沈陽市民社會心態影響因素的實證研究

戰 睿，齊常華，王 挺

（1.沈陽工業大學 管理學院，遼寧 沈陽 110870；2.遼寧公安司法管理干部學院政治理論教研部，遼寧 沈陽 110161）

社會心態是一種群體的思維和情感模式，它反映了社會的情緒基調、共識和價值取向。培育良好社會心態是深化平安建設、推進社會治理現代化、預防和減少因心理問題引發命案和個人極端案（事）件的重要措施，對于踐行社會主義核心價值觀及實現“中國夢”具有重要意義［1］。近年來，國人的社會心態發生了很大改變，我國學者普遍認為良好的社會心態意味著個體具有自尊自信、理性認知、平和情感和積極的適應能力，不斷滋養、培育良好的社會心態，形成良好的社會氛圍，能夠為實現中華民族偉大復興提供強大的精神動力。然而，現有的社會心態研究卻缺乏明確的研究對象和核心指標，并且對影響社會心態的因素缺乏大量實證研究。因此，本研究基于沈陽市民的社會心態調查數據，從自尊自信水平、理性平和素質和積極性三個方面來探究影響社會心態的相關因素，以期為社會心理服務體系的建設提供理論和實證支持，為培育良好社會心態提供科學的指導。

一、理論基礎與假設

1.原生家庭與社會心態

家庭是個體成長的第一環境，家庭環境為個體發展提供了物質條件和精神條件。家庭對個體社會心態的影響主要通過家庭教育、家庭經濟狀況兩個層面實現［2］。原生家庭環境是否和睦、具體教養行為及態度、對家庭經濟條件的滿意度會對個體自尊自信心、認知能力、情緒及積極性的形成和發展產生不同影響，進而導致個體社會心態的差異。第一，原生家庭是影響個體自尊的重要因素，較高的自尊可以提高個人的心理適應能力，可以幫助個人調節自己的行為和心境，降低在面對困難、挫折時出現的軀體化傾向問題，有利于個人形成良好的社會心態。自尊的情感模型認為，自尊在童年早期出現，來源于重要家人的贊許與肯定，孩子越能感受到父母的關注，就越有利于形成積極的自我評價，促進自尊的建立及發展［3］。第二，認知能力是指人類的思維能力，包括感知、注意、記憶、思考、推理、判斷、解決問題等多個方面，這些能力綜合反映了一個人的智力水平和學習能力，對于人類的生存和發展至關重要。認知能力的形成不僅受到遺傳因素的影響，也受到后天環境的影響。家庭教育環境是影響兒童認知能力發展的重要因素之一。家庭教育環境包括父母的教育方式、家庭的文化氛圍、家庭的經濟狀況等多個方面。良好的家庭教育環境可以促進兒童的認知能力發展，而不良的家庭教育環境則可能會對兒童的認知能力發展產生負面影響［4］。家庭教育環境也影響個體的情緒發展，如良好的家庭教育環境可以預防情緒廣泛性焦慮和沖動［5］。所以家庭教育環境與個體理性平和素質的提升密不可分。第三，個體成長主動性與早期的家庭環境有關,如果個體早期遭受處境不利的家庭環境或者不良的親子關系后，會損害個人成長主動性［6］。反之，有利的家庭教育環境有利于個體成長的主動性和積極性。據此，提出假設1:

H1a：原生家庭對自尊自信水平具有顯著正向影響；

H1b：原生家庭對理性平和素質具有顯著正向影響；

H1c：原生家庭對個體積極性具有顯著正向影響。

家庭壓力模型指出，較低的家庭收入會對家庭功能和個體適應產生負面影響，尤其是深度貧困或持續貧困的家庭。這些家庭的父母可能因為經濟壓力而出現情緒不佳或行為問題，缺乏關注和照顧子女的精力，導致子女出現挫敗、憤怒等負面情緒。這些負面情緒可能會影響子女的認知能力和心理健康，進而影響其未來的發展。良好的社會支持則能夠彌補家庭對個體理性認知的形成及平和情緒的培養，并且使個體感到被尊重和理解，有助于穩定情緒、緩解心理問題、緩沖負性生活事件影響［7］。另外，被除家庭以外的其他人接納和關愛，能夠避免憤怒、難過、受傷等負面情緒。據此，提出假設2：

H2：社會支持對原生家庭與理性平和素質之間起到正向調節作用。

2.學習或工作體驗與社會心態

個體的美好生活體驗影響個體的社會心態，生活體驗不僅包括家庭的生活氛圍，還包括學習和工作環境帶給個體的主觀感受。學習和工作體驗是指個體在此類情境中能否愉快地學習或工作、進行人際交往、參與集體活動和情緒適應等方面。首先，社會控制理論認為，社會聯系對個體的行為具有牽制作用，當個體感知到社會聯系時，會更加遵守社會規范和價值觀，減少問題行為的發生；而當個體感知到社會聯系的減弱時，其行為受到的牽制作用也會減弱，問題行為的發生率會增加。在學校中，學生對學校氛圍的感知越負向，學生和學校間的聯系越弱化，學生的社會聯系就會減弱，問題行為的發生率也會增加［8］，同樣，員工對工作氛圍的負面感知也會導致問題行為。學校和工作單位是個體所處的特定領域，個體所重視的特定領域的成功或失敗經歷影響個體自尊水平。其次，在學習和工作環境中會經歷各種情緒體驗，高強度低關懷、缺少新鮮感、缺乏自由的學習或工作環境增加了個體的工作壓力，滋生負面情緒。另外，個體的理性認知、感性認知也與學習或工作的文化氛圍密切相關。再次，個體完全投入活動中能帶給個體本身極高的充實感、興奮感及幸福感，良好的學習和工作體驗有助于增強幸福感，滿足人們自我改善、自信等心理需求，從而提升個體應對問題的積極性［9］。據此，提出假設3：

H3a：學習或工作體驗對自尊自信水平具有顯著正向影響；

H3b：學習或工作體驗對理性平和素質具有顯著正向影響；

H3c：學習或工作體驗對個體積極性具有顯著正向影響。

3.生活方式與社會心態

生活方式是人們長期受一定文化、民族、經濟、社會、風俗、規范等影響而形成的一系列生活習慣、生活態度和生活制度［10］?，F代社會的快節奏、緊張的生活和激烈的競爭對人們的生活方式產生了不同程度的影響，可能導致生理、心理和社會適應等方面的問題。例如，不健康的飲食習慣、缺乏運動、過度使用電子產品等。不良生活方式可能導致肥胖、心血管疾病、焦慮、抑郁等健康問題。一是Yarcheski等人研究發現，正性健康行為與自尊評分呈顯著正相關［11］。二是已有研究發現生活方式中的飲食習慣、睡眠狀況、衛生習慣、體育鍛煉、娛樂活動等方面與焦慮抑郁情緒具有一定的相關性。另外，生活方式與認知功能存在密切聯系，生活方式作為增加認知儲備及調節壓力的重要手段對認知具有積極作用，其對認知的影響已得到很多研究證明［12］。三是王夢佳等人認為生活方式是影響自我效能的重要因素［13］，采取正確措施改善和引導生活方式，能夠以積極的方式解決困難。據此，提出假設4：

H4a：生活方式對自尊自信水平具有顯著正向影響；

H4b：生活方式對理性平和素質具有顯著正向影響；

H4c：生活方式對個體積極性具有顯著正向影響。

根據社會學理論，個體社會心態的形成受到環境因素的影響。研究表明生活方式的差異會影響個體對環境的適應性，當情境事件發生個體無法立即適應時就會產生沮喪和失落感。另外，情境事件可能導致個體產生認知偏差，激發或制約個體的行為活動。認知偏差會導致個體的學習、工作、生活、交往產生問題，造成不適應的情況，甚至導致情緒障礙［14］。據此，提出假設5：

H5a：生活方式對情境事件具有顯著正向影響；

H5b：情境事件對理性平和素質有顯著正向影響；

H5c：情境事件在生活方式與理性平和素質之間起中介作用。

綜上所述，本研究構建社會心態影響因素的理論模型，如圖1所示。

圖1 社會心態影響因素理論模型

二、研究設計

1.樣本選取

本文研究數據來源于2022 年沈陽市民社會心態調查數據，于2023年1月通過騰訊問卷向沈陽本地微信用戶發放問卷，共回收問卷619 份，經篩選后得到有效問卷407 份，回收有效率為65.75%，其中男性140人，女性267人；1950年以前出生有5人，1960～1969年出生有40人，1970～1979年出生有47人，1980～1989年出生有126人，1990～1999年出生有61人，2000年以后出生有128人；教育程度初中及以下者6人，高中或中專者38人，?？苹虮究普?88人，研究生以上者75人；獨生子女者193人，非獨生子女者214 人；個人月收入2 500 元以下者130 人，2 500～5 000元者83人，5 001～10 000元者146人，10 001～20 000元者38人，20 000元以上者10人。

2.測量工具

本文設置原生家庭、學習工作體驗、社會支持、生活方式、情境事件五個維度，并且對于社會心態，將其解構為自尊自信水平、理性平和素質、積極性三個維度。參考趙郝銳［15］論文家庭環境的量表內容提出4 個題項測量原生家庭。參考王益富［16］等人編制的生活滿意感等量表提出5 個題項測量學習工作體驗。參考肖水源［17］的社會支持量表提出7 個題項測量社會支持。參考中國綜合社會調查（CGSS）2018 年調查問卷（居民問卷）提出4 個題項測量生活方式。根據Horowitz［18］等人制定的時間影響量表提出4 個題項測量情境事件。參考自尊量表提出4 個題項測量自尊自信。參考王俊秀［19］對社會心態指標體系構建的論述及心理行為認知（XRX）量表、王國芳［20］等的消極情緒調節期待量表研究設計5 個題項測量理性平和素質。參考一般自我效能感量表設計5 個題項測量積極性。另外，設置性別、出生年代、教育程度、是否為獨生子女、月收入水平作為控制變量。

三、實證結果與分析

1.信度、效度與共同方法偏差檢驗

通過探索性因子分析結果顯示，原生家庭、學習或工作體驗、社會支持、生活方式、情境事件、自尊自信水平、理性平和素質、積極性8 個因子對應的總信度系數值為0.941，共同度值均高于0.556，KMO 統計量值為0.919，8 個因子的累積方差解釋率為72.917%（大于50%），研究項的信息量可以有效地提取出來。

每個變量的Cronbach's α 均高于0.816，說明測量具有較高信度和內部一致性。通過驗證性因子分析（CFA）判斷變量間的效度情況，CFA 的因子載荷在0.556～0.914，所有潛變量的組合信度（CR）均大于0.820（大于0.7），AVE 值均大于0.513（大于0.5），體現了良好的聚合效度，且各變量AVE 的平方根值大于因子相關系數絕對值的最大值，表明變量間具有良好的區分效度，見表1和表2。

表2 潛變量描述性統計及相關分析

由于本研究的測量題項均由一人填寫，可能存在同源方法偏差問題。使用CFA 進行驗證，原四因子模型數據擬合指標為χ2/df=2.664（＜3），RMSEA=0.064（＜0.10），CFI=0.907（＞0.9），IFI=0.907（＞0.9），SRMR=0.061（＜0.1），說明模型擬合尚可。而單因子擬合指標為χ2/df=10.432，RMSEA=0.152，CFI=0.447，IFI=0.449，SRMR=0.128 明顯偏差標準值，表明研究量表數據無法聚焦成一個因子。使用Harman 單因子檢驗方法，單因子方差解釋率為33.955%（＜40%）。因此，研究數據通過共同方法偏差CMV 檢驗和單因子檢驗，說明無共同方法偏差問題。

2.假設檢驗

本研究采用層次回歸法對研究假設進行檢驗。在回歸方程中設計12 個模型，其中模型1 和模型2的因變量為情境事件，模型3 和模型4 的因變量為自尊自信水平，模型5～10 因變量為理性平和素質，模型11 和模型12 為積極性，回歸結果如表3所示。

表3 變量回歸分析結果

主效應。首先分別將自尊自信水平、理性平和素質、積極性設為因變量，再加入性別、出生年代、教育程度、是否為獨生子女、月收入水平5 個控制變量，最后，加入原生家庭、學習或工作體驗、生活方式置入分層回歸方程。從模型3～6、模型11、模型12 可以看出，控制變量對自尊自信水平、理性平和素質、積極性的影響不顯著，原生家庭、學習或工作體驗、生活方式對自尊自信水平顯著正向影響（t=3.792，p＜0.001；t=6.957，p＜0.001；t=5.281，p＜0.001）；原生家庭、學習或工作體驗、生活方式對理性平和素質顯著正向影響（t=2.501，p＜0.05；t=6.188，p＜0.001；t=4.575，p＜0.001）；原生家庭、學習或工作體驗、生活方式對積極性顯著正向影響（t=2.582，p＜0.05；t=6.186，p＜0.001；t=6.253，p＜0.001）。且學習或工作體驗對自尊自信水平的影響作用大于生活方式和原生家庭對自尊自信水平的影響作用；學習或工作體驗對理性平和素質的影響作用大于生活方式和原生家庭對理性平和素質的影響作用；生活方式對積極性的影響作用大于學習或工作體驗、原生家庭對積極性的影響作用。因此，假設H1、H3和H4得到驗證。

中介效應。運用層次分析回歸法對情境事件的中介作用進行檢驗。首先將理性平和因素、情境事件設為因變量，再加入控制變量，然后加入自變量原生家庭、學習或工作體驗、生活方式，最后將中介變量情境事件置入回歸方程。從表3 可以看出，生活方式對情境事件（t=5.308，p＜0.001）具有顯著正向影響，假設H5a得到驗證。情境事件對理性平和素質（t=8.630，p＜0.001）具有顯著正向影響，假設H5b得到驗證。再加入情境事件這一中介變量后，原生家庭、學習或工作體驗、生活方式依然對理性平和素質（t=2.123，p＜0.05；t=6.213，p＜0.001；t=3.592，p＜0.001）具有顯著正向影響，只是影響作用減弱。由此可見，情境事件在生活方式與理性平和素質之間起部分中介作用，假設H5c得到驗證。

調節效應。首先，將理性平和素質作為因變量加入回歸模型，然后逐步加入控制變量、自變量原生家庭、學習或工作體驗、生活方式，再加入調節變量社會支持，最后將原生家庭的交互項設置加入回歸方程。由表3 可以看出，原生家庭與社會支持交互項對理性平和素質（t=2.808，p＜0.01）具有顯著正向影響，說明社會支持程度越高，原生家庭與理性平和素質之間的正向關系越顯著，假設H2得到驗證。進一步，本文繪制不同水平社會支持程度對原生家庭與理性平和素質之間關系的影響效應，如圖2 所示?？梢钥闯?，相較于低程度的社會支持，高程度的社會支持下原生家庭與理性平和之間的正向關系更加顯著。

圖2 社會支持對原生家庭與理性平和素質關系的調節效應

3.穩健性檢驗

本研究采用Bootstrap 方法對直接效應和中介效應進行穩健性檢驗，結果如表4 和表5 所示。生活方式的直接效應95%置信區間為［0.297,0.454］，間接效應95%置信區間為［0.044,0.121］，置信區間不包含0，達到顯著性水平，說明生活方式對理性平和素質具有顯著正向影響，情境事件在生活方式與理性平和素質之間發揮部分中介作用，假設H5c得到進一步驗證。

表4 Bootstrap直接效應穩健性檢驗結果

表5 Bootstrap間接效應穩健性檢驗結果

四、結論與討論

研究發現原生家庭、學習或工作體驗、生活方式對社會心態有積極影響，其中社會支持對原生家庭與理性平和素質之間起調節作用，情境事件在生活方式與理性平和素質之間起中介作用。因此，本研究認為重視家庭教育、培養積極健康的生活方式、加強社會支持、提升對情境事件的應對能力有利于培養良好的社會心態。

1.重視家庭教育，培育積極健康心態

家庭教育是培育個體積極健康心態的基礎。首先，可以在社會心理服務體系的建設中通過制訂家庭教育指導模塊，并借鑒新加坡家庭教育理念，注重家庭中的道德教育、自信培養等方面，形成家庭教育、學校教育、社會教育三位一體模式。其次，在社會心理服務體系中融入家庭教育計劃，提升家長的育兒能力，引導家庭成員形成良好的家庭氛圍。再次，對于個體發展應關注整體培養，重視認知能力的培養，提供良好的教育和社會支持，改善家庭經濟狀況，促進家庭功能和個體適應的發展。

2.彰顯人文關懷，營造良好的學習和工作氛圍

人本主義的核心理念有利于營造良好的學習和工作氛圍。首先，學校和工作單位需要創造一個支持個體全面發展和幸福的環境，關注個體的物質和精神文化需求，幫助個體改善生活品質，并提供滿足自我發展需求的機會。其次，積極和諧的組織氛圍對于個體的學習和工作效果至關重要，可以通過加強個體同組織的聯系減少問題行為發生，營造令人滿意的工作環境，激勵個體獲得成功的體驗。此外，要重視“人文關懷”和“心理疏導”，這是確保個體擁有和諧內心世界的重要支持。

3.培育良好習慣，鍛造健康生活方式

培育良好習慣、鍛造健康生活方式與個體的身心健康密不可分。健康生活方式不僅包括促進身體健康和預防疾病，還涉及心理健康與和諧關系的維護，個體需要有意識地選擇并進行各種有益于健康的行為。在培養良好社會心態方面，可以借鑒《健康中國2030》的建議，加強媒體宣傳，通過正面宣傳、輿論監督、學術引領和典型報道等方式，增強全民對健康生活方式的認識，重點培養健康飲食、適量運動和合理使用電子產品等良好生活習慣，提高個體身心健康水平。

4.加強社會支持，助力家庭培育良好心態

社會支持包括家人、朋友、同事、親戚、鄰居等對個體提供實質、情感和信息方面的幫助。一方面，有效的社會支持網絡可以減輕個體的生活壓力，縮小低社會地位群體的范圍和規模，有利于形成良好的社會心態。另一方面，要實現有效的社會支持，需要全社會的參與并建立基于社區的資源整合機制，形成政府推進、部門協作、社會參與和家庭響應的長效機制。例如可以建立社區活動中心，搭建以家庭學習和交流心得為主的平臺，調動各類資源，助力家庭培育良好社會心態。

5.提高適應能力，理性應對情境事件

適應是指個體通過自我調節系統對外部環境的變化做出反應使其重新與環境達到平衡。擁有健康良好的生活方式可以幫助個體更好地應對情境事件，產生積極情緒并從消極情緒中快速恢復。具備良好適應能力的個體能夠看到情境事件中的有利因素，找到自己從中獲益的資源，學習適應方法使情緒更理性穩定。為了提高適應能力，個體可以培養自身分析問題的能力，發展堅韌果斷的精神和自制力，保持自我監控的意識和調節能力，以及進行全面客觀的自我評價。同時，政府可通過多渠道提供心理咨詢和宣導服務，逐步提高群眾的適應能力。

此外，培育良好心態需改變政府工作理念，強化社會心態培育工作時效性，全面完善社會心理服務體系，構建政府和群眾交流與溝通的互動平臺，同時加快構建與管理網絡陣地，推動網絡輿論健康穩定發展。