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1 问题提出

自“积极心理学之父”马丁·塞利格曼（Martin E.P. Seligman）提倡发展“积极心理学”以来，研究者们对幸福感的追寻与揭秘从未停止，其逐渐成为积极心理学的核心课题。新时代积极心理学出现了蓬勃发展的新趋向，美德、意义、韧性、幸福成为积极心理学各领域发展的四大支柱，其中“幸福”被视为根本。主观幸福感作为幸福感的重要构成成分，反映了心理健康的本质与核心[1]。主观幸福感
（subjective well-being，SWB）指个体根据内在标准对自身生活经历作出认知、情感方面的评估，包括生活满意度、积极情感、消极情感三个维度的内容[2]。作为一种积极心理体验[3]，主观幸福感有助于个体获得更佳的身心健康状态［4，5］，对个体的心理保健、教育生活质量的提高[11]、和谐人际关系的构建[12]等方面具有重要意义。大学生正处于一个关键的发展时期，除学业之外，开始职业生涯的探索、培养长期的亲密关系。然而，在新冠疫情大流行这一严重的负性生活事件中，大学生群体一些主要的发展任务被迫暂停，尤其是人际交往受到诸多限制与挑战[8]。有关新冠肺炎疫情期间的研究发现，中国大学生中抑郁和焦虑的患病率分别增至47.5%和51.6%（吴 等，2020）。可见，大学生群体是需要我们关注的重点群体之一，大学生人际关系与主观幸福感的关系机制值得我们继续进行深入探讨。

国内外已有研究证实，人口学变量、家庭教养方式、生活事件、文化特点等客观因素，情绪智力[13]、应对方式［14］、心理弹性[15]、自尊[16]等主观因素均对主观幸福感产生影响。另外，根据“自下而上与自上而下的整合理论”[17]，客观社会环境、主观自我方面共同影响个体对生活事件的认知评价，从而影响个体的主观幸福感。压力性生活事件中的人际冲突是威胁主观幸福感的重要环境因素[18]，而良好人际关系则是获得幸福感的基础，是构成整体幸福感的重要组成部分[19]。

人际关系（Interpersonal Relationships）是人们在与他人的社会交往中建立起的心理联结[20]，人际关系是提高个人生活满意度、维持身体健康、心理正常发展的关键因素[21]。可以看出，人际关系对主观幸福感具有重要影响。已有系列研究已证实，同伴、师生关系对于大学生的主观幸福感具有显著预测作用[22]。来自主观幸福感内部影响因素的相关研究显示，在控制人格因素后，友谊质量对主观幸福感仍有显著预测作用[23]。通过对比个体主义、集体主义国家文化背景下主观幸福感的影响因素发现，集体主义文化背景下人际关系对主观幸福感的预测影响比例较高[24]。基于此，本研究提出假设1：大学生人际关系显著正向预测主观幸福感。

自我价值感（Self-worth）是个体基于自我价值的判断、评价基础上形成对自己的态度与情感，是个体在社会生活中，对自我、他人或群体产生的正向情感体验，这是一种稳定的人格倾向，具有总体、一般、特殊三个层次的复杂有机整体[25]。自我价值感体现了个体对自我能力、价值的认可态度[26]。自我价值感与主观幸福感有共同的情感成分，因此，二者之间存在积极的正向关系[27]。许婵贞[28]证实了自我价值感在整体上与主观幸福感呈现出较强的相关，后来梁媛[29]同样得出一致的结果。据此提出假设2：自我价值感显著正向预测主观幸福感。

社会支持与主观幸福感的主效应模型与间接效应模型[30]指出，一方面，社会支持与主观幸福感之间具有直接关系，社会支持直接预测主观幸福感；另一方面，认为社会支持或可能通过改变个体的归属感、自我价值感等因素实现个体对生活的控制感，而控制感的增强可以增加积极情绪、降低消极情绪，这影响着个体对生活满意程度的判断与情绪体验[31]。自我价值感是否在人际关系与主观幸福感之间发挥中介作用，成为本研究关注的重点。因此，提出假设3：自我价值感在大学生人际关系与主观幸福感中发挥中介作用。

综上所述，为探究主观幸福感的影响因素，人际关系与主观幸福感之间的内在作用机制，本研究基于假设1、假设2和假设3提出了自我价值感的中介效应模型，如图1所示，即人际关系可直接影响主观幸福感，也可通过自我价值感间接影响主观幸福感。

图1 中介路径关系

Figure 1 Mediation path relationships

2 工具与方法

2.1 被试

采用随机取样的方式对604名大学生进行网络在线施测，收集数据。共收回问卷604份，在剔除答卷时间低于100秒、大于1000秒及答题有规律的问卷后，最终得到有效问卷560份（有效率92.72%），被试基本信息如表1所示。

表1 被试基本信息表

Table 1 Basic information table of participants

2.2 工具

2.2.1 人际关系综合诊断量表

该量表一共含有28个项目[32]，将人际交往问题分为交谈、交际与交友、待人接物及与异性朋友交往四个维度，每个维度中包含了7项问题。量表采用0与1计分，“是”记1分，“否”记0分。为方便解释变量，本研究对量表项目进行反向计分，即最终得分越高，人际关系越好。在本研究中，该量表的克隆巴赫ɑ系数为0.89。

2.2.2 青少年自我价值感量表

该量表包含“总体自我价值感”“一般自我价值感”“特殊自我价值感”三个维度。采用五点计分，共有56个项目[33]，其中有15个项目在进行数据统计时需要将这些项目进行反向计分，总得分越高，自我价值感越高，该量表的信度与效度良好。在本研究中，该量表的克隆巴赫ɑ系数为0.95。

2.2.3 主观幸福感量表

埃德·迪纳（Ed Diener）等人[34]编制的量表，其中含有生活满意度、消极情感和积极情感三个维度。生活满意度的5个项目使用七点计分；积极情感的6个项目和消极情感的8个项目都采用五点计分，最后总分等于生活满意度加上积极情感减去消极情感得分，得分越高主观幸福感水平越高。在本研究中，该量表的克隆巴赫ɑ系数为0.88。

3 结果

3.1 共同方法偏差

本研究采用测验法进行数据收集，为了避免存在显著的共同方法偏差，采用SPSS 24.0对数据进行Harman单因素检验[35]，评估其共同方法变异的严重程度。结果表明，采用未经旋转的主成分因子分析，得到了5个特征值大于1的因子，且第一个因子解释的变异量为23.95%，小于40%的临界标准，说明不存在显著的共同方法偏差问题。

3.2 大学生主观幸福感在人口学变量上的差异比较

为探究大学生群体的主观幸福感是否存在人口学变量上（如性别、年级）的显著差异，采用单因素方差分析，对主观幸福感进行性别、年级差异显著性检验，结果如表2所示。

表2 大学生主观幸福感在性别、年级上的差异显著性检验（M±SD）

Table 2 Significant test of differences in subjective well-being in gender and grade of college students (M±SD)

注：*表示在0.05水平上显著。

对主观幸福感各维度进行性别、年级的单因素方差分析，结果显示，大学生主观幸福感总均分在年级水平上不存在显著差异，在主观幸福感各维度上，除生活满意度维度外，积极情感和消极情感上均存在性别的显著差异，具体差异表现为，女生的积极情感和消极情感均显著高于男生。

3.3 大学生人际关系、自我价值感与主观幸福感相关分析

本研究采用皮尔逊积差相关法对大学生人际关系、自我价值观与主观幸福感进行相关分析，结果如表3所示。

表3 大学生人际关系、自我价值感与主观幸福感相关分析（r）

Table 3 Analysis of the correlation between interpersonal relationships, self-worth and subjective well-being of college students (r)

注：**表示在0.01水平上显著。

大学生自我价值感、主观幸福感均高于理论中值，而人际关系低于理论中值。相关分析结果表明，人际关系、自我价值感与主观幸福感两两之间呈显著正相关。

3.4 自我价值感的中介效应分析

采用Amos 26.0建立结构方程模型，并对中介模型进行检验。将人际关系作为预测变量，自我价值感作为中介变量，主观幸福感作为结果变量建构结构方程模型。为使数据质量更好，模型拟合度更高，估计更稳定，且由于本研究所用的量表项目维度较多，并且子量表较多，故采用吴艳、温忠麟[36]的建议，将测验项目进行打包处理。数据导入后，得到的结构模型如图2所示。采用方差极大似然法对结构方程模型参数进行估计，经过模型拟合度修正后，χ2/df=4.27、RMSEA=0.08、IFI=0.97、CFI=0.97、GFI=0.96，各路径系数如图2所示，各效应分析如表4所示。

图2 结构方程模型图

Figure 2 Structural equation model diagram

表4 总效应、直接效应及中介效应分解表

Table 4 Total, direct and mediating effects

采用偏差校正的百分位法进行中介效应检验，在引入自我价值感这一中介变量后，人际关系对主观幸福感的直接预测作用，从之前的2.01（p<0.001）调整为1.44（p<0.001），中介效应占人际关系对主观幸福感总效应的71.50%，95%的置信区间为［1.13，1.77］，不包括0，说明自我价值感的中介效应显著。

4 讨论

主观幸福感作为一种积极的情绪情感体验，是衡量个体社会心理和适应的重要指标。提高大学生的主观幸福感不仅能帮助大学生更好地融入大学生活，取得良好的学业成绩与人际关系，而且对大学生群体的心理健康与完整人格的塑造具有积极促进作用。本研究揭示了人际关系影响主观幸福感的过程机制，即自我价值感的中介作用。这为研究者更清晰地探究人际关系与主观幸福感的内在作用关系拓宽了研究思路。

4.1 主观幸福感在人口学变量上的差异比较

根据描述性统计分析结果，可知大学生主观幸福感处于中等水平。女生的积极情感显著高于男生，这与李彩娜等人的研究结果一致[37]。传统观念也认为男性承担着更重的社会责任，受到更多的社会期待，由此也带给男生源于社会和家庭方面更多的压力[38]。另外，在面临压力情境时，女性寻求心理帮助的态度比男性更积极[40]，导致女生获得更多的社会支持信息与积极情绪体验，另外，吴敏丹等人（2020）研究发现，在新冠疫情时期，男性患心理障碍的风险高于女性。因此，大学男生、女生在积极情感方面产生了的显著差异。而令人意外的发现是，尽管女大学生的积极情感高于男生，但这并未不意味着男生便拥有比女生高的消极情绪感受，女生在人际压力等方面具有更敏感的特质，故而更容易产生负面情绪（Henkens et al.，2022）。同时这一研究结果从宏观角度上证明了主观幸福感构成成分之间是相互联系却又保持各自独立的关系。

4.2 人际关系对主观幸福感的影响：自我价值感的中介作用

本研究证实了人际关系、自我价值感对主观幸福感均具有显著正向预测作用，假设1和2均得到证实，并且这再次证实了“自上而下&自下而上的整合理论”。以往研究表明，人际关系较好的个体归属感与自我价值感更强，影响着个体的主观幸福感［41］。根据丹尼尔·卡内曼（Daniel Kahneman）及其研究团队[43]（1997）提出的“评价系统模型”及后来学者据此模型进行的脑神经机制研究[44]，可知个体的认知评价在主观幸福感形成中发挥的重要作用。不同类型人际关系的形成在一定程度上代表了个体的人际交往能力。若人际关系积极且良好，个体对他人和自我均会产生积极的自我评价，认为自己有更高的社会价值；同时，人际交往作为一个相互作用的动态过程，良好人际关系为个体提供着更多的心理与认知资源，使个体在未来能够更加自信灵活地应对人际关系中产生的问题，使个体主观幸福感水平提升。

此外，主观幸福感也受到外部社会支持、内部依恋工作模式的影响。社会支持的主效应模型指出，社会支持可能是通过改变个体自我价值的认同感实现对个体的主观幸福感的影响[45]。人际关系困扰的出现不仅可以直接削弱主观幸福感，也可以间接地通过降低个体对作为“客体我”的内在自我评价，产生低自我定向性[46]，低价值感甚至无价值感，进而自尊水平随之降低，最终导致低主观幸福感。成人依恋的相关研究表明，青年早期的同伴友谊是成人依恋机能的体现［47］。根据人际关系依恋的“自我—他人工作模型”，当个体从人际关系中获得的社会支持稳定且良好，便会对自己与他人产生较多积极评价和认识，主观幸福感水平提高。

综上所述，可以发现良好的人际关系可以维持或增强个体的自我价值感，进而能提升主观幸福感。与此同时，有研究发现主观幸福感带来的积极情绪可拓宽个体认知[48]，这一作用机制有利于个体营造人际资源[49]，促进人际关系的建立[50]。在以上因素的积极相互作用下，可形成人际关系与自我价值感、主观幸福感三者之间的良性循环，这在当下新冠疫情时期显得尤为重要且具有意义。

4.3 不足与展望

本研究揭示了人际关系影响主观幸福感的心理机制，为幸福感理论提供了实证支持。并为改善大学生主观幸福感的干预措施提供了实践启示。一方面可以直接通过引导个体与同辈群体建立良好人际关系使大学生主观幸福感得以提高，另一方面也可以通过帮助学生塑造更加清晰、稳定的自我价值系统间接地提高个体的主观幸福感，为个体主观幸福感的获得提供保障，最终为实现培育自尊自信、理性和平、积极向上的当代大学生社会心态奠定坚实的基础。

在研究方法上，本研究采用横断设计，无法得出严格意义上的因果关系，未来可采用聚合交叉设计完善研究方法。另外，根据丹尼尔·卡内曼（Daniel Kahneman）等人提出的“评价系统模型”，后续可从主观幸福感生理机制的脑区及ERP脑电的角度入手探讨人际关系与主观幸福感的影响机制。最后，对男女生积极情感、消极情感的产生原因和作用机制方面有待深入探讨，并可从此着手探究干预措施。

5 结论

（1）大学生主观幸福感处于中等水平，大学女生的积极情感与消极情感均显著高于男生。

（2）人际关系、自我价值感、主观幸福感两两之间均具有显著正向预测作用。

（3）自我价值感在大学生人际关系与主观幸福感之间发挥部分中介作用。

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