大学生心理控制源、金钱态度和幸福感的关系

梁 超，常若松

（辽宁师范大学 教育学院，辽宁 大连 116029）

国内外大量研究表明，心理控制源与幸福感存在显著的相关关系［1］［2］。当前，很多以我国大学生为被试的研究表明，由于内控的学生倾向于认为成功或幸福是由自己努力奋斗得来的，可以自己把握，因此具有较高的幸福感；外控的学生认为成功或幸福是机遇、命运使然，不可把握，因此拥有较低的幸福感［3］［4］。同时，还有研究表明，当大学生遇到失败时，心理控制源对幸福感的预测作用会发生反转：内控型大学生由于将失败归因于自己，因此降低了其幸福感水平，而外控型大学生习惯于将失败归因于偶然因素，反而维持了幸福感［5］。因此，可以推测心理控制源与幸福感的关系不是简单和直接的，而是通过个人在比较期望与现实之间的差异之后，才产生一定影响，即通常所说的，“幸福是比较而来的”［6］。

在市场经济条件下，人们对金钱的看法和情感依赖自然成为这种比较的重要指标。洪雷等人已经证实，金钱态度能在一定程度上预测主观幸福感的3个指标［7］。同时，当金钱成为个人的一种控制生活的工具时，不可避免地受到自身控制信念的影响。Lim等人发现，心理控制源可以显著地预测个人的金钱态度，内控者倾向于预算自己的金钱，而外控者倾向于把金钱视为权力之源并利用金钱作为评估工具，表现出更多的吝啬（non－generous）行为［8］。可见，心理控制源、金钱态度与幸福感三者之间，具有一定的关系。有研究表明，人格特征对总体幸福感的预测作用，会部分的被金钱态度所中介［9］。因此，本研究采用问卷调查的方法，针对心理控制源对总体幸福感的预测作用是否受到金钱态度的中介影响这一问题进行深入研究，进而为大学生群体的幸福观和金钱观教育提供理论指导。

一、调查对象及方法

1.调查对象

本研究考察大学生心理控制源、金钱态度与幸福感的关系。主要采用整群取样法，分别在辽宁省沈阳市和大连市的4所大学共发放问卷966份，回收939份，回收率为97.20%，其中有效问卷799份，有效率为85.10%。年龄18～23岁，平均年龄为20.80±1.58岁。男生358人，占44.80%，女生441人，占55.20%。

2.调查工具

（1）内在－外在心理控制源量表（修订）

内在－外在心理控制源量表（internal－external locus of control scale，简称I－E）由 Rotter于1966年编制，1991年经王登峰修订，包含19个正式题项和4个插入题项，每个项目均有一组内控性陈述和外控性陈述。要求被试必须从中选择一个，对外控性选择记分，得分范围在0（极端内控）～19（极端外控）。得分越高表明外控倾向越强，即个人认为事件结局主要由外部因素所影响，如运气、社会背景等。得分越低表明内控倾向越强，个人更加相信自己的行为、个性和能力是事情发展的决定因素。该量表分半信度和同质性信度分别为0.78和0.81，间隔3周的重测信度为0.94，以大学生群体为测试样本，其分数分布为3～19，平均得分为11.75，标准差为3.49［10］。

（2）金钱态度量表

金钱态度量表（money attitude scale，简称 MAS）由Yamauchi和Templer于1982年编制，主要为非理性金钱态度与金钱问题行为提供诊断与评估，采用7点计分法。该量表分为4个维度：①权利—名望因素，包含9个题项，得分高的人往往认为金钱是成功的象征，并用金钱来影响他人。②维持－保留因素，包含7个题项，得分高的人通常在使用金钱时都是经过谨慎的规划，并对未来有充分的计划及准备。③不信任因素，包含7个题项，得分高的人往往对金钱的使用抱持犹豫不决、怀疑的态度。④焦虑因素，包含6个题项，得分高代表着视金钱为引发焦虑的来源。该量表的内部一致性信度为0.77，间隔5周的重测信度为0.88，并且具有良好的结构效度［11］。

（3）总体幸福感量表

总体幸福感量表（general well－being schedule，简称GW－BS）由Fazio在1977年修订，用来评价人们对于幸福的感受，得分越高，主观幸福感越强烈。该量表单个项目得分与总分的相关为0.48～0.78，分量表与总量表的相关在0.56～00.88。内部一致性系数在女性为0.94，在男性为0.91。3个月内总量表和各维度的再测信度为0.69～0.85。以大学生群体为测试样本，该量表前18项的平均得分男性为75分，女性为71分（标准差分别是15和18分）［12］。

3.施测过程

在沈阳市和大连市的4所大学，以班级为单位进行团体施测。实施调查前，统一对3名主试（心理学研究生）进行培训，让其熟悉指导语，了解问卷内容及相关注意事项。测试前，由主试介绍调查目的，打消被试顾虑，鼓励真实作答，从而获取大学生们的积极配合。在确保每位大学生手持一份问卷后，由主试宣读指导语和注意事项，询问所有学生是否明白整个测试过程，如学生有问题，由主试回答。待问题全部解答后，开始正式施测。测试结束后，现场统一回收问卷。最后，对大学生们的积极配合表示感谢。

4.数据分析

首先对收集的问卷资料进行整理，剔除不合格的问卷，再将有效问卷的数据录入到统计软件SPSS16.0中进行处理和分析，采用相关分析和中介效应检验的方法考察大学生的心理控制源、金钱态度和幸福感之间的关系。

二、调查结果与分析

1.描述性统计分析

表1是金钱态度量表、心理控制源量表以及总体幸福感量表得分的平均数和标准差，以及各维度的相关系数。

表1 大学生金钱态度、心理控制源与总体幸福感的描述性统计分析（N＝799）

本研究所用的金钱态度量表采用的是7点计分，因此涉及金钱态度的每个测量条目理论上的中值为3.5分。通过金钱态度量表对大学生的金钱态度进行测评后发现，权利－名望维度的得分最低，维持－保留维度的得分最高，而且超过中值3.5分，说明大学生在使用金钱时一般都经过谨慎的规划，而对于金钱的权利象征则看得较淡。心理控制源量表和幸福感量表的测查结果表明，大学生群体外控倾向处于中等水平，幸福感的整体水平良好。

从以上分析可知，大学生的心理控制源、金钱态度和幸福感三者间具有密切联系：（1）外控倾向与权利－名望、不信任、金钱焦虑各维度显著正相关，表明外控倾向的个体视金钱为权力象征，使用金钱时犹豫不决，并且对金钱感到焦虑；（2）外控倾向与幸福感显著负相关，表明个体越外控，感受到的幸福感越少；（3）幸福感与权利－名望、不信任、金钱焦虑各维度显著负相关，表明对金钱持有非理性态度的个体感受到的幸福感也越少；（4）幸福感与维持－保留维度显著正相关，表明对金钱使用持谨慎规划态度的个体感受到的幸福感也越多。

2.中介效应检验

从表1可知，心理控制源、金钱态度和幸福感之间相关显著，满足中介效应检验的条件。关于中介效应检验的步骤，温忠麟、张雷、侯杰泰等人提出了层次回归分析的检验步骤：第一步检验因变量对自变量的回归系数。如果显著，证明自变量对因变量确实有一定的影响作用，否则停止分析。但是，即使证明了自变量对因变量确实有影响作用，这种影响作用是直接影响还是间接影响，在自变量和因变量之间是否还存在其他潜在变量起到中介作用，还不得而知，因此需要依次进行第二、第三、第四步以检验中介变量的间接影响作用是否显著。第二步作Baron和Kenny部分中介检验，即依次检验中介变量对自变量、因变量对中介变量的回归系数。如果都显著，则意味着自变量对因变量的影响有一部分是通过了中介变量实现的，继续下一步。第三步作Judd和Kenny完全中介检验中的第三个检验，控制中介变量的效应后，检验因变量对自变量的回归系数。如果不显著，说明是完全中介过程，即自变量对因变量的影响都是通过中介变量实现的；如果显著，说明只是部分中介过程，即自变量对因变量的影响只有一部分是通过中介变量实现的，检验结束。如果中介变量对自变量、因变量对中介变量的回归系数至少有一个不显著，则进行下一步。第四步作Sobel检验。如果显著，意味着中介效应显著，否则中介效应不显著，检验结束。在自变量和中介变量不止一个时，只要找出分别对应于中介效应检验程序的系数即可［13］。

本研究即采用这种层次回归分析的方法检验中介效应，以心理控制源为自变量，以金钱态度为中介变量，以幸福感为因变量。首先以总体幸福感为结果变量，人口学变量为第一层的预测变量，其中性别以对照编码的形式进入方程，男性为1，女性为－1。结果发现年龄对总体幸福感有显著的负向预测作用。第二层进入心理控制源，发现年龄对总体幸福感仍然有显著的负向预测作用，外控性对总体幸福感有显著的负向预测作用。第三层进入金钱态度，结果发现年龄对总体幸福感仍然有显著的负向预测作用，心理控制源对总体幸福感的预测作用由显著变为不显著，金钱态度中只有维持—保留和不信任两个指标有显著的预测作用。三个方程的R2都在0.01水平上显著。心理控制源、金钱态度对总体幸福感的层次回归分析结果如表2所示。

表2 心理控制源、金钱态度对总体幸福感的层次回归分析结果（标准化Β）

为了进一步探讨中介作用是否成立，必须检验心理控制源是否对金钱态度的4个指标具有显著的预测作用，结果如表3所示。

表3 心理控制源对金钱态度的预测作用（标准化Β）

通过对不显著的回归系数进行Sobel检验，结果发现权利－名望、维持－保留、金钱焦虑各维度的Sobel检验效果均不显著，说明心理控制对总体幸福感的预测作用，会被不信任这一金钱态度所中介，即心理控制源影响个体对金钱使用的信心，进而影响其幸福感受，外控性的个体对金钱的使用更加缺乏信心，从而降低了幸福感受。不信任因素在心理控制源与幸福感之间的中介作用路径模型如图1所示。

图1 不信任因素在心理控制源与幸福感之间的中介作用路径模型

三、结 论

1.心理控制源对金钱态度的预测作用

从结果可以看出，在控制了年龄和性别这两个人口学变量之后，心理控制源仍能在一定程度上预测金钱态度。具体来说，外控性显著地正向预测权利－名望，这与Lim等人的研究结果一致，即外控者倾向于把金钱视为权力之源并利用金钱作为评估个人价值的工具和标准［8］。这大概是因为，持外控信念的个体由于将事件因果关系寄托于外界因素，而忽视人的能力与主体价值，导致其人格异化，表现在对待金钱问题上，将货币的工具性意义迁移到人的价值问题上。

同时，研究还发现，外控性显著地正向预测不信任和金钱焦虑，这支持了王馨竹的研究，即金钱是引发大学生焦虑的一个重要因素［14］。这可能是因为，由于大多数大学生的经济来源主要依靠父母，仅仅满足日常生活开销，无法完全满足同学聚会、看电影、时尚购物等额外开销，“月光族”已成为大学生中的常见群体。受中国传统文化的影响，很少有大学生会频繁伸手向父母额外要钱，由于经济拮据而引发焦虑也就不足为奇。但是，与王馨竹的研究结果不同的是，本研究并没有发现心理控制源与维持－保留具有相关关系，这可能是由于所使用的测量工具不同造成的。

2.金钱态度对幸福感的预测作用

本研究发现，在控制了年龄、性别以及心理控制源这三个变量之后，金钱态度中的维持－保留维度可以正向预测幸福感，而不信任维度可以负向预测幸福感，这与以往的研究结果一致［9］。跨文化研究发现，维持－保留之所以能够正向预测幸福感，是因为与西方人相比，中国人更倾向于储蓄并从这一行为中感受幸福［15］。而Srivastava等人认为，不信任之所以能够负向预测幸福感，是因为对金钱的不信任会导致人们在消费过程中产生疑虑，从而削弱了幸福体验［16］。

3.金钱态度在心理控制源与幸福感之间的中介作用

心理控制源对幸福感的预测作用完全受到不信任这一金钱态度的中介，这支持了Heady和Wearing所提出的动力平衡模型（dynamic equilibrium model），相比于个人经济状况，稳定的人格因素和认知因素能够更有效地预测幸福感［17］。

王馨竹的研究发现，由于外控型的大学生更加倾向于相信事件结果是由外在因素促成的，他们对自己的赚钱能力较无信心［14］。本研究发现，外控型的大学生即使对于自己的消费能力也缺乏必要的自信，对金钱的使用抱持犹豫不决、怀疑的态度。这可能是因为，当碰到经济生活中的不确定性事件时，如消费和投资行为，外控型大学生由于过于担心外界偶然因素的影响，从而导致其对自己的经济决策能力信心不足。

中介效应检验进一步发现，外控型大学生在金钱使用问题上犹豫不决、自我怀疑的态度会促使他们更加担心消费行为的后果，体验更多的不确定性和忐忑感，以至于丧失了消费的乐趣，从而降低了幸福感。根据这一发现，可以有针对性地实施教育和心理咨询工作，提高大学生的幸福感［18］。首先，纠正外控型大学生的不可知论信念，在思想政治理论课堂上对他们进行正确的世界观、人生观、价值观教育，引导他们辩证地看待内因和外因在事物发展规律中的作用，从而对未来发展能有科学的理解、预测和评价［19］。同时，帮助他们树立理性的金钱观，引导其在消费过程中，理智地分析自身消费能力、经济状况和产品信息，鼓励他们果断决策，并相信自己的决策，从而培养更加积极健康的幸福感受。

本研究尚存一些不足之处。如对于研究变量的考察还不够丰富，在探索大学生幸福感的影响因素时，只考察了心理控制源与金钱态度两种心理变量对幸福感的影响，缺少一些与文化及家庭社会经济地位相关联的统计学变量；在方法运用上，本研究采用问卷调查法了解大学生的心理状况，由于问卷调查法受到社会赞许度的影响，被试的回答具有一定的主观性，无法完全客观地揭示其内隐态度。未来研究可以从以下几个方面作进一步的探讨：（1）除了心理控制源这一人格倾向性因素，还有哪些人格因素对大学生的金钱态度和幸福感有影响作用。（2）经济状况、家庭教养方式等相关因素对个人心理控制源和金钱态度的发展会产生哪些影响，金钱态度在经济状况、家庭教养方式等相关因素与主观幸福感之间是否有着更强的中介效应。（3）消费过程中的哪些环节和因素导致大学生倾向于对金钱的使用抱持犹豫不决、怀疑的态度。（4）使用内隐认知实验范式对该问题深入探索。

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