高三學(xué)生社會(huì)支持與主觀幸福感的關(guān)系：情緒智力的中介作用①

（東北大學(xué)，遼寧 沈陽 110169）

一、問題提出

主觀幸福感作為衡量心理健康的積極指標(biāo)［1］，通常包括兩方面，即情緒體驗(yàn)方面與個(gè)體認(rèn)知方面。在情緒體驗(yàn)方面，主觀幸福感通常被認(rèn)為是個(gè)體對(duì)自身積極情緒與消極情緒平衡的結(jié)果［2］。也就是說，當(dāng)個(gè)體感受到的積極情緒體驗(yàn)高于消極情緒體驗(yàn)時(shí)，主觀幸福感就會(huì)產(chǎn)生［3］。而在個(gè)體認(rèn)知方面，主觀幸福感則被界定為是個(gè)體根據(jù)自身所制定的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活質(zhì)量進(jìn)行的整體性評(píng)估［4］，這些評(píng)價(jià)指標(biāo)包含了諸如身體健康、經(jīng)濟(jì)收入以及居住條件等生活領(lǐng)域各個(gè)方面［5］。由此可知主觀幸福感既是個(gè)體情緒的表現(xiàn)，也是對(duì)其所經(jīng)營的生活的滿意度。主觀幸福感水平高就意味著個(gè)體的積極情緒體驗(yàn)的強(qiáng)度與頻率要高于消極情緒體驗(yàn)的強(qiáng)度與頻率，另外主觀幸福感高的個(gè)體對(duì)其所經(jīng)營的生活的滿意度也比較高。在情緒與滿意度都處于較高的水平時(shí)，個(gè)體的發(fā)展也會(huì)更為充分，更有利于其身心健康。

社會(huì)支持作為個(gè)體無論是從內(nèi)容上（工具性支持與情感性支持）、形式上（接受支持與提供支持）還是從性質(zhì)上來說（主觀支持與客觀支持），其反映的都是個(gè)體在某一階段的需求情況，如工具性支持是指財(cái)力和物質(zhì)方面的幫助［6］，其所反映的就是個(gè)體在生存與安全保障上的需要；而情感性支持通常包含接納與被接納、信任與被信任、尊重與被尊重以及理解與被理解等內(nèi)容［7］，其所反映的是個(gè)體的愛和歸屬的需要以及尊重的需要。為了尋求需要的滿足，迫于這一動(dòng)力的驅(qū)使，個(gè)體則會(huì)利用多種策略以達(dá)成目標(biāo)，包括有效地表達(dá)與控制自身的情緒以及敏銳地察覺與合適地調(diào)節(jié)他人的情緒，而需要滿足這一目標(biāo)的達(dá)成則會(huì)產(chǎn)生幸福感，反之則會(huì)產(chǎn)生消極的情感體驗(yàn)［8］。

鑒于此，本研究以高三學(xué)生作為考察對(duì)象，探究社會(huì)支持、情緒智力與主觀幸福感之間的關(guān)系。并提出假設(shè)：第一，高三學(xué)生的主觀幸福感在社會(huì)支持與情緒智力上以及情緒智力在社會(huì)支持上具有差異性；第二，情緒智力在社會(huì)支持與主觀幸福感之間具有中介作用。

二、研究方法

（一）樣本

以Z市某一所普通高中的整個(gè)高三年級(jí)8個(gè)班的學(xué)生為調(diào)查對(duì)象，共發(fā)放調(diào)查問卷320份，回收317份，問卷回收率為99.06%。通過對(duì)無效問卷的排除，余下有效問卷283份，有效問卷率為89.27%。其中男生112人，女生171人；文科81人，理科202人；居住在農(nóng)村的259人，居住在城市的24人；獨(dú)生子女130人，非獨(dú)生子女153人。調(diào)查對(duì)象年齡分布于17-20歲之間（含兩端值）。

（二）研究工具

1.社會(huì)支持量表（SSS）

研究所使用的社會(huì)支持量表其原始量表是由肖水源在1986年所編制的，共包含10個(gè)題項(xiàng)，原始量表的重測(cè)信度為0.92。其后，葉悅妹與戴曉陽等在2008年以肖水源的社會(huì)支持理論模型為基礎(chǔ)對(duì)原量表進(jìn)行修改，該量表包括三個(gè)維度，分別是主觀支持、客觀支持與支持利用度［9］。其中，主觀支持為個(gè)體感覺自身所擁有的社會(huì)支持資源，客觀支持為個(gè)體實(shí)際上所接收到的社會(huì)支持資源，而支持利用度則是指?jìng)€(gè)體主動(dòng)地尋求或利用社會(huì)支持資源。該量表共包含17個(gè)題項(xiàng)，第1、4、6、7、9題共5個(gè)題項(xiàng)為主觀支持的內(nèi)容，第8、10、11、13、15、16題共6個(gè)題項(xiàng)為客觀支持的內(nèi)容，第2、3、5、12、14、17題共6個(gè)題項(xiàng)為支持利用度的內(nèi)容。修訂后量表的總體信度為0.920，主觀支持、客觀支持與支持利用度各維度的信度分別為0.891、0.852與0.836。在調(diào)研中，對(duì)社會(huì)支持量表總體進(jìn)行內(nèi)部一致性檢驗(yàn)，社會(huì)支持量表的總體信度為0.92，主觀支持、客觀支持與支持利用度各分量表的信度依次是0.88、0.86與0.83。

2.主觀幸福感量表（SWBS）

主觀幸福感的原量表是比利時(shí)學(xué)者Opdenakker與Van Damme在2000年調(diào)查荷蘭中學(xué)生的在校主觀幸福感所編制的［10］，共包含61個(gè)題項(xiàng)，擁有8個(gè)維度，體現(xiàn)學(xué)業(yè)內(nèi)容方面的維度共有5個(gè)，分別是學(xué)習(xí)興趣維度、課堂注意力維度、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)維度、對(duì)待家庭作業(yè)的態(tài)度維度與學(xué)業(yè)自我概念維度，體現(xiàn)人際關(guān)系內(nèi)容方面的維度共有兩個(gè)分別是師生關(guān)系維度與同伴關(guān)系維度，體現(xiàn)學(xué)校方面的維度共有1個(gè)即對(duì)學(xué)校的滿意度。之后，姚一玲（2016）為測(cè)驗(yàn)小學(xué)與中學(xué)在校學(xué)生的主觀幸福感對(duì)原量表進(jìn)行了修改，修改后的量表共包含34個(gè)題項(xiàng)［11］。多次因子分析后刪掉原量表中對(duì)待家庭作業(yè)的態(tài)度這一維度，共余下7個(gè)維度。其中學(xué)業(yè)自我概念、學(xué)習(xí)興趣與學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)三個(gè)維度每個(gè)維度各有5個(gè)題項(xiàng)，課堂注意力與同伴關(guān)系兩個(gè)維度每個(gè)維度各包含6個(gè)題項(xiàng)，師生關(guān)系與對(duì)學(xué)校的滿意度兩個(gè)維度則分別包含4個(gè)題項(xiàng)與3個(gè)題項(xiàng)。修改后的主觀幸福感量表針對(duì)小學(xué)五年級(jí)與六年級(jí)學(xué)生進(jìn)行測(cè)試后所得的信度分別為0.897與0.902，而該量表在本次測(cè)驗(yàn)中的總體信度為0.924。

3.情緒智力量表（EIS）

情緒智力量表（情緒智力S）為自陳式測(cè)驗(yàn)，最初由 Schutte等人在1998 年編制而成（Schutte et al.，1998），起初量表包含62個(gè)題項(xiàng)，經(jīng)過測(cè)試后保留33個(gè)題項(xiàng)，包括三個(gè)維度，分別是情緒評(píng)價(jià)與表達(dá)（共13項(xiàng)）、情緒調(diào)節(jié)（共10項(xiàng)）以及情緒運(yùn)用（共10項(xiàng)），量表的Cronbach's α為0.87，經(jīng)過兩周后重新測(cè)驗(yàn)取得的量表信度系數(shù)為0.78。本次使用的量表為黃韞慧等人（2008）修訂后的量表［12］，總共19個(gè)題項(xiàng)，分為四個(gè)維度，分別是情緒監(jiān)控、情緒利用、社會(huì)能力以及他人情緒評(píng)估，其中情緒監(jiān)控維度、情緒利用維度與社會(huì)能力維度各包含5個(gè)題項(xiàng)，他人情緒評(píng)估維度包含4個(gè)題項(xiàng)，量表的總體Cronbach's α為0.85，情緒監(jiān)控、情緒利用、社會(huì)能力與他人情緒評(píng)估各維度的Cronbach's α 分別為 0.64、0.71、0.67與 0.77。本次研究中該量表的總體 Cronbach's α 為0.92，情緒監(jiān)控維度的Cronbach's α為0.73，情緒利用維度的Cronbach's α為0.79，社會(huì)能力維度的Cronbach's α為0.78，他人情緒評(píng)估的 Cronbach's α為0.81。

（三）統(tǒng)計(jì)與分析方法

利用Excel進(jìn)行問卷數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)與錄入，通過SP社會(huì)支持22.0軟件對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)的分析。

三、研究結(jié)果

（一）初步統(tǒng)計(jì)分析

通過初步的相關(guān)性分析（不含社會(huì)支持、情緒智力與主觀幸福感三個(gè)變量值）發(fā)現(xiàn)社會(huì)支持、情緒智力與主觀幸福感三個(gè)變量的各維度基本上呈顯著相關(guān)（見表1）。為進(jìn)一步確認(rèn)社會(huì)支持、情緒智力與主觀幸福感的相關(guān)性，對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析。分析結(jié)果顯示，社會(huì)支持、情緒智力與主觀幸福感之間具有顯著的正相關(guān)。

（二）社會(huì)支持、情緒智力與主觀幸福感的差異性檢驗(yàn)

1.不同社會(huì)支持水平下的情緒智力差異

為考察情緒智力及其各維度在不同的社會(huì)支持水平上是否有差異，將社會(huì)支持得分進(jìn)行升序排序后，取前27%的人為社會(huì)支持低組，后27%的人為社會(huì)支持高組，進(jìn)而利用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)進(jìn)行分析。分析結(jié)果表明，不同的社會(huì)支持水平下情緒智力的得分存在顯著差異，社會(huì)支持得分高的學(xué)生其情緒智力得分要明顯高于社會(huì)支持得分低的學(xué)生的情緒智力得分。具體觀察情緒智力各個(gè)維度在社會(huì)支持水平上的差異可以發(fā)現(xiàn)，情緒監(jiān)控、情緒利用、社會(huì)能力以及他人情緒評(píng)估四個(gè)維度在社會(huì)支持水平上均有顯著的差異，即社會(huì)支持得分高的學(xué)生其情緒監(jiān)控、情緒利用、社會(huì)能力以及他人情緒評(píng)估的水平要明顯高于社會(huì)支持得分低的學(xué)生。

2.不同社會(huì)支持水平下的主觀幸福感差異

表1：各變量間相關(guān)性

對(duì)高三學(xué)生的社會(huì)支持得分進(jìn)行排序按照前27%與后27%分組后，進(jìn)行主觀幸福感及其各維度的t檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)的結(jié)果可知，不同社會(huì)支持水平下的主觀幸福感存在顯著的差異，社會(huì)支持得分水平高的學(xué)生其主觀幸福感要明顯高于社會(huì)支持得分低的學(xué)生。在主觀幸福感的各維度上，學(xué)習(xí)興趣、師生關(guān)系、學(xué)校幸福感、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)自我概念與同伴關(guān)系在不同的社會(huì)支持水平上均有顯著的差異。但是在課堂注意力這一維度上并沒有顯著的社會(huì)支持差異，雖然如此，社會(huì)支持高分組的課堂注意力得分均值還是要略高于社會(huì)支持低分組的學(xué)生。

3.不同情緒智力水平下的主觀幸福感差異

將情緒智力得分升序排序后，取前27%人作為情緒智力低組，后27%人作為情緒智力高組。進(jìn)而利用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)分析不同的情緒智力水平下主觀幸福感及其各維度是否具有顯著的差異。分析結(jié)果顯示，主觀幸福感在不同的情緒智力水平上具有顯著的差異性，情緒智力得分高的學(xué)生其主觀幸福感明顯比情緒智力得分低的學(xué)生高。從主觀幸福感的各個(gè)維度上看，學(xué)習(xí)興趣、師生關(guān)系、學(xué)校幸福感、課堂注意力、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)業(yè)自我概念與同伴關(guān)系共7個(gè)維度在不同的情緒智力水平上皆具有明顯的差異，其中課堂注意力在情緒智力上的差異性在0.05的水平上顯著，而其余6個(gè)維度均是在0.01的水平上顯著。

（三）情緒智力對(duì)社會(huì)支持與主觀幸福感關(guān)系的中介效應(yīng)分析

如果自變量是通過某一個(gè)或某些變量來影響因變量，那么在中間起到因果鏈接作用的變量便是中介變量，而自變量通過中變量進(jìn)而對(duì)因變量所產(chǎn)生的影響便是中介效應(yīng)。在本研究中，根據(jù)理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述，所擬定的自變量是社會(huì)支持，中介變量是情緒智力，因變量則是主觀幸福感。為考察情緒智力在社會(huì)支持與主觀幸福感的關(guān)系中是否具有中介效應(yīng)以及具有何種中介效應(yīng)，研究利用逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法是Baron與 Kenny在1986年所提出來的，其基本思想如圖1所示，首先檢驗(yàn)自變量對(duì)因變量的總效應(yīng)，即公式（1）中的c；其次檢驗(yàn)自變量對(duì)中介變量的效應(yīng)，即公式（2）中的a；再次檢驗(yàn)控制自變量后，中介變量對(duì)因變量的效應(yīng)，即公式（3）中的b；最后檢驗(yàn)控制中變量后，自變量對(duì)因變量的效應(yīng)，即公式（3）中的c'。以上四個(gè)步驟共需要做圖1中所顯示的三個(gè)回歸方程，其中如果總效應(yīng)c、效應(yīng)a與效應(yīng)b顯著，則說明中介作用存在。在此前提下，如果效應(yīng)c'不顯著，則說明中介作用類型為完全中介，如果效應(yīng)c'顯著，則說明中介作用類型為部分中介。

圖1 中介效應(yīng)分析原理

在進(jìn)行檢驗(yàn)前，社會(huì)支持、情緒智力與主觀幸福感的得分均被中心化處理以防止與方法討論沒有關(guān)系的截距項(xiàng)在進(jìn)行回歸檢驗(yàn)時(shí)出現(xiàn)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化處理后，利用依照逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法的步驟，首先檢驗(yàn)方程（1）：Y=cX+e1，即檢驗(yàn)社會(huì)支持對(duì)主觀幸福感的總效應(yīng)；其次檢驗(yàn)方程（2）：M=aX+e2，即社會(huì)支持對(duì)情緒智力的效應(yīng)；最后檢驗(yàn)方程（3）：Y=c'X+bM+e3，即控制社會(huì)支持后情緒智力對(duì)主觀幸福感的效應(yīng)與控制情緒智力后社會(huì)支持對(duì)主觀幸福感的效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，其中社會(huì)支持對(duì)主觀幸福感的總效應(yīng)顯著，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.54；社會(huì)支持對(duì)情緒智力的效應(yīng)顯著，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.611；控制社會(huì)支持后情緒智力對(duì)主觀幸福感的效應(yīng)顯著，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.531。故情緒智力的中介作用存在且顯著。進(jìn)一步檢驗(yàn)控制情緒智力后社會(huì)支持對(duì)主觀幸福感的效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)其效應(yīng)顯著，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.216。因此，情緒智力在社會(huì)支持與主觀幸福感之間的中介作用為部分中介，中介效應(yīng)在總效應(yīng)中所占的比例為：ab/c=0.611×0.531/0.54=0.601。故有理由認(rèn)為情緒智力在社會(huì)支持與主觀幸福感之間起部分中介作用。

表2：情緒智力對(duì)社會(huì)支持與主觀幸福感關(guān)系的中介效應(yīng)分析

四、討論

（一）社會(huì)支持與情緒智力的關(guān)系

在相關(guān)性分析中，社會(huì)支持與情緒智力二者具有顯著的正相關(guān)，這與以往的研究結(jié)果一致。隨后利用升序排序后取社會(huì)支持得分的前27%與后27%作為社會(huì)支持高組與社會(huì)支持低組，通過獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)情緒智力在社會(huì)支持上存在顯著的差異，即社會(huì)支持高分組的學(xué)生其情緒智力要明顯高于社會(huì)支持低分組的學(xué)生，這點(diǎn)在林淑慧等人（2009）對(duì)臺(tái)灣五專學(xué)生的社會(huì)支持、情緒智力與自我認(rèn)證的相關(guān)研究中也曾證明［13］。為了進(jìn)一步探討社會(huì)支持與情緒智力之間的因果關(guān)系，以社會(huì)支持為自變量、情緒智力為因變量做線性回歸分析，回歸結(jié)果表明社會(huì)支持對(duì)情緒智力具有顯著的積極預(yù)測(cè)作用，這與鄭顯亮等人（2008）的研究結(jié)論一致［14］。這可以解釋為當(dāng)個(gè)體獲得的社會(huì)支持越多時(shí)，其正向情緒也就越高，這給了學(xué)生個(gè)體利用積極情緒作用的機(jī)會(huì)，即個(gè)體的情緒利用會(huì)有所發(fā)展。另外，社會(huì)支持中的利用度體現(xiàn)的是個(gè)體在獲得社會(huì)資源中的角色主動(dòng)性，當(dāng)個(gè)體想要獲得自己所需要的資源時(shí)，那么其就有可能要注意自己在社會(huì)支持尋求過程中的情緒表達(dá)與控制以及所尋求的支持者的情緒狀態(tài)，這點(diǎn)尤其體現(xiàn)在個(gè)體所尋求的支持為情感性支持上。

（二）社會(huì)支持與主觀幸福感的關(guān)系

社會(huì)支持與主觀幸福感的相關(guān)性分析結(jié)果顯示二者存在正向的相關(guān)關(guān)系，之后的差異性分析也顯示社會(huì)支持水平高組的學(xué)生其主觀幸福感要比社會(huì)支持低組學(xué)生的主觀幸福感更強(qiáng)。進(jìn)一步以社會(huì)支持為預(yù)測(cè)變量，以主觀幸福感作為被預(yù)測(cè)變量進(jìn)行線性回歸分析發(fā)現(xiàn)社會(huì)支持對(duì)主觀幸福感的預(yù)測(cè)作用顯著，且方向上為正向預(yù)測(cè)。也就是說如果個(gè)體的社會(huì)支持水平越高，那么其主觀幸福感的水平也會(huì)越高。張娜（2016）在對(duì)有留守經(jīng)歷的高職生進(jìn)行社會(huì)支持、心理資本與主觀幸福感三者之間關(guān)系的研究時(shí)也發(fā)現(xiàn)社會(huì)支持能夠積極預(yù)測(cè)高職生的主觀幸福感水平，在其研究中社會(huì)支持可以正向預(yù)測(cè)主觀幸福感的9.1%變異［15］。由此可以推測(cè)，當(dāng)個(gè)體獲得較多的社會(huì)支持時(shí)，如獲得老師的表揚(yáng)、同伴的鼓勵(lì)這些支持時(shí)，其就會(huì)產(chǎn)生積極的情感體驗(yàn)，并且會(huì)對(duì)表揚(yáng)者與鼓勵(lì)者產(chǎn)生感激之情，此時(shí)個(gè)體可能在此教師的教學(xué)中投入更多的注意力與學(xué)習(xí)興趣，也會(huì)更為主動(dòng)地與老師和同學(xué)進(jìn)行交流與溝通從而使得師生關(guān)系與同伴關(guān)系獲得發(fā)展，而其滿意度也因此提高。

（三）情緒智力與主觀幸福感的關(guān)系

相關(guān)性分析表明情緒智力與主觀幸福感之間存在顯著的正相關(guān)，在隨后的差異性檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)了情緒智力低組學(xué)生與情緒智力高組學(xué)生的主觀幸福感存在顯著的差異，情緒智力低組者其主觀幸福感水平要明顯低于情緒智力高的學(xué)生，這說明情緒智力與主觀幸福感之間具有一定的聯(lián)系，但還未清楚這種聯(lián)系是伴隨關(guān)系還是因果關(guān)系，故以線性回歸檢驗(yàn)二者之間是否存在因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果表明情緒智力是主觀幸福感的預(yù)測(cè)變量之一，具體來說即如果個(gè)體的情緒智力水平越高，那么其主觀幸福感也會(huì)強(qiáng)。這與以往的研究結(jié)果一致［16］。由此說明，情緒智力高的高三學(xué)生，其相對(duì)于情緒智力低的高三學(xué)生可能會(huì)更擅長控制自身的情緒，在遭遇挫折或逆境的時(shí)候即使會(huì)產(chǎn)生消極的情緒也會(huì)明確消極情緒的不利作用而進(jìn)行情緒的調(diào)節(jié)，在擁有積極情緒的時(shí)候會(huì)更懂得如何保持好的心情與運(yùn)用好心情更為有效的進(jìn)行某些活動(dòng)，如此情緒智力高的學(xué)生與情緒智力低的學(xué)生在面臨同樣的情境下往往會(huì)有更高的滿意度。另外，情緒智力高的學(xué)生可能會(huì)善于察覺他人的情緒表現(xiàn)，擁有更強(qiáng)的社會(huì)能力，在情緒的表達(dá)上更為恰當(dāng)，因此和老師與同伴的關(guān)系也會(huì)更為和諧。

（四）情緒智力的中介作用

通過依次回歸系數(shù)法的檢驗(yàn)，可以明確情緒智力在社會(huì)支持與主觀幸福感之間具有中介作用。這表明社會(huì)支持是通過影響情緒智力進(jìn)而影響主觀幸福感的。但分析的結(jié)果顯示，在控制中介變量情緒智力后，社會(huì)支持對(duì)主觀幸福感的影響依然顯著，這說明情緒智力所起到的中介作用是部分中介作用，言外之意即社會(huì)支持還可能通過其他因素來影響主觀幸福感。如楊曉峰等人在2008年對(duì)大學(xué)生的社會(huì)支持、核心自我評(píng)價(jià)與主觀幸福感三者之間的關(guān)系進(jìn)行研究時(shí)發(fā)現(xiàn)核心自我評(píng)價(jià)在社會(huì)支持與主觀幸福感之間具有部分中介作用［17］，而劉莉等人的研究則發(fā)現(xiàn)了大學(xué)生的公正世界信念在社會(huì)支持與主觀幸福感的關(guān)系上起部分中介作用［18］。

五、結(jié)論

第一，情緒智力與主觀幸福感在社會(huì)支持高低組上存在顯著差異，主觀幸福感在情緒智力高低組上存在顯著差異。

第二，情緒智力在社會(huì)支持與主觀幸福感間起部分中介作用。