文化认同对大学生亲社会行为倾向的影响：自尊和主观幸福的链式中介作用

The Effect of Cultural Identity on College Students’ Pro-Social Behavior Tendency: The Chain Mediating Role of Self-Esteem and Subjective Well-Being

摘要: 目的：探讨文化认同对在校大学生亲社会行为的影响，以及咨询和主观幸福感的中介作用。方法：于2024年6月~2024年12月，采用便利抽样法，在线招募1100名大学生为研究对象。采用一般资料调查表、自尊量表、主观幸福感量、文化认同量表以及亲社会行为倾向量表进行线上问卷调查。结果：文化认同、亲社会行为、自尊与主观幸福感之间存在正相关性(P < 0.01)。文化认同对亲社会行为倾向的直接效应显著(β = 0.439, 95% CI: 0.982~1.104)；自尊和主观幸福感在文化认同与亲社会行为之间的中介效应分别为0.1051 (β=0.087, 95% CI: 0.056~0.115)和0.238 (β = 0.408, 95% CI: 0.335~0.49)；自尊–主观幸福感的链式中介效应显著(β = 0.072, 95% CI: 0.048~0.104)。结论：文化认同有助于促进大学生亲社会行为倾向，主观幸福感和自尊在其中起中介作用。

Abstract: Objective:To investigate the effect of cultural identity on pro-social behaviors of college students, as well as the mediating role of counseling and subjective well-being. Methods:From June 2024 to December 2024, 1100 college students were recruited online for the study using convenience sampling method. Online questionnaires were administered using the General Information Questionnaire, Self-Esteem Scale, Subjective Well-Being Scale, Cultural Identity Scale, and Pro-Social Behavior Tendency Scale. Results: There was a positive correlation between cultural identity, pro-social behavior, self-esteem and subjective well-being (P < 0.01). The direct effect of cultural identity on pro-social behavior tendency was significant (β = 0.439, 95% CI: 0.982~1.104); the mediating effects of self-esteem and subjective well-being between cultural identity and pro-social behavior were 0.1051 (β = 0.087, 95% CI: 0.056~0.115) and 0.238 (β = 0.408, 95% CI: 0.335~0.49); the chain mediation effect of self-esteem-subjective well-being was significant (β = 0.072, 95% CI: 0.048~0.104). Conclusion: Cultural identity helps to promote the tendency of pro-social behaviors of college students, in which subjective well-being and self-esteem play a mediating role.

1. 引言

亲社会行为是指个体交往中展现的帮助、谦让、安慰等有益他人、符合社会期望的行为(方作之，常保瑞，2023)。近年实证研究数据，中国大学生亲社会行为整体处于中等偏上水平，但存在群体差异和类型分化(黄雄俊，2024)。随着数字技术快速发展，大学生在享受网络便捷的同时，正面临精神生活的异化危机，如泛娱乐化内容弱化主流价值观认同，快餐文化消解理想信念根基(张思军，李倩，2025)。面对网络与社会思潮的交互影响，研究指出(王星，2022)亲社会程度低的大学生道德观念呈现不稳定性，会出现职业伦理懈怠、社会责任淡化及利己行为等错误的思想滑坡倾向。然而具有较高程度的亲社会行为倾向的大学生在个人层面具有较高的心理健康水平，主观幸福感和生活意义感，因此会减少负性事件发生(庞海燕，杨平，2025)；在人际层面和社会层面，会更倾向追求人际互惠，并主动选择符合群体与社会利益的行为(滕国鹏，胡雅茹，2024)。

文化认同是指对人们之间或个人同群体之间拥有的共同文化的确认(崔新建，2004)。研究发现文化认同可以正向预测亲社会行为(李芸，2021)，并且通过积极情绪(赵偲琪，刘若婷，胡晓檬，2024)，自我效能感，社会责任感提升亲社会行为倾向(田友丽，苏金星，家博等，2024)。自尊和亲社会行为倾向呈正相关(Zhang et al., 2023)，文化认同与个人自尊水平存在正相关，积极的文化认同对于自尊水平的提高具有重要作用(王子，2024)。同时文化认同可以预测主观幸福感(Zhou et al., 2023)，亲社会行为倾向和主观幸福感呈正相关(Xiong et al., 2023)，亲社会行为倾向可以预测主观幸福感(杨柳，高冉，方平等，2024)。然而，现有研究仅证实文化认同、自尊、主观幸福感、亲社会行为之间存在关系，但因素之间的综合作用以及潜在关联仍较为模糊。认知–情感–行为意向模型(杜刚，程科，王晓刚，2025)最初来源于认知心理学，被广泛应用于多学科涉及描述态度、行为的研究中。基于此，本研究通过认知–情感–行为意向模型进一步分析四者关系，为高校提高大学生亲社会行为倾向提出切实可行的策略建议。

2. 对象与方法

2.1. 研究对象

采用便利抽样方法，2024年6月~2024年12月，在线招募在校大学生作为研究对象，开展线上的问卷调查。纳入标准：① 能够自主阅读并填写问卷；② 无严重的精神障碍疾病。排除标准：休学超过3个月。为保证分析结果的可靠性，调查对象样本量应为自变量的5~10倍(倪平，陈京立，刘娜，2010)，本研究共纳入102个条目，同时考虑10%的无效率，样本量应在567~1133例。本研究共回收1223例，剔除答题时间< 1分钟、规律作答或选项一致的无效问卷123份，保留有效问卷1100份，有效回收率89.4%。所有调查对象均知情同意并自愿参与研究。

2.2. 研究工具

1) 一般资料调查表：由研究者自行设计，包括性别、独生子女、宗教信仰、政治面貌、生源地区、高校所在地、是否参加社团、专业、年级。

2) 亲社会倾向量表(Prosocial Tendencies Measure, PTM)：采用寇彧等人的亲社会倾向量表(寇彧，洪慧芳，谭晨等，2007)，该量表包含六个维度，共26道题目，采用Likert5级计分法，总得分越多，亲社会行为倾向越高。量表的Cronbach’s α系数在0.70以上。

3) 多民族青少年文化认同问卷(Chinese Multiethnic Adolescent Cultural Identity Questionnaire，简称 CMACIQ)：采用Fa-Wen Hu (Hu et al., 2014)等人编制的民族青少年文化认同问卷，共有34道题目。主流文化认同由主体文化和社会规范两个因素构成，内部一致性系数分别为0.79和0.85。民族文化认同由族物喜好，宗教信念，民族接纳，民族俗约四个维度构成，内部一致性系数分别为0.74、0.73、0.85、0.79。

4) 自尊量表(self-esteem scale, SES)：采用罗森伯格编制、杨烨和王登峰翻译修订的自尊量表(杨烨，王登峰，2007)。共10个题目，采用Likert5级计分，得分越高自尊水平越高，自尊量表的Cronbach’sα系数为0.89 (Rosenberg, 1965)。

5) 主观幸福感量表：采用由Diener (Diener et al., 2010)编制，张兴贵修订和郑雪等修订(古丽妮尕尔·哈米提，2023) 的量表包括生活满意度量表(SWLS)和正负情绪量表(PANAS)，生活满意度量表有5道题目，运用Likert7点评分。内部一致性系数在0.61~0.81之间。在本研究中生活满意度量表的内部一致性系数为0.76。正负情绪量表一共包括14个情绪术语，其中8个术语表示负性情感，6个术语表示正性情感。运用Liker 5点评分，最后总得分为正性情绪得分减去负性情绪得分。正性情绪的同质性信度为0.76，负性情绪的同质性信度为0.82。将生活满意度的标准分加上积极情绪的标准分，再减去消极情绪的标准分作为主观幸福感的分数。

2.3. 统计学方法

采用SPSS28.0和Amos26.0进行数据处理。呈正态分布的计量资料采用$\overline{\text{x}}\pm \text{s}$进行统计描，计数资料使用频数和百分比进行表述。采用两独立样本t检验或单因素方差分析进行组间比较。使用Pearson相关分析变量之间的相关性；采用Amos 26.0探究路径关系，并构建结构方程模型以验证研究假设。采用最大似然比拟合数据，通过Bootstrap法检验中介效应(重复抽样次数5000，95%置信区间)。检验水准α = 0.05；采用Harman单因素法进行探索性因素分析，结果表明，未旋转得到的15个特征根大于1的因子，首因子变异为37.58%，小于40%临界值(周浩，龙立荣，2004)，故而本研究不存在共同方法偏差，可以进行进一步数据分析。

3. 结果

3.1. 基本情况

本研究共纳入1100名大学生，平均年龄(100.04 ± 20.18)，其中男性528 (48%)，女性572 (52%)。单因素分析结果显示，亲社会行为在性别、是否参加社团、有无宗教信仰、生源地区等方面的差异有统计学意义(P < 0.05)，见表1。

Table 1. Comparison of total scores of prosocial behavior tendencies among college students with different characteristics ($\overline{\text{x}}\pm \text{s}$, n = 1100)

表1. 不同特征大学生亲社会行为倾向总分比较($\overline{\text{x}}\pm \text{s}$, n = 1100)

变量		例数(%)	亲社会行为倾向得分	t/F值	P值
性别	男	528 (48%)	101.30 ± 19.70	1.994	0.046
	女	572 (52%)	98.88 ± 20.57
独生子女	是	193 (17.5%)	101.27 ± 18.94	0.931	0.352
	否	907 (82.5%)	99.78 ± 20.43
宗教信仰	是	85 (7.72%)	75.98 ± 33.91	−7.017	<0.001
	否	1015 (92.28%)	102.06 ± 17.13
学生干部	是	597 (54.27%)	101.07 ± 19.48	1.826	0.068
	否	503 (45.73%)	98.83 ± 20.94
参加社团	是	809 (73.54%)	102.26 ± 16.53	4.977	<0.001
	否	291 (26.45%)	93.87 ± 27.02
专业	医学	213 (19.36%)	99.42 ± 17.16	1.048*	0.388
	理学	137 (12.45%)	103.67 ± 16.70
	工学	255 (23.18%)	99.94 ± 19.54
	管理学	158 (14.36%)	99.46 ± 21.56
	法学	137 (12.45%)	99.53 ± 22.20
	教育学	200 (18.18%)	99.17 ± 23.30
生源地区	华北	570 (51.82%)	98.66 ± 19.74	2.963*	0.031
	华东	184 (16.73%)	102.38 ± 18.92
	西南	219 (19.91%)	99.91 ± 23.30
	东北	86 (7.82%)	100.95 ± 19.52
政治面貌	群众	291 (26.45%)	99.37 ± 17.91	0.813*	0.517
	团员	411 (37.36%)	100.89 ± 18.53
	积极分子	160 (14.55%)	98.55 ± 22.60
	预备党员	143 (13%)	99.21 ± 24.47
	党员	95 (4.73%)	102.22 ± 22.17
高校所在地	华北	527 (47.91%)	100.29 ± 0.74	0.532*	0.784
	华东	205 (18.64%)	101.32 ± 1.41
	西南	89 (8.09%)	99.75 ± 2.52
	东北	106 (9.93%)	99.51 ± 2.26
	华中	83 (7.54%)	96.95 ± 2.88
	华南	40 (3.63%)	98.43 ± 4.07
	西北	50 (4.54%)	100.24 ± 3.08
年级	大一	371 (33.73%)	100.35 ± 0.94	2.122*	0.076
	大二	309 (28.09%)	100.10 ± 1.06
	大三	183 (16.64%)	101.26 ± 1.55
	大四	175 (15.91%)	96.58 ± 1.97
	大五	62 (5.64%)	104.13 ± 2.21

注：*为F值。

3.3. 描述性统计与相关性分析

结果显示，大学生文化认同与自尊和亲社会行为倾向正相关(P < 0.01)；自尊与主观幸福感呈正相关(P < 0.01)；主观幸福感与亲社会行为倾向成正相关(P < 0.01)，见表2。

Table 2. The current status and correlation (r value) of self esteem, subjective well being, cultural identity, and prosocial behavior tendency

表2. 自尊、主观幸福感、文化认同与亲社会行为倾向的现状及相关性(r值)

变量	$\overline{\text{x}}\pm \text{s}$	自尊	亲社会	主观幸福	文化认同
自尊	64 ± 37.55	1
亲社会	100.04 ± 20.18	0.652**	1
主观幸福	64.18 ± 7.14	0.436**	0.385**	1
文化认同	140.08 ± 37.55	0.579**	0.833**	0.308**	1

注：**，P < 0.01。

3.4. 大学生文化认同和亲社会行为倾向的链式中介模型机路径分析结果

以亲社会行为倾向为因变量，文化认同为自变量，自尊和主观幸福感为链式中介变量，采用极大似然估计法进行相关参数估计，构建结构方程模型并进行路径分析。修正后的模型各指标符合要求，见图1。x²/df = 11.348，RMSEA = 0.097，GFI = 0.953，CFI = 0.953，NFI = 0.949，TLI = 0.943，IFI = 0.917，说明拟合效果拟合良好。基于模型图路径分析，文化认同可以显著预测自尊(β = 0.58, p < 0.01)，主观幸福感(β = 0.6, p < 0.01)，亲社会行为(β = 0.44, p < 0.01)；自尊可以显著预测主观幸福感(β = 0.26, p < 0.01)和亲社会行为(β = 0.14, p < 0.01)；主观幸福感可以显著预测亲社会行为(β = 0.44, p < 0.01)

Figure 1. The mediating model of self-esteem and subjective well-being on cultural identity and prosocial behavior tendency among college students

图1. 自尊和主观幸福感在大学生文化认同与亲社会行为倾向中介模型

3.5. 中介效应分析

为进一步探究自尊、主观幸福感在文化认同与亲社会行为之间的单独和链式中介效应，运用Bootstrop法进行中介效应显著性检验。结果如表4显示(1) 就自尊的独立中介效应而言，间接效应分析显示，其中介作用检验系数值95%置信区间不含0 (0.056~0.115)，中介系数通过显著性检验，说明路径1间接路径成立；(2) 就主观幸福感的独立中介效应而言，间接效应分析显示，其中介作用检验系数值95%置信区间包(0.335~0.490)，中介系数通过显著性检验，说明路径2间接路径成立；(3) 就自尊与主观幸福感的链式中介效应而言，间接效应分析显示，其中介作用检验系数值95%置信区间不含0 (0.048~0.104)，中介系数通过显著性检验，说明路径3间接路径成立。

Table 4. Results of the effect test of the intermediary model

表4. 中介模型的效应检验结果

路径	β	效应值	占总效应比(%)	95%CI下限	95%CI上限	P
总效应	1.039	1.399	——	0.982	1.104	<0.001
直接效应	0.439	0.852	60.90%	0.365	0.510	<0.001
总间接效应	0.566	0.547	39.10%	0.480	0.664	<0.001
路径1：文化认同→自尊→亲社会行为倾向	0.087	0.147	10.51%	0.056	0.115	<0.001
路径2：文化认同→主观幸福感→亲社会行为倾向	0.408	0.333	23.80%	0.335	0.490	<0.001
路径3：文化认同→自尊→主观幸福感→亲社会行为倾向	0.072	0.067	4.79%	0.048	0.104	<0.001

4. 讨论

本研究通过结构方程模型检验了文化认同对大学生亲社会行为的影响机制，结果显示，文化认同不仅能够直接预测亲社会行为，还能够通过自尊、主观幸福感的中介以及链式中介产生间接影响。

首先，文化认同对亲社会行为倾向的直接效应显著(β = 0.439)，占总效应的60.90%，显著高于间接效应总和，表明文化认同是促发亲社会行为的重要驱力，契合集体主义文化下“身份即行为脚本”的理论预期(Li & Benson, 2022)。文化认同具有超我道德模式的特异性(Marques, 2011)，通过塑造稳定的价值取向与行为脚本，直接引导个体做出利他选择，这也解释了为何直接路径效应最大。这与Phinney的观点一致，即文化认同能够强化个体对群体的归属感与责任感，进而激发维护群体利益的社会贡献行为(Phinney, 1990)。

其次，文化认同能通过自尊和主观幸福感的中介作用对亲社会行为产生影响，占总效应的39.10%，主观幸福感的中介效应(β = 0.408, 23.80%)约为自尊间接效应(β = 0.087, 10.51%)的4倍，这一结果进一步证实了情感驱动行为意向的核心地位(王玮沁，2025)。根据积极情绪的拓展–建构理论，主观幸福感能够通过拓宽个体认知行为范畴，增强人际信任、与他人建立社会联结(Mamo et al., 2025)，使“归属感”直接转化为“利他行为”从而主动做出亲社会行为(Toumbourou, 2016)。

最后，本研究发现，文化认同能够通过自尊、主观幸福感的链式中介作用间接促进大学生产生亲社会行为，虽占比仅为4.79%，但进一步验证了“认知–情感–意向–行为”的经典模型(Hilgard, 1980)，揭示了文化认同促进亲社会行为产生是心理资源逐级累积的历程。文化认同能够把群体的积极评价转化为高自尊(Xu, 2024)；高自尊通过提升安全感和归属感，使个体体验到正向情绪，心理资源继续增值为幸福感(Kuriakose et al., 2023)；幸福感的情绪持续扩展，最终把累积的心理资源外溢为社会层面的利他行为(Zhang et al., 2022)。该链式路径说明文化认同可以是多层次、渐进式的心理资本累计过程。因此，我们建议，在教育方面将文化认同融入高校德育教育，如开设国学课程，组建非遗传承协会，增强大学生文化归属感，最终产生亲社会行为。

综上所述，文化认同既能够直接预测亲社会行为，也可以通过自尊、主观幸福感的独立中介以及链式中介间接预测亲社会行为，为文化心理学与积极心理学的交叉研究提供了新视角，也为高校德育工作提供了科学依据。本研究不足之处：研究设计为横断面调查，无法确立因果时序，未来可考虑通过干预研究验证变量间的因果关系。

NOTES

^*通讯作者。