初中生一般歸屬感和生活滿意度的關系：領悟社會支持和親社會行為的鏈式中介作用

王莉軍，方 圓，李 超，陳祉妍*

1. 中國科學院心理研究所 中國科學院心理健康重點實驗室（中國北京 100101）；2. 中國科學院大學心理學系（中國北京 100049）；3. 曲阜市杏壇中學（中國曲阜 273100）

近年來，生活滿意度作為青少年心理健康積極發展的預測指標受到越來越多的關注［1］。生活滿意度是個體根據自我認定的標準對自身生活質量做出的總體性認知判斷［2］。生活滿意度高的青少年其心理健康將會得到更好的發展［3］。初中生群體是青少年早期的典型代表，他們面臨成長帶來的各種壓力和矛盾，其生理和心理都在發生急劇變化，使該階段心理健康問題頻發［4］。提高初中生的生活滿意度有助于改善他們的生活質量，促進社會適應、心理健康和學校表現［5］。

一般歸屬感與生活滿意度息息相關。一般歸屬感是指個體從親密朋友和家人到社會其他人，再到超越人際關系的多個層面上的整體歸屬感［6］。對于青少年而言，其生活滿意度主要受個人、家庭、同伴、學校和社區環境的影響［5］。首先，在理論層面上，歸屬感假說表明，歸屬需要是人類的基本動機，個體強烈希望屬于一個社會群體并與他人建立積極而持久的關系［7］。當個體感知到更高的歸屬感即歸屬需要得到滿足時，就會獲得更高的主觀幸福感和生活滿意度［6-9］。其次，實證研究發現，學校歸屬感與生活滿意度呈顯著正相關［10］，而一般歸屬感在學校歸屬感與青少年心理健康問題之間起中介作用，是比學校歸屬感更強大和更近端的預測因子［11］?；谝陨侠碚摷僭O和實證結果，本研究提出假設1：初中生的一般歸屬感與生活滿意度呈顯著正相關。

領悟社會支持是個體從主觀上感受到來自家庭、同伴和重要他人的支持和理解，是一種重要的心理資源［12］。首先，一般歸屬感越高，感知到的支持水平就越高。當個體能從父母、同伴、重要他人乃至整個社會關系網絡中感知得到更多的歸屬感時，就會領悟到更多和更廣泛的社會支持［12-13］。其次，社會支持的主效應模型認為社會支持直接促進幸福感的提升［14］。領悟社會支持與生活滿意度呈顯著正相關［15］，領悟社會支持較高的青少年能獲得更高的生活滿意度［16-17］?；诖?，本研究提出假設2：領悟社會支持在一般歸屬感與生活滿意度之間起中介作用。

親社會行為是益于他人或促進與他人和諧關系的自愿行為［18］，有助于增強幸福感［19-20］。首先，歸屬感假說認為人類有強烈的歸屬于社會群體的需求，并有一種使群體內成員受益的自然傾向［7］。實證研究［21］表明，歸屬感可以鼓勵實施親社會行為。其次，經常從事不同形式親社會行為（例如幫助、親社會支出）的個體報告有更高的生活滿意度［22-23］。因此，本研究提出假設3：親社會行為在一般歸屬感與生活滿意度之間起中介作用。

領悟社會支持積極預測親社會行為［13,18］。在日?；又?，個體如果能夠感受到來自父母、老師、同伴群體和其他人的支持，擁有一個良好而親密的人際環境，就會表現出更高的親社會動機［24］。一項調查了512名10~17歲中國青少年的研究［25］發現，社會支持可以增加親社會行為，進而增加青少年的主觀幸福感?；诖?，本研究提出假設4：領悟社會支持和親社會行為在一般歸屬感與生活滿意度之間起鏈式中介作用。

目前國內對一般歸屬感的研究較少，其對初中生生活滿意度的影響機制有待探索。本研究旨在考察初中生一般歸屬感與生活滿意度的關系，并探究領悟社會支持和親社會行為在其中的作用機制。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用整群抽樣方法，選取山東省2所公立中學的初一至初三學生進行整班紙筆施測，調查結束后當場回收問卷。共發放1 000份問卷，刪除未能正確回答2個注意力題目和漏填10%以上題項的問卷共80份，最終獲得有效問卷920份，有效回收率92%。其中，男生435人，女生424人，61名未報告性別；初一學生371人，初二學生255人，初三學生291人，3人未報告年級；平均年齡為（13.68±0.96）歲（12人未報告年齡）。本研究通過中國科學院心理研究所的倫理審查（批準號H22076）。在收集數據之前，家長和學生均簽署知情同意書。

1.2 方法

1.2.1 一般歸屬感測量 采用MALONE等［6］編制的一般歸屬感量表測量初中生的一般歸屬感。該量表包含2個維度：接受/包容（6個題目）和拒絕/排斥（6個題目），共12個題目。采用Likert 7點計分，總分越高表示該個體已獲得的歸屬感水平越高。該量表修訂中文版具有良好的信效度［26］。本研究中，對維度構成的兩因子模型進行驗證性因素分析，結果表明數據擬合良好：χ2/df=6.40，CFI=0.92，TLI=0.90，RMSEA=0.08，SRMR=0.04。接受/包容和拒絕/排斥分量表的Cronbach’sα系數分別為0.77和0.84，總量表的Cronbach’sα系數為0.86。

1.2.2 領悟社會支持測量 采用姜乾金［12］修訂的領悟社會支持量表測量初中生的領悟社會支持。該量表包含3個分量表：家庭支持（4個題目）、朋友支持（4個題目）和重要他人支持（4個題目），共12個題目。采用Likert 7點計分，總分越高表示個體主觀感受到的社會支持水平越高。該量表在我國青少年群體中具有良好的信效度［16］。本研究中，對維度構成的三因子模型進行驗證性因素分析，結果顯示量表結構效度良好：χ2/df=7.09，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.08，SRMR=0.04。家庭支持、朋友支持和重要他人支持分量表的Cronbach’sα系數均為0.85，總量表的Cronbach’sα系數為0.91。

1.2.3 青少年親社會行為測量 采用楊瑩等［27］編制的青少年親社會行為量表測量初中生的親社會行為。該量表包含4個分量表：利他性（4個題目）、遵規公益性（5個題目）、關系性（3個題目）和特質性（3個題目），共15個題目。采用Likert 7點計分，總分越高表示該個體的親社會行為越高。該量表在我國青少年群體中具有良好的信效度［25］。本研究中，對維度構成的四因子模型進行驗證性因素分析，結果顯示量表結構效度良好：χ2/df=4.67，CFI=0.93，TLI=0.92，RMSEA=0.06，SRMR=0.04。利他性、遵規公益性、關系性和特質性親社會行為分量表的Cronbach’sα系數分別為0.75、0.76、0.63和0.61，總量表的Cronbach’sα系數為0.90。

1.2.4 生活滿意度調查 采用DIENER等［2］編制的生活滿意度量表測量初中生的生活滿意度。該量表共有5個題目，采用Likert 7點計分，總分越高表示個體的生活滿意度越高。該量表在我國青少年群體中具有良好的信效度［16］。本研究中，對單因子模型進行驗證性因素分析，結果表明數據擬合良好：χ2/df=3.30，CFI=0.99，TLI=0.98，RMSEA=0.05，SRMR=0.02。該量表的Cronbach’sα系數為0.77。

1.3 統計學方法

采用SPSS 24.0統計軟件對數據進行描述性統計和相關分析。使用Mplus 8.3構建潛變量結構方程模型來檢驗假設中介模型。為減少隨機誤差和參數估計偏倚，提高模型擬合度，對4個潛變量進行打包［28］：一般歸屬感、領悟社會支持和親社會行為按照內部一致性法由各自的量表維度構成，生活滿意度由量表的5個題目構成。采用抽取5 000次的偏差校正非參數百分位Bootstrap方法來檢驗中介效應的顯著性，如果95%置信區間（95%CI）不包含0，則間接效應在P=0.05水平上具有顯著性［29］。

本研究各變量數據均存在缺失值。由于樣本數據量較大，偏度及峰度檢驗發現數據近似于正態分布［30］，因此在SPSS中采取期望最大化算法（expectation-maximization algorithm, EM）對缺失值進行插補［31］。在Mplus中對EM插補后的數據和采用全息極大似然估計法（full information maximum likelihood, FIML）處理缺失值的原始數據分別建立模型，結果發現EM（N=920）和FIML（N=891）所得模型結果無顯著差異。以往模擬及實證研究結果將EM作為最推薦的缺失值處理方法［32］。因此，本研究采用EM插補后的數據進行分析并呈現結果。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法檢驗共同方法偏差［33］。未旋轉的主成分分析發現，共有9個特征值根大于1的因子，且首個公因子的方差解釋率為28.63%，低于臨界值40%。分析結果表明本研究不存在顯著的共同方法偏差問題。

2.2 研究變量的描述性統計及相關分析

一般歸屬感、領悟社會支持、親社會行為和生活滿意度兩兩之間呈顯著正相關，符合理論假設，為進一步檢驗假設提供依據。詳見表1。

表1 研究變量的描述性統計及相關分析 N=920

2.3 一般歸屬感與生活滿意度的鏈式中介效應檢驗

根據研究假設和相關性分析，采用兩步法構建潛變量結構方程模型來檢驗領悟社會支持和親社會行為在一般歸屬感與生活滿意度之間的鏈式中介效應［34］。

首先，測量模型共包含4個潛變量和14個觀察變量。分析結果顯示數據與模型擬合結果良好：χ2/df=5.90，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.05，且潛變量指標上的所有因子載荷均高且顯著（P<0.001），觀察變量能夠很好地構成潛變量。

隨后，檢驗結構模型。模型擬合良好：χ2/df=5.90，CFI=0.95，TLI=0.93，RMSEA=0.07，SRMR=0.05。加入領悟社會支持和親社會行為的鏈式中介后，一般歸屬感與生活滿意度的直接效應不再顯著（β=0.20，t=0.92，P=0.36），模型總體間接效應顯著（β=0.48，t=0.45，P<0.05），并且只有一般歸屬感→領悟社會支持→親社會行為→生活滿意度的間接效應達到顯著水平（β=0.14，t=2.81，P<0.01）。模型中一般歸屬感與親社會行為的直接路徑不顯著（β=0.06，t=0.31，P=0.76），領悟社會支持與生活滿意度之間的直接路徑也不顯著（β=0.37，t=1.65，P=0.10），即一般歸屬感→領悟社會支持→生活滿意度和一般歸屬感→親社會行為→生活滿意度的單獨中介效應均未達到顯著水平。詳見圖1。

圖1 鏈式中介模型的標準化參數估計

采用Bootstrap方法檢驗中介效應結果顯著性。從一般歸屬感到生活滿意度的各條路徑的95%CI如表2所示。中介效應檢驗結果與結構模型擬合結果一致，一般歸屬感→領悟社會支持→親社會行為→生活滿意度的鏈式中介效應的Bootstrap 95%CI不包括0，說明鏈式中介效應達到顯著水平，且效應值與總效應比值為20.59%。領悟社會支持和親社會行為的獨立中介效應的Bootstrap 95%CI均包括0，表明單獨中介效應均不顯著。

表2 中介效應的Bootstrap檢驗 N=920

3 討論

3.1 一般歸屬感與生活滿意度的關系

本研究探討了初中生的一般歸屬感與生活滿意度的關系。相關分析顯示一般歸屬感與生活滿意度呈顯著正相關，驗證了研究假設1。歸屬感假說指出獲得歸屬感強的人可以更好地抵御各種適應性不良和心理壓力［7］。以往的研究主要關注特定領域歸屬感對青少年心理健康和行為的影響，例如學校歸屬感與青少年幸福感和心理健康有關［35］，同伴群體歸屬感與青少年內化和外化行為問題有關［36］。本研究表明，初中生獲得的整體歸屬感即一般歸屬感越高，生活滿意度就越高，有利于個人的健康成長和社會的和諧發展。

3.2 領悟社會支持的中介作用

領悟社會支持在一般歸屬感和生活滿意度之間的中介效應不顯著，研究假設2未得到驗證，這與我們的預期不符。從理論上來講，雖然社會支持的主效應模型認為社會支持對個體的幸福感具有普遍增益性［14］，但社會支持的動態效應模型則認為社會支持與幸福感之間存在復雜的作用機制并隨時間發展而改變，可能存在曲線關系并產生階段性變化［37-38］。因此領悟社會支持與生活滿意度之間可能存在較多的影響因素從而影響其在模型中的關系顯著性；從實證上來說，關于我國初中生生活滿意度的追蹤研究發現生活滿意度的發展趨勢并不一致，有的研究結論為先上升后下降［4］，有的研究結論為呈顯著下降趨勢［39］。而社會支持在縱向研究中也存在維度方面的發展不一致［4］。因此領悟社會支持與生活滿意度之間可能存在復雜的關系，需要更細致深入的探究。

3.3 親社會行為的中介作用

親社會行為在一般歸屬感和生活滿意度之間的中介效應不顯著，研究假設3未得到驗證。模型中一般歸屬感與親社會行為之間路徑系數不顯著，原因可能在于個體獲得的歸屬感通常是基于特定背景信息的，比如雖然得到某一群體的認可，但可能會受到另一群體的拒絕；人們往往對內群體成員做出更多的親社會行為，而對外群體成員有更多的偏見［40］。因此，未來研究應進一步探索一般歸屬感與群體內外親社會行為之間的作用機制。

3.4 領悟社會支持和親社會行為的鏈式中介作用

領悟社會支持和親社會行為在一般歸屬感和生活滿意度之間的鏈式中介效應顯著，驗證了假設4。初中生的一般歸屬感程度越高，越會體驗到更多的舒適與安全的情感狀態［41］，更易感知來自周圍的社會支持。當他們感受到高水平社會支持時，會促進親社會行為（比如更加關注他人的需求），最終獲得更高的生活滿意度［25］。另外，這條鏈式中介路徑也與積極情緒的拓展與建構理論相符［42］。無論是獲得更多的歸屬感，還是領悟到各方面的社會支持，都會給人帶來積極的情緒體驗。積極情緒的“拓展功能”能夠激發個體的親社會行為傾向，即積極情緒能夠拓展個體的注意、認知、行動的范圍，能促使個體將注意力轉移向外，激發個體幫助他人的認知行動傾向，從而促進親社會行為；“建構功能”在“拓展功能”的基礎上實現，即積極情緒能夠幫助個體建構持久的身體、心理和社會資源，提升主觀幸福感，帶來更高的生活滿意度［42］。因此，一般歸屬感通過領悟社會支持和親社會行為的鏈式中介作用與生活滿意度呈現顯著正相關關系。

盡管本研究驗證了領悟社會支持和親社會行為在一般歸屬感和生活滿意度之間的鏈式中介作用機制，但仍存在一些不足。首先，橫斷面的研究設計無法明確變量間因果關系，后續可采用縱向研究或實驗設計的方法進行驗證。其次，本研究收集的數據均為自我報告形式，未來研究可考慮利用行為或觀察法等方式進行研究。最后，歸屬感變量在諸多領域中有著不同的概念和范圍［6］，本研究采用一般歸屬感量表測量已獲得的歸屬感，并探討其對生活滿意度的影響，未來研究可聚焦特定領域的歸屬感，使假設模型獲得更多實證支持。

盡管存在不足，本研究在以下方面做出積極貢獻。首先，目前的結果提供了支持假設模型的實證經驗，明確了初中生從一般歸屬感到生活滿意度的鏈式中介路徑。其次，初中階段是歸屬感獲得的關鍵時期［43］。目前的研究表明，獲得的一般歸屬感可能是初中生心理健康積極發展的保護因素和積極力量。在社會生態框架下，全方位從家庭、學校、社區、網絡等方面培養初中生的歸屬感［5］，可以作為一項預防心理問題的重要措施，促進學生的身心健康和學業成功，有助于提高生活滿意度，促進個人長期的積極健康發展。此外，多方面給予初中生社會支持以及培養其親社會行為都有助于提高他們的生活滿意度。本研究為家庭、教育工作者和政策制定者提供了一個促進初中生健康工作的有效途徑。

綜上所述，本研究構建了一個鏈式中介模型探討一般歸屬感與生活滿意度之間的關系及其心理機制。研究結果為一般歸屬感→領悟社會支持→親社會行為→生活滿意度的鏈式中介效應提供了實證依據，為青少年幸福感領域的研究和干預提供思路。