青少年压力与主观幸福感的关系：一个有中介的调节模型(2)
2.2.2自我同情量表
采用Neff等人编制，胡小兵修订的青少年自我同情量表。该量表有12个项目，采用5点积分，分为正念、孤独感、自我宽容3个维度。在本研究中，该量表的ll系数为0.84。
2.2.3焦虑自评量表
采用Zung(1971)年编制的焦虑自评量表，该量表含有20个反映焦虑主观感受的项目，每个项目按症状出现的频度分为四级评分累积各项目得分为SAS总分，总分越高，提示焦虑程度越重。该量表在在本研究中的a系数为0.85。
2.2.4幸福感指数量表
采用Campbell，Converse和Rodgers(1 976)编制的幸福感指数量表。该量表包括生活满意度问卷和总体情感指数量表两个部分。量表采用7点计分，得分越高表示幸福感越高。该量表在本研究中的a系数为0.91。
3研究结果
3.1共同方法偏差检验
本研究分别采用程序控制以及统计控制的方法进行共同方法偏差检验：首先，采用班级形式统一施测，在施测过程中强调问卷的匿名性、保密性，并说明数据仅限于科学研究使用以达到尽量控制共同方法偏差来源的目的。其次，进行统计控制采用Harman单因子检验(Harman’s one-factor Test)，也就是同时对所有变量的项目进行未旋转的主成分因素分析如果只析出一个因子或某个因子解释力特别大，即可判定存在严重的共同方法偏差(Eby&Dobbins，1997；Livingstone，Nelson，&Barr，1997)。结果显示，第一因子解释的变异量仅有20.42%，低于临界标准40%，因此，本研究的共同方法变异问题并不严重。
3.2各变量的相关分析
由表1可知，压力、焦虑均与主管幸福感显著负相关，说明青少年压力越高，其主观幸福感越低；青少年焦虑越高，主观幸福感越低。自我同情与焦虑存在显著负相关，压力与焦虑存在显著正相关。压力与自我同情存在显著负相关。
3.3压力与主观幸福感的关系：有中介的调节效应检验
根据有中介的调节效应检验方法(叶宝娟，温忠麟，2013)，本研究对以下3个方程进行估计：(1)主观幸福感对压力、自我同情、压力×自我同情的回归，检验压力×自我同情的系数是否显著；(2)焦虑对压力、自我同情、压力×自我同情的回归，检验压力×自我同情的系数是否显著；(3)主观幸福感对压力、自我同情、压力×自我同情、焦虑的回归检验焦虑的系数是否显著。除性别与因变量主观幸福感外，本研究对其他变量都作了中心化处理，并对青少年性别变量进行了控制。估计参数见表2。
由表2可知，在方程1中，压力对主观幸福感存在显著的负向预测作用，自我同情对主观幸福感存在正向的预测作用，压力与自我同情的交互作用也达到显著水平。简单斜率检验表明(见图2)，当低自我同情时，压力高的青少年比压力低的青少年的主观幸福感有明显下降趋势(β=-0.48，t-4，80，p<0，001)；当高自我同情时，压力的高低对青少年主观幸福感的影响不显著(β=-0.18，t=-1.69，p>0，05)。即自我同情在压力与主观幸福感之间起着调节作用。
由方程2可知，压力对焦虑存在显著的正向预测作用，自我同情对焦虑存在负向的预测作用，压力与自我同情交互作用也达到正向显著水平。简单斜率检验表明(见图3)，当低自我同情时，压力高的青少年比压力低的青少年的焦虑水平有显著的上升趋势(β=0.43，t-4.24，p<0.001)；当高自我同情时，压力的高低对青少年焦虑的影响不显著(β=-0.09，t-0.86，p>0.05)。即自我同情在压力与焦虑之间起着调节作用。方程3显示，焦虑对主观幸福感的负向预测作用显著，但压力与自我同情的交互项未达显著水平，表明自我同情的调节作用完全通过焦虑这一中介变量起作用。中介效应值为0.07。
综上所述，压力对主观幸福感存在显著的负向预测作用，自我同情对压力与主观幸福感之间的关系具有调节作用，焦虑在这个调节过程中起着中介作用。
4讨论
4.1压力对主观幸福感的影响
本研究结果显示，青少年压力和主观幸福感呈显著负相关，个体的压力越大，其主观幸福感会越低。这与以往研究的结论相一致(Lfirzel，Kaiser&Saehser，2010)。青少年的主观幸福感与生活事件存在较为密切的关系，个体体验到的负性生活事件越多，压力也会随之增加，压力不仅影响着学生的心理健康，同时还影响着他们的幸福体验，从而对青少年的生活质量有着消极的影响作用(王极盛，丁新华，2003)。国外学者Huebner也指出生活事件对幸福感有着较大的影响作用(Huebner et al，2001)。青少年在高中时期不仅要面临学习的课程数量增多、难度增大的挑战，还要应对父母期望、人际交往等方面的问题，以及文理分班、升学规划等诸多选择。这些生活事件会给他们带来巨大的压力，进而影响其主观幸福。
4.2自我同情的调节作用
本研究發现，在控制性别变量之后，自我同情在压力与主观幸福感之间起显著的调节作用，高自我同情可以减弱压力对主观幸福感的负面影响，这与研究假设H1相一致。这一结论支持了Diener等(2000)提出的人格
环境交互作用理论以及Lazarus(1990)提出了压力认知模型。有研究表明高自我同情的个体对自身的问题、缺点和不足有更为准确的认识，他们不倾向于对自身不足加以批评或指责，而是报以宽容和关切，以理解的、非评判的态度对待自己的不足和失败(Neff2003)。这使得自我同情个体在面对自身在学业或是人际方面的不足时，能够报以更为宽容的态度。也体现出自我同情在个体应对负性事件上具有缓冲抵御功能(张耀华，刘聪慧，董研，2010)。因此，即高自我同情的个体能够更好的缓冲压力所带来的消极影响。 (姜晓文 姜媛 田丽 方平)
采用Neff等人编制，胡小兵修订的青少年自我同情量表。该量表有12个项目，采用5点积分，分为正念、孤独感、自我宽容3个维度。在本研究中，该量表的ll系数为0.84。
2.2.3焦虑自评量表
采用Zung(1971)年编制的焦虑自评量表，该量表含有20个反映焦虑主观感受的项目，每个项目按症状出现的频度分为四级评分累积各项目得分为SAS总分，总分越高，提示焦虑程度越重。该量表在在本研究中的a系数为0.85。
2.2.4幸福感指数量表
采用Campbell，Converse和Rodgers(1 976)编制的幸福感指数量表。该量表包括生活满意度问卷和总体情感指数量表两个部分。量表采用7点计分，得分越高表示幸福感越高。该量表在本研究中的a系数为0.91。
3研究结果
3.1共同方法偏差检验
本研究分别采用程序控制以及统计控制的方法进行共同方法偏差检验：首先，采用班级形式统一施测，在施测过程中强调问卷的匿名性、保密性，并说明数据仅限于科学研究使用以达到尽量控制共同方法偏差来源的目的。其次，进行统计控制采用Harman单因子检验(Harman’s one-factor Test)，也就是同时对所有变量的项目进行未旋转的主成分因素分析如果只析出一个因子或某个因子解释力特别大，即可判定存在严重的共同方法偏差(Eby&Dobbins，1997；Livingstone，Nelson，&Barr，1997)。结果显示，第一因子解释的变异量仅有20.42%，低于临界标准40%，因此，本研究的共同方法变异问题并不严重。
3.2各变量的相关分析
由表1可知，压力、焦虑均与主管幸福感显著负相关，说明青少年压力越高，其主观幸福感越低；青少年焦虑越高，主观幸福感越低。自我同情与焦虑存在显著负相关，压力与焦虑存在显著正相关。压力与自我同情存在显著负相关。
3.3压力与主观幸福感的关系：有中介的调节效应检验
根据有中介的调节效应检验方法(叶宝娟，温忠麟，2013)，本研究对以下3个方程进行估计：(1)主观幸福感对压力、自我同情、压力×自我同情的回归，检验压力×自我同情的系数是否显著；(2)焦虑对压力、自我同情、压力×自我同情的回归，检验压力×自我同情的系数是否显著；(3)主观幸福感对压力、自我同情、压力×自我同情、焦虑的回归检验焦虑的系数是否显著。除性别与因变量主观幸福感外，本研究对其他变量都作了中心化处理，并对青少年性别变量进行了控制。估计参数见表2。
由表2可知，在方程1中，压力对主观幸福感存在显著的负向预测作用，自我同情对主观幸福感存在正向的预测作用，压力与自我同情的交互作用也达到显著水平。简单斜率检验表明(见图2)，当低自我同情时，压力高的青少年比压力低的青少年的主观幸福感有明显下降趋势(β=-0.48，t-4，80，p<0，001)；当高自我同情时，压力的高低对青少年主观幸福感的影响不显著(β=-0.18，t=-1.69，p>0，05)。即自我同情在压力与主观幸福感之间起着调节作用。
由方程2可知，压力对焦虑存在显著的正向预测作用，自我同情对焦虑存在负向的预测作用，压力与自我同情交互作用也达到正向显著水平。简单斜率检验表明(见图3)，当低自我同情时，压力高的青少年比压力低的青少年的焦虑水平有显著的上升趋势(β=0.43，t-4.24，p<0.001)；当高自我同情时，压力的高低对青少年焦虑的影响不显著(β=-0.09，t-0.86，p>0.05)。即自我同情在压力与焦虑之间起着调节作用。方程3显示，焦虑对主观幸福感的负向预测作用显著，但压力与自我同情的交互项未达显著水平，表明自我同情的调节作用完全通过焦虑这一中介变量起作用。中介效应值为0.07。
综上所述，压力对主观幸福感存在显著的负向预测作用，自我同情对压力与主观幸福感之间的关系具有调节作用，焦虑在这个调节过程中起着中介作用。
4讨论
4.1压力对主观幸福感的影响
本研究结果显示，青少年压力和主观幸福感呈显著负相关，个体的压力越大，其主观幸福感会越低。这与以往研究的结论相一致(Lfirzel，Kaiser&Saehser，2010)。青少年的主观幸福感与生活事件存在较为密切的关系，个体体验到的负性生活事件越多，压力也会随之增加，压力不仅影响着学生的心理健康，同时还影响着他们的幸福体验，从而对青少年的生活质量有着消极的影响作用(王极盛，丁新华，2003)。国外学者Huebner也指出生活事件对幸福感有着较大的影响作用(Huebner et al，2001)。青少年在高中时期不仅要面临学习的课程数量增多、难度增大的挑战，还要应对父母期望、人际交往等方面的问题，以及文理分班、升学规划等诸多选择。这些生活事件会给他们带来巨大的压力，进而影响其主观幸福。
4.2自我同情的调节作用
本研究發现，在控制性别变量之后，自我同情在压力与主观幸福感之间起显著的调节作用，高自我同情可以减弱压力对主观幸福感的负面影响，这与研究假设H1相一致。这一结论支持了Diener等(2000)提出的人格
环境交互作用理论以及Lazarus(1990)提出了压力认知模型。有研究表明高自我同情的个体对自身的问题、缺点和不足有更为准确的认识，他们不倾向于对自身不足加以批评或指责，而是报以宽容和关切，以理解的、非评判的态度对待自己的不足和失败(Neff2003)。这使得自我同情个体在面对自身在学业或是人际方面的不足时，能够报以更为宽容的态度。也体现出自我同情在个体应对负性事件上具有缓冲抵御功能(张耀华，刘聪慧，董研，2010)。因此，即高自我同情的个体能够更好的缓冲压力所带来的消极影响。 (姜晓文 姜媛 田丽 方平)