高職院校大學生成就動機對主觀幸福感的影響研究

楊艷

（江蘇財經職業技術學院金融學院，江蘇淮安 223001）

主觀幸福感(SWB)是指個體對自己生活中發生的事件的主觀感受和評價。在社會構成部分中大學生占據很大一部分，他們對自己的認識與主觀能力的表現都比較強烈，他們幸福程度的高低代表著現代青年人的趨勢和方向。成就動機是Davi.C.McClelland 提出的理論，他認為一個人根據自己生活的環境所產生的內在需求，驅使自己去獲得成功與認可的內在動力[1]。其目的都是為了滿足自己的成就需要而在實現的過程中不斷地完善自我，提高能力，克服困難、獲得成功以實現自我價值的一個過程，在自我實現過程中體驗到更高的主觀幸福感[2]146-151。社會支持是指人們在需要建議、幫助、協助、認可和保護時可以使用的社會資產、社會資源或社會網絡。個體社會支持的水平越高，個體成就動機就越增強，個體獲取社會支持來追求成功、或者避免失敗的動機也就越強烈[3]。在以往的研究中，很少有研究關注于成就動機通過影響個體社會支持水平來影響個體的行為，這正是本研究的一個關注點，因此本研究選擇了社會支持作為中介變項，來具體分析在成就動機和主觀幸福感之間社會支持所具有的作用機制，以此來探討這三者之間的主要關系，從而提高大學生的幸福指數，使每一位大學生都能夠身心健康地成長。

一、文獻綜述

高成就動機的個體在生活中表現出強烈的自我實現需求，在自我實現過程中體驗到更高的主觀幸福感。在調查工程專業貧困生的研究中，避免挫折的動力對主觀幸福有顯著的正向影響，說明其避免失敗的動機高，幸福感低[4]。所以，成就動機對于大學生的成就目標能否達成，是其對幸福感體驗不可不重視的因素，它將會直接影響大學生對幸福的體驗與感受程度。在大學生的成長過程中，社會支持是必要存在的條件。[5]賈立茹的相關研究指出社會支持和主觀幸福感之間的關系非常密切，并且具有一定的預測作用。在學校得到足夠社會支持的青少年比那些沒有得到社會支持的青少年對生活的滿意度更高[6]。Reski,Yusuf and Kiram 認為學生與環境的互動有密切的情感，學生與父母、同伴、老師、導師和其他人之間的關系會影響他們的成就和動機。[7]由此可見，獲得有益的社會支持對大學生追求成功、不怕失敗有很好的促進效應。具有較高社會支持的個體具有較高的整體主觀幸福感[2]。社會支持具有緩沖效果，其功能在于扮演緩沖壓力的中介角色，可減少對身心健康的沖擊，使個體能更彈性地處理生活中的壓力問題。

二、方法

本研究的自變項是大學生成就動機，依變項是主觀幸福感，中介變項是社會支持。在研究假設的基礎上，提出了如圖1 所示的研究結構。

圖1：研究框架

（一）樣本

本研究以江蘇某高職院校600 名大學生為研究對象。采用便利抽樣發放問卷，大一、大二、大三的學生人數分別為406 人、107 人、70 人，城市戶口的大學生175 名，農村戶口的大學生408 名，學文科的大學生370 名，學理科的大學生213 名。最終獲取有效問卷583 份（97.20%）。

（二）研究工具

主觀幸福感量表(SWB)：由Bradburn 編制的情感量表和Diener 的總體生活滿意度量表兩個量表組成，共16 題。此量表有積極情感（6 題）和消極情感（5 題）以及總體生活滿意度（5 題），采用五級評分，該量表的Cronbach’s α 系數：全量表是0.708，生活滿意度是0.801，積極情感是0.874，消極情感是0.845，得分越高主觀幸福感越高[8]。

領悟社會支持量表(MSPSS)：使用姜乾金編制的量表，共三個項目12 題，由家庭支持（4 題）、朋友支持（4 題）、其他支持（4 題）組成，采用五級評分，該量表的Cronbach’s α 系數：全量表是0.931，家庭支持是0.837，朋友支持是0.905，其他支持是0.918[8]127-133。

成就動機量表（AMS）:采用Hagtvet 和葉仁敏譯制修訂的成就動機量表。量表分追求成功動機（15 題）和避免失敗動機（15 題）組成，共30 題，采用五級評分。該量表的Cronbach’s α 系數：全量表是0.887，追求成功動機是0.926，避免失敗動機是0.925[9]。

三、結果

（一）大學生人口統計變量分析

性別方面，男性185 人(31.7%)，女性398 人(68.3%)。年級方面，大一406 人（69.6%），大二107人（18.4%），大三70 人（12.0%）。專業方面，文科370 人（63.5%），理科213 人（36.5%）。生源地方面，城市175 人（30%），農村70 人（70%）。

（二）方差分析

如表1 所示，社會支持存在顯著的年級差異(F=4.107,p ＜.01)。社會支持存在顯著的專業差異(F=2.158,p ＜.05)。社會支持存在顯著的的生源力差異(F=3.236,p ＜.001)。

表1 社會支持與背景變量的差異分析

4.3 描述性統計和相關分析

成就動機量表的平均得分為3.354 分，表明參與者的成就動機處于中高水平。社會支持量表的平均得分為3.502 分，表明參與者的社會支持處于中高水平。主觀幸福感量表的平均得分為2.666分，因此，參與者的主觀幸福感處于中低水平。

從表2 可以看出，成就動機與社會支持之間是正相關關系(r=.251,p ＜.01)。成就動機與主觀幸福感顯著正相關(r=.232,p ＜.01)。社會支持與主觀幸福感顯著正相關(r=.396,p ＜.01)。相關系數在.232 至.396 之間，為中低水平,因此，不存在共線性。

表2 各變項之間的描述性統計及相關矩陣

4.4 回歸分析

根據表3，將年級、專業和生源地作為虛擬變量進行逐步層次回歸分析，數據如下:

表3 中介效果回歸分析摘要表

模型一，結果顯示Adj R2 ＝.090，表示成就動機可解釋社會支持9.0%的變異量，回歸系數為β=.237，達到顯著水平（p＜.001），F=12.572(p ＜.001)。表明高職院校大學生成就動機對社會支持具有顯著的正向影響。因此，本研究假設3 得到支持。

模型二，結果顯示Adj R2 ＝.059，表示成就動機可解主觀幸福感5.9%的變異量，成就動機對主觀幸福感的標準化回歸系數為β=.235，達到顯著水平（p＜.001），F=8.362(p ＜.001)。表明成就動機與主觀幸福感具有顯著正向影響。因此，假設1 得到支持。

模型三，結果顯示Adj R2 ＝.161，表示社會支持（家庭、朋友、其他）可解釋主觀幸福感（生活滿意度、積極/消極情感）16.1%的變異量，β=.403，達到顯著水平（p＜.001），F=23.417(p ＜.001)。表明社會支持對主觀幸福感具有顯著的正向影響。因此，假設2 得到支持。

模型四，結果顯示Adj R2 增加了.121，其成就動機對主觀幸福感β=-.147，達到顯著水平（p＜.001）；社會支持對主觀幸福感β=.367，達到顯著水平（p＜.001），F=22.372 (p ＜.001)，可見，成就動機與社會支持對主觀幸福感均有顯著的正向影響，在加入社會支持變量之后，成就動機對主觀幸福感的標準化回歸系數β 由.235 下降至.147,且仍達顯著水平（p＜.001）.經Sobel test 檢驗中介效果，得出值為2.420，且達到顯著（p＜.01），表明社會支持在成就動機對主觀幸福感的影響關系中，具有部分中介效果。因此，本研究假設4 得到支持。

5.結論與討論

相關研究及回歸式分析的結果表明,高職專業大學生在成就動機和主觀幸福二者之間具有明顯的正相關。他們渴望獲得成功的動力與朋友支持具有明顯的正相關,與逃避挫折的動力則具有明顯的負相關,說明了大學生的渴望獲得成功動力越是強大,越容易體驗到快樂。所以,學校要格外重視和完善對大學生成就動機的培育體系,這將有利于高職院校大學生身心健康的發展。同時高職院校大學生的成才動力對自身的社會支持也產生了顯著正向影響,說明可能有力的社會力量將在高職院校大學生尋求成才的過程中產生非常好的促進效果,高職院校大學生內在成就動機的驅動力越高，促使其渴求社會支持的需要越強烈，那么他們所獲得有益的社會支持就越多。家庭支持、朋友支持、其他支持，與主觀幸福感之間存在正相關，表明大學生獲得來自家庭、朋友、社會的支持越多，那么帶給他們所感受到的或者體驗到的正向的有益的情感就會越多，從而可以提高他們的幸福感指數。

本研究進一步發現,成就動機即可直接作用于主觀幸福感，也可以借助社會支持的中介作用發揮作用。產生這一現象的原因可能是具有高成就動機的大學生自我認同程度高，能夠正確看待生活中遇到的磨練與機遇，及時調整出自己最佳的狀態，從而維持良好的心理狀態。另一方面，他們非常自信，能帶給人一種積極向上的正能量，這樣的大學生人際關系更好，能獲得更多的社會支持，同時他們又善于發現和利用有利的社會支持達到自己的目標，從而幸福感程度越好。

綜上所述，本研究通過構建一個中介模型揭示了大學生成就動機如何具體影響到其主觀幸福感。這也要求教育者要對大學生多加關心和關懷，讓他們感受到社會與學校組織的溫暖和幫助的同時，也能保持其參與活動的積極性和熱情，增強其成就感與歸屬感，從而他們的幸福程度會隨著學校與社會各界的支持而不斷上升。