高职生自尊、主观幸福感与亲社会行为的关系

张 潮 张佳楠

中国.山西师范大学教师教育学院(山西临汾) 041004 E-mail:zhangchao951217@163.com

亲社会行为是一种积极的社会行为，以自愿帮助他人为基本表现，是个体社会化进程中一个重要的组成部分［1］。自尊是个体在社会化过程中所形成的对自我的情感体验与评价［2］，是自我意识的核心。主观幸福感是指评价者根据自定的标准对其生活质量的整体性评估［3］。它是衡量个人生活质量的综合性心理指标，反应主体的社会功能与适应状态。

亲社会行为产生于个体社会化和社会适应的过程中，而自尊作为影响个体社会适应性的核心要素，对于亲社会行为有何影响?现有研究表明，大学生外显自尊与外显亲社会行为存在显著正相关，与内隐亲社会行为无显著相关;内隐自尊与内隐亲社会行为有显著的正相关，与外显亲社会行为无显著相关［4］。

主观幸福感衡量个体对自身生活质量的主观评定，反应了主体的社会功能和适应状态，在个体社会化的过程中受到社会关系，即父母、朋友、邻里等社会支持方面的影响［5］。Rosenberg 对1886 名10 来岁的青少年男孩的研究表明，自尊同幸福感的指标，如快乐感、生活满意度等积极相关。张雯、郑日昌［6］以及何瑾、樊富珉［7］的研究也表明，大学生主观幸福感与自尊显著相关。但现有研究并没有直接指出主观幸福感与亲社会行为之间是否存在联系。

高职生作为一类大学生群体，却有别于一般普通本科在读大学生，有其独有的群体特征［8］，本文以其为研究对象，探究高职生的亲社会行为与自尊、主观幸福感的关系。

1 对象与方法

1.1 对象

从山西职业技术学院和山西水利职业技术学院的高职生中进行随机抽样调查。共发放问卷600 份问卷，回收有效问卷532 份(88.67%)。其中男生367人(68.98%)，女生165人(31.02%);独生子女84人(15.79%)，非独生子女448人(84.21%);生源为城市的有121人(22.74%)，生源为农村的有411人(77.26%)。

1.2 方法

亲社会行为倾向量表:采用美国心理学家Gustavo Carlo 编制的5 点自陈量表《亲社会倾向测量问卷》［9］，该量表由6 个分量表共23 个题目组成，分别为:公开的(4 个)、匿名的(5 个)、利他的(5个)、依从的(2 个)、情绪性的(4 个)、紧急的(3个)，6 个分量表的a 系数依次为:0.78，0.85，0.74，0.80，0.75，0.63。自尊量表(SES)［10］:采 用 由Rosenberg 于1965年编制的自尊量表(SES)，该量表最初用以评定青少年关于自我价值和自我接纳的总体感受，它由10 个条目组成，被试者直接报告这些描述是否符合他们自己。计分的方法分为4 级评分，1 表示非常符合，2 表示符合，3 表示不符合，4 表示非常不符合，其中第1、2、4、6、7 题为反向计分，需换算后与其余的5 题相加，得到总分，总分范围为10～40 分，得分越高，则表示自尊程度越高。(其内部一致性信度系数为0.77～0.88。主观幸福感问卷:采用总体幸福感量表(GWB)［10］测量被试的主观幸福感水平。总体幸福感量表是美国国立卫生统计中心制订的一种定式型测查工具，用来评价被试对于幸福的陈述，本量表共有33 项。本量表单个项目得分与总分的相关在0.48 和0.78 之间，分量表与总表的相关为0.56～0.88，内部一致性系数在男性为0.91、在女性为0.95。得分越高，主观幸福感越强烈。

1.3 统计处理

收集到的数据输入计算机，采用SPSS 17.0 统计软件包进行独立样本t 检验、相关分析和回归分析。

2 结 果

2.1 高职生高、低自尊组亲社会行为的差异分析

见表1。将自尊得分按照平均分20 为界限，将被试分为高分组和低分组，通过独立样本t 检验，由表1可以看出，高自尊组和低自尊组的亲社会行为差异显著(t =-4.532，df =530;P ＜0.01)，高自尊组的亲社会行为明显低于低自尊组的亲社会行为。

表1 高－低自尊组亲社会行为的差异(±s)

表1 高－低自尊组亲社会行为的差异(±s)

注:* P ＜0.05，＊＊P ＜0.01，下同

项 目 平均分 高自尊组 低自尊组t亲社会行为 73.64±10.236 71.91±9.225 76.03±11.075 -4.532＊＊

2.2 高职生的亲社会行为在性别、是否独生和生源地上的差异分析

见表2～表4。由独立样本t 检验所得的结果可以看出，亲社会行为在性别、是否独生和生源地(城市或农村)这3 个人口学指标上没有统计学意义(P ＞0.05)。

表2 亲社会行为与性别的差异(±s)

表2 亲社会行为与性别的差异(±s)

项 目 平均分 男 女t亲社会行为 73.64±10.236 73.43±10.735 74.09±9.044 -0.688

表3 亲社会行为与是否独生的差异(±s)

表3 亲社会行为与是否独生的差异(±s)

项 目 平均分 独生 非独生t亲社会行为 73.64±10.236 72.54±10.040 73.84±10.271 -1.073

表4 亲社会行为与生源地的差异(±s)

表4 亲社会行为与生源地的差异(±s)

项 目 平均分 农村 城市t亲社会行为 73.64±10.236 73.60±10.006 73.76±11.025 -0.153

2.3 高职生的亲社会行为与自尊、主观幸福感的关系

见表5。对高职生亲社会行为与自尊进行双变量的相关分析，结果表明，亲社会行为与自尊显著负相关(r=-0.210，P ＜0.01)，这说明自尊水平高的个体，其亲社会行为反而比较低。对高职生主观幸福感与亲社会行为进行双变量的相关分析，结果表明，主观幸福感与亲社会行为显著正相关(r =0.253，P＜0.01)，这说明主观幸福感水平高的个体，其亲社会行为也高。

表5 亲社会行为与自尊、主观幸福感的相关(r)

2.4 高职生的自尊、主观幸福感对亲社会行为的回归分析

自尊与亲社会行为显著负相关，以亲社会行为为因变量，以自尊为自变量进行一元线性回归分析。结果表明，F =24.432，P ＜0.001，说明自变量和因变量的线性关系是显著的，可以建立线性回归方程。“自尊”的回归系数为-0.597，t 检验的结果均达到显著水平P ＜0.001，所以，常数项与回归系数都具有统计学意义，自变量与因变量的线性关系显著，其直线回归方程为:y=85.718－0.597x，因此，自尊与亲社会行为之间呈线性相关，自尊能够很好的预测亲社会行为。

主观幸福感与亲社会行为显著正相关，以亲社会行为为因变量，以主观幸福感为自变量进行一元线性回归分析。结果表明，F =36.112，P ＜0.001，说明自变量和因变量的线性关系是显著的，可以建立线性回归方程。“主观幸福感”的回归系数为0.220，t 检验的结果均达到显著水平P ＜0.001，所以，常数项与回归系数都具有统计学意义，自变量与因变量的线性关系显著，其直线回归方程为:y =48.674 +0.220x，因此，主观幸福感与亲社会行为之间呈线性相关，主观幸福感可以很好的预测亲社会行为。

3 讨 论

3.1 亲社会行为在性别、是否独生、生源地上差异不显著

本调查的高职院校偏工科院校，所以男女比例不平衡，在结果上可能会对亲社会行为在性别上的差异有影响。本研究显示:独生子女才占总调查人数的15.79%，明显少于非独生子女，而独生子女与非独生子女之间的亲社会行为也没有很明显的差异，可见是否独生已不成为一个区分的标准，此结果与之前丛文君的研究结果［6］一致。在生源地方面的差异不显著，是由于在现代社会，随着各方面的发展，城乡差距已不明显，新农村的文化氛围、生活氛围等也与城市日渐相类似，城乡的教育环境、社会环境没有过大差距，对于个体的社会化不会产生明显的影响，所以在个体社会化的过程中不存在区域特点的影响。

3.2 亲社会行为与自尊的关系

高职生自尊的平均水平为20.23，将被试按照平均分20 为参照点，高于20 的为高自尊组，低于20 的为低自尊组，然后对高低两组的亲社会行为进行t 检验，结果表明，高分组的亲社会行为显著低于低自尊组。进一步相关分析显示，高职生的亲社会行为与自尊呈显著负相关。用班杜拉的交互决定论来解释，个体的亲社会行为除了受到环境影响外，人的因素如自尊也起着很大的作用［11］。由于高职生独特的心理特点，本身对于自身的认识就存在偏差，有强烈的自卑感，心理脆弱，情绪压抑，过分敏感，与人相处多疑，缺乏必要的信任感等［12］。当一个人表现越多的亲社会行为，而在所处的环境中不被接纳，就会对个体本身的自我认同和个人认知产生影响，进而对个体的人格产生负面影响。那么，在社会环境中越少表现亲社会行为的个体对自身的认同与认识更加高，自尊就高;同样高自尊的个体在社会环境中相对于低自尊的个体则表现更少的亲社会行为。由于自尊是复杂的心理活动［13］，内隐社会认知研究区分外显自尊和内隐自尊，从这一角度来说，两种自尊与亲社会行为的关系也将会更加复杂，有待进一步研究。

3.3 亲社会行为与主观幸福感的关系

高职生的亲社会行为与主观幸福感呈现显著正相关。这说明，高职生的亲社会行为与主观幸福感的关系非常密切。主观幸福感水平高的人，对自己的生活满意度高，能够乐观地面对生活中的事情，接纳和积极评价自己的优缺点和生活态度，对待事物客观且积极，所以，对自身的亲社会行为也有正向影响作用。

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［6］张雯，郑日昌.大学生主观幸福感及其影响因素［J］.中国心理卫生杂志，2004，18(1):61-63

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［12］尹玲.高职生的自尊研究［D］.扬州:扬州大学，2007

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