陳 琦

（麗水學(xué)院生態(tài)學(xué)院，浙江 麗水 323000）

2021年國務(wù)院新聞辦公室發(fā)布的《人類減貧的中國實踐》白皮書顯示：現(xiàn)行標準下中國9 899萬農(nóng)村貧困人口全部脫貧，832個貧困縣全部摘帽，12.8萬個貧困村全部出列，區(qū)域性整體貧困得到解決，完成消除絕對貧困的艱巨任務(wù)[1]。同時貧困地區(qū)農(nóng)村居民收入實現(xiàn)較快增長，步入良性發(fā)展軌道。然而，我國經(jīng)濟發(fā)展仍呈現(xiàn)不平衡不充分的發(fā)展勢態(tài)，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距仍較大。尤其是受新冠肺炎疫情影響，國民經(jīng)濟前進步伐減緩，經(jīng)濟持續(xù)恢復(fù)的不確定性增加。與此同時，豬肉、牛肉、羊肉、鮮菜等食品物價的上漲，也給人民帶來了一定的經(jīng)濟壓力。家庭是社會的細胞，也是人們立足于社會的最基本單元。其中，家庭經(jīng)濟水平是影響個體發(fā)展的基礎(chǔ)性條件。具體而言，家庭經(jīng)濟水平的差異一定程度上決定了家庭成員所擁有的物質(zhì)、教育、人力等資源上的差異，這必將影響個體對生命質(zhì)量的感知。

大學(xué)生是同新時代共同前進的一代，是國家的未來與民族的希望，其生命質(zhì)量水平備受社會關(guān)注。大學(xué)生生命質(zhì)量是個體對自身生理、心理、行為、環(huán)境、社會支持等多個方面的優(yōu)劣程度的評定和主觀體驗，是衡量學(xué)生整體狀況的綜合性指標。Phillips發(fā)現(xiàn)，生命質(zhì)量是評估個體自殺風險的一個重要預(yù)測變量，且近1個月生命質(zhì)量低是青年自殺死亡的主要危險因素[2]。因此，如何降低家庭經(jīng)濟壓力對大學(xué)生生命質(zhì)量的負面影響，成為社會各界關(guān)注的熱點問題。

目前，從家庭經(jīng)濟資本、生命質(zhì)量的相關(guān)研究來看，還未有研究深入探討家庭經(jīng)濟資本對生命質(zhì)量的影響及具體作用機制。鑒于此，本文以家庭經(jīng)濟資本和生命質(zhì)量為切入點，探討家庭經(jīng)濟資本對大學(xué)生生命質(zhì)量的影響以及情緒彈性、希望在家庭經(jīng)濟資本與生命質(zhì)量之間是否有中介效應(yīng)，從而初步闡述家庭經(jīng)濟資本影響大學(xué)生生命質(zhì)量的過程和機制，并進一步構(gòu)建計量模型，以期縮小由家庭經(jīng)濟差距所導(dǎo)致的生命質(zhì)量的差距，為政府、高校的決策與干預(yù)工作提供科學(xué)的依據(jù)。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）家庭經(jīng)濟資本與大學(xué)生生命質(zhì)量

家庭經(jīng)濟資本對大學(xué)生生命質(zhì)量有重要影響。熊婷、徐玲、張耀光和陳家應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn)，低收入階層表現(xiàn)出更多吸煙、飲酒等不健康行為，與健康相關(guān)的生命質(zhì)量較差[3]。不僅如此，家庭經(jīng)濟壓力大的學(xué)生往往社會適應(yīng)性較差，更容易孤獨，更可能不被同伴接納[4]，主觀幸福感偏低[5]。家庭投資模型（The family investment model）認為家庭經(jīng)濟投資與子女的發(fā)展相關(guān)，具體而言，高經(jīng)濟資本的家庭更有可能投資于子女的發(fā)展，然而，低經(jīng)濟資本的家庭更有可能投資于家庭的迫切需要[6]。Martin的研究證實家庭對子女的物質(zhì)投資（Material investment）顯著負向預(yù)測學(xué)生的行為問題[7]。王曉舟、朱建春基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的經(jīng)驗數(shù)據(jù)證實了在家庭負債的情況下，家庭的開支更少用于發(fā)展型與享受型的消費[8]?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H1：家庭經(jīng)濟資本對大學(xué)生生命質(zhì)量有顯著正向影響。

（二）家庭經(jīng)濟資本、情緒彈性與生命質(zhì)量

情緒彈性是個體產(chǎn)生積極情緒并從壓力或消極體驗中快速恢復(fù)的能力，它能促使個體靈活改變或適應(yīng)環(huán)境。從查閱的資料來看，目前尚沒有研究直接探討情緒彈性在家庭經(jīng)濟資本與大學(xué)生生命質(zhì)量之間的作用。然而，根據(jù)壓力緩沖假設(shè)，情緒彈性可以有效緩沖經(jīng)濟壓力給個體帶來的不利影響，避免或者減少問題行為的發(fā)生，從而保護個體的發(fā)展。同時，張敏、盧家楣的研究表明情緒彈性能夠影響青少年對壓力事件的認知加工偏向[9]，高情緒彈性的青少年面對與一般生活情境相關(guān)的負性事件時，更傾向于從積極的方面對事件的性質(zhì)加以判斷。由此可見，情緒彈性無形之中影響個體對事物的認知與判斷。當人們面對經(jīng)濟壓力時，必然會受到情緒彈性的影響，進而可能導(dǎo)致不同的結(jié)果?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：情緒彈性在家庭經(jīng)濟資本與大學(xué)生生命質(zhì)量之間起中介作用。

（三）家庭經(jīng)濟資本、希望與生命質(zhì)量

希望是使個體相信通過各種途徑努力可以實現(xiàn)預(yù)定目標的一種積極動機狀態(tài)，是促進個體發(fā)展的重要心理資本之一[10]。陳海賢、陳潔的研究發(fā)現(xiàn)希望特質(zhì)是調(diào)節(jié)貧困大學(xué)生情緒的重要心理因素[11]。陳本月2016年的研究發(fā)現(xiàn)希望可以有效預(yù)測壓力后成長[12]。具體而言，高希望特質(zhì)的個體，他們能夠客觀全面地看待經(jīng)濟壓力，緩沖經(jīng)濟壓力帶來的消極反應(yīng)，并激發(fā)個體通過努力實現(xiàn)預(yù)定的目標；而低希望特質(zhì)的個體更容易沉浸在負性情緒中，缺乏前進的勇氣。李爽、陸麗華以原發(fā)性肝癌患者為研究對象，發(fā)現(xiàn)患者的希望感越高，生命質(zhì)量越好[13]。由此可見，希望是人們面對經(jīng)濟壓力時的重要保護因子。基于此，本文提出以下假設(shè)：

H3：希望在家庭經(jīng)濟資本與大學(xué)生生命質(zhì)量之間起中介作用。

（四）情緒彈性與希望

情緒彈性、希望都是個體在成長和發(fā)展過程中表現(xiàn)出來的積極心理品質(zhì)，對個體的身心發(fā)展具有重要意義。根據(jù)定義與相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，兩者在認知偏向上略有差異，情緒彈性與對壓力事件的認知加工偏向相聯(lián)系，而希望跟與目標有關(guān)的認知傾向相聯(lián)系。兩者相互關(guān)聯(lián)，逐步遞進，共同對個體的發(fā)展產(chǎn)生影響，這也是本研究選擇情緒彈性和希望作為中介變量的原因。臧爽、劉富強、李妍和林燕的研究以少數(shù)民族醫(yī)學(xué)生為研究對象，發(fā)現(xiàn)情緒彈性差的個體，心理資本水平也較低[14]。基于此，本文提出以下假設(shè)：

H4：情緒彈性可以顯著正向預(yù)測希望。

由上述可知，當個體面臨經(jīng)濟壓力時，情緒彈性可以促使個體從積極的方面認知經(jīng)濟壓力，幫助個體快速地從負性情緒中恢復(fù)過來，隨之在希望的作用下促使個體不斷追尋目標，實現(xiàn)自我，從而提高生命質(zhì)量水平?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H5：情緒彈性、希望在家庭經(jīng)濟資本與生命質(zhì)量之間存在鏈式中介效應(yīng)。

由于本研究將同異步溝通作為連續(xù)型自變量，在驗證主效應(yīng)時使用一般線性回歸的方法。表2的結(jié)果顯示，溝通方式對心流體驗的影響是顯著且正向的，即顧客溝通越同步，顧客心流體驗越強。實驗結(jié)果進一步證明了理論框架的主效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

（一）研究工具

家庭經(jīng)濟資本量表：家庭經(jīng)濟資本（Family Economic Capital，F(xiàn)EC）體現(xiàn)了一個家庭的整體經(jīng)濟狀況。本文用“家庭經(jīng)濟年收入”來直觀反映家庭經(jīng)濟資本的總體情況，同時考慮到大學(xué)生家庭所在地不同，經(jīng)濟收入、物價水平會有顯著差異。因此考量家庭經(jīng)濟資本時，輔之“家庭收入與當?shù)仄骄杖胨綄Ρ冉Y(jié)果”“家庭應(yīng)對突發(fā)事件時的經(jīng)濟狀況”“家庭對子女學(xué)費的承受狀況”“與同齡同學(xué)相比后的家庭經(jīng)濟水平”4個題目來共同衡量家庭經(jīng)濟資本。對衡量家庭經(jīng)濟資本的5個項目采用主成分分析法分析，獲得了特征值大于1的一個公因子，可以解釋61.178%的變異，5個項目的負荷量依次為：0.804、0.804、0.774、0.811、0.714。本研究中該量表的Cronbachs'α系數(shù)為0.83。

情緒彈性量表：本研究采用張敏和盧家楣編制的情緒彈性量表（Emotional Resilience Questionnaire，ERQ）[9]，該量表共11個項目，采用李克特6點計分。本研究中該量表的Cronbachs'α系數(shù)為0.86。

希望量表：本研究采用張闊等人編制的心理資本量表中的希望分量表[10]，該量表共6個項目，采用李克特7點計分。典型題目如“我覺得前途充滿希望”。本研究中該量表的Cronbachs'α系數(shù)為0.89。

大學(xué)生生命質(zhì)量量表：本研究采用苗春霞等人編制的大學(xué)生生命質(zhì)量評價簡明量表（Questionnaire of Quality of Life of College Students，QOLCS-23）[15]。該量表共23個項目，內(nèi)容涵蓋生理、心理、行為、環(huán)境、社會支持5個方面。本研究中該量表的Cronbachs'α系數(shù)為0.87。

（二）數(shù)據(jù)來源

本研究借助問卷星對浙江省高校大學(xué)生進行隨機抽樣調(diào)查，共發(fā)放量表3 675份，最終獲得有效量表3 604份，有效回收率為98.06%。量表所有題目均在主試的指導(dǎo)下一次性完成，不可漏選或者棄選。被試的年齡范圍為18～21歲，其中，男生1 169人（占32.43%），女生2 435人（占67.56%）。

（三）模型構(gòu)建

本研究基于Bootstrap非參數(shù)的重新抽樣法，將重復(fù)取樣設(shè)置為5 000次，即計算95%的置信區(qū)間，來檢驗特定中介效應(yīng)、總的中介效應(yīng)以及對比中介效應(yīng)。

根據(jù)理論假設(shè)，本文主要探討情緒彈性、希望兩個中介變量（M1，M2）在家庭經(jīng)濟資本（X）和大學(xué)生生命質(zhì)量（Y）之間是否存在鏈式中介效應(yīng)。模型計算公式如下：

將式（1）、式（2）代入式（3）計算公式當中，替換掉原有 的ERQM1，HPM2，可得：QOLCSY=b0+b1（a01+a1FECX）+b2（a02+a2FECX+d1（a01+a1FECX））+c’FECX。

經(jīng)整理可得：

由此可知：FECX的斜率是：a1b1+a2b2+a1d1b2+c’。

其中，a1b1是情緒彈性的中介效應(yīng)量，a2b2是希望的中介效應(yīng)量，a1d1b2是鏈式中介效應(yīng)，c’是直接效應(yīng);a01、a02、b0均為常量。

三、實證分析

（一）共同方法偏差檢驗

為減少自陳問卷帶來的共同方法偏差，首先，采用周浩和龍立榮的建議，本研究在問卷收集過程中強調(diào)了匿名性和保密性，并設(shè)置部分題目為反向計分以此來控制程序偏差[16]。其次，使用Harman單因素檢驗法對變量共同方法偏差進行檢驗，通過探索性因素分析發(fā)現(xiàn)，特征根大于1的因子有8個，且首個因子的解釋率為26.438%，小于40%的臨界值，說明本研究的數(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差。

（二）各變量的Pearson相關(guān)分析

對家庭經(jīng)濟資本、情緒彈性、希望和大學(xué)生生命質(zhì)量進行Pearson相關(guān)分析，研究結(jié)果顯示，各研究變量間均顯著相關(guān)，詳見表1。

表1 研究變量的相關(guān)系數(shù)及均值、標準差

（三）控制自變量選取與控制

由于調(diào)查對象數(shù)量在性別上差異較大，所以檢驗性別是否對生命質(zhì)量產(chǎn)生影響。

由表2可知，大學(xué)生生命質(zhì)量在性別上存在方差不齊性，且存在顯著差異（P＜0.001），表現(xiàn)為女生的生命質(zhì)量顯著低于男生的生命質(zhì)量。由上述數(shù)據(jù)可知，性別在大學(xué)生生命質(zhì)量上差異顯著。

表2 性別在大學(xué)生生命質(zhì)量上的差異性檢驗

（四）回歸分析與中介效應(yīng)分析

本研究使用Process Version 3.0執(zhí)行基于Bootstrap的多重中介效應(yīng)檢驗并使用Mplus Version 7.4建立理論模型。在控制性別變量的基礎(chǔ)上，對所構(gòu)建的多重中介模型中的變量關(guān)系進行相應(yīng)回歸分析。其結(jié)果如表3所示，家庭經(jīng)濟資本顯著正向預(yù)測大學(xué)生生命質(zhì)量（β=0.238，t=14.726，P＜0.001），研究結(jié)果支持H1。家庭經(jīng)濟資本對情緒彈性具有正向顯著預(yù)測作用（β=0.133，t=8.045，P＜0.001），情緒彈性顯著正向預(yù)測大學(xué)生生命質(zhì)量（β=0.345，t=6.266，P＜0.001），由此可知：情緒彈性在家庭經(jīng)濟資本與生命質(zhì)量之間起中介作用，研究結(jié)果支持H2。家庭經(jīng)濟資本預(yù)測希望（β=0.130，t=8.963，P＜0.001），希望顯著正向預(yù)測大學(xué)生生命質(zhì)量（β=0.465，t=35.098，P＜0.001），由此可知：希望在家庭經(jīng)濟資本與生命質(zhì)量之間起中介作用，研究結(jié)果支持H3。大學(xué)生情緒彈性正向預(yù)測希望（β=0.475，t=32.807，P＜0.001），研究結(jié)果支持H4。綜上可得，家庭經(jīng)濟資本可以直接影響大學(xué)生生命質(zhì)量，也可以通過情緒彈性和希望的鏈式中介間接地對大學(xué)生的生命質(zhì)量產(chǎn)生影響，研究結(jié)果支持H5。

表3 本研究中各變量關(guān)系的回歸分析結(jié)果

中介效應(yīng)量分析結(jié)果如表4、圖1顯示，特定中介效應(yīng)Ind1、Ind2、Ind3對應(yīng)的置信區(qū)間均沒有包含0，表明3個特定中介效應(yīng)均顯著，本研究所構(gòu)建的多重中介模型成立?？偟闹薪樾?yīng)對應(yīng)的置信區(qū)間未包含0，表明總的中介效應(yīng)顯著；對比中介效應(yīng)的置信區(qū)間均未包含0，表明對比中介效應(yīng)顯著。

表4 鏈式中介效應(yīng)的Bootstrap檢驗及效果量

圖1 中介效應(yīng)檢驗路徑圖

四、結(jié)論與啟示

本文分析了家庭經(jīng)濟資本影響生命質(zhì)量的理論機理，構(gòu)建計量模型實證了情緒彈性、希望在其中的作用機制，并得出以下主要結(jié)論：（1）高家庭經(jīng)濟資本對生命質(zhì)量有顯著正向影響，效應(yīng)量為0.063；（2）家庭經(jīng)濟資本會通過情緒彈性、希望間接地對大學(xué)生生命質(zhì)量產(chǎn)生影響，希望的作用大于情緒彈性的作用；（3）情緒彈性和希望在家庭經(jīng)濟資本和大學(xué)生生命質(zhì)量之間起鏈式中介作用。

苗春霞、周崔紅、孫泓等人對江蘇、安徽、陜西三省5所普通高院校2 700名學(xué)生進行調(diào)查，結(jié)果發(fā)現(xiàn)個體的生命質(zhì)量差異較大[17]。因此，如何有效阻斷或減弱家庭經(jīng)濟貧困對大學(xué)生生命質(zhì)量的影響是教育之重?；诖?，本文提出以下建議：首先，高校心理健康教育要構(gòu)建“一體化”教育觀念，充分發(fā)揮教育的聯(lián)動機制，教師在教書育人的過程中不僅要引導(dǎo)學(xué)生客觀、全面地看待家庭經(jīng)濟困難，提高學(xué)生的情緒彈性，更重要的是抓緊時機，順勢而為，幫助學(xué)生建立合理的目標，激勵學(xué)生迎難而上，實現(xiàn)自我價值，從而提高學(xué)生生命質(zhì)量。其次，創(chuàng)新與豐富教育載體，特別是融媒體時代下，高校需充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)+教育的優(yōu)勢，向?qū)W生宣傳正確的金錢觀，培養(yǎng)大學(xué)生積極的人格品質(zhì)，避免盲目攀比及沖動消費。最后，發(fā)掘與培養(yǎng)學(xué)生情緒彈性、希望等積極品質(zhì)時，需要以大學(xué)生身心發(fā)展特點為依據(jù)，靈活性地設(shè)置教育方案，針對不同階段的學(xué)生開展相適應(yīng)的教育活動，實現(xiàn)全過程育人。同時，充分發(fā)揮高校專任教師、輔導(dǎo)員、班主任、行政和后勤教師、同學(xué)等人員的全員育人作用，實現(xiàn)“一棵樹搖動另一棵樹，一朵云推動另一朵云，一個靈魂喚醒另一個靈魂”的積極教育理念。