張慧杰，吳曉峰

（沈陽師范大學 教育科學學院，遼寧 沈陽 110034）

一、研究背景

幸福感是人們的永恒追求，作為積極心理學研究的重要方向，主觀幸福感包括積極情緒、消極情緒和生活滿意度，三者的不同占比會顯著影響個體情緒情感的調節(jié)程度與適應狀況，進而影響個體的發(fā)展和心理健康狀態(tài)［1］80。調查顯示從2019年到2022年，3年間大學生群體的廣泛性焦慮癥狀檢出率從8.5%［2］1852增長到24.0%［3］45，消極情緒的增加給大學生帶來許多潛在的困擾，如睡眠質量下降、同伴交往壓力、學業(yè)倦怠等，因此探究主觀幸福感的影響因素，對提高大學生的心理健康水平具有重要的現實意義。

社會支持的主效應模型和緩沖模型表明，社會支持對個體的積極情緒起到直接的促進作用，對消極情緒起到緩沖作用，通過減少負性情緒來增加幸福感。我國學者梁曉燕在社會支持的心理-認知取向上將網絡社會支持定義為［4］11：基于虛擬空間的交往中，人們在情感交流、信息交互、物質交換的過程中被理解、尊重時所獲得的歸屬感及認同感。葉寶娟、楊雪等人［5］1210的研究認為：網絡社會支持不僅能夠增加個體積極的情緒體驗，還可以提高個人的親社會水平，促進良好人際關系的建立，研究證實［6］76，在大學生線上學習期間，針對其進行個性化輔導，即信息支持，能夠有效提高大學生的學習效率，改善其心理健康狀況。

核心自我評價［7］77不僅是個體對自身能力和價值的最基本評價，同時也是一種穩(wěn)定的人格特質，由自尊、自我效能感、情緒穩(wěn)定性及控制點四部分構成［8］261。何丹、易芳等人［9］892研究發(fā)現，高核心自我評價的個體會有較好的正性情緒體驗和較高的生活滿意度水平。楊曉峰、宋佳萌等人［10］88［11］1365研究證實，作為社會支持重要組成部分的領悟社會支持通過影響核心自我評價水平來間接影響個體的主觀幸福感。陶玲霞、程素萍等人［12］114的研究也有類似結論：網絡社會支持通過影響個體的自尊水平進而影響其主觀幸福感。自我認知理論認為，核心自我評價較高的個體其內部具有較為積極的自我認知圖式，偏向于對積極信息的正向加工，而核心自我評價較低的個體其內部的自我認知圖式也偏向于消極，因此會對消極信息更為敏感，所以不同水平的核心自我評價代表個體內部加工信息的兩種模式，在外界信息的作用下會產生不同的情緒體驗，進而影響其主觀幸福感?；谝陨蟽热?，本文試圖闡明“網絡社會支持”、“核心自我評價”與“主觀幸福感”三者之間的中介效應機制。

二、研究方法

（一）研究對象

通過問卷星在網絡平臺對大學生群體進行調查，共回收有效問卷215份。人口統(tǒng)計學信息如下：男生105人（48.8%），女生110人（51.2%）；大一28人（13.0%），大二47人（21.9%），大三55人（25.6%），大四62人（28.8%），研究生23人（10.7%）。

（二）研究工具

1.網絡社會支持的測量

選用由梁曉燕（2010）編制的網絡社會支持量表［13］87，該量表涵蓋4個維度，由信息支持維度5道題目、友伴支持維度8道題目、情感支持維度6道題目及工具性支持維度4道題目，共計23道題目構成，均為正向計分題。采用李克特（Likert）5點計分法，從1（完全不符合）到5（完全符合），個體被支持的程度越高其分數越高。該量表的總Cronbach‘sɑ系數為0.894，其中信息支持維度的ɑ系數為0.601，友伴支持維度的ɑ系數為0.747，情感支持維度的ɑ系數為0.708，工具性支持維度的ɑ系數為0.671。此量表經過大量研究使用及長期檢驗具有較高的信效度。

2.核心自我評價的測量

選用杜建政等人（2012）［14］58對Judge等人（2000）編制的核心自我評價量表的中文修訂版，該量表僅有一個維度，共10道題目。采用Likert 5點計分法，從1（完全不同意）到5（完全同意），其中1、4、6、9為正向計分題，個體的核心自我評價水平越高其分數越高，2、3、5、7、8、10為反向計分題，個體的核心自我評價水平越低其分數越高。該量表的ɑ系數為0.814，此量表經過大量研究檢驗，具有較好的內部一致性信度。

3.主觀幸福感的測量

生 活 滿 意 度 量 表［15］4選 用 鄭 雪、嚴標貴等人（2004）對Diener等人（1985）編制的SWLS的修訂版，共5道題目，均為正向計分。采用Likert 7點計分法，從1（非常不同意）到7（非常同意），個體對生活的滿意度越高其分數越高，該量表具有較好的內部一致性信度，ɑ系數為

0.723。

正負情緒量表［16］251選用邱林、鄭雪等人（2008）對Watson等人（1988）編制的PANAS的修訂版，共2個維度，其中積極情緒維度9道題目、消極情緒維度9道題目，合計18道題目，均為正向計分。采用Likert 5點計分法，從1（幾乎沒有）到5（及其多），個體的情緒體驗越強烈分數越高。積極情緒量表的ɑ系數為0.794，消極情緒量表的ɑ系數為0.821，兩個分量表均有較好的內部一致性信度。

根據楊槐等人的處理方法［17］610，主觀幸福感指標等于生活滿意度的標準分數與積極情緒的標準分數之和再減去消極情緒的標準分數。

（三）數據統(tǒng)計

在原始數據經過SPSS 24.0處理之后，先后進行共同方法偏差檢驗，描述統(tǒng)計、皮爾遜（Pearson）相關分析以及多元回歸分析，最后使用AMOS 24.0建立結構方程模型驗證核心自我評價的中介效應。

三、結果與分析

（一）共同方法偏差檢驗

共同方法偏差［18］943是一種因人為共變而產生的系統(tǒng)誤差，Harman單因素法因簡單易用的特點而被大量研究使用，本研究采用此方法檢驗結果如下：共有14個特征根大于1的因子，且第1個因子的累計方差解釋率為29.975%，不大于40%的臨界值，因此可以排除系統(tǒng)誤差對本研究的影響。

（二）網絡社會支持、核心自我評價、主觀幸福感的描述統(tǒng)計

為了解網絡社會支持、核心自我評價、主觀幸福感在男女性別上的差異狀況及在不同年級間的差異性，描述統(tǒng)計分析結果如下：見表1、見表2。

表1 各變量的性別差異分析

表2 各變量的年級差異分析

如表1所示，男女生在網絡社會支持的性別差異上不顯著（P＞0.05）、同樣核心自我評價與主觀幸福感在男女性別上的差異也不顯著（P＞0.05）。

如表2所示，網絡社會支持在不同年級間無顯著差異（P＞0.05），同樣核心自我評價、主觀幸福感在各年級之間也無顯著性差異（P＞0.05）。

（三）網絡社會支持、核心自我評價、主觀幸福感的相關分析

通過Pearson相關法探究網絡社會支持的各個維度與主觀幸福感的各個維度以及核心自我評價的關系，結果如下：見表3。

表3 各變量不同維度間的相關分析

如表3所示，核心自我評價與生活滿意度、積極情緒三者呈兩兩顯著正相關（P＜0.01），且均與消極情緒呈顯著負相關（P＜0.01）。另外核心自我評價與網絡社會支持的各個維度都呈顯著正相關（P＜0.01），網絡社會支持的各個維度與生活滿意度、積極情緒均呈顯著正相關（P＜0.01），而與消極情緒均為顯著負相關（P＜0.01）。

（四）網絡社會支持、核心自我評價、主觀幸福感的回歸分析

為探討網絡社會支持、核心自我評價與主觀幸福感三個變量間的因果關系，采用多元線性回歸分析，結果如下：見表4。

表4 回歸分析

如表4所示，模型1中，自變量網絡社會支持（β=0.874，P＜0.001）可以顯著正向預測因變量主觀幸福感。模型2中，自變量網絡社會支持（β=0.807，P＜0.001）可以顯著正向預測因變量核心自我評價。模型3中，自變量網絡社會支持（β=0.538，P＜0.001）和中介變量核心自我評價（β=0.417，P＜0.001）能夠同時正向預測主觀幸福感。

（五）網絡社會支持、核心自我評價、主觀幸福感的中介效應檢驗

使用Bootstrap法［19］738檢驗核心自我評價在網絡社會支持同主觀幸福感之間的中介效應。由于核心自我評價為單維度量表，為了減少隨機誤差，采用奇偶打包法［20］37對核心自我評價量表的題目進行處理。Bootstrap設置為2000次，置信區(qū)間為95%，最后建立結構方程模型的結果如下：見表5、圖1和表6。

表5 模型擬合指標

圖1 網絡社會支持、核心自我評價與主觀幸福感的中介模型

表6 中介效應檢驗

如表5所示，擬合指標χ2/df遠小于臨 界 值5，GFI、TLI等 均 大 于 標 準 值0.90，且RMSEA小于標準值0.08，說明實際數據與理論模型之間具有較好的擬合效果。

如圖1所示，各標準化路徑系數皆在合理范圍，說明模型構建效果較好。

如表6所示，網絡社會支持→主觀幸福感的總效應顯著（偏差矯正區(qū)間0.871→0.965不包括0），效應大小為0.930。網絡社會支持→主觀幸福感的直接效應并不顯著（偏差矯正區(qū)間-1.464→0.897包括0），但間接效應顯著（偏差矯正區(qū)間0.090→2.574不包括0），效應值大小為0.570，說明網絡社會支持完全通過影響核心自我評價來對主觀幸福感產生影響。

四、討論

（一）網絡社會支持、核心自我評價、主觀幸福感在性別、年級上的差異分析

網絡社會支持在大學生群體的不同性別、不同年級方面均無顯著差異，與陶玲霞、程素萍等人［12］114研究一致。陶玲霞等人從網絡社會支持的各個維度上進一步深入分析，最終認為，雖然男生獲得的工具性支持要高于女生，但是女生獲得的信息支持會顯著高于男性，而這種差異性在網絡社會支持的總分上是相互補充的，進而表現為網絡社會支持在性別上沒有差異。從不同年級的視角上看，各個年級的大學生在網絡社會支持的不同維度上獲得的支持程度是相同的，這一結果在一定程度上從側面反映了網絡社會的平等性。

核心自我評價在大學生群體的不同性別、不同年級方面均無顯著差異，與暢佩瑤［21］29的研究結果一致。核心自我評價屬于一種較為穩(wěn)定的人格特質［22］17，大學生的人格發(fā)展已趨于成熟，并且在高等教育的影響下，對自身有了更為清晰、客觀的認識，因此不易受到性別、年級等因素的影響。

主觀幸福感在大學生群體的不同性別、不同年級方面均無顯著差異，與陳振圻［23］19的研究結果一致，關于主觀幸福感在男女性別上的差異目前尚有爭議，有研究認為［24］21女生的積極情緒和生活滿意度要顯著高于男生，也有研究認為［25］18，男女生在生活滿意度和積極情緒上的差異性并不顯著，但在消極情緒的體驗上女生的情緒敏感性要普遍高于男生，而本研究認為，男女生在網絡生活中，獲得的情緒體驗和幸福感處于同一水平。

（二）網絡社會支持、核心自我評價、與主觀幸福感各維度間的關系分析

通過相關分析我們發(fā)現，信息支持、友伴支持、情感支持、友伴支持與核心自我評價、生活滿意度、積極情緒之間兩兩顯著正相關，這一結果指出，獲得較多網絡社會支持的大學生，同樣會有較高的核心自我評價水平，其生活滿意度和積極情緒也會高于平均水平，這同楊楊的研究結果一致［26］56。社會支持的主效應模型為此結果提供了理論依據，良好的社會支持可以給人們提供正性的情緒體驗以及生活的穩(wěn)定性和自我價值的確定性，進而保持個體的心理健康水平。

信息支持、友伴支持、情感支持、核心自我評價與消極情緒呈顯著負相關，獲得較多網絡社會支持和有較高自我評價水平的大學生，其消極情緒體驗較低，與 梁 棟 青 學 者 的［27］1013研 究 結 果 一 致。社會支持的緩沖模型為此結果提供了理論依據，獲得較高社會支持的個體能夠有效減少消極情緒對自身的影響。

最后本研究發(fā)現，工具性支持與消極情緒顯著負相關，與前兩者研究均不一致，推斷原因如下：如今網紅經濟已成為一種熱潮［28］81，網絡打賞、充值、刷禮物等行為相比于幾年之前更為普遍，已經能夠有效調節(jié)人們的消極情緒。

（三）核心自我評價在網絡社會支持與主觀幸福感之間的中介效應

通過回歸分析發(fā)現，網絡社會支持對主觀幸福感有顯著正向預測作用，與以往研究一致，張鳳娟等人［29］54認為，工具性支持能夠顯著提升個體的生活滿意度，而情感支持對個體的主觀幸福感水平具有顯著的促進作用。陶玲霞等人［12］114認為，個體在獲得友伴支持和信息支持后，其積極情緒體驗和生活滿意度顯著增加。

網絡社會支持對核心自我評價具有顯著的正向預測作用，這一結果說明大學生通過網絡獲得的社會支持，是會明顯提高其核心自我評價水平的，且高水平的網絡社會支持從一定程度上維護了大學生良好的自尊心、并且增強了其自我效能感和自我控制能力。有相關研究表明［30］37：在學習環(huán)境、條件、氛圍相似的情況下，擁有較高核心自我評價的大學生其學業(yè)倦怠的水平相較于低核心自我評價水平的大學生更低，所以本研究認為，獲得網絡社會支持的大學生，有效地提高了其核心自我評價水平，在一定程度上降低了其學業(yè)倦怠，減少了消極情緒，因為心情舒暢，所以使其擁有了較多的幸福體驗。

核心自我評價可以顯著正向預測主觀幸福感，與楊槐、張灝等人［17］612研究結果一致。核心自我評價水平較高的個體，代表著他們對自身具有良好的整體性評價，能夠獲得較多的積極情緒體驗，因此其幸福感水平也較高。

通過結構方程模型的中介效應檢驗結果可知：當大學生在網絡上獲得信息支持、情感支持、友伴支持和工具性支持時，隨著核心自我評價水平會的提高，其對自己變得更有信心，對他人更加包容理解，對生活富有熱情、情緒體驗積極向上，幸福感會油然而生，對大學生的心理健康水平具有積極的促進作用。

五、結論

如今我國網絡基礎建設發(fā)展迅速，5G技術世界領先，大學生群體的社會交流與信息溝通、娛樂方式、消費習慣等方面與以往相比正發(fā)生著顯著的變化，關注大學生的網絡生活對其心理健康的影響具有新的時代意義。本研究結果提示：如果在網絡生活中，我們持續(xù)地傳播積極信息并給與同學、好友甚至是陌生人及時的鼓勵、支持、贊美與幫助，則可以有效地增強其核心自我評價水平，減少其消極情緒，增強其幸福感，使其保持良好的心理健康狀態(tài)。營造一個積極、健康、互幫互助的網絡生活環(huán)境，是當代大學生應承擔的社會責任與義務，符合國家對我們網絡文明建設的期許與厚望。