·教育与心理学研究·
摘要：主观幸福感指个体对生活的情绪反应和认知评价，其包括积极情感、消极情感和生活满意度三个主要成分。依据主观幸福感的多维结构概念，本研究采用结构方程模型方法分析比较了主观幸福感的三成分结构，即三独立成分模型、层次构念模型、因果系统模型和成分合成模型。用470名被试的横向数据分析主观幸福感三成分的关联性和独立性以及相关变量对主观幸福感的预测效应。结果发现：三独立成分模型和成分合成模型不能充分地解释主观幸福感三成分结构概念；层次构念模型可以较好地解释主观幸福感三成分结构概念；因果系统模型也能较好解释主观幸福感的三成分结构概念，且可以在横向研究中用以预测生活满意度。研究结果表明主观幸福感的每一种结构模型各有优劣，对结果也有着不同的解释。
关键词：主观幸福感；积极情感；消极情感；生活满意度；结构方程模型
一、问题提出
主观幸福感是用来描述人们对自己生活的主观评价[1]，其主要有三个特点：主观性，即个体采用任何标准对自己的生活进行主观评价；整体性，即个体对自己方方面面生活的整体评价；情感性，即个体对生活事件的各种积极和消极情绪反应。与这些特点相一致，主观幸福感由认知评价和情感体验两种成分组成，即个体对生活满意度整体水平的认知判断以及对生活事件的积极和消极情绪反应而产生的情感体验[1]。因此，生活满意度、积极情感和消极情感是主观幸福感的三个主要成分。这一表述被后来的研究者广泛采用。
严格说来，道家描绘的事实性全体或道超越了事实与价值之分，且能将事实和价值统摄在自身之中并予以评判和矫正，因为道是第一层级的存在，而事实与价值的区分依附于人的主体性和主观判断，因而是第二层级的存在形态，据此，道家批评儒家将第二层级的价值(仁义礼)上升为第一层级的道，从而违背或扭曲了事物的自然本性，“失道而后德，失德而后仁，失仁而后义，失义而后礼”(《帛书老子·第三十八章》)，正如学者张廷国和但昭明所说，道家的“天道本身便不再成为价值的束缚，恰恰相反，它成为价值本身得以存在的归属”⑧。
在论坛中法边会——中法海河流域水资源综合管理项目第二阶段合作协议签字仪式上，水利部海河水利委员会主任任宪韶介绍了海河流域基本特点、治理思路和建设防洪减灾体系、水资源可持续利用体系、水生态环境保护与修复体系、流域水资源综合管理体系四大任务，总结了中法海河流域项目第一阶段合作所取得的成效。
尽管很多研究者已普遍接受主观幸福感的三成分结构，但很少有理论或实证研究阐明三成分结构的内涵。主观幸福感的结构指如何组织主观幸福感的三个主要成分。深入研究主观幸福感的结构对于理解主观幸福感的内涵、测量和数据分析方法以及解释研究结果具有重要启发作用。已有研究者基于实证研究结果回顾了主观幸福感的结构，包括积极情感与消极情感的关系[2]78，整体生活满意度与具体领域满意度的关系[3]34，积极情感、消极情感和生活满意度与主观幸福感的关系[4]。Busseri和Sadava依据主观幸福感三个主要成分的内在组织特征提出多个相互竞争的主观幸福感结构模型[4]。
(一)三独立成分模型
三独立成分模型认为，生活满意度、积极情感和消极情感是主观幸福感三个独立的成分(图1)，可以分别测量每个成分以及全面地描述主观幸福感。一些研究者支持该模型，如生活满意度、愉悦情感和缺乏不愉悦情感是独立的构念，强调幸福感主要成分的可分离性[5]；主观幸福感是一个多维度的构念，生活满意度、积极情感和消极情感是三个相对独立的维度[6]，探索性因素分析发现，所测量的每一个成分有三个独立的因子，因此支持三成分的相对独立性。依据这个模型，研究主观幸福感需要测量三个独立的成分并汇总每一个成分的结果，在具体的研究中研究者可以仅探究感兴趣的具体成分。例如，分别呈现人格因素与生活满意度、积极情感和消极情感的相关以及人格因素与具体主观幸福感成分之间的独特联系[7]。
1. 三独立成分模型分析
图1三独立成分模型
(二)层次模型
层次模型认为，主观幸福感是由生活满意度、积极情感和消极情感表征的层次概念(图2)，即三种成分是高阶主观幸福感潜变量的三个一阶指标[10]，三个成分有着共同的方差，而每一个成分有着独特的方差。因此，需要使用所有三个成分来估计主观幸福感潜变量以及生活满意度、积极情感和消极情感的方差。如相关研究考察了由生活满意度、积极情感和消极情感指代的高阶主观幸福感的潜在因子与表征心理幸福感的潜在因子之间的关系[11，12]。
层次模型强调三成分间的共同性以及每一个成分的独特性，但这个模型需要每一对成分之间存在至少中等程度的相关，并且积极情感与消极情感之间的关系也是研究者一直争论的问题[13]。
协议书快递到手的那天，何冰在白阳家过的夜。她从皮包里取出文件扫了一眼，有些黯然地说：“净身出户，现在，我只剩下公司的股份了。”
图2层次模型
(三)因果系统模型
因果系统模型认为，主观幸福感是积极情感和消极情感影响生活满意度的因果系统，积极情感和消极情感独立影响生活满意度(图3)。此外，积极情感和消极情感常作为其他变量影响生活满意度的潜在中介变量[13]。其假设个体依据情感信息进行整体生活满意度评估[14]，即积极情感和消极情感是基本情感倾向的指标，它们影响个体对生活事件的体验和反应，并最终影响个体对生活满意水平的判断。因此，有研究者认为生活满意度是主观幸福感的本质[15]，可以预期高水平积极情感和低水平消极情感的联合体验，最终导致最积极的生活评价。如在跨文化研究中发现积极情感和消极情感影响个体对生活满意度的判断，但表现出一定的文化差异[14]。
图3因果系统模型
依据因果系统模型，可以使用结构方程模型对测量数据进行路径分析，即用积极情感和消极情感预测生活满意度，还可以考察其他变量对生活满意度的直接效应和间接效应。如研究发现外倾性和神经质对生活满意度的预测效应受到积极情感和消极情感的中介作用[13]。
(四)成分合成模型
成分合成模型认为，主观幸福感是一个合成变量，由生活满意度、积极情感和消极情感三个主要成分合并组成(图4)，即要分别测量三个成分，然后合并三个成分的得分得到合成主观幸福感变量，最后分析其他变量与这个合成变量的关系。如研究者采用生活满意度、积极情感和消极情感的合成主观幸福感分数，并评估其在三个时间点与积极事件体验和生活变化的评价等因素的关系[16]；还有研究考察了人格因素与合成主观幸福感变量的关系[17]。
根据成分合成模型，“高主观幸福感”是高生活满意度、较多积极情感和较少消极情感的联合。但此结构忽视主观幸福感成分的共同性，强调由成分的合成代替。例如，有的研究者用合成主观幸福感分数替代高阶主观幸福感因子，但混淆了合成主观幸福感分数的意义。
由表3可以看出，模型M2解释了主观幸福感潜变量44.2%的方差。除收入外，其他4个预测变量的路径系数都达到显著水平。此外，主观幸福感潜变量分别解释生活满意度、积极情感和消极情感53%、52%、27.9%的方差。这些结果表明年龄、金钱态度、健康状况、居住环境质量和情绪智力能够显著预测主观幸福感潜变量。
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图4成分合成模型
本研究主要通过横向数据检验上述四种模型。依据主观幸福感成分的相关性和独立性，并基于其他变量(即年龄、收入、金钱态度、健康状况、居住环境状况和情绪智力)用主观幸福感的预测效应对这些模型进行评估与比较。具体而言，依据三独立成分模型(M1)预测变量对各种主观幸福感成分有着独特的效应；依据层次模型(M2)预测变量对主观幸福感的潜在因子有着直接效应；依据因果系统模型(M3)预测变量不仅对生活满意度有直接效应，而且可能通过积极情感和消极情感间接影响生活满意度；依据成分合成模型(M4)预测变量对合成主观幸福感有着直接效应。
二、研究方法
(一)研究样本
采用方便取样法，在河南省范围内发放问卷600份，回收有效问卷470份，有效回收率为78.3%。其中男性284名，女性186名；城市233名，县镇237名；高中学历及以下256名，大学学历及以上214名；年龄范围16-66岁(27.35±8.61岁)，其中16-25岁占48.5%，26-50岁占49.6%，51-66岁占1.9%。
(二)研究工具
为了检验因果系统模型，把生活满意度作为结果变量，把积极情感和消极情感作为中介变量，然后考察6个预测变量对生活满意度的直接效应，以及通过积极情感和消极情感对生活满意度的间接效应，并允许6个预测变量自由相关。结果显示，模型与数据的拟合指标为：χ2 = 833.231，df = 269，χ2/df = 3.098，p = 0.000，GFI = 0.863，CFI = 0.858，RMSEA = 0.067(90%CI：0.062-0.072)，标准化路径系数见表4。
采用SPSS19.0对数据进行整理和描述性分析，采用Harman单因素检验法和验证性因素分析法进行共同方法偏差检验，采用Amos21.0对数据进行结构方程模型分析。由于情绪智力量表和积极情感—消极情感量表的题目较多，在模型计算之前进行了项目组合以改善模型拟合[21]。具体方法为：对于情绪智力量表，根据情绪智力量表的结构，分别计算6个分量表的总分作为总体情绪智力的观测指标；对于积极情感-消极情感量表，分别以积极情感和消极情感分量表的项目载荷大小为引导，首先把载荷最高的5个项目作为锚定项目，然后按照反方向加入次高项目进行平衡，最后积极情感和消极情感分别得到5个观测指标。
积极情感-消极情感量表[19]。用20个情绪形容词测量个体的积极情感和消极情感体验，要求被试在5点量尺上评价自己在最近30 天内体验这些感受的频率(从“1=没有”到“5=总是”)。研究表明该量表能够可靠而有效地测量个体的情感体验水平[19]。在本研究中，积极情感和消极情感的Cronbach α系数分别为0.832和0.804。
合成主观幸福感。将被试生活满意度、积极情感和消极情感的原始得分标准化后，按照公式：Z主观幸福感 = Z生活满意度 + Z积极情感 - Z消极情感得到主观幸福感的合成分数[16]。
2. 预测变量
人口学变量：年龄、月收入。
健康状况测量。被试在4点量尺上报告自己的健康状况(从“1=优”到“4=差”)，统计分析时反向计分。
居住环境测量。被试在4点量尺上报告自己的居住环境条件(从“1=优”到“4=差”)，统计分析时反向计分。
金钱态度测量。被试在7点量尺上回答“您认为一个人收入的多少对他(她)的美好生活重要吗?”(从“1=非常不重要”到“7=非常重要”)。
情绪智力测量。用41个题目测量个体加工和处理自己情绪的能力，即感知与体验、表达与评价、调节与控制自己积极情绪和消极情绪的能力[20]。被试在7点量尺上评价每个陈述与自己的实际情况相符合的程度(“1=非常不符合”到“7=非常符合”)。在本研究中，总量表的Cronbach α系数为0.913。
(三)数据分析方法
生活满意度量表[18]。用5个题目测量个体的整体生活满意度，要求被试在Likert 7点量尺上评价每个题目与自己的实际情况相符合的程度(从“1=明显不符合”到“7=明显符合”)。研究表明生活满意度量表是测量生活满意度有效而可靠的工具[18]。在本研究中，该量表的Cronbach α系数为0.78。
除旅游服务外，荆坪古村的各类评价明显总体低于其他旅游地，尤其是物质景观和精神文化类，旅游者表示古建筑保存的数量远远不够，古村古镇面貌亟待改善，历史内涵挖掘力度有待加强。其旅游服务相对最为突出，这得益于周边市区旅游者对其优美田园风光以及农家乐、棋牌、垂钓等休闲娱乐活动的青睐。
三、结果与分析
(一)共同方法偏差检验
对所有测量的条目进行探索性因子分析，结果表明KMO值为0.886，Bartlett值为10930.996，p=0.000，因子未旋转共生成17个特征根大于1的因子，解释了57.975%的方差变异，其中第1个因子解释了16.934%的方差变异，低于临界值40%。使用验证性因素分析进行共同方法偏差检验，设定公因子数为1，结果发现模型与数据的拟合指标为：χ2/df = 9.742，GFI = 0.812，CFI=0.734，RMSEA = 0.133。总体上表明本研究数据不存在严重的共同方法偏差。
(二)变量的描述性统计分析
对所有测量的变量进行描述性统计分析(见表1)。从表1中可以看出，被试的年龄、收入、金钱态度与主观幸福感各成分及合成主观幸福感的相关很小；自评健康状况、居住环境和内省情绪智力与主观幸福感各成分及合成主观幸福感之间存在不同程度的显著相关；主观幸福感各成分、合成主观幸福感之间也存在不同程度的显著相关。
表1变量的描述性统计分析结果(n=470)
变量MSD1234567891. AGE27.3518.6122. INC1.3151.4050.278∗∗∗3. MV5.4021.1820.0220.0634. HES3.0460.729-0.090-0.0640.0105. LE2.5810.759-0.0450.0020.0310.278∗∗∗6. EI216.16625.066-0.0180.0100.0700.119∗∗0.131∗7. PA31.4856.4980.003-0.032-0.0560.132∗∗0.103∗0.426∗∗∗8. NA22.1525.639-0.058-0.0180.085-0.089-0.106∗-0.259∗∗∗-0.367∗∗∗9. LS18.3176.2790.104∗0.034-0.0700.173∗∗0.259∗∗∗0.346∗∗∗0.412∗∗∗-0.255∗∗∗10.CWB0.0002.2510.0730.009-0.094∗0.175∗∗0.208∗∗∗0.458∗∗∗0.790∗∗∗-0.720∗∗∗0.740∗∗∗
注：AGE=年龄，INC=收入，MV=金钱态度，HES=健康状况，LE=居住环境，EI=内省情绪智力，PA=积极情感，NA=消极情感，LS=生活满意度，CWB=合成主观幸福感；收入单位：千元/月；*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001，下同
(三)主观幸福感三成分结构模型的检验
依据三独立成分模型，在实际的研究中很容易对主观幸福感三种成分进行操作，但这种模型并没有清晰地解释主观幸福感的意义。依据心理测量学标准，主观幸福感不是一种心理构念[8]，但能够简单地指代宽泛的研究领域[9]49。这种模型还忽视主观幸福感成分间常常存在的协方差。
为了检验三独立成分模型，假定6个预测变量对生活满意度、积极情感和消极情感有着直接的路径，并允许6个预测变量自由相关。结果显示，模型对数据的拟合指标为：χ2 = 871.759，df = 271，χ2/df = 3.217，p = 0.000，GFI = 0.854，CFI = 0.849，RMSEA = 0.069(90%CI: 0.064-0.074)，标准化路径系数见表2(M1)。
表2三独立成分模型和成分合成模型检验
预测变量M1M4生活满意度积极情感消极情感合成主观幸福感年龄0.122∗0.025-0.0760.107∗收入0.019-0.057-0.002-0.006金钱态度-0.128∗-0.093∗0.125∗-0.141∗∗∗健康状况0.124∗0.095∗-0.0630.101∗居住环境0.239∗∗∗0.030-0.0700.129∗∗情绪智力0.390∗∗∗0.458∗∗∗-0.309∗∗∗0.448∗∗∗R20.2900.2350.1290.271
由表2可以看出，模型M1可以解释生活满意度29%的方差：除收入外，其他预测变量到生活满意度的标准化路径系数都达到了显著性水平；情绪智力对生活满意度的预测作用最大。此模型解释了积极情感23.5%的方差：只有金钱态度、健康状况和情绪智力的预测作用达到了显著性水平。此外，预测模型还解释了消极情感12.9%的方差，只有金钱态度和情绪智力的影响达到了显著性水平。这些结果表明生活满意度、积极情感和消极情感有相似的预测因子(如金钱态度和情绪智力)，但也存在明显的差异(如年龄和居住环境状况只能预测生活满意度)。
2. 层次模型分析
为了检验层次模型，把主观幸福感作为一个高阶潜变量，由生活满意度、积极情感和消极情感3个一阶因子估计，然后考察6个预测变量对主观幸福感潜变量的效应，并允许6个预测变量自由相关。结果显示，模型对数据的拟合指标为：χ2 = 828.638，df = 280，χ2/df = 2.959，p = 0.000，GFI = 0.867，CFI = 0.862，RMSEA = 0.065(90%CI: 0.060-0.070)，标准化路径系数见表3。
二氧化碳综合利用存在潜在收益。二氧化碳化工产业、二氧化碳生物利用技术已成为国内外二氧化碳利用的研究热点，部分化工利用技术已进入产业化，预示着良好的发展前景。
表3层次模型检验
预测变量高阶主观幸福感生活满意度积极情感消极情感年龄0.125∗收入-0.006金钱态度-0.172∗∗∗健康状况0.136∗居住环境0.173∗∗情绪智力0.568∗∗∗高阶主观幸福感0.728∗∗∗0.721∗∗∗-0.528∗∗∗R20.4420.5300.5200.279
实现心中的梦想，就要立刻行动，并为之付出千万倍的努力。1992年，不顾父母的反对，张雪松毅然辞掉工作，走上了创业之路。由于是初次创业，张雪松并不知道要做什么，看见有的亲戚卖服装挺赚钱，她就借了2000元钱，开始摆地摊卖服装。稍有了一点儿积蓄后，她兑下来个小饭店。饭店虽然利润高些，但她依然觉得离自己的梦想有点儿远，不断寻找新的商机。随后，她承包了烟花厂，又经营了老街基美食城、肇州日月天大酒店。几年下来，在不断的折腾中，总算拥有了一个属于自己的房子和一点点的积蓄。“我觉得，更主要的是积累了些做生意的经验，坚定了我在创业这条路上走下去的信心和决心。”
(4)学生自身要深刻认识到校园欺凌的危害性，严于律己，自觉抵制不良信息，不对他人实施欺凌行为；在遭受欺凌行为时要勇于揭发，向家长、老师以及公安机关寻求帮助。
3. 因果系统模型分析
④《颜氏家训》卷六《书证》:“《诗》云:‘駉駉牡马。’江南书皆作牝牡之牡，河北本悉为放牧之牧”，“〔邺下博士〕不见刘芳《义证》乎?”又载:“《诗》云:‘参差荇菜。’……先儒解释皆云:水草，圆叶细茎，随水浅深。今是水悉有之，黄花似莼，江南俗亦呼为猪莼，或呼为荇菜。刘芳具有注释，而河北俗人多不识之。”(王利器:《颜氏家训集解》，中华书局1993年版，第414、415、409页)刘芳是北魏后期青齐学术的代表学者，他的《毛诗笺音义证》无论是文字版本还是名物训诂皆取南学。
实验结果显示，采用PDCA管理后，我院中抽血标本、试管错误、漏抽血标本、登记错误、样本遗失的情况较质量管理前更优，组间差异具有统计学意义（P＜0.05）。其结果说明，将PDCA管理应用于管理工作中，能够使门诊抽血室标本管理质量得到明显提高，改善标本门诊管理人员的管理质量。标本管理是医院各项质量管理中的一项重要环节[10]。PDCA管理方案，能够保证所有人员在工作过程中参与到计划实施中来，从而设计并实现相应的管理目标[11-12]。
1. 主观幸福感量表
表4因果系统模型检验
预测变量积极情感消极情感生活满意度直接效应间接效应总效应年龄0.039-0.0850.114∗0.0190.133∗收入-0.043-0.0070.045-0.0150.030金钱态度-0.097∗0.126∗-0.091∗-0.042∗-0.133∗健康状况0.087-0.0600.0840.0340.118∗居住环境0.028-0.0730.223∗∗∗0.0150.238∗∗∗情绪智力0.451∗∗∗-0.279∗∗0.208∗∗0.176∗∗0.384∗∗∗积极情感0.350∗∗∗0.350∗∗∗消极情感-0.066-0.066R20.2280.1110.398
由表4可以看出，模型M3可以解释生活满意度39.8%的方差，积极情感22.8%的方差和消极情感11.1%的方差。年龄、金钱态度、居住环境、情绪智力和积极情感对生活满意度有着显著的直接效应；金钱态度和内省情绪智力对生活满意度还有显著的间接效应，表明这些变量对生活满意度的作用受到积极情感的部分中介效应，并且中介效应的大小存在差异，但消极情感的中介效应不显著。
4. 主观幸福感的成分合成模型
为了检验成分合成模型，合成生活满意度和积极情感、消极情感的标准化得分得到主观幸福感的分数，然后考察6个预测变量对合成主观幸福感变量的效应，并允许6个预测变量自由相关。结果得到模型与数据的拟合指标为：χ2 = 374.109，df = 39，χ2/df = 9.593，p = 0.000，GFI = 0.865，CFI = 0.788，RMSEA = 0.135(90%CI0.123-0.148)，标准化路径系数见表1(M4)。
约束满足的依存句法分析模型也存在一些问题：可能不存在能满足所有约束的分析树，也可能有多个树满足所有约束，无法消歧。
由表2(M4)可以看出预测模型解释了合成主观幸福感变量27.1%的方差。除了收入外，其他变量能够显著预测合成主观幸福感变量。
四、讨论
本研究采用结构方程模型方法比较了主观幸福感三成分结构的四种竞争模型，数据结果比较直观地描述了每一个概念模型的特点，对深入理解主观幸福感的三成分结构有着重要的参考价值。
(一)主观幸福感成分的相关性与独立性
研究发现，主观幸福感的三个主要成分既相互关联，又相对独立。在模型2中三个成分在高阶主观幸福感潜变量上有着较大的载荷，在模型3中积极情感和消极情感对生活满意度同时存在预测效应，这表明生活满意度、积极情感和消极情感之间相互关联。此外，在模型2中高阶主观幸福感潜变量能够解释生活满意度、积极情感和消极情感的独特方差，在模型3中积极情感和消极情感不能同时解释生活满意度的剩余方差，这说明生活满意度、积极情感和消极情感三成分间表现出相对独立性。
研究还发现，在不同的路径模型中，主观幸福感的预测因子存在差异，这些差异主要源于结构模型是否以及如何处理三个成分的相关性和独立性。具体而言，模型1没有解释主观幸福感成分的关系，不清楚预测因子对每一个成分的效应是否是独特的；在模型2中每一个预测变量能够独立预测主观幸福感成分的共同性；在模型3中预测因子通过积极情感和消极情感预测生活满意度；在模型4中预测因子能预测合成主观幸福感变量。对模型计算的结果进行比较发现：与模型1和模型3相比，模型2不能显示预测因子对生活满意度的独特效应；与模型3相比，模型2还不能显示预测因子对积极情感和消极情感的独特效应。
模型3通过相关变量对生活满意度的预测来解释三个成分之间的关系。模型3对生活满意度的预测比模型1更保守，但对积极情感和消极情感的预测效应类似于模型1。此外，与相关的中介模型研究结果相一致，情绪智力和金钱态度能通过积极情感预测生活满意度。研究结果部分证实了幸福感的因果系统理论，即生活满意度是积极情感的结果变量。这意味着某些预测变量与生活满意度的关系可能受到情感体验的调节或中介作用。模型4使用合成主观幸福感分数替代主观幸福感成分，忽略了预测变量对每一个具体成分的效应。因此，需要深入研究预测变量对每一个成分的效应。
据有色金属报网报道，10月28日，帕鲁特金矿尾矿输送及充填系统联动试车成功。本次重负荷试车的成功是中色国际帕鲁特有限责任公司响应中国有色集团“走出去”号召，积极践行“一带一路”倡议所取得的又一重大突破，为下一步该矿实现达产达标，进入正常生产打下了良好的基础。
(二)主观幸福感结构模型的可行性与综合性
本研究为了解每一种结构模型的可行性提供了新的视角。特别是模型2和模型3把主观幸福感作为一个三成分概念进行综合的结构解释，有助于阐明生活满意度、积极情感和消极情感的关联性和独立性。在评估相关变量对主观幸福感的预测效应时，模型3有助于处理主观幸福感成分的关联性和独立性。
树，就像人一样。本身吃不饱穿不暖，长期营养不良，还整天吭哧吭哧干活儿，个子能长高吗？杨树之所以被称为“小老树”，不是杨树本身的罪过，是风沙的罪过。
模型1把主观幸福感解释为三个独立的成分。这会导致在理解主观幸福感时直接忽略生活满意度、积极情感和消极情感之间存在的实质性关系。如果阐明了三个成分之间的关系，与主观幸福感的预测因子相关的结果将更为详尽。因此，模型1中的主观幸福感三成分结构概念是不充分的。
在模型2中三个成分在主观幸福感高阶潜变量的载荷小于1，表明独立于主观幸福感潜变量的每一个成分的方差是可靠的。模型2还解释了主观幸福感潜变量和有别于主观幸福感潜变量的每一个成分的稳定性。在总体上，模型2整体上调和了成分之间关联性和独立性的差异程度，对于理解主观幸福感三成分结构概念是一种可行的方法。
模型3把生活满意度概念化为主观幸福感的主要结果，而积极情感和消极情感联合影响生活满意度。模型3通过把积极情感和消极情感作为生活满意度的相关预测因子来调和三个成分之间的关联性和独立性，同时还可考察其他变量解释的方差。本研究的结果部分支持这个模型，也支持了积极情感在情绪智力和金钱态度与生活满意度之间的部分中介效应。此外，模型3同时包含了积极情感和消极情感，导致弱化了预测因子对生活满意度的预测效应，这种结果与积极情感和消极情感的潜在中介作用相一致。但模型3不能完全解释纵向研究中积极情感和消极情感的共同方差和独特方差[22]。因此，在需要横向研究中预测生活满意度时，模型3是一种可行的方法。
模型4把主观幸福感概念化为由生活满意度、积极情感和消极情感合成的主观幸福感指数，无法解释主观幸福感成分的关联性和独立性，也无法理解主观幸福感的意义。因此研究结果的含义不明确，即无法确定生活满意度、积极情感和消极情感的共同预测因子或独特预测因子，也无法比较预测因子对合成分数和每一个成分的预测效应。总而言之，模型4不能充分地解释主观幸福感三成分结构概念。
(三)主观幸福感结构模型对研究和理解主观幸福感的作用
本研究检验了主观幸福感三成分结构的四种竞争模型，考察了预测变量对主观幸福感及三成分的预测效应。在以往的研究中，不同的研究者往往采用不同的主观幸福感模型，很少有研究对四种模型进行比较。本研究通过分析和比较四种模型来说明采用每一种结构模型的含义，对于更深入地理解主观幸福感具有重要的意义。事实上，基于每一种模型的统计拟合指数直接比较四种模型的优劣不可取，因为每一种模型都有不同的理论假设。例如，模型2和模型3的统计拟合指数几乎是一样的，因为它们以不同的方式在整体上解释生活满意度、积极情感和消极情感的关系。相反的，模型4不能与其他模型进行比较，因为其仅仅是一个合成分数而不是三个主观幸福感成分，但可以收集采用各种结构模型所得到的结果以及结果的异同，这些信息对于全面理解相关实证研究的结果至关重要。
五、结论与不足
本研究使用结构方程模型方法，并基于横向调查数据分析了主观幸福感的三成分结构，得到以下结论：三独立成分模型和成分合成模型不能充分地解释主观幸福感三成分结构概念；层次构念模型可以较好地解释主观幸福感三成分结构概念；因果系统模型也能较好地解释主观幸福感的三成分结构概念，且可以在横向研究中用以预测生活满意度。因此，主观幸福感的每一种结构模型各有优劣，对结果也有着不同的解释。但后续研究需要基于纵向调查数据(追踪研究)考察个体在生活满意度、积极情感和消极情感变量上的发展特征，以进一步探究主观幸福感模型的可靠性和适用性。此外，还需探究更多其他重要预测变量(如人格特质、社会支持、应对方式等)的作用，以构建更加复杂的多变量模型来深入理解主观幸福感的特征和意义。
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DOI：10.3969/j.issn.1003-0964.2019.02.014
OSID:中图分类号：B842.6
文献标志码：A
文章编号：1003-0964(2019)02-0082-07
收稿日期：2018-07-03；
收修日期：2019-01-10
基金项目：河南省哲学社会科学规划课题(2017BZX014)；河南省教育科学重大招标课题(2017-JKGHZDZB-11)；河南省教育厅人文社科项目(2016-ZC-115)；河南省教育科学规划课题(2014-JKGHB-0021)
作者简介：熊承清(1981—)，男，河南罗山人，讲师，在读博士研究生，研究方向为情绪与决策；许远理(1960—)，男，河南商城人，心理学博士，教授，硕士生导师，主要方向为情绪心理学。
(责任编辑：金云波)
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