1. 问题提出

经济高速发展，人们的生活幸福感是否也随经济发展而递增呢？Robert E. Lane (2000) 研究表明，人们的幸福感增长可能并不与经济快速增长的趋势相一致，如在1960到2000的40年间，尽管美国人均收入增加了3倍(按照不变价格计算)，但认为自己“很幸福”的人数比例却下降了10% (Lane, 2000；安格斯·麦迪逊，2003)。目前，经济社会在不断地发展，人们已经不单纯的追求经济收益，而是更加看重生活的幸福、满意程度，因此对于主观幸福感的研究再次得到人们的重视。现在有大量关于大众主观幸福感的研究，但其中以领导者为主体的研究较为少见；此外有一定数量关于领导者工作满意度与心理健康的研究，但是从自尊和自我效能感这两个角度切入的研究不多。那么，领导者的自尊和自我效能是如何影响其主观幸福感的呢？这就是本研究探讨的问题。关于此问题的探讨，无疑有利于提升领导者工作积极性、生活态度和心理健康等生活整体质量。

自尊是个体在社会实践过程中所获得的对自我的积极性情感性体验，由自我效能或自我胜任以及自我悦纳或自爱两个部分构成(徐维东，吴明证，邱扶东，2005；张玲，2006)。西方的自尊两因素理论指出自尊是由生存需要和价值需要有机结合的体现结果，其中价值需要要求人的表现必须符合社会价值标准，即表现为价值(worthiness)，从而使得人们觉得自己是重要的、有意义的或者受尊重的(Branden, 1969)，进而有可能提升自身的主观幸福感。Baumeister (2003)认为，高自尊个体往往在面临失败时更为自信，因为他们更多地从积极的角度来审视自己，同时自尊较高者更善于去改变情境；从而有更好的应对各类问题的能力，这样往往能带来较高的主观幸福感(Baumeister, Campbell, & Vohs, 2003)。Paradise和Kernis对自尊水平、自尊稳定性和主观幸福感之间的关系进行研究发现,高且稳定自尊的个体往往有较高的幸福感水平(Kernis, Grannemann, & Barclay, 1989)。国内研究也发现，少年儿童自尊与主观幸福感存在密切关系(师保国，许晶晶，陶晓敏，肖敏敏，2011)，中学生学业是自尊与主观幸福感之间的部分中介(王钢，张大均，吴明霞，2011)，大学生自尊对于大学生的主观幸福感有非常重要的影响(张灵，2007)，在研究生群体中，也发现研究参与者的主观幸福感与其自尊呈显著正相关。以上研究都表明主观幸福感与自尊二者之间可能有密切的关系，这种关系可能在不同年龄不同职业中具有稳定性(王淑燕，2008)。对此，提出假设：

H1：自尊为领导者主观幸福感的正预测变量，并且二者呈现显著的正相关，即领导者的自尊越强，则主观幸福感越强。

自我效能感是指一个人对自己在某一活动领域中的操作能力的主观判断或评价(Bandura, 1977)。主观幸福感是个体依据自定的标准对其生活质量的整体评价(王燕，2007)。主观幸福感是衡量个人和社会生活质量的重要综合性心理指标，具有个人评价的主观性，认知评价及情感评价的全面性以及跨时间跨情境的相对稳定性特点(耿晓伟，郑全全，2008；刘会贵，潘孝富，2011)。很显然，个体的主观幸福感在一定程度上决定于个体的自我认知与评价，其中自尊和自我效能感是自我的核心要素(吴明霞，2004)。许多以学生为主体的研究中已经探讨了自我效能感与主观幸福感之间的关系。在以大学生为主体的研究中发现，自我效能感与主观幸福感之间呈现正相关，并且自我效能对与大学生的主观幸福感有一定的预测作用(马希武，2008)；对于师范生的研究发现，自我效能和社会支持对于其心理幸福感有预测力，并且师范生心理幸福感总分及各维度与自我效能显著相关(于福洋，李颖，2009)；还有研究发现高中生的主观幸福感与自我效能感密切相关(汪依桃，2009)；针对高师贫困生研究发现，提升这些学生的自我效能感水平可以提升其相对较低的主观幸福感，这也表明自我效能感与主观幸福感相关显著(谭雪晴，2008；佟月华，2003)。由此，我们假设：

H2：领导干部的自我效能感与其主观幸福感有显著的正相关，自我效能感是主观幸福感的正预测变量，即领导者的自我效能感水平越高，其主观幸福感也会越高。

2. 研究方法

2.1. 被试

本研究的样本分别来自于重庆市各区、县的领导者。研究中通过方便抽样的方法抽取了300个样本进行研究，其平均年龄35.69岁；最终得到237个有效的样本(有效率79%)，其中138名男性(占比58.2%)，99名女性(占比41.8%)。在所抽取样本的职务上，处长、副处长、科长和科长以下分别占比为4.6%、27.4%、30.4%、35% (缺省值占2.5%)；在样本的学历上，硕士及以上、本科、大专、高中以下分别占比为6.8%、68.3%、21.5%、3.4%。

2.2. 对变量的测量

2.2.1. 对主观幸福感的测量

对于主观幸福感的测量采用邢占军编制的《中国城市居民主观幸福感量表》 (邢占军，2003)，此量表含有社会信心体验、知足充裕体验、成长进步体验、自我接受体验、人际适应体验等十个因子。在本研究中此量表的内部一致性系数(α)为0.816，表明有较好的信度。邢占军等人研究确认该量表有较好的效标效度和结构效度。

2.2.2. 对自尊的测量

本研究采用王向东等人(1999)修订的《自尊量表(SES)》 (汪向东，王希林，马弘，1999)对自尊进行测量，此量表有10个题项构成，题目得分采用Likert五点计分，其中有五个题目需要先进行反向记分，之后在用因素分析把其聚集为一个因素。自尊量表可以用10个项目总分来反应自尊水平，受测者在量表上分数越高，则表明其自尊水平越高。此量表在本研究中的α = 0.913。

2.2.3. 对自我效能感的测量

本研究采用王才康(2001)编制的《一般自我效能感量表》 (王才康，2001)对自我效能感进行测量。该量表由10个项目构成，而经过王才康的因素分析表明其为一个因素。此量表在本研究中的内部一致性信度α = 0.921。

2.3. 研究程序与数据处理

本研究的主试都接受过专业培训，参与被试都为匿名。研究中主试在被试中开展团体测试，其中所有的被试都被要求按照指导语独立完成研究任。测量数据采用SPSSwin20软件包和和LISREL8.0软件进行处理，进行描述性、相关性、回归分析和差异检验。

3. 研究结果

3.1. 对主观幸福感的分析

3.1.1. 领导者的主观幸福感的总体特征

采用邢占军编制的《中国城市居民主观幸福感量表》调查领导者的主观幸福感，其结果如表1所示。

从表1的数据可以得出，领导者得分大于4分的幸福感因子有10个，并且其整体的主观幸福感指数为4.60 (1~2分为下等，3~4分为中等，5~6分为上等)，这说明领导者的生活满意度和幸福感是中等偏上水平。其中在成长进步体验指数得分最高为5.18，表明其对于自己的成长进步最为满意；其次在家庭氛围指数和社会信心体验指数上得分也很高，分别为4.86、4.83。从SD上分析，目标价值体验、知足充裕、身体健康和人际适应等方面领导者存在较大差异。

3.1.2. 领导者主观幸福感在人口统计学变量上的特征

第一，从性别角度分析，主观幸福感F = 0.062，P = 0.805 > 0.05，差异不显著，只是在社会信心体验上M_男 = 4.94，M_女 = 4.684，F = 3.672，P = 0.057，边缘显著差异，男性略高于女性。第二，从年龄 角度分析，家庭氛围体验指数与知足充裕体验指数二者之间差异显著；其中知足充裕体验差异F = 8.27，P <

表1. 领导者主观幸福感的描述统计

0.001，差异非常显著，也就是说35~49岁年龄段的领导者知足充裕感显著高于其他两个年龄段。第三，从学历角度分析，知足充裕体验差异F = 2.93，P < 0.05，差异显著，硕士和本科以下学历低于本科学历；自我接受差异F = 3.013，P < 0.05，差异显著，即高学历的领导者自我接受差。第四，从职务角度分析，知足充裕体验差异F = 5.38，P < 0.001，差异非常显著，即职务越高，领导者的知足充裕体验也会越强(图1)。

3.1.3. 对主要变量的相关分析

对总体样本的数据进行描述性统计和相关分析，结果见表2。

由表2可知，领导者的自尊和自我效能感同领导的主观幸福感存在显著的正相关。但是因为可能存在其他变量的干扰，所以这样的正相关关系只是一种趋势。因此，为了厘清自我效能、自尊和主观幸福感间的相互关系，需要使用层次回归来进行分析，并重点分析自我效能感对主观幸福感的调节作用。

3.2. 对领导者主观幸福感的层次回归分析

这里使用层次回归分析的方法，在控制人口学统计变量基础上，来探讨领导者自尊、自我效能对于主观幸福感的预测作用。在第一层中，把人口学统计变量设定为自变量；之后，在下一层中再把自尊设定为自变量；最后，在第三层中把自我效能感设定为自变量。通过这样的方法，分析它们对于主观幸福

表2. 变量间的相关分析(n = 237)

注：^*表示P < 0.05，^**表示P < 0.01，^***表示P < 0.001，下同。

感的预测力。得到表3所示结果。

表3的数据表明：1) 性别、年龄、职务、学历这些人口统计学变量只解释了变异的0.8%，这说明人口学变量对主观幸福感没有显著预测作用；2) 自尊解释了变异的26.2%，并且β = 0.534，P < 0.001，这表明自尊对领导者的主观幸福感有明显的正向预测作用，这同H1的假设一致，即自尊水平越高，主观幸福感也就越高；3) 自我效能感解释了变异的1.1%，并且β = 0.153，P < 0.05，这表明其对于领导者的主观幸福感也有显著的正预测作用，这与H3的假设相一致。从第三步自尊和自我效能感同时作用时的数据可以看出，自尊的β值从0.534降到了0.487，P < 0.001，但自尊对于主观幸福感的预测力依旧非常显著，这可以看出在自尊对自我幸福感的作用中，自我效能感起到了部分中介的作用。

3.3. 领导的自我效能感的中介作用

对于中介变量的中介效应检验，Baron & Kenny (1986)和温忠麟等人(温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云，2004)提出可以采用分步分析法来检验中介变量的中介效应。首先，要确认中介变量和自变量二者之间有显著的回归；其次，它们二者之间的回归方程模型成立；最后，把中介变量加入到上一步的回归方程模型中去，如果中介变量起到中介作用，那么自变量与因变量之间的影响(回归系数)会小于上一步的回归系数，并且中介变量与因变量之间的回归模型成立；如果中介变量在自变量和因变量间为完全中介时，最后一步中自变量与因变量之间的影响(回归系数)会不显著；此外若中介变量起到部分中介作用，那最后一步的回归系数与上一步相比会减少，但是回归系数任然显著。本研究采用此种方法验证自我效能感的中介作用，结果如表4所示。

由表4可知，领导者的自尊与自我效能感的β = 0.306，P < 0.001，这表明二者都有显著的正向预测作用，支持了H2的假设。而领导干部的自尊与主观幸福感β = 0.534，P < 0.001，这说明前者对后者有显著的正向预测作用。当采用温忠麟等人的分析方法进行最后一步分析时，即把自我效能感引入自尊与主观幸福感的关系中，此时β值从0.534降到0.487，P < 0.001，这就表明自我效能感在自尊和自我幸福感之间为部分中介作用，验证了之前的分析。

3.4. 自尊、自我效能感对主观幸福感影响的优势分析

通过层次回归分析，虽然发现自尊和自我效能感对领导者的主观幸福感预测作用显著，但并未弄清对于自尊和自我效能感在其中各自的贡献。所以，在这就采用了Budescu (1993)的“优势分析法”(1993)对其进行分析，结果如表5所示。

表3. 对领导者主观幸福感层次回归的分析

表4. 自我效能感的中介作用检验

表5. 自尊、自我效能感对主观幸福感的相对贡献

表5的结果表明，在领导者主观幸福感的回归方程中，自尊对已解释部分方差贡献了82.9%，另外的17.06%则由自我效能感贡献。领导者自尊对领导主观幸福感的预测作用比自我效能感对领导主观幸福感的预测作用大近5倍。即自尊与自我效能感对领导的主观幸福感都有显著的正预测作用，在二者共同的预测作用中，自尊的预测作用要高于自我效能感。

4. 讨论与分析

本研究表明，领导者的自我效能感和自尊都与其主观幸福感呈正相关，同时，领导者的自我效能感和自尊对领导者的主观幸福感有预测作用。Dutton (1999)研究发现，自尊程度的高低同主观幸福感之间存在密切联系(Dutton & Brown, 1999)。国内学者也有研究表明，领导者的自我效能感处于较高水平，而且自我效能感与主观幸福感显著相关(李佳，冯正直，2007；刘会贵，潘孝富，2011；王亚宁，李越，吴国强，刘芳，2009)。本研究结果与他们的研究结果一致。Rosenberg (1995)认为高自尊和高主观幸福感之间有紧密联系(Rosenberg, 1995)。自尊程度较高的个体会倾向于认为自己在许多方面比其他人优秀，并会从更加积极的角度看待自己，自己有能力完成各项任务。也就是说，任务执行者通过较好完成任务来强化其自我效能感，并使其更加确信自己可以完成相关任务。由此可知，当个体处于高程度的自尊和较高程度的自我效能感状态时，其对任务的胜任感得到强化，并近一步提升主观幸福感。

并且研究发现，自我效能感部分中介于领导者的自尊和主观幸福感，即领导者的自尊通过其自我效能感对其主观幸福感产生影响，也就是说有高自尊和高自我效能感的领导，其也有较高的主观幸福感。拥有高水平自我效能感的领导者富有挑战性的工作,而低自我效能个体更倾向于选择易于完成的任务，并且如果任务没有完成的时候会认为是自己的能力不够，不会进一步地努力，而是直接放弃任务，这直接影响到了他们的自尊水平(李妲，王亮，张素英，李全开，2008)。因此可发现，自尊同自我效能感密切相关，即个体认为自己能够完成某项任务或者目标时，很可能表示该个体有较高的自尊。当个体拥有高自尊，而且有着较高的自我效能感时，势必会尽最大的努力去完成目标，当目标得以实现之后，自我效能感得到进一步的强化，同时自尊也得到提升，如此往复，个体在提升自尊和自我效能感过程中不断完成新的任务，个体的成就感和胜任感也易于引导主观幸福感。Baumeister等(2003)认为，拥有高水平自尊的个体可以从更加积极的角度看待自己，并在和其他个体对比过程中认为自己在许多方面更为优秀，并且在遇到挫折时也更加的从容与自信；并且高水平自尊者可以通过改变情景来更好地应付各种问题，从而拥有较高的主观幸福感(Baumeister et al., 2003)。高水平的自我效能感可以使领导者克服困难的信心增加，并更容易学习新的知识，习得新的行为，进而提升其控制情绪和情感的能力，由此减少消极情感，增加积极情绪，以提高工作满意程度和生活幸福感(李佳，冯正直，2007)。

本研究还发现，尽管领导者的主观幸福感水平整体偏中上水平，但是高学历领导者在自我接受方面表现低于低学历干部；同时在知足欲体验上硕士和本科以下学历干部低于本科干部，但中老年领导者却高于35岁以下的青年领导者。本研究结果可能受到其他因素的影响，如领导者的薪酬待遇、职位的晋升压力、日常生活中的人际关系等。

由于本研究对象主要来自重庆地区，因此，调查结果具有一定的地区局限性，生态效应并不高，对于本研究结果的推论还需进一步的研究。其次，被试对问卷作答是自评式作答，难免存在共同变异误差。第三，研究主要对自尊和自我效能感对主观幸福感的影响作用，而并未具体分析自尊和自我效能感之间的相互影响作用，对于自尊如何通过自我效能对主观幸福感产生作用还需要做进一步的研究。同时，因为是从总体层面上对自尊、自我效能感和主观幸福感进行研究，所以并没有分析主观幸福感的各个下位因子是如何受到自尊和自我效能感的影响，这可能会导致因变量信息的不完整，从而难以全面分析这三者之间的关系，所以这也是未来研究的一个方面方向，即在主观幸福感各个下位因子上进一步分析自尊和自我效能感对主观幸福感的影响。

5. 结论

本研究初步获得如下结果：1) 领导者干部对生活的满意感和幸福感属于中等偏上。2) 在领导者主观幸福感的人口统计学特征方面，在性别上，主观幸福感的差异不显著；在知足充裕感上，不同年龄、职务和学历的领导者表现各不相同：年龄上，中老年领导者的知足充裕体验要高于35岁以下的青年领导者；职务上，领导者随着职务的高低不同，在知足充裕体验方面的差异表现非常显著，职务越高，其知足充裕体验越强；学历上，学历不同的领导者在知足充裕体验方面不同，本科学历的领导者知足充裕体验要高于本科以下学历的领导者，也高于硕士学历领导者，但是在自我接受方面，高学历领导者的自我接受反而差。3) 领导者的主观幸福感与其自尊和自我效能感之间存在显著的正相关。个体的自尊对其主观幸福感具有正预测作用，也就是领导者自尊感越强，其主观幸福感也就越强。4) 领导者的主观幸福感与自我效能感之间存在显著正相关，自我效能感能够正向预测主观幸福感，即领导者干部主观幸福感会因为其自我效能感越高而相应地越高。5) 自尊与自我效能感对领导的主观幸福感都有显著的正预测作用，在二者共同的预测作用中，自尊的贡献作用大于自我效能感。

NOTES

^*通讯作者。

参考文献