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摘 要：目的：探讨大学生网络社会支持与生活满意度的关系以及道德认同和网络社交效能的中介性调节效应。方法：采用方便取样方法对265名大学生进行网络社会支持问卷、大学生虚拟幸福感问卷、网络社交效能问卷和道德认同问卷调查。结果：①网络社会支持与网络社交效能、生活满意度之间均存在显著正相关；②网络社交效能在网络社会支持与生活满意度之间起部分中介作用；③道德认同对网络社会支持和生活满意度之间的关系具有调节作用。
关键词：网络社会支持；生活满意度；网络社交效能；道德认同
1、研究背景
中国互联网络信息中心（CNNIC）2018 年1月31日在京发布的第41次《中国互联网络发展状况统计报告》[1]显示，截至2017年12月，中国网民规模达7.72亿，普及率达55.8%，超过全球平均水平4.1个百分点。其中学生占比最大为29.1%，作为互联网使用的主要群体，大学生的网络使用行为已经引起许多领域学者的重视与关注。且大学生正处在寻求社会支持以获得归属感，避免孤独感的发展阶段。众多研究表明，网络社会支持可以缓解孤独感，降低抑郁水平，帮助个体在网络环境中应对压力，较高的情感支持会使人产生更多的快乐体验，从而获得精神层面的愉悦感和成就感，获得高的虚拟幸福感。但高度的虚拟幸福体验也有可能成为导致网络使用者产生网络成瘾、手机依赖等不良行为的一个不可忽视的重要因素。以往的网络心理学的研究热点大多集中于“网络成瘾”等网络对个体的负性影响方面，而对正常网络使用者人群的研究较少，对于网络世界的积极影响方面的研究也比较少。本研究注重研究网络社会支持对生活满意度的影响同时考虑大学生道德认同和网络社交效能的影响作用。
网络社会支持就是个体在网络世界里所经历的一切社会关系对个体所提供的物质和精神上的帮助。从支持的类型上讲，在线社会支持科分为网友支持、信息支持和网络游戏支持。以往研究发现，社会支持一方面能为个体提供保护，另一方面个体对社会支持资源的意识与采用的程度决定了其心理调节水平[2]。积极的社会支持有利于增强个体应对不良环境的心理能力，提升个体的网络社交效能，缓解外在压力事件的消极影响和消极体验，从而对生活满意度有较大影响。
本项目主要探讨网络社会支持和生活满意度二者之間的关系，以及网络社会支持对生活满意度的影响机制，同时进一步考虑道德认同和社交效能感的影响作用。本研究将对二者间的关系及作用机制进行探讨，希望可以缓解人们的孤独感，降低抑郁水平，帮助个体在网络环境中应对压力，产生更多的快乐体验，从而获得精神层面的愉悦感和成就感，取得更高的生活满意度。
2、研究对象和方法
查阅相关文献资料，了解大学生网络社会支持对于个体生活满意度的影响；采用网络社会支持问卷、大学生虚拟幸福感问卷[5]、网络社交效能问卷和道德认同问卷对福建省在校大学生进行问卷调查，对问卷结果采用SPSS20.0进行数据相关分析和分层回归检验，并利用process插件进行有中介的调节检验。
3、统计结果
3.1共同方法偏差检验
共同方法偏差是由于同样的数据来源或评分者、相同的测量环境、以及项目本身特征所造成的预测变量与结果变量间的人为性共变[3]，是一种系统误差，会对研究结果造成严重干扰。本研究采用Harman 单因素检验法检验共同方法偏差。检验结果：特征根值大于1的因子共有5个且第一个因子解释的变异仅为24.02%，小于40%，表明本研究虽然只采用了问卷调查方式，但并不存在严重的共同方法偏差。
3.2 网络社会支持与虚拟幸福感的关系：有中介的的调节模型检验
对网络社会支持、道德认同、网络社交效能和虚拟幸福感的Pearson积差相关分析结果表明，网络社会支持与网络社交效能、虚拟幸福感存在极其显著的正相关关系（P1=0.298，P2=0.254），虚拟幸福感与网络社交效能存在极其显著正相关（P=0.240）、虚拟幸福感与道德认同之间也存在显著正相关（P=0.145），说明网络社会支持、道德认同、网络社交效能和虚拟幸福感四者之间的关系较密切。
根据温忠麟[4]和Muller[6]提出的中介性调节效应模型，使用多重线性回归分析进行依次检验，在分析之前将所有变量中心化处理。方程 1 估计道德认同（U）对网络社会支持（X）与虚拟幸福感（Y）关系的调节效应；方程 2 估计道德认同（U）对网络社会支持（X）与网络社交效能（W）之间关系的调节效应； 方程 3 估计道德认同（U）网络社交效能（W）与虚拟幸福感（Y）的偏回归效应以及网络社会支持（X）与虚拟幸福感（Y）残余效应的调节效应.在满足方程 1 与方程 2 的条件下，方程 3 中网络社交效能（W）的系数显著（t=2.51），则证明存在中介性调节效应； 若在方程 3中，调节效应的系数不显著，则方程中道德认同（U）的调节效应完全通过网络社交效能（W）起作用。结果显示，其中网络社会支持（X）和道德认同（U）对抑郁均具有正向预测作用，且网络社会支持（X）与道德认同（U）的交互项也达显著水平（t=3.63）。
为揭示交互效应的实质，根据回归方程分别取网络社会支持和道德认同高低组27% 的值绘制了简单斜率分析图。当低道德认同时，网络社会支持水平高的大学生比网络社会支持水平低的大学生的虚拟幸福感表现出轻微但不显著的上升趋势；当高道德认同时，则表现出明显的上升趋势，即道德认同在这两者中起着调节作用（如图1所示）。当低道德认同时，网络社会支持水平高的大学生比网络社会支持水平低的大学生的网络社交效能表现出上升趋势；当高道德认同时，则表现出更为显著的上升趋势，即道德认同在这两者中起调节作用（如图2所示）。
使用PROCESS插件进一步检验模型中网络社会支持与道德认同及其交互项通过网络社交效能对虚拟幸福感中介作用的显著性。数据结果汇报如下：按照Zhao等[7]提出的中介分析程序，参照Preacher[8]和Hayes[7]提出的有调节的中介分析模型（模型8）进行Bootstrap中介变量检验方法，样本量选择5000，在95%的置信区间下，中介变量网络社交效能的确中介了网络社会支持和道德认同对虚拟幸福感的交互影响。进一步按照均值、均值加减一个标准差，区分了低、中、高三种道德认同水平，分析了在不同道德认同水平下网络社会支持对虚拟幸福感的影响中社交效能的中介效应，数据结果表明对于低水平、中度水平和高度水平道德认同水平的大学生，社交效能的中介效应都显著（r分别为0.809、0.074、0.957），Bootstrap检验的置信区间分别为（0.001，0.074）、（0.012，0.088）和（0.017，0.123），均不包括0。 使用process插件，model=8对中介的调节模型进行二次检验，数据结果表明：道德认同在低、中、高三种水平上对网络社会支持和虚拟幸福感的关系上调节作用的显著性不同。在低水平时，调节效应不显著（0.025），置信区间包括0（﹣0.180，0.134）。随着道德认同水平的提高，调节效应也更加显著。数据结果表明：道德认同的调节作用通过与自变量网络社会支持的交互而起作用，道德认同本身对于网络社会支持与网络社交效能、网络社会支持与虚拟幸福感之间的关系影响不显著。而网络社交效能这一中介变量的作用表现为显著（P=0.02），置信区间不包括0（0.001，0.057）。
4、讨论
4.1网络社会支持与虚拟幸福感的关系
本研究发现，网络社会支持与生活满意度显著正相关，说明受到网络社会支持度越多的个体其生活满意度水平倾向于更高。这与前人研究结果相符。就两者关系而言，受到网络社会支持越多，会使人产生更多的愉悦体验。
4.2道德认同的调节效应
道德认同水平的高低对网络社会支持与虚拟幸福感的关系产生了不同程度的影响，在简单斜率检验（图1和图2）中得到验证。高道德认同水平的个体受到的网络社会支持越多，相比于低道德认同水平的个体，体验到的虚拟幸福感明显越多。一方面原因是高道德认同水平的个体的道德判断要优于低道德认同的个体，自身产生的道德行为常遵从于自己的内心，内心极少产生冲突与混乱感，产生和谐同一感，所以道德认同感强的个体会经常体验到更多的愉悦体验。另一方面，道德认同感强的个体也往往会对自己有更高的评价，自信程度更高，心态也更为积极，从而一定程度上影响网络社交效能，进而影响生活满意度。道德认同感弱的个体常因做出违背自己道德自我认知的行为表现而对自己有消极的认知和自我评价，从而影响了个体的自尊与自信，对于网络社交效能也会产生负面影响，最终影响生活满意度。本研究表明：提高大学生的道德认同感对于大学生的网络社交生活是十分有益的，道德认同感越强，个体的道德判断与道德行为会趋于一致且给个体带来正性情绪体验，对生活满意度的适度提升具有积极意义。
4.3网络社交效能的中介效应
以往研究表明，网络社交效能高的个体更容易形成乐观的特质，相比网络社交效能低的个体，网络社交效能高的个体对于社交活动会有更多的控制感与自主感，在活动中也更容易获得成功的快乐体验。同时，网络社会支持会使得个体受到更多的支持与鼓励，从而个体更易于获得成功，成功的体验有助于网络社交效能的提高，网络社交效能的提高又会促使个体在社交活动中获得积极的情绪体验，从而影响虚拟幸福感。总之，网络社交效能在网络社会支持与虚拟幸福感之间起到了“桥梁”的作用。
5、结论
本研究采用一个有中介的调节效应模型系统探究了网络社会支持、道德认同、网络社交效能和虚拟幸福感之间的关系。研究结果显示：网络社会支持是影响大学生虚拟幸福感的重要因素；网络社交效能在网络社会支持与虚拟幸福感的关系中起着部分中介作用；道德认同在网络社会支持与虚拟幸福感的关系中起着调节作用，高道德认同增强了二者的关系，而低道德认同对于二者的关系没有显著的增强作用。
参考文献
[1]中国互联网络信息中心. 中国互联网络发展状况统计报告[EB/OL]. http：/ /www.cnnic.net.cn/，2018-1-31.
[2]赵欢欢，张和云，刘勤学，等.大学生特质移情与网络利他行为：网络社会支持的中介作用效应[J].心理发展与教育，2012，28（5）：478-486.
[3]王兴超，杨继平.中文版道德推脱问卷的信效度研究.中国临床心理学杂志，2002，18（2）： 177-179.
[4]温忠麟，张雷，侯杰泰. 有中介的调节变量和有调节的中介变量[J].心理学报，2003，38（3）：448-452.
[5]梁艳.大学生网络使用者虚拟幸福感及其与在线社会支持的关系研究[D]. 重庆： 西南大学，2008
[6]Muller D，JUDD C M，YZERBYT V Y. When moderation is mediated and mediation is moderated[J].Journal of personality and Social Psychology，2005，89（6）：853-863.
[7]Zhao X，Lynch J G，chen Q .2010.Reconsidering Baron and Kenny ：myths and truth about mediation analysis[J].Journal of Consumer Research，37：197-206.
[8]Preacher K J，Hayes A F.2008.Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models[J].Behavior Research Methods，40：879-891.
基金項目：福建省大学生创新创业计划DC19037
关键词：网络社会支持；生活满意度；网络社交效能；道德认同
1、研究背景
中国互联网络信息中心（CNNIC）2018 年1月31日在京发布的第41次《中国互联网络发展状况统计报告》[1]显示，截至2017年12月，中国网民规模达7.72亿，普及率达55.8%，超过全球平均水平4.1个百分点。其中学生占比最大为29.1%，作为互联网使用的主要群体，大学生的网络使用行为已经引起许多领域学者的重视与关注。且大学生正处在寻求社会支持以获得归属感，避免孤独感的发展阶段。众多研究表明，网络社会支持可以缓解孤独感，降低抑郁水平，帮助个体在网络环境中应对压力，较高的情感支持会使人产生更多的快乐体验，从而获得精神层面的愉悦感和成就感，获得高的虚拟幸福感。但高度的虚拟幸福体验也有可能成为导致网络使用者产生网络成瘾、手机依赖等不良行为的一个不可忽视的重要因素。以往的网络心理学的研究热点大多集中于“网络成瘾”等网络对个体的负性影响方面，而对正常网络使用者人群的研究较少，对于网络世界的积极影响方面的研究也比较少。本研究注重研究网络社会支持对生活满意度的影响同时考虑大学生道德认同和网络社交效能的影响作用。
网络社会支持就是个体在网络世界里所经历的一切社会关系对个体所提供的物质和精神上的帮助。从支持的类型上讲，在线社会支持科分为网友支持、信息支持和网络游戏支持。以往研究发现，社会支持一方面能为个体提供保护，另一方面个体对社会支持资源的意识与采用的程度决定了其心理调节水平[2]。积极的社会支持有利于增强个体应对不良环境的心理能力，提升个体的网络社交效能，缓解外在压力事件的消极影响和消极体验，从而对生活满意度有较大影响。
本项目主要探讨网络社会支持和生活满意度二者之間的关系，以及网络社会支持对生活满意度的影响机制，同时进一步考虑道德认同和社交效能感的影响作用。本研究将对二者间的关系及作用机制进行探讨，希望可以缓解人们的孤独感，降低抑郁水平，帮助个体在网络环境中应对压力，产生更多的快乐体验，从而获得精神层面的愉悦感和成就感，取得更高的生活满意度。
2、研究对象和方法
查阅相关文献资料，了解大学生网络社会支持对于个体生活满意度的影响；采用网络社会支持问卷、大学生虚拟幸福感问卷[5]、网络社交效能问卷和道德认同问卷对福建省在校大学生进行问卷调查，对问卷结果采用SPSS20.0进行数据相关分析和分层回归检验，并利用process插件进行有中介的调节检验。
3、统计结果
3.1共同方法偏差检验
共同方法偏差是由于同样的数据来源或评分者、相同的测量环境、以及项目本身特征所造成的预测变量与结果变量间的人为性共变[3]，是一种系统误差，会对研究结果造成严重干扰。本研究采用Harman 单因素检验法检验共同方法偏差。检验结果：特征根值大于1的因子共有5个且第一个因子解释的变异仅为24.02%，小于40%，表明本研究虽然只采用了问卷调查方式，但并不存在严重的共同方法偏差。
3.2 网络社会支持与虚拟幸福感的关系：有中介的的调节模型检验
对网络社会支持、道德认同、网络社交效能和虚拟幸福感的Pearson积差相关分析结果表明，网络社会支持与网络社交效能、虚拟幸福感存在极其显著的正相关关系（P1=0.298，P2=0.254），虚拟幸福感与网络社交效能存在极其显著正相关（P=0.240）、虚拟幸福感与道德认同之间也存在显著正相关（P=0.145），说明网络社会支持、道德认同、网络社交效能和虚拟幸福感四者之间的关系较密切。
根据温忠麟[4]和Muller[6]提出的中介性调节效应模型，使用多重线性回归分析进行依次检验，在分析之前将所有变量中心化处理。方程 1 估计道德认同（U）对网络社会支持（X）与虚拟幸福感（Y）关系的调节效应；方程 2 估计道德认同（U）对网络社会支持（X）与网络社交效能（W）之间关系的调节效应； 方程 3 估计道德认同（U）网络社交效能（W）与虚拟幸福感（Y）的偏回归效应以及网络社会支持（X）与虚拟幸福感（Y）残余效应的调节效应.在满足方程 1 与方程 2 的条件下，方程 3 中网络社交效能（W）的系数显著（t=2.51），则证明存在中介性调节效应； 若在方程 3中，调节效应的系数不显著，则方程中道德认同（U）的调节效应完全通过网络社交效能（W）起作用。结果显示，其中网络社会支持（X）和道德认同（U）对抑郁均具有正向预测作用，且网络社会支持（X）与道德认同（U）的交互项也达显著水平（t=3.63）。
为揭示交互效应的实质，根据回归方程分别取网络社会支持和道德认同高低组27% 的值绘制了简单斜率分析图。当低道德认同时，网络社会支持水平高的大学生比网络社会支持水平低的大学生的虚拟幸福感表现出轻微但不显著的上升趋势；当高道德认同时，则表现出明显的上升趋势，即道德认同在这两者中起着调节作用（如图1所示）。当低道德认同时，网络社会支持水平高的大学生比网络社会支持水平低的大学生的网络社交效能表现出上升趋势；当高道德认同时，则表现出更为显著的上升趋势，即道德认同在这两者中起调节作用（如图2所示）。
使用PROCESS插件进一步检验模型中网络社会支持与道德认同及其交互项通过网络社交效能对虚拟幸福感中介作用的显著性。数据结果汇报如下：按照Zhao等[7]提出的中介分析程序，参照Preacher[8]和Hayes[7]提出的有调节的中介分析模型（模型8）进行Bootstrap中介变量检验方法，样本量选择5000，在95%的置信区间下，中介变量网络社交效能的确中介了网络社会支持和道德认同对虚拟幸福感的交互影响。进一步按照均值、均值加减一个标准差，区分了低、中、高三种道德认同水平，分析了在不同道德认同水平下网络社会支持对虚拟幸福感的影响中社交效能的中介效应，数据结果表明对于低水平、中度水平和高度水平道德认同水平的大学生，社交效能的中介效应都显著（r分别为0.809、0.074、0.957），Bootstrap检验的置信区间分别为（0.001，0.074）、（0.012，0.088）和（0.017，0.123），均不包括0。 使用process插件，model=8对中介的调节模型进行二次检验，数据结果表明：道德认同在低、中、高三种水平上对网络社会支持和虚拟幸福感的关系上调节作用的显著性不同。在低水平时，调节效应不显著（0.025），置信区间包括0（﹣0.180，0.134）。随着道德认同水平的提高，调节效应也更加显著。数据结果表明：道德认同的调节作用通过与自变量网络社会支持的交互而起作用，道德认同本身对于网络社会支持与网络社交效能、网络社会支持与虚拟幸福感之间的关系影响不显著。而网络社交效能这一中介变量的作用表现为显著（P=0.02），置信区间不包括0（0.001，0.057）。
4、讨论
4.1网络社会支持与虚拟幸福感的关系
本研究发现，网络社会支持与生活满意度显著正相关，说明受到网络社会支持度越多的个体其生活满意度水平倾向于更高。这与前人研究结果相符。就两者关系而言，受到网络社会支持越多，会使人产生更多的愉悦体验。
4.2道德认同的调节效应
道德认同水平的高低对网络社会支持与虚拟幸福感的关系产生了不同程度的影响，在简单斜率检验（图1和图2）中得到验证。高道德认同水平的个体受到的网络社会支持越多，相比于低道德认同水平的个体，体验到的虚拟幸福感明显越多。一方面原因是高道德认同水平的个体的道德判断要优于低道德认同的个体，自身产生的道德行为常遵从于自己的内心，内心极少产生冲突与混乱感，产生和谐同一感，所以道德认同感强的个体会经常体验到更多的愉悦体验。另一方面，道德认同感强的个体也往往会对自己有更高的评价，自信程度更高，心态也更为积极，从而一定程度上影响网络社交效能，进而影响生活满意度。道德认同感弱的个体常因做出违背自己道德自我认知的行为表现而对自己有消极的认知和自我评价，从而影响了个体的自尊与自信，对于网络社交效能也会产生负面影响，最终影响生活满意度。本研究表明：提高大学生的道德认同感对于大学生的网络社交生活是十分有益的，道德认同感越强，个体的道德判断与道德行为会趋于一致且给个体带来正性情绪体验，对生活满意度的适度提升具有积极意义。
4.3网络社交效能的中介效应
以往研究表明，网络社交效能高的个体更容易形成乐观的特质，相比网络社交效能低的个体，网络社交效能高的个体对于社交活动会有更多的控制感与自主感，在活动中也更容易获得成功的快乐体验。同时，网络社会支持会使得个体受到更多的支持与鼓励，从而个体更易于获得成功，成功的体验有助于网络社交效能的提高，网络社交效能的提高又会促使个体在社交活动中获得积极的情绪体验，从而影响虚拟幸福感。总之，网络社交效能在网络社会支持与虚拟幸福感之间起到了“桥梁”的作用。
5、结论
本研究采用一个有中介的调节效应模型系统探究了网络社会支持、道德认同、网络社交效能和虚拟幸福感之间的关系。研究结果显示：网络社会支持是影响大学生虚拟幸福感的重要因素；网络社交效能在网络社会支持与虚拟幸福感的关系中起着部分中介作用；道德认同在网络社会支持与虚拟幸福感的关系中起着调节作用，高道德认同增强了二者的关系，而低道德认同对于二者的关系没有显著的增强作用。
参考文献
[1]中国互联网络信息中心. 中国互联网络发展状况统计报告[EB/OL]. http：/ /www.cnnic.net.cn/，2018-1-31.
[2]赵欢欢，张和云，刘勤学，等.大学生特质移情与网络利他行为：网络社会支持的中介作用效应[J].心理发展与教育，2012，28（5）：478-486.
[3]王兴超，杨继平.中文版道德推脱问卷的信效度研究.中国临床心理学杂志，2002，18（2）： 177-179.
[4]温忠麟，张雷，侯杰泰. 有中介的调节变量和有调节的中介变量[J].心理学报，2003，38（3）：448-452.
[5]梁艳.大学生网络使用者虚拟幸福感及其与在线社会支持的关系研究[D]. 重庆： 西南大学，2008
[6]Muller D，JUDD C M，YZERBYT V Y. When moderation is mediated and mediation is moderated[J].Journal of personality and Social Psychology，2005，89（6）：853-863.
[7]Zhao X，Lynch J G，chen Q .2010.Reconsidering Baron and Kenny ：myths and truth about mediation analysis[J].Journal of Consumer Research，37：197-206.
[8]Preacher K J，Hayes A F.2008.Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models[J].Behavior Research Methods，40：879-891.
基金項目：福建省大学生创新创业计划DC19037