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摘要为考察社会经济地位对主观幸福感的影响及可协商命运观在二者之间的中介作用，采用主观社会经济地位量表、可协商命运观量表、生活满意度量表、积极情感和消极情感体验量表对462名大学生进行调查。结果发现：（1）主观社会经济地位与生活满意度、积极情感显著正相关，与消极情感显著负相关，与可协商命运观显著负相关；（2）可协商命运观在主观社会经济地位和生活满意度、消极情感中起部分中介作用，在主观社会经济地位与积极情感之间起完全中介作用。结论：主观社会经济地位可以正向预测主观幸福感，可协商命运观在其中起中介作用。
关键词社会经济地位； 主观幸福感； 可协商命运观
分类号B842.2
DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2018.11.001
1问题提出
可协商命运观（negotiable fate）指的是个人相信自己可以与命运的控制进行协商，在命运已经决定的限制内发挥个人能动性，并通过努力最终实现自己渴望目标的一种信念（Chaturvedi， Chiu， & Viswanathan， 2009； Leung， Bond， de Carrasquel， Muoz， Hernández， & Murakami， 2002）。当今中国社会中，贫富差距在加大，社会阶层有固化的趋势等均给个体的生存环境造成诸多限制（郭昫澄，郭永玉，2012），在这样的现实生活中，持有什么样的命运观才可以让人们坦然接受诸多限制的同时，保持积极自我，努力达成目标获得幸福？信念是行为的重要推动力，持有可协商命运观信念可以帮助人们对不期望的结果赋予意义，并在遇到困境时依然坚持目标的追求（Au， Chiu， Chaturvedi， Mallorie， Viswanathan， Zhang， & Savani， 2011），最终因为目标达成而收获幸福。有研究发现，可协商命运观在人们的幸福感中起重要作用（陈满琪，2016）。本研究推测可协商命运观作为个体应对生活不确定性的指导原则，可能会作为受到较多社会限制的个体的保护性因子，维护其心理健康，提升其主观幸福感。
社会经济地位是个体或一个群体在社会中依据其所拥有的社会资源而被界定的社会位置，它对个体主观幸福感有重要影响。大量研究表明，取得较高社会经济地位对个体的主观幸福感有正向影响，社会地位的另外一种形式社会计量地位（主观社会经济地位的变式）更能显著正向预测生活满意度和积极情感体验（Anderson， Kraus， Galinsky， & Keltner， 2012），国内黄婷婷等人（2016）使用主观社会经济地位量表对北京青年和老年人样本进行调查，也得到了类似的结果。一项跨国家样本的研究也发现，与日本、韩国和美国被试相比，中国被试的人均收入水平和受教育程度对幸福感的预测作用更强（Oshio， Nozaki & Kobayashi， 2011）。此外，高收入个体比其他人报告了更高的生活满意度（Boyce， Brown， & Moore， 2010），而低社会经济地位的个体体验到更少的积极情感和更多的消极情感和社会压力（Gallo， Bogart， Vranceanu， & Matthews， 2005； Wolff， Subramanian， Acevedo-Garcia， Weber， & Kawachi， 2010），这些研究表明，社会经济地位可以正向预测主观幸福感。
那么，社会经济地位影响主观幸福感的心理机制是什么？根据可协商命运观理论，受到较多社会限制或面临不可克服的外部环境的个体，如果他认为可以依靠自己的主观能动性或相信努力会有回报，最终得到期望的结果，该个体更容易发展起可协商命运观的信念（Chaturvedi， Chiu， & Viswanathan， 2009）。近年來研究发现，社会阶层固化，代际之间的流动凝滞，经济分配的矛盾进一步凸显（杨沈龙，郭永玉，胡小勇，舒首立，李静，2016）；很多研究显示，较低社会经济地位的人们向上流动的难度变得愈来愈大（余秀兰，2014）；即使完成了高等教育，出身低社会经济地位家庭的个体上升的通道依然相对狭窄（岳昌君，张恺， 2014）。这说明在我们当前社会背景下，个体所处的社会经济地位是一个结构性的社会限制。有实证研究提供了支持，针对印度低社会经济地位低文化水平女性的研究发现，社会经济地位与可协商命运观中等强度负相关（Au， Chiu， Zhang， Mallorie，Chaturvedi，& Viswanathan， 2012）。由此推测，社会经济地位可以预测可协商命运观。
可协商命运观理论认为，作为应对社会限制和不确定性的指导原则，可协商命运观可以帮助人们更好地融入社会，有较高的主观幸福感。持有可协商命运观的个体相信自己对事情有一定控制感，更倾向于采用积极应对策略，集中解决问题并调动所拥有的社会资源，以期获得期望的结果（陈满琪，2016；Au，
Chiu， Zhang， Mallorie，Chaturvedi，& Viswanathan，2012）。针对新生代农民工的实证研究表明，持有可协商命运观的个体的社会适应性结果更好，有较高的生活满意度，更多的积极情感和更少的消极情感（王芳，李志荣，2014）。针对大学生的研究发现，可协商命运观可以正向预测主观幸福感，即生活满意度更高，积极情绪更多，消极情绪更少（常保瑞，白宝玉，钟年，2017）。本研究推测，可协商命运观可以正向预测主观幸福感。
综上理论推理和实证研究，从可协商命运观视角，理论推测可协商命运观可能在社会经济地位和主观幸福感之间起中介作用。此外，研究表明，大学生所具备的很多心理特点与已经步入社会的高（低）阶层者并无明显差异（Kraus， Piff， Mendozadenton， Rheinschmidt， & Keltner， 2012），而且以大学生作为被试来反映社会阶层的效应也是研究中常见的做法（Na & Chan， 2016； Stephens， Fryberg， Markus， Johnson， & Covarrubias， 2010），因此，本研究采用大学生被试，考察社会经济地位对主观幸福感的正向预测作用及内在机制。 2研究方法
2.1研究对象
在征得辅导员和大学生本人的同意后，以班级为单位集体施测，现场发放问卷并当场回收。为提高研究结果的准确性和可靠性，选择被试时，采用整群抽样方式，分别在广西区选取理工类和师范类等三所普通高校大学生，发放问卷500份，根据是否规律作答和是否完整作答作为删除标准，共回收有效问卷462份，有效率为92.4%；从调查样本的性别分布状况来看，男生155人（33.5%），女生307人（66.5%）；从生源地来看，城市262人（56.7%），农村200人（43.3%）；从是否独生子女看，独生子女235人（50.9%），非独生子女227人（49.1%）；被试平均年龄20.45岁（SD=0.60）。
2.2研究工具
2.2.1主观社会经济地位量表
本研究采用MacArthur阶梯量表（the MacArthur Scale of subjective， SES）来测量主观社会经济地位，在一个1～10分的量表上表明自己的家庭所处的阶层（Adler， Epel， Castellazzo， & Ickovics， 2000），例如，01代表社会最底层，这些人的生活境况是最糟糕的，他们的受教育程度最低、工作最不体面、收入最低；10代表社会最高层，这些人的生活境况是最优裕的，他们的受教育程度最高、工作最体面、收入最高。等级越高，表示其所处的阶层地位越高，那么代表社会经济地位越高，如图1 所示。
2.2.2可协商命运观量表
采用Chaturvedi 等人（2009）编制的命运观量表中文版，共6道题目，如“我的努力可以弥补我命运中的不佳。”采用6点评定，其中 1 代表强烈不同意、6代表强烈同意。采用总均分，分数越高说明被试持有的可协商命运观程度也越高。验证性因素分析结果表明该量表的结构效度尚好，整体拟合指数为：χ2/df=3.65，CFI=0.94，IFI=0.94，NFI=0.92，RFI=0.87，TLI=0.90，RMSEA=0.10。该量表的
Cronbachs α系数为0.77。
2.2.3主观幸福感
本研究使用生活满意度量表（The satisfaction with life scale：SWLS）、积极情感和消极情感体验量表（positive affection and negative affection scale：PANAS）来测量主观幸福感。使用生活满意度量表（Diener， Emmons， Larsen， & Griffin， 1985）来评估主观幸福感的认知成分，共包括5个项目，如“我的生活大致符合我的理想”，采用5点计分，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。计算所有五个项目的平均分代表被试的生活满意度水平，得分越高表明生活满意度水平越高；本研究中该量表的Cronbachs α系数为0.74。采用积极情感和消极情感体验量表（Watson， Clark， & Tellegen， 1988）测量主观幸福感的情感层面，本研究中该量表的Cronbachs α系数分别为0.79，0.76。
2.3数据收集与分析
采用SPSS22.0和Amos22.0进行数据处理和分析。首先，对所有变量的标准差超过3的异常值进行了处理。其次，数据前期处理用描述统计的方法，采用单因子检验法进行共同方法偏差的检验，采用皮尔逊积差相关法探讨各主要变量间的相关关系。最后采用分层回归分析和Sobel检验进行中介效应检验。
3结果
3.1共同方法偏差的检验
本文采用一次性自我报告来收集数据，变量间关系可能受到共同方法偏差的影响。为把这种偏差降低到最小，在问卷设计阶段，主观社会经济地位使用图形化测量，与主观幸福感和生活满意度等分开测量，适当变换指导语、计分方式、反应语句等。在数据回收后，又采用harman單因子事后检验分析进行统计确认（Podsakoff， MacKenzie， Lee， & Podsakoff， 2003），结果表明，未旋转的特征根大于1的因子共有7个，第一个因子解释的变异量为24.74%，远小于40%的临界值。因此，共同方法偏差的影响不太严重。
3.2社会经济地位、可协商命运观和主观幸福感的相关分析
鉴于各变量都是连续变量，使用皮尔逊积差相关分析，各研究变量的相关矩阵如表2所示，表中均值表示大学生在各个量表/问卷之间的相关系数。
如表2所示，人口学变量虚拟化后与生活满意度和积极情感不相关，家庭来源地与消极情感显著负相关。主观社会经济与可协商命运、生活满意度、积极情感均正相关，和消极情感负相关；可协商命运观与生活满意度、积极情感正相关，但与消极情感不相关。该结果表明可以进行下一步的中介作用检验。
3.3可协商命运观的中介作用
根据Baron和Kenny（1986）提出的中介作用检验程序，采用分层回归分析检验可协商命运观在社会经济地位与主观幸福感之间的中介作用，我们首先对所有预测变量进行中心化处理，从而降低多重共线性对结果的影响。相关分析表明性别、家庭来源地和是否独生子女及其年龄与社会经济地位等核心变量显著相关，但由于家庭来源地和是否独生子女与本研究的自变量社会经济地位密切相关，所以在中介分析时我们只对性别和年龄进行了控制。另外，根据Pavot和Diener （1993）的建议，对SWB 的三个不同成分分开进行了测量。
可协商命运观在主观社会经济地位与其主观幸福感之间的中介效应检验结果表明（见表3），在控制了性别（男=1，女=0）和年龄后，主观社会经济地位能显著预测生活满意度、积极情感、消极情感和可协商命运观（β=0.19， β=0.12， β=-0.19， β=0.13， p<0.01）。可协商命运观对生活满意度的正向预测作用显著（β=0.29， p<0.001），对积极情感的预测作用极其显著（β=0.26， p<0.001），对消极情感的预测作用不显著（β=-0.07， p>0.05）。进一步分析表明，在控制了性别、年龄等影响，加入可协商命运观的作用后，主观社会经济地位对生活满意度的预测作用依然显著但有所降低（β=0.15， p<0.01），对积极情感的预测作用减小但依然显著（β=0.09， p<0.05），对消极情感的预测作用稍微降低，且依然显著（β=-0.18， p<0.001）；说明可协商命运观在社会经济地位与主观幸福感之间发挥中介作用。 根据中介效应的检验程序，a， b（标准化回归系数）中有一个不显著，我们进行了Sobel检验。结果表明，可协商命运观在主观社会经济地位与生活满意度之间的中介作用显著（Z=3.23， p<0.001），中介效应占总效应的比例为19.84%。可协商命运观在主观社会经济地位与积极情感之间的中介作用极其显著（Z=3.33， p<0.001），中介效应占总效应的比例为28.17%；可协商命运观在主观社会经济地位与消极情感之间的中介作用不显著（Z=-1.12， n.s.）。
4讨论
4.1社会经济地位与可协商命运观和主观幸福感的关系
相较于客观社会经济地位，主观社会经济地位对主观幸福感更重要（Adler， Epel， Castellazzo， & Ickovics， 2000）。本研究发现，大学生的主观社会经济地位对主观幸福感的影响有显著正向预测作用。具体而言，主观社会经济地位与生活满意度和积极情绪显著正相关，与消极情绪显著负相关，这说明大学生的主观社会经济地位越高，其主观幸福感水平也越高，这与周春燕、郭永玉（2013）的研究结果一致。大学生主观认知自身的社会经济地位越高，更容易形成对自己社会地位的积极认知，也更倾向于对自己做出积极肯定的评价，其自我价值感越高，从而体验到较高的主观幸福感，而低社会经济地位的大学生更可能体验到跟可怜的自我相关的较低的生活满意度和负面情感（Adler，
Epel， Castellazzo， & Ickovics， 2000）。
本研究發现，社会经济地位与可协商命运观正相关，越是感觉到较高主观社会经济地位的个体，越倾向于持有可协商命运观信念。这与以往研究结果是不一致的，如Au（2008）发现社会经济地位与可协商命运观负相关。这可能是因为两个研究采用的测量工具不一致所致，Au把教育年限作为客观单一的社会经济地位的操作化指标，而本研究使用的是主观社会经济地位量表。更可能的原因是中国毕竟还是一个人均相对贫困的国家，这也符合“伊斯特林悖论”，低社会经济地位个体对事情的控制感并不高，反而是较高社会经济地位的个体因为享有较多的社会资源，对事情的控制感会比较高，所以高社会经济地位者更可能发展起可协商命运观信念，所以社会经济地位与可协商命运观正相关。
本研究还发现，可协商命运观与主观幸福感之间存在显著正相关关系，即个体越是持有可协商命运观，其生活满意度就越高，积极情感越多，消极情感越少，这与王芳、李志荣（2014）对新生代农民工的研究结果和常保瑞等人（2017）对大学生的研究结果是一致的。持有可协商命运观的大学生即使处于不利环境下，在承认命运加诸于身上的社会限制的同时，也坚信通过自己的努力最终也能一定程度上改变现状，实现目标而获得渴望的结果，从而体验到较高的生活满意度，更多的积极情感和更少的消极情感。可见，在个体面临较多的社会限制的环境中，可协商命运观对提高主观幸福感有重要作用。
4.2可协商命运观的中介作用
本研究发现，可协商命运观在大学生主观社会经济地位与主观幸福感之间起部分中介作用，这说明社会经济地位一方面直接影响主观幸福感，另一方面，也可以通过可协商命运观来提升主观幸福感。具体来讲，主观社会经济地位对主观幸福感起作用的过程通常也会受到大学生自身持有的命运观信念的影响。可协商命运观理论强调人们在受社会限制较多的环境中通过自身努力实现自我目标，这是和经济欠发达地区大学生相对劣势的社会地位和处境相契合。一方面，作为发展中国家，我国的经济水平并不是很高，尤其在一些比较偏远的农村地区，主观社会经济地位确实影响人们的幸福感，毕竟拥有较高的社会经济地位，享用更多社会资源，受到的社会限制相对较少，得到较多的尊敬，这可以提升自己的生活满意度，感受更多的积极情感，即社会经济地位较高的大学生，其体验到的幸福感也较高；另一方面，主观社会经济地位也可以通过可协商命运观这一中介变量影响大学生的主观幸福感。因为持可协商命运观的个体具有较强的去情境判断能力和基于规则的类推能力，能让人们在有限的资源和艰苦的环境下使用适应性的思维去面对困境（Chaturvedi， Chiu， &Viswanathan， 2009），尤其是经济欠发达地区大学生，其可享用的资源有限，受到较多的经济、学业和将来就业的限制，这促使他们去跟环境进行一定程度的协商、想办法解决问题，以更主动和积极的态度认知未知的命运，他们既承认经济环境的限制，又不放弃个人的努力，坚信“谋事在人，成事在天”，从而带来积极的应对策略和良好的自我认知。持有可协商命运观的大学生的主观幸福感较高，他们既承认相对于他人，自己的社会经济地位较低这样一个客观现实，也坦然接受自己无法完全直接控制命运，但是又认为自己可以通过与命运进行一定程度的协商为自己争取到更优质的生活（Chaturvedi， Chiu， &Viswanathan， 2009），比如发挥自己的主观能动性，努力学习争取到各种奖学金，一定程度上改善经济困境，同时赢得学业自我效能感。
4.3局限性和未来研究展望
选取经济欠发达地区的大学生，考察其主观社会经济地位对主观幸福感的影响，并进一步探讨可协商命运观在社会经济地位与主观幸福感之间关系的中介作用，以期能够从理论上深化对于社会经济地位如何作用于命运观对幸福感的影响过程，同时对从助学政策及实践层面上指导欠发达地区大学生如何拥有较高的主观幸福感提供科学参考。本研究采用自陈问卷法，虽然使用各种控制手段减少了共同方法偏差问题，采用变量均值中心化减少了多重共线性问题，但属于相关研究，难以得出因果关系的推论，后续研究应结合纵向研究和实验设计的优势来进一步探讨变量之间的因果关系；本研究借助可协商命运观理论提出可协商命运观是社会经济地位影响主观幸福感的中介因素，但从理论和数据上看，都不能认为可协商命运观是解释社会经济地位对主观幸福感影响的唯一机制，后续研究也可以继续探讨其他变量的中介机制。 参考文献
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Key words： socioeconomic status； subjective well-being； negotiable fate；
关键词社会经济地位； 主观幸福感； 可协商命运观
分类号B842.2
DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2018.11.001
1问题提出
可协商命运观（negotiable fate）指的是个人相信自己可以与命运的控制进行协商，在命运已经决定的限制内发挥个人能动性，并通过努力最终实现自己渴望目标的一种信念（Chaturvedi， Chiu， & Viswanathan， 2009； Leung， Bond， de Carrasquel， Muoz， Hernández， & Murakami， 2002）。当今中国社会中，贫富差距在加大，社会阶层有固化的趋势等均给个体的生存环境造成诸多限制（郭昫澄，郭永玉，2012），在这样的现实生活中，持有什么样的命运观才可以让人们坦然接受诸多限制的同时，保持积极自我，努力达成目标获得幸福？信念是行为的重要推动力，持有可协商命运观信念可以帮助人们对不期望的结果赋予意义，并在遇到困境时依然坚持目标的追求（Au， Chiu， Chaturvedi， Mallorie， Viswanathan， Zhang， & Savani， 2011），最终因为目标达成而收获幸福。有研究发现，可协商命运观在人们的幸福感中起重要作用（陈满琪，2016）。本研究推测可协商命运观作为个体应对生活不确定性的指导原则，可能会作为受到较多社会限制的个体的保护性因子，维护其心理健康，提升其主观幸福感。
社会经济地位是个体或一个群体在社会中依据其所拥有的社会资源而被界定的社会位置，它对个体主观幸福感有重要影响。大量研究表明，取得较高社会经济地位对个体的主观幸福感有正向影响，社会地位的另外一种形式社会计量地位（主观社会经济地位的变式）更能显著正向预测生活满意度和积极情感体验（Anderson， Kraus， Galinsky， & Keltner， 2012），国内黄婷婷等人（2016）使用主观社会经济地位量表对北京青年和老年人样本进行调查，也得到了类似的结果。一项跨国家样本的研究也发现，与日本、韩国和美国被试相比，中国被试的人均收入水平和受教育程度对幸福感的预测作用更强（Oshio， Nozaki & Kobayashi， 2011）。此外，高收入个体比其他人报告了更高的生活满意度（Boyce， Brown， & Moore， 2010），而低社会经济地位的个体体验到更少的积极情感和更多的消极情感和社会压力（Gallo， Bogart， Vranceanu， & Matthews， 2005； Wolff， Subramanian， Acevedo-Garcia， Weber， & Kawachi， 2010），这些研究表明，社会经济地位可以正向预测主观幸福感。
那么，社会经济地位影响主观幸福感的心理机制是什么？根据可协商命运观理论，受到较多社会限制或面临不可克服的外部环境的个体，如果他认为可以依靠自己的主观能动性或相信努力会有回报，最终得到期望的结果，该个体更容易发展起可协商命运观的信念（Chaturvedi， Chiu， & Viswanathan， 2009）。近年來研究发现，社会阶层固化，代际之间的流动凝滞，经济分配的矛盾进一步凸显（杨沈龙，郭永玉，胡小勇，舒首立，李静，2016）；很多研究显示，较低社会经济地位的人们向上流动的难度变得愈来愈大（余秀兰，2014）；即使完成了高等教育，出身低社会经济地位家庭的个体上升的通道依然相对狭窄（岳昌君，张恺， 2014）。这说明在我们当前社会背景下，个体所处的社会经济地位是一个结构性的社会限制。有实证研究提供了支持，针对印度低社会经济地位低文化水平女性的研究发现，社会经济地位与可协商命运观中等强度负相关（Au， Chiu， Zhang， Mallorie，Chaturvedi，& Viswanathan， 2012）。由此推测，社会经济地位可以预测可协商命运观。
可协商命运观理论认为，作为应对社会限制和不确定性的指导原则，可协商命运观可以帮助人们更好地融入社会，有较高的主观幸福感。持有可协商命运观的个体相信自己对事情有一定控制感，更倾向于采用积极应对策略，集中解决问题并调动所拥有的社会资源，以期获得期望的结果（陈满琪，2016；Au，
Chiu， Zhang， Mallorie，Chaturvedi，& Viswanathan，2012）。针对新生代农民工的实证研究表明，持有可协商命运观的个体的社会适应性结果更好，有较高的生活满意度，更多的积极情感和更少的消极情感（王芳，李志荣，2014）。针对大学生的研究发现，可协商命运观可以正向预测主观幸福感，即生活满意度更高，积极情绪更多，消极情绪更少（常保瑞，白宝玉，钟年，2017）。本研究推测，可协商命运观可以正向预测主观幸福感。
综上理论推理和实证研究，从可协商命运观视角，理论推测可协商命运观可能在社会经济地位和主观幸福感之间起中介作用。此外，研究表明，大学生所具备的很多心理特点与已经步入社会的高（低）阶层者并无明显差异（Kraus， Piff， Mendozadenton， Rheinschmidt， & Keltner， 2012），而且以大学生作为被试来反映社会阶层的效应也是研究中常见的做法（Na & Chan， 2016； Stephens， Fryberg， Markus， Johnson， & Covarrubias， 2010），因此，本研究采用大学生被试，考察社会经济地位对主观幸福感的正向预测作用及内在机制。 2研究方法
2.1研究对象
在征得辅导员和大学生本人的同意后，以班级为单位集体施测，现场发放问卷并当场回收。为提高研究结果的准确性和可靠性，选择被试时，采用整群抽样方式，分别在广西区选取理工类和师范类等三所普通高校大学生，发放问卷500份，根据是否规律作答和是否完整作答作为删除标准，共回收有效问卷462份，有效率为92.4%；从调查样本的性别分布状况来看，男生155人（33.5%），女生307人（66.5%）；从生源地来看，城市262人（56.7%），农村200人（43.3%）；从是否独生子女看，独生子女235人（50.9%），非独生子女227人（49.1%）；被试平均年龄20.45岁（SD=0.60）。
2.2研究工具
2.2.1主观社会经济地位量表
本研究采用MacArthur阶梯量表（the MacArthur Scale of subjective， SES）来测量主观社会经济地位，在一个1～10分的量表上表明自己的家庭所处的阶层（Adler， Epel， Castellazzo， & Ickovics， 2000），例如，01代表社会最底层，这些人的生活境况是最糟糕的，他们的受教育程度最低、工作最不体面、收入最低；10代表社会最高层，这些人的生活境况是最优裕的，他们的受教育程度最高、工作最体面、收入最高。等级越高，表示其所处的阶层地位越高，那么代表社会经济地位越高，如图1 所示。
2.2.2可协商命运观量表
采用Chaturvedi 等人（2009）编制的命运观量表中文版，共6道题目，如“我的努力可以弥补我命运中的不佳。”采用6点评定，其中 1 代表强烈不同意、6代表强烈同意。采用总均分，分数越高说明被试持有的可协商命运观程度也越高。验证性因素分析结果表明该量表的结构效度尚好，整体拟合指数为：χ2/df=3.65，CFI=0.94，IFI=0.94，NFI=0.92，RFI=0.87，TLI=0.90，RMSEA=0.10。该量表的
Cronbachs α系数为0.77。
2.2.3主观幸福感
本研究使用生活满意度量表（The satisfaction with life scale：SWLS）、积极情感和消极情感体验量表（positive affection and negative affection scale：PANAS）来测量主观幸福感。使用生活满意度量表（Diener， Emmons， Larsen， & Griffin， 1985）来评估主观幸福感的认知成分，共包括5个项目，如“我的生活大致符合我的理想”，采用5点计分，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。计算所有五个项目的平均分代表被试的生活满意度水平，得分越高表明生活满意度水平越高；本研究中该量表的Cronbachs α系数为0.74。采用积极情感和消极情感体验量表（Watson， Clark， & Tellegen， 1988）测量主观幸福感的情感层面，本研究中该量表的Cronbachs α系数分别为0.79，0.76。
2.3数据收集与分析
采用SPSS22.0和Amos22.0进行数据处理和分析。首先，对所有变量的标准差超过3的异常值进行了处理。其次，数据前期处理用描述统计的方法，采用单因子检验法进行共同方法偏差的检验，采用皮尔逊积差相关法探讨各主要变量间的相关关系。最后采用分层回归分析和Sobel检验进行中介效应检验。
3结果
3.1共同方法偏差的检验
本文采用一次性自我报告来收集数据，变量间关系可能受到共同方法偏差的影响。为把这种偏差降低到最小，在问卷设计阶段，主观社会经济地位使用图形化测量，与主观幸福感和生活满意度等分开测量，适当变换指导语、计分方式、反应语句等。在数据回收后，又采用harman單因子事后检验分析进行统计确认（Podsakoff， MacKenzie， Lee， & Podsakoff， 2003），结果表明，未旋转的特征根大于1的因子共有7个，第一个因子解释的变异量为24.74%，远小于40%的临界值。因此，共同方法偏差的影响不太严重。
3.2社会经济地位、可协商命运观和主观幸福感的相关分析
鉴于各变量都是连续变量，使用皮尔逊积差相关分析，各研究变量的相关矩阵如表2所示，表中均值表示大学生在各个量表/问卷之间的相关系数。
如表2所示，人口学变量虚拟化后与生活满意度和积极情感不相关，家庭来源地与消极情感显著负相关。主观社会经济与可协商命运、生活满意度、积极情感均正相关，和消极情感负相关；可协商命运观与生活满意度、积极情感正相关，但与消极情感不相关。该结果表明可以进行下一步的中介作用检验。
3.3可协商命运观的中介作用
根据Baron和Kenny（1986）提出的中介作用检验程序，采用分层回归分析检验可协商命运观在社会经济地位与主观幸福感之间的中介作用，我们首先对所有预测变量进行中心化处理，从而降低多重共线性对结果的影响。相关分析表明性别、家庭来源地和是否独生子女及其年龄与社会经济地位等核心变量显著相关，但由于家庭来源地和是否独生子女与本研究的自变量社会经济地位密切相关，所以在中介分析时我们只对性别和年龄进行了控制。另外，根据Pavot和Diener （1993）的建议，对SWB 的三个不同成分分开进行了测量。
可协商命运观在主观社会经济地位与其主观幸福感之间的中介效应检验结果表明（见表3），在控制了性别（男=1，女=0）和年龄后，主观社会经济地位能显著预测生活满意度、积极情感、消极情感和可协商命运观（β=0.19， β=0.12， β=-0.19， β=0.13， p<0.01）。可协商命运观对生活满意度的正向预测作用显著（β=0.29， p<0.001），对积极情感的预测作用极其显著（β=0.26， p<0.001），对消极情感的预测作用不显著（β=-0.07， p>0.05）。进一步分析表明，在控制了性别、年龄等影响，加入可协商命运观的作用后，主观社会经济地位对生活满意度的预测作用依然显著但有所降低（β=0.15， p<0.01），对积极情感的预测作用减小但依然显著（β=0.09， p<0.05），对消极情感的预测作用稍微降低，且依然显著（β=-0.18， p<0.001）；说明可协商命运观在社会经济地位与主观幸福感之间发挥中介作用。 根据中介效应的检验程序，a， b（标准化回归系数）中有一个不显著，我们进行了Sobel检验。结果表明，可协商命运观在主观社会经济地位与生活满意度之间的中介作用显著（Z=3.23， p<0.001），中介效应占总效应的比例为19.84%。可协商命运观在主观社会经济地位与积极情感之间的中介作用极其显著（Z=3.33， p<0.001），中介效应占总效应的比例为28.17%；可协商命运观在主观社会经济地位与消极情感之间的中介作用不显著（Z=-1.12， n.s.）。
4讨论
4.1社会经济地位与可协商命运观和主观幸福感的关系
相较于客观社会经济地位，主观社会经济地位对主观幸福感更重要（Adler， Epel， Castellazzo， & Ickovics， 2000）。本研究发现，大学生的主观社会经济地位对主观幸福感的影响有显著正向预测作用。具体而言，主观社会经济地位与生活满意度和积极情绪显著正相关，与消极情绪显著负相关，这说明大学生的主观社会经济地位越高，其主观幸福感水平也越高，这与周春燕、郭永玉（2013）的研究结果一致。大学生主观认知自身的社会经济地位越高，更容易形成对自己社会地位的积极认知，也更倾向于对自己做出积极肯定的评价，其自我价值感越高，从而体验到较高的主观幸福感，而低社会经济地位的大学生更可能体验到跟可怜的自我相关的较低的生活满意度和负面情感（Adler，
Epel， Castellazzo， & Ickovics， 2000）。
本研究發现，社会经济地位与可协商命运观正相关，越是感觉到较高主观社会经济地位的个体，越倾向于持有可协商命运观信念。这与以往研究结果是不一致的，如Au（2008）发现社会经济地位与可协商命运观负相关。这可能是因为两个研究采用的测量工具不一致所致，Au把教育年限作为客观单一的社会经济地位的操作化指标，而本研究使用的是主观社会经济地位量表。更可能的原因是中国毕竟还是一个人均相对贫困的国家，这也符合“伊斯特林悖论”，低社会经济地位个体对事情的控制感并不高，反而是较高社会经济地位的个体因为享有较多的社会资源，对事情的控制感会比较高，所以高社会经济地位者更可能发展起可协商命运观信念，所以社会经济地位与可协商命运观正相关。
本研究还发现，可协商命运观与主观幸福感之间存在显著正相关关系，即个体越是持有可协商命运观，其生活满意度就越高，积极情感越多，消极情感越少，这与王芳、李志荣（2014）对新生代农民工的研究结果和常保瑞等人（2017）对大学生的研究结果是一致的。持有可协商命运观的大学生即使处于不利环境下，在承认命运加诸于身上的社会限制的同时，也坚信通过自己的努力最终也能一定程度上改变现状，实现目标而获得渴望的结果，从而体验到较高的生活满意度，更多的积极情感和更少的消极情感。可见，在个体面临较多的社会限制的环境中，可协商命运观对提高主观幸福感有重要作用。
4.2可协商命运观的中介作用
本研究发现，可协商命运观在大学生主观社会经济地位与主观幸福感之间起部分中介作用，这说明社会经济地位一方面直接影响主观幸福感，另一方面，也可以通过可协商命运观来提升主观幸福感。具体来讲，主观社会经济地位对主观幸福感起作用的过程通常也会受到大学生自身持有的命运观信念的影响。可协商命运观理论强调人们在受社会限制较多的环境中通过自身努力实现自我目标，这是和经济欠发达地区大学生相对劣势的社会地位和处境相契合。一方面，作为发展中国家，我国的经济水平并不是很高，尤其在一些比较偏远的农村地区，主观社会经济地位确实影响人们的幸福感，毕竟拥有较高的社会经济地位，享用更多社会资源，受到的社会限制相对较少，得到较多的尊敬，这可以提升自己的生活满意度，感受更多的积极情感，即社会经济地位较高的大学生，其体验到的幸福感也较高；另一方面，主观社会经济地位也可以通过可协商命运观这一中介变量影响大学生的主观幸福感。因为持可协商命运观的个体具有较强的去情境判断能力和基于规则的类推能力，能让人们在有限的资源和艰苦的环境下使用适应性的思维去面对困境（Chaturvedi， Chiu， &Viswanathan， 2009），尤其是经济欠发达地区大学生，其可享用的资源有限，受到较多的经济、学业和将来就业的限制，这促使他们去跟环境进行一定程度的协商、想办法解决问题，以更主动和积极的态度认知未知的命运，他们既承认经济环境的限制，又不放弃个人的努力，坚信“谋事在人，成事在天”，从而带来积极的应对策略和良好的自我认知。持有可协商命运观的大学生的主观幸福感较高，他们既承认相对于他人，自己的社会经济地位较低这样一个客观现实，也坦然接受自己无法完全直接控制命运，但是又认为自己可以通过与命运进行一定程度的协商为自己争取到更优质的生活（Chaturvedi， Chiu， &Viswanathan， 2009），比如发挥自己的主观能动性，努力学习争取到各种奖学金，一定程度上改善经济困境，同时赢得学业自我效能感。
4.3局限性和未来研究展望
选取经济欠发达地区的大学生，考察其主观社会经济地位对主观幸福感的影响，并进一步探讨可协商命运观在社会经济地位与主观幸福感之间关系的中介作用，以期能够从理论上深化对于社会经济地位如何作用于命运观对幸福感的影响过程，同时对从助学政策及实践层面上指导欠发达地区大学生如何拥有较高的主观幸福感提供科学参考。本研究采用自陈问卷法，虽然使用各种控制手段减少了共同方法偏差问题，采用变量均值中心化减少了多重共线性问题，但属于相关研究，难以得出因果关系的推论，后续研究应结合纵向研究和实验设计的优势来进一步探讨变量之间的因果关系；本研究借助可协商命运观理论提出可协商命运观是社会经济地位影响主观幸福感的中介因素，但从理论和数据上看，都不能认为可协商命运观是解释社会经济地位对主观幸福感影响的唯一机制，后续研究也可以继续探讨其他变量的中介机制。 参考文献
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Key words： socioeconomic status； subjective well-being； negotiable fate；