中國(guó)中學(xué)生和大學(xué)生幸福感常模的制定 *

吳曉靚 蓋笑松 王 文 謝笑春 王 宏 顧婷玉

(1 東北師范大學(xué)心理學(xué)院，長(zhǎng)春 130024) (2 東北師范大學(xué)體育學(xué)院，長(zhǎng)春 130024)

1 引言

幸福感水平是青少年良好適應(yīng)的指標(biāo)。幸福感對(duì)青少年的發(fā)展具有積極影響，比如生活滿意度可以正向預(yù)測(cè)青少年的學(xué)業(yè)投入（Datu & King,2018），積極情緒可以促進(jìn)學(xué)生進(jìn)行自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)和提升學(xué)業(yè)自我效能感（Villavicencio & Bernardo,2016）；消極情緒會(huì)導(dǎo)致學(xué)生出現(xiàn)較低的學(xué)業(yè)投入（Datu & King, 2018），還能夠預(yù)測(cè)青少年的自殺想法和行為（Ribeiro, Huang, Fox, & Franklin,2018）。因此，教育者了解和提升學(xué)生的幸福感，有利于促進(jìn)學(xué)生的全面發(fā)展。

現(xiàn)有的幸福感測(cè)量工具主要從當(dāng)下生活滿意度、積極情感和消極情感三個(gè)角度進(jìn)行測(cè)量（Diener, Suh, Lucas, & Smith, 1999），忽視了人類(lèi)具有思考未來(lái)并作出預(yù)期的能力。人類(lèi)思考未來(lái)的能力在青少年時(shí)期迅速發(fā)展，在16歲左右接近成熟（Steinberg et al., 2009）。因此，人們會(huì)對(duì)未來(lái)的生活有所預(yù)期，比如預(yù)期自己獲得滿意工作的可能性，還會(huì)形成有關(guān)未來(lái)的積極或消極情感，比如在思考未來(lái)時(shí)感到振奮或迷茫。泰勒·本·沙哈爾（2013）在其提出的幸福漢堡模型中指出幸福感應(yīng)是當(dāng)下幸福和未來(lái)利益的整合。但是，現(xiàn)有的幸福感測(cè)量工具沒(méi)有考察人們關(guān)于未來(lái)生活的評(píng)價(jià)和情感，不足以完整地反映幸福感。

與成人的幸福感相比，青少年的幸福感尤其體現(xiàn)出指向未來(lái)的特點(diǎn)。社會(huì)情緒選擇理論指出：青少年對(duì)未來(lái)的時(shí)間感知是無(wú)限的，因此具有未來(lái)導(dǎo)向的目標(biāo)；而年長(zhǎng)者傾向于認(rèn)為未來(lái)時(shí)間是有限的，因此傾向于持有“情緒調(diào)節(jié)”一類(lèi)的當(dāng)下目標(biāo)（Carstensen, Isaacowitz, & Charles,1999）。Bronk，Hill，Lapsley，Talib 和 Finch（2009）發(fā)現(xiàn)，尋找未來(lái)目標(biāo)能夠提升青少年的幸福體驗(yàn)，但是會(huì)降低成年人的幸福體驗(yàn)。由此可見(jiàn)，青少年的幸福感更具有指向未來(lái)的特點(diǎn)。因此，王文、蓋笑松、張玉清和王國(guó)霞（2018）提出應(yīng)將“未來(lái)”維度納入測(cè)量模型，即在測(cè)量當(dāng)下生活滿意度和積極、消極情感的同時(shí)，還應(yīng)對(duì)未來(lái)期望滿意度和未來(lái)積極、消極情感進(jìn)行測(cè)量。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，未來(lái)取向的幸福感可以正向預(yù)測(cè)中學(xué)生的學(xué)校投入和學(xué)習(xí)成績(jī)（王文等, 2018）；青少年對(duì)未來(lái)的積極預(yù)期可以正向預(yù)測(cè)其自我調(diào)節(jié)水平和為他人做出貢獻(xiàn)的情況（Callina,Johnson, Buckingham, & Lerner, 2014; Nakanishi et al.,2019; Schmid, Phelps, & Lerner, 2011），負(fù)向預(yù)測(cè)其出現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)行為的可能性（Prince, Epstein, Nurius,Gorman-Smith, & Henry, 2019）。這說(shuō)明指向未來(lái)的幸福感對(duì)青少年的發(fā)展具有積極的作用，有必要對(duì)其關(guān)注和測(cè)量。

建立幸福感常模有助于判斷個(gè)體幸福感在群體中所處的水平。邢占軍（2008）曾選取中國(guó)6個(gè)城市的18周歲以上居民建立了幸福感常模；孫婷婷、張涵和郭淑英（2010）針對(duì)遼寧省中小學(xué)生建立了幸福感常模；吳漢榮、劉普林和蒙衡（2006）選取中國(guó)11個(gè)?。ㄊ校┑谋辉嚱⒘?～18歲兒童青少年的主觀生活質(zhì)量常模，其中包含自我滿意度和負(fù)性情緒等有關(guān)幸福感的內(nèi)容。但是，上述研究均未考察指向未來(lái)的幸福感水平，且取樣覆蓋的人群和地區(qū)不夠全面。因此，有必要采用新的測(cè)量模型（當(dāng)下和未來(lái)幸福感），在更大的區(qū)域范圍選取樣本以建立我國(guó)中學(xué)生和大學(xué)生的幸福感常模。

綜上所述，本研究將采用新的青少年幸福感測(cè)量模型，在全國(guó)31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）抽取樣本建立中學(xué)生和大學(xué)生的幸福感常模。

2 研究方法

2.1 被試

2019年5月—6月，采用方便取樣的方法，在全國(guó)31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）選取初中、高中/中專(zhuān)（統(tǒng)稱為高中）、大專(zhuān)/大學(xué)（統(tǒng)稱為大學(xué)）的在校生進(jìn)行調(diào)研，共抽取47453人。由班主任或心理老師組織學(xué)生完成網(wǎng)絡(luò)或紙質(zhì)問(wèn)卷。問(wèn)卷中設(shè)置了5道測(cè)謊題，若被試在5道測(cè)謊題上的平均分大于4分，或答題率低于85%，則被視為無(wú)效被試。最后保留有效被試總計(jì)43536名（有效率為91.75%），其中，男生18236名（41.89%），女生25182名（57.84%），性別信息缺失者118名（0.27%）；年齡范圍12.50～22.40歲（平均年齡16.63±2.68歲）。初、高中生的家庭所在地具體分布見(jiàn)表1。而大學(xué)生的幸福感會(huì)受到家庭所在地和高校所在地的雙重影響，本研究認(rèn)為在建立大學(xué)生常模時(shí)不需要覆蓋所有省份，因此選取了不同地區(qū)高校的大學(xué)生（n=12499）進(jìn)行測(cè)量。

2.2 工具

本研究采用青少年幸福感問(wèn)卷（王文等,2018）進(jìn)行調(diào)研。該問(wèn)卷包括當(dāng)下生活滿意度（21題）、當(dāng)下積極情感（7題）、當(dāng)下消極情感（7題）、未來(lái)期望滿意度（10題）、未來(lái)積極情感（8題）、未來(lái)消極情感（6題）6個(gè)維度，共59道題目，采用5點(diǎn)評(píng)分，從1“完全不符合”到5“完全符合”，各維度的得分為該維度題目的平均分。參考當(dāng)下幸福感的計(jì)算方法（Jiang, Song,Ke, Wang, & Liu, 2016），將整體幸福感分?jǐn)?shù)合成分為以下三步：第一步，參考情感平衡的計(jì)算方法（沈清清, 蔣索, 2013），在當(dāng)下/未來(lái)積極情感分?jǐn)?shù)減去當(dāng)下/未來(lái)消極情感分?jǐn)?shù)之后，加上系數(shù)6（相當(dāng)于對(duì)消極情感進(jìn)行了反向計(jì)分），作為當(dāng)下/未來(lái)情感平衡的分?jǐn)?shù)（分?jǐn)?shù)范圍2～10）；第二步，為了使當(dāng)下/未來(lái)情感平衡的分?jǐn)?shù)范圍與當(dāng)下/未來(lái)期望滿意度相同，將情感平衡的分?jǐn)?shù)乘以0.5；第三步，將當(dāng)下滿意度、當(dāng)下情感平衡×0.5、未來(lái)期望滿意度和未來(lái)情感平衡×0.5這四部分的分?jǐn)?shù)相加，再除以4得到整體幸福感的分?jǐn)?shù)，算式為：整體幸福感=[當(dāng)下滿意度+（當(dāng)下積極情感-當(dāng)下消極情感+6）×0.5+未來(lái)期望滿意度+（未來(lái)積極情感-未來(lái)消極情感+6）×0.5]/4。

表1 初、高中被試家庭所在?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的分布（人數(shù)）

2.3 數(shù)據(jù)分析

運(yùn)用Excel、SPSS22.0和Mplus7.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和分析。參考劉紅云（2019）的建議，由于本研究各題目的缺失值占比都在5%以下，在SPSS中采用期望極大法（expectation maximization, EM）填補(bǔ)缺失值。

3 結(jié)果

3.1 青少年幸福感問(wèn)卷的項(xiàng)目分析和信效度檢驗(yàn)

3.1.1 項(xiàng)目區(qū)分度

在各學(xué)段的所有被試中，通過(guò)計(jì)算各題目與其所屬維度總分的相關(guān)系數(shù)的方法來(lái)進(jìn)行項(xiàng)目區(qū)分度的檢驗(yàn)（鄭日昌, 蔡永紅, 周益群, 1998）。結(jié)果顯示，青少年幸福感問(wèn)卷的題目與所屬維度總分的相關(guān)系數(shù)在0.55～0.87（p＜0.01）之間，項(xiàng)目區(qū)分度良好。

3.1.2 題目難度

采用題目平均分除以題目滿分的方法來(lái)計(jì)算各個(gè)維度題目的難度（涂金堂, 2009），分析結(jié)果表明，當(dāng)下、未來(lái)積極情感和當(dāng)下、未來(lái)期望滿意度四個(gè)方面題目的難度均在0.65以上，當(dāng)下、未來(lái)消極情感兩個(gè)方面題目的難度集中在0.30～0.60。整體來(lái)看，被試具有題目所描述的消極狀態(tài)的程度較低，具有題目所描述的積極狀態(tài)的程度較高。

3.1.3 信度分析

在各學(xué)段的所有被試中，對(duì)青少年幸福感問(wèn)卷各維度和總問(wèn)卷的信度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 青少年幸福感問(wèn)卷各維度和總問(wèn)卷的信度（Cronbach’s α 系數(shù)）

由表2結(jié)果可知，青少年幸福感問(wèn)卷在各學(xué)段被試中的信度良好，均在0.80以上。

3.1.4 結(jié)構(gòu)效度分析

采用Mplus7.0在各學(xué)段的被試中采用極大似然法（ML）對(duì)測(cè)量模型的擬合度進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)模型修正指數(shù)表，發(fā)現(xiàn)10組題目對(duì)子的修正指數(shù)（M.I.）較大，據(jù)此進(jìn)行修正后的模型擬合指數(shù)見(jiàn)表3。

表3 驗(yàn)證性因素分析模型擬合指數(shù)（修正前后）

由表3中的結(jié)果可知，由于本研究的樣本量較大，導(dǎo)致χ2/df偏高（溫忠麟, 侯杰泰, 馬什赫伯特, 2004），但是，CFI和TLI指數(shù)在修正后均接近或達(dá)到0.90，RMSEA均小于0.06，SRMR均小于0.05，這說(shuō)明模型擬合較好（郭慶科, 李芳, 陳雪霞, 王煒麗, 孟慶茂, 2008）。

3.2 青少年幸福感問(wèn)卷的常模制定

3.2.1 青少年幸福感的學(xué)段常模

為了考察建立學(xué)段常模的必要性，通過(guò)單因素方差分析進(jìn)行整體幸福感的學(xué)段差異檢驗(yàn)，結(jié)果表明，整體幸福感存在顯著的學(xué)段差異（F=259.24,p＜0.001, η2=0.010）；差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示：初中生的整體幸福感顯著高于大學(xué)生（t=14.00,p＜0.001,d=0.17）和高中生（t=19.40,p＜0.001,d=0.22），大學(xué)生的整體幸福感顯著高于高中生（t=4.94,p＜0.001,d=0.06）。由于整體幸福感存在顯著的學(xué)段差異，本研究建立了幸福感的學(xué)段常模（見(jiàn)表4）。

表4 幸福感的學(xué)段常模和標(biāo)準(zhǔn)差

在計(jì)算學(xué)段常模時(shí)，考慮到初、高中樣本在各省份的人數(shù)分布比例與各省份在讀學(xué)生的實(shí)際比例存在差異，本研究對(duì)各省份初、高中被試的得分賦予了不同的權(quán)重。通過(guò)我國(guó)教育部網(wǎng)站收集各省初、高中生的在校人數(shù)（截至調(diào)研結(jié)束時(shí)，最新數(shù)據(jù)為2017年數(shù)據(jù)），進(jìn)而計(jì)算各省的權(quán)重。例如，全國(guó)在讀初中生有N人，Ai省（自治區(qū)、直轄市）初中生在校人數(shù)有Mi人，Ai?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的權(quán)重則為Mi/N。假設(shè)Ai?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）初中生的當(dāng)下滿意度平均分為Xi，那么，全國(guó)初中生當(dāng)下滿意度的常模=∑Xi×Mi/N；然后將由權(quán)重算得的常模分?jǐn)?shù)作為平均數(shù)進(jìn)行常模標(biāo)準(zhǔn)差的計(jì)算。大學(xué)生的常模分?jǐn)?shù)為所有被試的算數(shù)平均分。

3.2.2 青少年幸福感的家庭居住地常模

為了考察建立家庭居住地常模的必要性，在各學(xué)段的被試中，通過(guò)單因素方差分析對(duì)各家庭居住地學(xué)生的整體幸福感進(jìn)行差異檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：不同家庭居住地的初、高中生的整體幸福感水平存在顯著差異（ps＜0.001,η2=0.011, η2=0.001）， 在 大 學(xué) 生 中 不 存 在 顯 著的差異（p＞0.05）。差異檢驗(yàn)表明：家庭居住在市區(qū)的初、高中學(xué)生的整體幸福感顯著高于居住在縣城的學(xué)生（t=8.10,p＜0.001,d=0.28;t=3.03,p＜0.01,d=0.09）和鄉(xiāng)鎮(zhèn)的學(xué)生（t=12.61,p＜0.001,d=0.26;t=4.21,p＜0.001,d=0.08）；家庭居住在縣城和鄉(xiāng)鎮(zhèn)的初、高中生的整體幸福感不存在顯著的差異（ps＞0.05）。由于初、高中生的整體幸福感都存在顯著的家庭居住地差異，本研究建立了幸福感的家庭居住地常模，如表5所示。

表5 幸福感的家庭居住地常模和標(biāo)準(zhǔn)差

3.2.3 青少年幸福感的百分等級(jí)常模

為了使參與測(cè)試的個(gè)體能夠了解自己的幸福感在群體中所處的水平，本研究建立了百分等級(jí)常模，見(jiàn)表6。

表6中的數(shù)據(jù)為測(cè)試得到的原始分，各學(xué)段中每個(gè)原始分都有與之對(duì)應(yīng)的百分等級(jí)（P）。百分等級(jí)的含義是在該學(xué)段的學(xué)生中有百分之多少的學(xué)生得分不高于該被試。

4 討論

本研究采用青少年幸福感模型建立了幸福感的平均分常模和百分等級(jí)常模，有助于被試判斷自己的幸福感水平在群體中所處的位置，也可以作為家長(zhǎng)和老師了解學(xué)生幸福感狀況的參考標(biāo)準(zhǔn)。

表6 幸福感的百分等級(jí)常模

4.1 青少年幸福感結(jié)構(gòu)新模型的合理性

以往關(guān)于青少年幸福感的測(cè)量工具主要集中于測(cè)量當(dāng)下幸福感，而本研究采用的青少年幸福感模型則考慮到青少年的幸福感具有指向未來(lái)的特點(diǎn)。在Ryff和Keyes（1995）編制的心理幸福感量表中包含成長(zhǎng)主動(dòng)性和生活目標(biāo)維度，雖具有未來(lái)指向的含義，但其沒(méi)有直接測(cè)量青少年對(duì)于未來(lái)生活的預(yù)期，因而未能反映青少年關(guān)于未來(lái)生活的評(píng)價(jià)和情感，并且該問(wèn)卷在我國(guó)大學(xué)生被試中的結(jié)構(gòu)效度較差，說(shuō)明該問(wèn)卷可能不適用于測(cè)量我國(guó)的青少年群體（崔春華, 李春暉, 王欣, 楊海榮, 2005）。本研究采用的青少年幸福感模型在我國(guó)初中生、高中生、大學(xué)生中的模型擬合都接近理想水平，更適合用來(lái)描述我國(guó)青少年的幸福感。

4.2 高中生的幸福感更需要引起關(guān)注

在三個(gè)學(xué)段的學(xué)生中，高中生的整體幸福感水平最低。其原因可能是我國(guó)高中生面臨著較高的升學(xué)壓力，父母和老師會(huì)高度重視高中生的學(xué)業(yè)表現(xiàn)，甚至施加學(xué)業(yè)壓力，進(jìn)而導(dǎo)致高中生產(chǎn)生較高的考試焦慮（黃瓊, 周仁來(lái), 2019），和較低的幸福感水平。交叉滯后研究發(fā)現(xiàn)幸福感水平能夠正向預(yù)測(cè)學(xué)生的學(xué)習(xí)投入和學(xué)業(yè)表現(xiàn)，即學(xué)生的幸福感水平越高，越有利于取得好成績(jī)（Datu &King, 2018; Ng, Huebner, & Hills, 2015），因此，教育者應(yīng)該重視高中生的幸福體驗(yàn)。

4.3 家庭居住在縣城及鄉(xiāng)鎮(zhèn)的中學(xué)生的幸福感更需要引起關(guān)注

與家庭居住在市區(qū)的中學(xué)生相比，家庭居住在縣城和鄉(xiāng)鎮(zhèn)的中學(xué)生的幸福感水平相對(duì)較低。這可能是由于他們的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低，父母會(huì)將更多時(shí)間用于工作謀生，對(duì)子女的陪伴和支持相對(duì)較少；而且，家庭壓力模型指出，低收入會(huì)讓父母更可能出現(xiàn)負(fù)面情緒，使得家庭內(nèi)沖突增多、溫暖減少（Masarik & Conger, 2017），導(dǎo)致子女的幸福感水平降低。此外，非城市的中學(xué)生可獲得的教育資源不如城市的中學(xué)生豐富，這意味著他們需要付出更多的努力來(lái)突破學(xué)業(yè)發(fā)展的限制，導(dǎo)致其學(xué)業(yè)壓力較大，幸福感水平較低。

4.4 教育建議

基于前人的研究發(fā)現(xiàn)，教育工作者可使用以下方法來(lái)提升學(xué)生的幸福感：第一，調(diào)動(dòng)學(xué)生培養(yǎng)和運(yùn)用自身品格優(yōu)勢(shì)的積極性，可提升生活滿意度和降低消極情緒（Proctor et al., 2011）；第二，引導(dǎo)學(xué)生想象未來(lái)最好的自己和設(shè)定可行度高的計(jì)劃，可以提升未來(lái)期望和積極情緒（Heekerens &Eid, 2020; Leontopoulou, 2015）；第三，營(yíng)造良好的學(xué)校氛圍可以提升學(xué)生的幸福感，比如為學(xué)生提供自主支持，營(yíng)造更具合作性而較少?gòu)?qiáng)調(diào)競(jìng)爭(zhēng)性的氛圍等（李若璇, 劉紅瑞, 姚梅林, 2019）。

4.5 研究局限與展望

本研究有以下局限。第一，沒(méi)有嚴(yán)格采用分層抽樣的方法進(jìn)行取樣。但是，本研究被試取樣的全國(guó)省、市覆蓋面（31省、129個(gè)城市）大幅度超過(guò)了國(guó)內(nèi)同類(lèi)的幸福感常模研究。而且，在計(jì)算各學(xué)段常模時(shí)，本研究對(duì)各省份初、高中被試的得分賦予了不同的權(quán)重，可以彌補(bǔ)一部分由取樣偏差帶來(lái)的影響。未來(lái)研究可以繼續(xù)優(yōu)化抽樣方法建立幸福感常模。第二，由于時(shí)間壓力，初三和高三學(xué)生參與本調(diào)研的數(shù)量較少，本研究本著謹(jǐn)慎的態(tài)度沒(méi)有建立幸福感的年級(jí)常模，未來(lái)研究可補(bǔ)充初三和高三的被試，建立幸福感的年級(jí)常模。第三，本研究各項(xiàng)差異檢驗(yàn)的效應(yīng)量較?。ㄆ扬@偉, 2016），未來(lái)研究可以采用分層抽樣方法驗(yàn)證各差異的穩(wěn)定性。第四，本研究沒(méi)有對(duì)指向過(guò)去的幸福感進(jìn)行測(cè)量，未來(lái)研究可以編制過(guò)去取向的幸福感測(cè)量工具并建立可參照的常模標(biāo)準(zhǔn)。

5 結(jié)論

（1）本研究建立的幸福感平均分常模和百分等級(jí)常?？勺鳛樵u(píng)價(jià)中學(xué)生和大學(xué)生幸福感水平的參照標(biāo)準(zhǔn)；（2）高中生的整體幸福感水平顯著低于初中生和大學(xué)生；（3）家庭居住在市區(qū)的初、高中生的整體幸福感水平顯著高于居住在縣城和鄉(xiāng)鎮(zhèn)的學(xué)生。