12）， 1859-1867.

熊承清， 許遠(yuǎn)理（2009）. 生活滿意度量表中文版在民眾中使用的信度和效度. 中國健康心理學(xué)雜志， 17（8）， 948-949.

楊秀娟， 周宗奎， 孫曉軍， 劉慶奇， 連帥磊（2017）. 社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)與青少年抑郁：鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析. 中國臨床心理學(xué)雜志， 25（3）， 489-493.

中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心.（2017）. 2016年中國社交用戶行為研究報(bào)告. 2018-06-07， 取自http：//www.cnnic.net.cn/hlwfzyj/hlwxzbg/sqbg/201712/P02018010348597579 7840.pdf.

周浩， 龍立榮（2004）. 共同方法偏差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與控制方法. 心理科學(xué)進(jìn)展， 12（6）， 942-950.

周宗奎（2017）. 網(wǎng)絡(luò)心理學(xué). 上海： 華東師范大學(xué)出版社.

Ahmad， Z. R.， Yasien， S.， & Ahmad， R. （2014）. Relationship between perceived social self-efficacy and depression in adolescents. Iranian Journal of Psychiatry & Behavioral Sciences， 8（3）， 65-74.

Bareket， B. L.， Moran， S.， & Shahar， G. （2016）. Strategic self-presentation on facebook： personal motives and audience response to online behavior. Computers in Human Behavior， 55， 788-795.

Diener， E.， Wirtz， D.， Tov， W.， Chu， K. P.， Choi， D.， Oishi， S.， & Robert， B. D. （2010）. New well-being measures： short scales to assess flourishing and positive and negative feelings. Social Indicators Research， 97（2）， 143-156.

Ding， Q.， Zhang， Y. X.， Wei， H.， Huang， F.， & Zhou， Z. K. （2017）. Passive social network site use and subjective well-being among Chinese university students： a moderated mediation model of envy and gender. Personality & Individual Differences， 113， 142-146.

Dunn， E. W.， Biesanz， J. C.， Human， L. J.， & Finn， S. （2007）. Misunderstanding the affective consequences of everyday social interactions： the hidden benefits of putting ones best face forward. Journal of Personality & Social Psychology， 92（6）， 990-1005.

Fan， J.， Meng， H.， Gao， X.， Lopez， F. J.， & Liu， C. （2011）. “Validation of a U.S. adult social self-efficacy inventory in Chinese populations”： erratum. Journal of Career Assessment， 21（3）， 473-496.

Forest， A. L.， & Wood， J. V. （2012）. When social networking is not working individuals with low self-esteem recognize but do not reap the benefits of self-disclosure on facebook. Psychological Science， 23（3）， 295-302.

Goffman， E. （1959）. The presentation of self in everyday life. New York： Anchor.

Hepper， E. G.， Hart， C. M.， Gregg， A. P.， & Sedikides， C. （2011）. Motivated expectations of positive feedback in social interactions. Journal of Social Psychology， 151（4）， 455-477.

Kampkuiper， J. （2015）. The effect of positive and negative feedback on self-efficacy， cognitive trust and affective trust. 5th IBA Bachelor Thesis Conference.

Kim， J.， & Roselyn Lee， J. （2011）. The facebook paths to happiness： effects of the number of facebook friends and self-presentation on subjective well-being. Cyberpsychology Behavior & Social Networking， 14（6）， 359-364.

Kraut， R.， Kiesler， S.， Boneva， B.， Cummings， J.， Helgeson， V.， & Crawford， A. （2002）. Internet paradox revisited. Journal of Social Issues， 58（1）， 49-74.

Li， F.， Bai， X.， & Wang， Y. （2013）. The Scale of Positive and Negative Experience （SPANE）： psychometric properties and normative data in a large Chinese sample. Plos One， 8（4）， e61137.

Lin， H.， Tov， W.， & Qiu， L. （2014）. Emotional disclosure on social networking sites： the role of network structure and psychological needs. Computers in Human Behavior， 42， 342-350.

Liu， D.， & Brown， B. B. （2014）. Self-disclosure on social networking sites， positive feedback， and social capital among Chinese college students. Computers in Human Behavior， 38（3）， 213-219.

Raskauskas， J.， Rubiano， S.， Offen， I.， & Wayland， A. K. （2015）. Do social self-efficacy and self-esteem moderate the relationship between peer victimization and academic performance？. Social Psychology of Education， 18（2）， 297-314.

Rudy， B. M.， May， A. C.， Matthews， R. A.， & Iii， T. E. D. （2013）. Youths negative self-statements as related to social self-efficacy among differing relationships. Journal of Psychopathology & Behavioral Assessment， 35（1）， 106-112.

Smith， H. M.， & Betz， N. E. （2000）. Development and validation of a scale of perceived social self-efficacy. Journal of Career Assessment， 8（3）， 283-301.

Taylor， S. E.， & Brown， J. D. （1988）. Illusion and well-being： a social psychological perspective on mental health. Psychological Bulletin， 103（2）， 193-210.

Tidwell， L. C.， & Walther， J. B. （2010）. Computer-mediated communication effects on disclosure， impressions， and interpersonal evaluations： getting to know one another a bit at a time. Human Communication Research， 28（3）， 317-348.

Toma， C. L. （2010）. Affirming the self through online profiles： beneficial effects of social networking sites. International Conference on Human Factors in Computing Systems， CHI 2010， Atlanta， Georgia， USA， April （pp.1749-1752）. DBLP.

Yang， C. C.， & Brown， B. B. （2016）. Online self-presentation on facebook and self development during the college transition. J Youth Adolesc， 45（2）， 402-416.

Young， K. （2011）. Social ties， social networks and the facebook experience. International Journal of Emerging Technologies & Society， 9（1）， 20-34.

Zhao， S.， Grasmuck， S.， & Martin， J. （2008）. Identity construction on facebook： digital empowerment in anchored relationships. Computers in Human Behavior， 24（5）， 1816-1836.

Positive Self-presentation in Social Network Sites and Subjective Well-being：

A Multi-mediation ModelCHEN Bizhong

（School of Psychology/Center for Studies of Psychological Application， South China Normal University， Guangzhou 510631， China）Abstract

To explore the multiple mediating models of online positive feedback and social self-efficacy on the relationship between positive self-presentation in social network sites（SNS） and subjective well-being（SWB）， this research adopted the SNS Positive Self-presentation Questionnaire， Online Positive Feedback Questionnaire， Scale of Perceived Social Self-efficacy， Scale of Positive and Negative Experience and Satisfaction With Life Scale to measure 373 college students. The results showed that： （1） SNS positive self-presentation was positively correlated to online positive feedback， social self-efficacy and SWB. （2） SNS positive self-presentation affected SWB not only directly but through two indirect paths： through the mediating role of social self-efficacy and the chain mediating roles of online positive feedback and social self-efficacy. The conclusion is that the relationship between SNS positive self-presentation and SWB was mediated by social self-efficacy solely and the online positive feedback and social self-efficacy jointly.

Key words： positive self-presentation in social network sites； online positive feedback； social self-efficacy； subjective well-being； multiple mediation model心理技術(shù)與應(yīng)用2018， Vol.6， No.9， 537-542Psychology： Techniques and Applications