大學生氣質性樂觀、自尊與生活滿意度的關系研究

張婷婷，齊曉棟，楊子珺

（1.衡水學院 教育系，河北 衡水 053000；2.沈陽師范大學 教師專業發展學院，遼寧 沈陽 110034）

大學生氣質性樂觀、自尊與生活滿意度的關系研究

張婷婷1，齊曉棟2，楊子珺1

（1.衡水學院 教育系，河北 衡水 053000；2.沈陽師范大學 教師專業發展學院，遼寧 沈陽 110034）

目的：考察大學生氣質性樂觀、自尊對生活滿意度的影響.方法：隨機抽取549名大學生，采用氣質性樂觀問卷(LOT-R)、自尊問卷(SES)、生活滿意度問卷(SWLS)對其進行調查，并采用相關分析、回歸分析等方法對數據進行統計分析.結果：①總體上大學生氣質性樂觀、自尊與生活滿意度均處于中等偏上水平；②大學生生活滿意度與氣質性樂觀、自尊之間均存在顯著正相關（r=0.24,0.42,P＜0.001），氣質性樂觀與自尊之間也存在顯著正相關（r=0.52,P＜0.001）；③大學生氣質性樂觀對生活滿意度有顯著預測作用(P＜0.001)，自尊在氣質性樂觀與生活滿意度之間起完全中介作用，中介效應占總效應的86.67%.結論：大學生的氣質性樂觀水平越高，自尊水平越高，對生活越滿意.

氣質性樂觀；自尊；生活滿意度；大學生

生活滿意度是個體基于自己選擇的標準對生活質量所做的總體評價.其影響因素是多種多樣的，既包括社會、文化和家庭教育等外部因素，也包括個體認知、情緒與人格等內部因素.目前，在影響大學生生活滿意度的諸多研究中，主要集中于內部因素的探討上，眾多研究表明，氣質性樂觀和自尊是影響大學生生活滿意度的兩個重要方面.

氣質性樂觀是是人們對未來好結果的總體期望，是一種穩定的個性心理特征.中外很多研究探討了大學生氣質性樂觀與生活滿意度之間的關系，發現樂觀水平高的個體體驗到的生活滿意度水平也較高.自尊是個體對自我積極或消極的態度,是自我接納與自我尊重的程度.已有研究表明，在各種預測生活滿意度的相關變量中，自尊與生活滿意度的相關最高，與低自尊的大學生相比，高自尊學生更樂觀，對生活的不同領域更加滿意，更不容易對事件作消極評估.與此同時，相關研究也發現大學生氣質性樂觀與自尊之間存在正相關.既然氣質性樂觀和自尊都對大學生生活滿意度有影響，而二者之間又存在一定相關，那么自尊是否會在氣質性樂觀與生活滿意度之間起到中介作用，本研究將對此進行進一步研究.

1 研究方法

1.1 被試

隨機從衡水學院抽取600名大學生為調查對象.剔除無效問卷51份，回收有效問卷共549份，問卷有效回收率為91.5%.其中女生451人，男生98人.被試的年齡在18-23歲之間，平均年齡為20.41歲.

1.2 材料的選擇

1.氣質性樂觀問卷.采用生活定向測驗(The LifeOrientationTest-revised,LOT-R)進行測量，該測驗由Scheier和Carver于1985年編制，后于1994年進行修訂.共有6個項目，要求被試選取與自己最符合的陳述，采用5點計分，3分為中等水平，分數越高，表示越樂觀.本次測驗中內部一致性系數為0.60.

2.自尊問卷（Self-esteemScale；SES）.采用 Rosenberg 自尊量表的中文修訂版，共10個項目，要求被試根據自己實際情況選擇與自己最相符的陳述，采用5點計分，3分為中等水平，分別由5個正向描述和5個負向描述構成.分數越高，表示自尊水平越高.本次測驗中內部一致性系數為0.81.

3.生活滿意度量表.采用Diener編制的生活滿意度量表(SatisfactionwithLifeScale；SWLS)，包括5個項目，采用7點計分，4分為中等水平，5個項目分數之和是生活滿意度的總分.分值越高，代表滿意度越高.本次測驗中內部一致性系數為0.75.

1.3 調查方法

本次調查采取以班級為單位集體施測的方式進行，由經過訓練的心理學專業教師擔任主試，統一指導語.獲得學生知情同意后，采用匿名方式同學生獨立完成問卷并當場回收.

1.4 資料整理與統計分析

用SPSS21.0統計軟件建立數據庫并進行相應統計分析.

2 結果

2.1 大學生氣質性樂觀、自尊與生活滿意度的現狀及相關分析

表1中第二列為各量表的平均數與標準差，從數據結果來看，大學生氣質性樂觀和自尊的平均值均大于中間值3，生活滿意度的平均值大于中間值4，表明大學生的氣質性樂觀、自尊和生活滿意度均處于中等偏上水平.相關分析進一步表明，三個變量兩兩之間均存在極顯著的正相關，說明三者之間存在深層的密切關系.

表1 大學生氣質性樂觀、自尊和生活滿意度的相關分析（N=549）

2.2 自尊在氣質性樂觀與生活滿意度關系中的中介效應分析

依據理論建立中介效應模型，氣質性樂觀為自變量，生活滿意度為因變量，為了進一步考察自尊起到怎樣的中介作用，將自尊作為中介變量.用SPSS21.0進行回歸分析.

本研究中X是氣質性樂觀，M是自尊，Y是生活滿意度.用下列方程來描述變量之間的關系：

首先將所有變量進行中心化，然后根據方程（1-3）進行回歸分析.第一步，以氣質性樂觀為自變量，生活滿意度為因變量，進行回歸分析，氣質性樂觀顯著地預測了生活滿意度（β=0.24），β值達到顯著水平.第二步，以氣質性樂觀為自變量，自尊為因變量進行回歸分析，氣質性樂觀顯著地預測了自尊（β=0.52），β值達到顯著水平.第三步，以氣質性樂觀、自尊為自變量，生活滿意度為因變量進行多元回歸分析.根據溫忠麟、張雷、侯杰泰等人提出的中介效應檢驗程序對回歸系數進行檢驗.從表2中可以看到c=0.24，p＜0.001，系數c顯著，Y與X的相關顯著.當c顯著時，看a、b是否顯著，可以看到系數 a與 b 都顯著（a=0.52，p＜0.001，b=0.40，p＜0.001），a、b、c均顯著說明存在中介效應.當 c，不顯著時是完全中介效應，當c，顯著時是不完全中介效應.本研究中c，（c，=0.04，p=0.400）不顯著，說明大學生自尊在氣質性樂觀及生活滿意度之間起到完全中介作用,中介效應占總效應的86.67%，圖1直觀地表示了三者之間的關系.

圖1 氣質性樂觀、自尊、生活滿意度的中介關系圖（圖中系數為標準化回歸系數）

3 討論

本次調查發現，大學生氣質性樂觀、自尊水平和生活滿意度均處于中等偏上水平.這一結果與近期研究結果基本一致.說明當代大學生總體自我接納與自我尊重水平較高，對未來充滿良好期望，對現有生活較為滿意，表現出健康積極的生活態度.從相關分析的結果看，三個變量兩兩之間存在極顯著的正相關，這在一定程度上印證了已有研究結果.并表明研究變量之間可能存在深層的內在聯系.

進一步的回歸分析可以看出，氣質性樂觀對大學生生活滿意度具有顯著正向預測作用，氣質性樂觀水平高的個體，對未來持有積極的期望，更能從積極的角度看待個人生活，即使現實并非令人滿意，也能夠從中發現閃光點，從而擁有積極的情緒體驗，表現出較高的生活滿意度；相反，氣質性樂觀水平低的個體，對未來一貫持有消極態度，容易從悲觀的視角解讀現實生活，傾向于對未來感到焦慮，從而體驗到較低的生活滿意度.這一結果再次支持了已有研究.

那么，氣質性樂觀對大學生生活滿意度的上述積極影響，是如何實現的呢？本研究進行了自尊的中介效應分析，數據結果顯示，自尊是氣質性樂觀對生活滿意度影響的中介變量，并起完全正向中介作用.這一結果表明氣質性樂觀在對大學生生活滿意度具有積極影響的過程中，自尊扮演著至關重要的角色，氣質性樂觀本身并不能直接促進大學生生活滿意度水平的提高，而是完全依賴于自尊這一中介變量起作用.也就是個體的氣質性樂觀水平越高，就越能理解和接納自己，對自己持較肯定的態度和期望，相信自己能夠改變環境，因此他們對生活的滿意度也比較高.而氣質性樂觀水平低的個體，對包括自己在內的一切事物均持消極態度，對自己評價過于負面失真，不相信自己的價值，認為生活來自于他人或命運的安排，自己無能為力，因此這類人通常會體驗到較低的生活滿意度.

綜上，本研究認為要提高大學生的生活滿意度水平，除社會大環境的優化、個體的氣質性樂觀水平的提高之外，最根本有效的途徑則是從提高大學生的自尊水平入手，在后期的研究中可進行進一步探討.

〔1〕溫忠麟，張雷，侯杰泰．調節效應與中介效應的比較和應用[J].心理學報，2005,37(2)：268-274.

〔2〕馮嬡嬡，池麗萍.大學生自尊、人際信任與生活滿意度的關系[J].心理研究,2013,6(6)：81-85.

〔3〕齊曉棟.大學生氣質性樂觀、適應性與生活滿意度的關系[J].西南大學學報，2013,39(2)：77-82.

B848

A

1673-260X（2017）10-0068-02

2017-08-10

衡水學院2016年教育教學改革課題——應用型視角下大學生心理健康教育課程體系構建研究（jg2016019）