本研究中的研究对象为唐山市大二、大三、大四年级的大学生，共发放了192份问卷，剔除缺失值和极端值后，有效问卷185份，有效率为96.3%。

本研究中的问卷采用问卷调查法和便利抽样法，并向被试要求根据自己的真实情况填写。收回问卷，并对不符合条件的被试进行剔除。运用SPSS25.0对数据进行录入、描述统计、皮尔逊积差相关以及逐步多元回归分析。随后采用Amos18.0软件对数据进行中介效应检验。对大学生社会支持、自尊与就业焦虑之间的关系进行分析。

大学生社会支持、自尊与就业焦虑的相关分析结果显示，缺乏就业支持、自信心不足与主观支持、社会支持利用度的相关性显著(p < 0.01)，且均为负相关。表明缺乏就业支持、自信心不足得分随主观支持、社会支持利用度得分增加而减少。就业竞争压力与社会支持的各维度的相关性显著(p < 0.01)，三者均为负相关。表明就业竞争压力越低的大学生，其获得社会支持越多。就业焦虑的各个维度与自尊的相关性显著(p < 0.01)，且都是负相关。表明就业焦虑得分随自尊得分增加而减少。社会支持中的各个维度与自尊的相关性显著(p < 0.01)，且都是正相关。表明社会支持得分随自尊得分增加而增加。见表1。

表1. 各项目维度的平均数和相关表

注：^*p < 0.05，^**p < 0.01。

表2. 自尊对社会支持的回归分析

注：^*p < 0.05，^**p < 0.01。

为了进一步明确自尊和社会支持各维度之间相互作用的关系及机制，将社会支持各维度作为自变量，自尊作为因变量，进行回归分析。发现主观支持、社会支持利用度都可以正向预测自尊；主观支持、社会支持利用度可以共同解释自尊变化量的23.5%，得到的回归模型是显著的，见表2。

表3. 就业焦虑对自尊的回归分析

注：^*p < 0.05，^**p < 0.01。

以自尊作为自变量，就业焦虑各维度作为因变量，进行回归分析。结果发现，自尊可以负向预测担忧就业前景。自尊可以解释担忧就业前景变化量的8.4%，得到的回归模型是显著的；自尊可以负向预测缺乏就业支持。自尊可以解释缺乏就业支持变化量的20.3%，得到的回归模型是显著的；自尊可以负向预测自信心不足。自尊可以解释自信心不足变化量的23.5%，得到的回归模型是显著的；自尊可以负向预测就业竞争压力。自尊可以解释就业竞争压力变化量的19.2%，得到的回归模型是显著的，见表3。

表4. 就业焦虑对社会支持的回归分析

注：^*p < 0.05，^**p < 0.01。

以社会支持的主观支持维度为自变量，就业焦虑各维作为因变量，进行回归分析。结果表明，社会支持中的主观支持可以负向预测就业焦虑中的缺乏就业支持。主观支持可以解释缺乏就业支持变化量的5.9%，得到的回归模型是显著的；社会支持中的主观支持、社会支持利用度可以负向预测就业焦虑中的自信心不足。主观支持、社会支持利用度可以共同解释自信心不足变化量的7.5%，得到的回归模型是显著的；社会支持中的主观支持可以负向预测就业焦虑中的就业竞争压力。主观支持可以解释就业竞争压力变化量的8%，得到的回归模型是显著的，见表4。

图1. 自尊在主观支持和缺乏就业支持之间中介效应模型

采用结构方程模型检验自尊在主观支持和缺乏就业支持之间的中介作用。结果如图1表明，该模型的各个拟合指数分别为GFI = 0.997 > 0.90；AGFI = 0.979 > 0.90；NFI = 0.988 > 0.90；IFI = 1.000 > 0.90；CFI = 1.000 > 0.90；RMSEA = 0.000。自尊在社会支持中主观支持对就业焦虑中缺乏就业支持的影响的中介效应为0.1978 (0.43*0.46)。在加入自尊后，主观支持对缺乏就业支持的预测显著性消失，故自尊在主观支持和缺乏就业支持之间起完全中介作用。这表明主观支持会经由自尊来对缺乏就业支持产生影响。

图2. 自尊在主观支持和就业竞争压力之间中介效应模型

采用结构方程模型检验自尊在主观支持和就业竞争压力之间的中介作用。结果如图2表明，该模型的各个拟合指数分别为NFI = 0.964 > 0.90；IFI = 0.976 > 0.90；CFI = 0.976 > 0.90；RMSEA = 0.101。自尊在社会支持中主观支持对就业焦虑中就业竞争压力的影响的中介效应为0.1892 (0.43*0.44)。在加入自尊后，主观支持对就业竞争压力的预测显著性消失，故自尊在主观支持和就业竞争压力之间起完全中介作用。这表明主观支持会经由自尊来对就业竞争压力产生影响。

图3. 自尊在社会支持利用度、主观支持和自信心不足之间中介效应模型

采用结构方程模型检验自尊在社会支持利用度、主观支持和自信心不足之间的中介作用。结果如图3表明，该模型中的各个拟合指数分别为NFI = 1.000 > 0.90；IFI = 1.000 > 0.90；CFI = 1.000 > 0.90；RMSEA = 0.325。自尊在社会支持中主观支持对就业焦虑中自信心不足的影响的中介效应为0.1564 (0.34*0.46)，即主观支持会直接影响到自信心不足，也会通过自尊间接影响到自信心不足。自尊在社会支持中社会支持利用度对就业焦虑中自信心不足的影响的中介效应为0.1196 (0.26*0.46)，即社会支持利用度会影响到自信心不足，也会通过自尊间接影响到自信心不足。

通过就业焦虑对社会支持的回归发现，社会支持可以显著预测大学生的就业焦虑。这说明良好的社会支持有利于缓解大学生的就业焦虑。这一结果与以往的研究研究认为社会支持的不同维度对大学生的就业焦虑都有影响是相似的(李思靖，2021)。例如，张斌等(2019)和余兵兵等(2013)的调查发现，个体如果有良好的社会支持系统，在面对就业压力情境时不仅能够很好地适应，还能够在面对压力情境时，以积极的心态，高效的处理方式应对可能会出现的诸多问题。值得注意的是，在对就业焦虑的预测中，主观支持和社会支持利用度都起到一定程度的作用。主观支持作为社会支持的重要维度，其作用不容小觑，本研究的数据表明了在社会支持中，对就业焦虑的影响中主观支持的作用更为显著。这可能是因为，当个体感知到更多的支持时，在生活中常常能获得好的结果，同时幸福感增强，易于对生活产生更大的信心(Cohen & Wills, 1985)。可见，社会支持的确能够有效的缓解就业过程中的焦虑情绪。获得的主观支持越多和能更好的使用社会支持的大学生在面对工作时，更加从容和放松；反之，当大学生认为自己是孤单的，没有得到支持和帮助，在面对就业时，感受到更多的是无助感，从而影响大学生的就业焦虑。

研究结果表明，大学生自尊与就业焦虑的相关性显著(p < 0.01)，且都是负相关。这与以往的研究结果一致(黄梅，李大林，陈维，2018；杜启明，2018)。这表明大学生的自尊水平越高，他们感受到的就业焦虑就越低。从马斯洛的需要理论出发，高水平的自尊有利于降低大学生的就业焦虑。在面临就业时，有高水平自尊的大学生，其自卑感就会低，面临就业遇到的困难时也会增加其自信心，所以他们的就业焦虑水平会相应的降低(李志勇，吴明证，陶伶等，2012)。更具体地说，高自尊与低就业焦虑水平有密切联系，大学生的高自尊对个人的就业焦虑有着积极的影响，个体自尊的水平越高，感受到的就业焦虑就会越低。

以社会支持为自变量，就业焦虑为因变量，以自尊为中介变量，建立结构方程模型发现，自尊在两者之间存在中介作用。即社会支持不仅可以直接缓解大学生的就业焦虑水平，还可以通过自尊的中介作用在一定的程度上缓解就业焦虑。这体现了自尊水平高的大学生，往往对自己充满信心，对生活充满期望，同时会自己主动寻找帮助和支持。所以他们获得的就业支持和帮助也较多，从而就业焦虑在一定程度上得到一些缓解。类似的研究发现，自尊可以作为大学生未来事件洞察力和职业决策自我效能感的中介变量，大学生未来时间洞察力通过自尊影响大学生的职业决策自我效能感(徐碧波，陈晓云，王嘉莹等，2021)。根据班杜拉的自我效能感理论，高自尊可以提高大学生的就业抗挫力，增加其对就业的认可度，则能增强其自信心。在面对就业时的问题，他们会及时的调节自己的情绪，从而更加从容和放松；反之，当大学生认为自己是孤单的，没有得到支持和帮助，在面对就业时，感受到更多的是无助感，自尊随之大大降低，从而间接影响大学生的自信心，感受到更多的就业焦虑。若要有效缓解大学生的就业焦虑，必须重视他们的社会支持和自尊的状况。因此可以通过加大社会支持来缓解大学生的就业焦虑，也可以通过提高大学生的自尊水平来降低其就业焦虑。

综上可知，本研究验证了自尊在社会支持和就业焦虑之间起中介作用这一实验假设。这一结果提醒高校可以通过调动大学生关注社会支持的意识，培育其社会沟通的能力，帮助大学生建立较为完善的社会支持体系。同时加强积极心理建设，把积极情绪调节训练，比如如何提升自尊水平等训练融入到大学生心理健康教育中，以缓冲就业压力带给大学生的就业焦虑。