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user: 4. 研究结果 4.1. 变量区分效度及同源性偏差的检验 虽然在调查过程强调匿名性、保密性以及数据仅限于科学研究的说明进行程序控制，最大限度确保调研结果真实、准确和严谨，但是采用自我报告的方式可能存在同源性偏差。本研究对生活满意度、收入满意度、社会地位满意度、职业成功(收入与职业满意度)、家庭身份凸显(家庭满意度、婚姻状况、亲友数量) 5个构念进行验证性因子分析。结果表明，5因子模型拟合效果最好(χ 2 = .48， df=13， CFI = 0.98， IFI = 0.99， RMR = 0.06， RMSEA = 0.07)。这表明，5个构念具有较好的区分效度。同时，验证性因子分析也可以用于Harmman’s单因子检验来检测同源性偏差(Malhotra， Kim， & Patil， 2006)。5因子模型拟合最优表明，尽管同源性偏差可能存在，但是它对研究的影响较小。 4.2. 研究变量的描述性统计 研究者对变量进行描述性统计，以了解变量之间的相关情况是否与研究假设预测之趋势相符合。各变量的均值、标准差和相关系数如表1所示。从中看出，职业成功的主观指标(职业满意度)、客观指标(收入)之间存在显著的正相关(0.15， p < 0.01)。客观职业成功和主观职业成功都与幸福感具有显著的正相关(分别为0.52，p < 0.01；0.10，p < 0.01)，初步验证了H1a和H1b。同时，职业满意度、收入与收入满意度、社会地位满意度之间的正相关也显著。收入满意度、社会地位满意度与幸福感的正相关也显著。这些结果为相关变量之间关系的分析以及中介效应的检验提供了必要的前提。 Table 1 Descriptive statistic 变量 M SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1) 幸福感 6.95 1.74 - 2) 收入 2.06 0.89 0.10** - 3) 职业满意度 6.16 2.10 0.52** 0.15** - 4) 收入满意度 5.98 2.13 0.54** 0.24** 0.56** - 5) 社会地位满意 5.95 2.16 0.56** 0.15** 0.60** 0.58** - 6) 年龄 37.34 11.23 0.06** −0.09** −0.07** 0.08** 0.06** - 7) 女性 0.45 0.49 0.06** −0.12** 0.01 0.02 0.01 −0.17** - 8) 学历 2.47 1.24 −0.02 0.43** 0.12** −0.01 0.06** −0.32** 0.06** - 9) 健康状况 3.77 0.91 0.25** 0.11** 0.22** 0.16** 0.15** −0.21** 0.02 0.19** - 10) 已婚 0.23 0.40 −0.10** 0.03 0.01 −0.10** −0.06** −0.45** 0.06** 0.25** 0.06** - 11) 亲友数量 2.40 0.92 −0.27** −0.02 −0.22** −0.17** −0.19** 0.01 −0.04* −0.10** −0.28** 0.03 - 12) 家庭满意度 7.87 2.01 0.43** 0.01 0.28** 0.27** 0.30** 0.13** −0.01 0.01 0.19** −0.32** −0.29** 表1. 描述性统计结果 注：1) 性别，1 = 女，0 = 男；健康，1 = 很不健康，2 = 不太健康，3 = 一般，4 = 比较健康，5 = 很健康；婚姻，0 = 未婚，包括未婚、离婚和丧偶，1 = 已婚，包括已婚和再婚；亲友数量，1 = 很多，2 = 较多，3 = 一般，4 = 较少，5 = 很少；收入，1 = 1500元以下，2 = 1500~3000元，3 = 3000~6000元，4 = 6000~10000元，5 = 10，000元以上；学历，1 = 初中及以下，2 = 高中中专，3 = 大专，4 = 本科及以上；下同。2) *p < 0.05；**p < 0.01。 4.3. 假设检验 为了检验假设二(中介效应)，收入满意度和社会地位满意度的中介效应，我们首先检验了含控制变量的模型，并基于含控制变量的模型，将假设模型(完全中介模型)和另外三个竞争模型(部分中介模型)进行比较，以选择一个与数据拟合较好并相对节俭的模型。型的比较是依据它们的∆χ 2 及∆df (χ 2 差异及df的差异)来决定。如果差异不显著，则取路径简洁的模型；如果差异显著，则表明两个模型的拟合水平显著不同，即路径较多的相对复杂的模型优于路径较少的相对简洁的模型，因而取拟合较优的相对复杂的模型。 零模型(Null)的卡方与自由度比接近190，拟合效果非常差。仅含控制变量的模型的GFI、IFI、CFI和TLI均高于0.9，RMSEA也低于0.01，表明模型拟合较理想。在控制变量的基础上，假设模型的卡方与自由度比接近20，拟合度很差。通过嵌套模型间的比较(如表2所示)，我们发现模型三(假设模型)与模型四(∆χ 2 = 0.97， ∆df = 1， p > 0.05)的差异并不显著。根据节俭原则，我们首先排除了模型四。模型三与模型五(∆χ 2 = 84.5， ∆df = 1， p < 0.05)，模型六(∆χ 2 = 84.67， ∆df = 1， p < 0.05)的差异均显著。根据节俭性原则，我们保留路径较多的模型五和模型六。比较模型五和模型六，我们选择简洁的模型五。另外，根据修正指数的提示并结合相关理论，增加社会地位满意度→收入满意度的路径，形成了模型七。结果发现，模型七与模型三的差异显著(∆χ 2 = 328.27， ∆df = 3， p < 0.05)，而且模型七优于模型三。最后，我们对模型七进行简化，去除不显著的路径(收入→社会地位满意度)，形成模型八。比较模型七和模型八，发现二者的差异不显著(∆χ 2 = 3.06， ∆df = 1， p > 0.05)。根据拟合指标和节俭性原则，最为理想的是模型八。由此我们得到了如表2所示的最佳拟合模型。 由图2可见：职业成功对幸福感的影响是通过中介变量——收入满意度和社会地位满意度而产生的。其中收入满意度和社会地位满意度完全中介了客观职业成功(收入)对幸福感的影响，部分中介了主观职业成功(职业满意度)对幸福感的作用。此外，收入满意度在幸福感与职业满意度及收入之间均发挥中介角色；社会地位满意度则只在幸福感与职业满意度之间起中介作用。最后，该模型也显示社会地位满意度在收入满意度与收入和职业满意度之间具有部分中介效应。因此，H2a得到了数据支持，而H2b则得到部分验证。 Table 2 Comparison of structural equation model 模型 Χ 2 df χ 2 /df GFI IFI CFI TLI RMSEA ∆χ 2 (∆df) 模型1 8421.87 45 187.15 模型2 4.71 4 1.18 1.00 0.99 1.00 0.99 0.007 模型3 419.10 21 19.96 0.97 0.93 0.93 0.85 0.088 模型4 418.13 20 20.91 0.97 0.93 0.93 0.84 0.093 0.97 (1) 模型5 334.60 20 16.73 0.97 0.94 0.94 0.86 0.088 84.5** (1) 模型6 334.43 19 17.60 0.97 0.94 0.94 0.85 0.091 84.67** (2) 模型7 90.83 18 5.05 0.99 0.99 0.99 0.97 0.039 328.27** (3) 模型8 93.89 19 4.94 0.99 0.99 0.99 0.98 0.032 3.06 (1) 表2. 结构方程模型比较结果 注：模型1：零模型(Null)。模型2：仅含控制变量。模型3：基于含控制变量的假设模型。模型4：基于模型3增加收入→幸福感的直接路径。模型5：基于模型3增加职业满意度→幸福感的直接路径。模型6：基于模型3同时增加收入→幸福感和职业满意度→幸福感的直接路径。模型7：基于模型6增加社会地位满意度→收入满意度的路径。模型8：基于模型7减少收入→幸福感的路径。模型4~7的∆χ 2 (∆df)为模型4~7与假设模型之间的卡方和自由度变化比值；模型6的∆χ 2 (∆df)值为模型6和模型5之间的卡方和自由度变化比值。 图2. 修正后的中介模型 本研究采用“总效应调节模型” (total effect moderation model)，克服了以往研究中将中介效应和调节效应分开分析的弊端，以便从更完整的角度来探讨职业成功对于整个中介模型的调节效应(Edwards & Lambert， 2007)。结合本文前一部分中介效应分析的结果，在本部分中，拟探讨家庭认同是否会调节下列路径：第一阶段(“收入→收入满意度”、“收入→社会地位满意度”、“职业满意度→收入满意度”、“职业满意度→社会地位满意度”)、第二阶段(“收入满意度→幸福感”、“社会地位满意度→幸福感”)，以及直接效应(“职业满意度→幸福感”)。 根据Edward和Lambert (2007)推荐的检验调节的中介模型的方法，本文针对客观职业成功(收入)和主观职业成功(职业满意度)分别构建了三个回归方程。回归方程①：用CS i 、FI i 以及(FI i × CS i )来预测IS。回归方程②：用CS i 、FI i 以及(FI i × CS i )来预测SS。回归模型③：用CS i 、IS、SS、FI i 、(FI i × CS i )、(IS × FI i )、(SS × FI i )来预测LS。其中IS、SS、LS分别代表收入满意度、社会地位满意度、幸福感，FI i 表示不同的调节变量：婚姻状况、亲友数量、家庭满意度。CS i 表示不同的自变量：客观职业成功(收入)、主观职业成功(职业满意度)。然后得到或计算出下列系数或效应：1) “第一阶段”：由前因变量(收入和职业满意度)到中介变量(收入满意度和社会地位满意度)的回归系数(根据回归方程①和②得到)；2) “第二阶段”：由中介变量(收入满意度和社会地位满意度)到结果变量(幸福感)的回归系数(根据回归方程③得到)；3) “直接效应”：由前因变量(收入和职业满意度)到结果变量(幸福感)的回归系数(根据回归方程③得到)；4) “间接效应”：由第一阶段与第二阶段的回归系数相乘而得；5) “总效应”：由直接效应与间接效应相加而得；6) “差异”：指①已婚情况下的系数或效应减去未婚情况下的系数或效应所得的差；②多亲友数量情况下的系数或效应减去少亲友数量情况下的系数或效应的差；③高家庭满意度情况下的系数或效应减去低家庭满意度情况下的系数或效应的差。至于上述单纯路径系数以及由之推衍出的间接效应、总效应和差异的显著性，则应用受约束的非线性模型(Constrained Nonlinear Regression)的拔靴法(bootstrap method)估计，以本研究中的3302个样本为“母本” (original sample)，采取有放回的抽样方式(with replacement)从母本中随机抽取3302个样本，共抽得1000组样本，由此计算出1000组单纯路径系数、间接效应和总效应的估计值。然后通过这1000组估计值，导出“偏差校正置信区间(bias-corrected confidence intervals)”。最后，根据这些置信区间来确定各单纯路径系数、间接效应、总效应及差异的显著性(Edward & Lambert，2007；李锐，凌文辁，& 柳士顺，2009)。分析结果见表3和表4。 从表3可以看出，在不同家庭情况下，客观职业成功(收入)对幸福感的总效应也有不同作用。在已婚和未婚、亲友多和亲友少的情况下，收入影响幸福感总效应的差异不显著(0.01 ns; 0.02 ns)，但在高、低家庭满意度两种情况下，收入对幸福感总效应(分别为0.40，p < 0.01；0.21，p < 0.01)的差异是显著的(0.19， p < 0.01)，表明家庭满意度对收入影响幸福感总效应具有调节作用。 在间接效应上，收入满意度与社会地位满意度的中介效应均是显著的。首先，收入满意度的中介效应在已婚和未婚两组间、亲友多和亲友少两组间的差异均达到显著水平(0.10， p < 0.05; −0.09， p < 0.05)，但是在高、低家庭满意度两组间差异不显著(−0.07 ns)。同时，社会地位满意度的中介效应在所有情况下均为发现显著的差异。这个结果表明，客观职业成功对幸福感的影响过程受到了收入满意度和社会地位满意度的中介作用，同时中介效应还受到了婚姻状况和亲友数量的调节。 Table 3 Moderated analysis results (objective career success as antecedent variable 婚姻状况 亲友数量 家庭满意度 阶段与效应 已婚 未婚 差异 多亲友 少亲友 差异 高分组 低分组 差异 阶段 第一阶段 收入→收入满意度 0.31** 0.26** 0.05 0.31** 0.31** 0 0.37** 0.30** 0.07 收入→社会地位满意度 0.25** 0.15** 0.10* 0.19** 0.19** 0 0.18** 0.20** −0.02 第二阶段 收入满意度→幸福感 0.74** 0.51** 0.23** 0.50** 0.79** −0.29** 0.37** 0.71** −0.34** 社会地位满意度→幸福感 0.60** 0.64** −0.04 0.54** 0.49** 0.05 0.59** 0.40** 0.19** 效应 直接效应 −0.17* −0.03 −0.14** 0 −0.10 0.10 0.16* −0.08 0.24** 间接效应 收入满意度为中介 0.23** 0.13** 0.10* 0.15** 0.24** −0.09* 0.14** 0.21** −0.07 社会地位满意度为中介 0.15** 0.10** 0.05 0.10** 0.09** 0.01 0.11** 0.08** 0.03 总效应 0.21** 0.20** 0.01 0.25** 0.23** 0.02 0.40** 0.21** 0.19** 表3. 调节分析结果(以客观职业成功为前因变量) 注：1) 表格中的数字为回归系数(第一阶段、第二阶段及直接效应)，或运用这些回归系数所计算而得的数值(间接效应、总效应以及差异)。在进行分析前，所有变量均已中心化(使平均数转移到0) (Aiken & West， 1991)。未婚包括未婚、离婚和丧偶，已婚包括已婚和再婚。多亲友时各效应的估计，是将亲友数量的值设为+0.92 (即平均数加1个标准差)来进行计算；少亲友时各效应的估计，则是将亲友数量的值设为−0.92 (平均数减1个标准差)来进行计算。高家庭满意度时各效应的估计，是将家庭满意度的值设为+2.01 (即平均数加1个标准差)来进行计算；低家庭满意度时各效应的估计，则是将家庭满意度的值设为−2.01 (即平均数减1个标准差)来进行计算。2) *p < 0.05，**p < 0.01。 Table 4 Moderated analysis results (subjective career success as antecedent variable 婚姻状况 亲友数量 家庭满意度 阶段与效应 已婚 未婚 差异 多亲友 少亲友 差异 高分组 低分组 差异 阶段 第一阶段 职业满意度→收入满意度 0.61** 0.60** 0.01 0.62** 0.45** 0.17** 0.64** 0.48** 0.16** 职业满意度→社会地位满意度 0.63** 0.70** −0.07 0.65** 0.66** −0.01 0.69** 0.50** 0.19** 第二阶段 收入满意度→幸福感 0.58** 0.39** 0.19** 0.44** 0.68** −0.24** 0.29** 0.55** −0.26** 社会地位满意度→幸福感 0.47** 0.48** −0.01 0.47** 0.24** 0.23** 0.41** 0.29** 0.12** 效应 直接效应 0.22** 0.24** −0.02 0.17** 0.38** −0.21** 0.39** 0.30** 0.09* 间接效应 收入满意度为中介 0.35** 0.24** 0.11** 0.27** 0.30** −0.03 0.19** 0.27** −0.08* 社会地位满意度为中介 0.30** 0.33** −0.03 0.31** 0.16** 0.15** 0.28** 0.14** 0.14** 总效应 0.87** 0.81** 0.06 0.75** 0.84** −0.09* 0.86** 0.71** 0.15** 表4. 调节分析结果(以主观职业成功为前因变量) 注：同表5。 根据表4的结果，本文画出了中介效应图，图3至图5分别表示了婚姻状况、亲友数量、家庭满意度调节下的中介效应图。就第一阶段影响(收入→收入满意度/社会地位满意度)效应来看，首先，收入对收入满意度的效应均显著为正，在已婚和未婚两组间、亲友多和亲友少两组间，以及高、低家庭满意度两组间的差异均未达到显著水平(分别为0.05 ns；0 ns；0.07 ns)。其次，收入对社会地位满意度的效应均显著且为正，在已婚和未婚两组间的差异显著(0.10， p < 0.05)，而亲友多和亲友少两组间，以及高、低家庭满意度两组间的差异均不显著(分别为0 ns；−0.02 ns)。就第二阶段影响(收入满意度/社会地位满意度→幸福感)效应来看，首先收入满意度对幸福感均具有显著的正向效果，在已婚和未婚两组间、亲友多和亲友少两组间，以及高、低家庭满意度两组间的差异均达到显著水平(分别为0.23，p < 0.01；−0.29，p < 0.01；−0.34，p < 0.01)。其次，社会地位满意度对幸福感的影响效果也显著为正，但是仅仅在高、低家庭满意度两组间差异显著(0.19，p < 0.01)，在已婚和未婚两组间、亲友多和亲友少两组间差异并不显著(−0.04 ns; 0.05 ns)。以上结果表明，在客观职业成功影响幸福感过程，婚姻状况的调节作用主要在第一阶段(收入→社会地位满意度)和第二阶段(收入满意度→幸福感)，以及直接效应上(收入→幸福感)。亲友数量的调节主要在第二阶段(收入满意度→幸福感)。家庭满意度的调节作用主要在第二阶段(收入满意度→幸福感；社会地位满意度→幸福感)，以及直接效应上(收入→幸福感)。 从直接效应看，在不同情况下，客观职业成功(收入)对幸福感的直接效应有不同作用。首先，在未婚组，收入对幸福感直接效应为负向，但不显著(−0.03 ns)；在已婚组，收入对幸福感直接效应负向且显著(−0.17， p<0.05)。其次，在低家庭满意度组，收入对幸福感直接效应是负向，但不显著(−0.08 ns)；在高家庭满意度组，收入对幸福感直接效应显著为正(0.16， p < 0.05)。在亲友少两组，收入的直接效应为负向，但是不显著(−0.10 ns)；在亲友多组，收入的直接效应并不显著。 因此，H4a未获得验证，H4b得到部分验证，H4c得到了完全验证。 从表4可以看出，在不同家庭情况下，主观职业成功(职业满意度)对个体幸福感的总效应也有不同作用。在高、低家庭满意度，以及亲友多和亲友少的情况下，职业满意度对幸福感总效应的差异均显著(分别为0.15，p < 0.01；−0.09，p < 0.05)。但是在不同婚姻状况下，职业满意度影响幸福感总效应的差异不显著(0.01 ns)。这表明，职业满意度的总效应受到了家庭满意度和亲友数量的显著调节。 图3. 已婚和未婚的简单效应(客观职业成功) 图4. 亲友多和亲友少的简单效应(客观职业成功) 图5. 高、低家庭满意度的简单效应(客观职业成功) 在间接效应上，收入满意度与社会地位满意度的中介效应都是显著的。首先，收入满意度的中介效应在已婚和未婚两组间，以及高、低满意度两组之间差异均显著(分别为0.11，p < 0.01；−0.08，p < 0.05)，但是在亲友多和亲友少两组之间差异不显著(−0.03 ns)。其次，社会地位满意度的中介效应在亲友多和亲友少两组之间，以及高、低家庭满意度之间差异均显著(分别为0.15，p < 0.01；0.14，p < 0.01)。这个结果证明了，主观职业成功对幸福感的影响过程受到了收入满意度和社会地位满意度的中介作用，同时这种中介效应还受到了家庭身份凸显性的调节。 根据表4的结果，本文画出了中介效应图，图6至图8分别表示了婚姻状况、亲友数量和家庭满意度调节下的中介效应图。就第一阶段影响(职业满意度→收入满意度/社会地位满意度)效应来看，职业满意度对收入满意度的效应均为正，在已婚和未婚两组之间差异不显著(0.01 ns)，在亲友多和亲友少两组之间，以及高、低家庭满意度两组间的差异亦显著(分别为0.17，p < 0.01；0.16，p < 0.01)。职业满意度对社会地位满意度的效应均为正，在已婚和未婚两组以及亲友多和亲友少两组之间差异均不显著(分别为−0.07 ns；−0.01 ns)，但是在高、低家庭满意度两组间的差异达到显著水平(0.19， p < 0.01)。就第二阶段影响(收入满意度/社会地位满意度→幸福感)效应来看，收入满意度对幸福感的效应均为正，在已婚和未婚两组之间差异显著(0.19， p < 0.01)，在亲友多和亲友少两组之间以及在高、低家庭满意度两组间的差异均显著(分别为−0.24，p < 0.01；−0.26，p < 0.01)。社会地位满意度对幸福感的效应均为正，在已婚和未婚两组之间差异不显著(0.01 ns)，在亲友多和亲友少两组之间以及在高、低家庭满意度两组间的差异均显著(分别为0.23，p < 0.01；0.12，p < 0.01)。以上结果表明，主观职业成功影响幸福感的过程，婚姻状况的调节作用主要在第二阶段(收入满意度→幸福感)。除了“职业满意度→社会地位满意度”的路径，亲友数量对其他路径都具有调节作用。家庭满意度的调节对职业满意度影响幸福感的所有路径都具有调节作用。 从直接效应看，在不同家庭情况下，主观职业成功(职业满意度)对幸福感的直接效应有不同作用。职业满意度对幸福感的直接效应均是正向的，并且在亲友多和亲友少的情况下差异显著(−0.21， p < 0.01)，在高家庭满意度和低家庭满意度的情况的差异也显著(0.09， p < 0.05)，但是在已婚和未婚的情况下职业满意度的直接效应的差异不显著(0.06 ns)。 图6. 已婚和未婚的简单效应(主观职业成功) 图7. 亲友多和亲友少的简单效应(主观职业成功) 图8. 高、低家庭满意度的简单效应(主观职业成功) 因此，H5a和H5b得到部分验证，H5c得到完全验证。