高中生學習動機、學習壓力與主觀幸福感的閾值研究
——以我國東部S 省的測評結(jié)果為例

王 田 劉啟蒙 羅海風 劉 堅

（北京師范大學中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心，北京 100875）

一、問題提出

（一）研究背景及意義

幸福感自從柏拉圖時代以來一直備受關(guān)注（Zhang，Miao，Sun，Xiao，Ren，Xiao，& Peng，2014）。主觀幸福感是指評價者根據(jù)自己的標準對其生活質(zhì)量的總體評價（Diener，1984），它可以反映出人們對生活幸福和滿意度的情感及認知評價（Campbell，Converse，& Rodgers，1976；Cummins，2002），是積極心理學中的一種重要的心理品質(zhì)（丁鳳琴，趙虎英，2018）。主觀幸福感可以體現(xiàn)出個體的心理健康水平、生活質(zhì)量和社會適應(yīng)的表現(xiàn)（劉霞，趙景欣，申繼亮，2013；馬穎，劉電芝，2004；Satterfield，2001；石國興，祝偉娜，2008），有助于促進人際關(guān)系的和諧（Diener，Ryan，2009；Martin，Dowson，2009），同時也是構(gòu)建和諧社會的重要基石（彭運石，莫文，2011）。特別地，在高中階段，學生主觀幸福感的提升會有效提高其自尊水平（王玲，張育賢，2011），并會促進高中生對于目標的專注和對情緒的控制（李義安，張金秀，2011）。

然而，我國學生在主觀幸福感方面的發(fā)展狀況令人堪憂。PISA2015 報告中的數(shù)據(jù)結(jié)果指出我國15 歲左右學生的生活滿意度很低，遠遠低于OECD 的平均水平（OECD，2016）。而我國高中生的主觀幸福感由于受到考試焦慮等因素的影響整體水平不高（田若飛，2009），并且學生的主觀幸福感會隨著年級的升高而降低（姚一玲，孔企平，蔡金法，2016）。已有研究表明，我國高中生的主觀幸福感水平只處于中等水平（魏群，楊學軍，李英華，孟憲鵬，蘇穎，劉赫等，2008；蔣紅，宋玉美，張瀾，2012），同時在心理健康方面的表現(xiàn)也處于較低水平（李義安，張金秀，2011）。

2018 年，經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（2018）發(fā)布《正面影響：提升學生幸福感》（Good Vibrations：Students’Well-being）報告指出“擁有良好情緒的兒童成長為幸福、自信、健康的成年人的可能性更高，這對社會發(fā)展和人民福祉改善具有重要意義”。我國政府頒布的《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要（2010—2020 年）》中也明確把育人為本作為教育工作的根本要求，這就要求學校把學生的情感態(tài)度發(fā)展放在重要地位，把學生幸福感的發(fā)展作為教育的重要關(guān)切，促進學校中素質(zhì)教育的發(fā)展（孔企平，姚佩英，2013）。而在《國家教育事業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》中也將“完善學生心理健康服務(wù)體系，在學校普遍開展心理健康教育，提高學生心理健康意識和心理保健能力”作為全面落實立德樹人根本任務(wù)（國務(wù)院，2017）。所以，如何有效提升高中生的主觀幸福感也就成為了許多研究關(guān)注的熱點問題。

（二）研究綜述

學習是高中生日常生活的重要組成部分，學習過程中的學習動機、學習壓力可能會對高中生的身心健康和幸福感產(chǎn)生重要影響。已有的許多實證研究表明，學生的主觀幸福感會受到學習動機的影響。學習動機是激發(fā)個體進行學習活動、維持已引起的學習活動，并使學習行為朝向一定目標的一種內(nèi)在過程或內(nèi)部心理狀態(tài)（莫雷，2002）。對于學習動機較強的學生來說，學習過程通常被看作是有意義的、快樂的，學習得到的知識既能滿足自身的求知欲又能體現(xiàn)自我價值，學生在學習過程中可以體驗到較強的學習成就感和愉悅感（Muis，2004）。鐘斌（2018）通過相關(guān)關(guān)系和路徑分析發(fā)現(xiàn)，高中生的學習動機對其主觀幸福感具有重要影響，而周凌云（2011）則從簡單的描述性分析結(jié)果中發(fā)現(xiàn)高中生的學習動機對于主觀幸福感的影響會隨著年級的不同而改變。同時，學習動機也會對教師期望等變量與幸福感之間的關(guān)系起到中介作用（Areepattamannil，F(xiàn)reeman，Klinger，2011；張華，2014）。

另一方面，學習壓力也是影響學生主觀幸福感的重要因素，這一事實在許多研究中已經(jīng)被證實（Zimmer-Gembeck，Skinner，2010；Lazarus，F(xiàn)olkman，1984），尤其是即將面臨人生中重要考試和抉擇的高中生，需要面臨學校、家庭和社會多方面的壓力，這也就使得高中生的主觀幸福感越來越受到了重視。學習壓力是在學習過程中產(chǎn)生的不適與緊張（徐嘉駿，曹靜芳，崔立中，朱鵬，2010）。一般來說，學生的學習壓力越大，主觀幸福感的指數(shù)則會越低，兩者呈現(xiàn)出負相關(guān)的關(guān)系（Denovan & Macaskill，2016）。孟林（2012）利用線性回歸分析發(fā)現(xiàn)大學生的學習壓力對主觀幸福感起到負向的預(yù)測作用。張文海（2006）采用結(jié)構(gòu)方程模型的方法，發(fā)現(xiàn)中學生的學習壓力與學業(yè)成績也呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。蔣紅（2012）利用相關(guān)和簡單線性回歸分析發(fā)現(xiàn)中學生所察覺的壓力對主觀幸福感有預(yù)測作用，曹新美（2017）的研究表明中學生的學習壓力對于其在學校的幸福感存在著線性的負相關(guān)關(guān)系。王極盛（2003）通過相關(guān)分析和逐步回歸分析發(fā)現(xiàn)學業(yè)負擔重的初中生在幸福感上體驗較差。對于高中生來說，學習壓力主要來源于學習任務(wù)、學習時間、學習期待、人際關(guān)系等，過度的學習壓力會導(dǎo)致高中生的情緒大幅波動，長期下來造成情緒抑郁等精神疾?。ㄅ碓旗悖?014）。

國務(wù)院印發(fā)的《國家教育事業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃》中提出“從中小學做起，注重激發(fā)學生學習興趣、科學興趣和創(chuàng)新意識”（國務(wù)院，2017）?！秶鴦?wù)院辦公廳關(guān)于新時代推進普通高中育人方式改革的指導(dǎo)意見》中明確提出要“嚴格執(zhí)行教學計劃，嚴禁超課標教學、搶趕教學進度和提前結(jié)束課程，嚴禁組織有償補課，切實減輕學生過重課業(yè)負擔”（國務(wù)院，2019）。這些政策文件均表明提升學生學習動機、減輕學生負擔是我國高中教育改革的重點，而激發(fā)學生學習動機、降低學習壓力等措施將直接關(guān)系到學生的身心健康和幸福感。

雖然減輕學生負擔、激發(fā)學生學習動機等已經(jīng)得到了多方的關(guān)注，相關(guān)的政策和文件也早已開始實施，已有研究中的結(jié)論也支持降低學生學習壓力，提升學習動機可能對學生主觀幸福感產(chǎn)生的積極作用，但學生的主觀幸福感卻始終沒有得到顯著的提升（項賢明，2019）。因此，在教育實踐當中，學生的幸福感與學習動機、學習壓力之間可能不僅僅呈簡單的線性關(guān)系。隨著量化研究的進一步發(fā)展，對于變量之間的關(guān)系需要進行更加細致的分析和探究。特別地，在教育學領(lǐng)域，近年來很多研究開始逐漸關(guān)注變量之間關(guān)系中可能存在的閾值問題：Burchinal 等人（2010）發(fā)現(xiàn)教師與學生互動的質(zhì)量與學生的社會能力和行為的程度之間存在著閾值，并且教學質(zhì)量與語言、閱讀和數(shù)學技能的關(guān)系在高質(zhì)量的課堂上比低質(zhì)量的課堂上更強。李克建等人（2018）利用分段回歸的閾值探索方式對學前教育質(zhì)量與兒童成就之間的關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)學前教育質(zhì)量與兒童成就之間關(guān)系存在截點（breakpoint），學前教育只有達到較高質(zhì)量，才能對兒童成就產(chǎn)生較強的正向影響。不難發(fā)現(xiàn)，對于閾值問題的研究可以對因變量與自變量之間的關(guān)系進行更加細致的描述和分析，從而得到更加準確的研究結(jié)論。

綜上所述，已有的相關(guān)研究中發(fā)現(xiàn)高中生的主觀幸福感普遍不高，而對主觀幸福感與學習動機和學習壓力之間關(guān)系的研究結(jié)果多以簡單線性關(guān)系為主，缺乏對于其中可能存在的閾值進行探究。所以，本研究針對高中生群體，利用閾值的研究方法對主觀幸福感與學習動機、學習壓力之間的關(guān)系進行探究。

（三）研究問題

本研究在描述了高中生的主觀幸福感、學習動機和學習壓力的整體情況和相關(guān)關(guān)系的基礎(chǔ)上，嘗試探究學習動機和學習壓力與主觀幸福感之間關(guān)系的閾值。結(jié)合上述研究目的，本研究的研究問題主要聚焦于以下三個方面：

（1）高中生主觀幸福感、學習動機和學習壓力的總體表現(xiàn)是怎樣的？

（2）高中生主觀幸福感與學習動機、學習壓力之間是否存在線性關(guān)系？

（3）高中生的學習動機、學習壓力與主觀幸福感之間是否存在閾值？處于閾值水平兩端學生的情況是怎樣的？

二、研究方法

（一）研究對象

本研究的對象為我國東部某省14021 名2017 年9 月升入高中二年級的學生，這些學生來自于該省17 個地市140 個區(qū)縣的140 所普通高級中學。本研究采用了分層隨機抽樣的方式。其中，在區(qū)縣層面該省全部140 個區(qū)縣均進入樣本，每個區(qū)縣選取一所最具有代表性的高級中學，共計抽取140 所高級中學。在學校層面，每個學校會隨機抽取120 名學生，抽取學生時會考慮學生性別及戶口所在地等變量。本次調(diào)查共發(fā)出調(diào)查問卷14021 份，回收的有效問卷13442 份，有效回收率達到95.9%。

如表1 所示，本研究統(tǒng)計了不同性別、地域、戶口所在地、寄宿情況以及所屬學校的類型的學生分布，保證研究的樣本具有一定的代表性和多樣性，有利于描述出高中生群體的整體情況。

（二）研究工具

本研究使用網(wǎng)絡(luò)在線問卷進行調(diào)查，依托中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心“區(qū)域教育質(zhì)量健康體檢項目組”進行數(shù)據(jù)采集。調(diào)查問卷主要包括五個子問卷，分別對學生的主觀幸福感、學習動機、學習壓力、網(wǎng)絡(luò)成癮以及人口統(tǒng)計學信息進行調(diào)查。

主觀幸福感子問卷為學生自評問卷，由“中國兒童青少年心理發(fā)育特征調(diào)查”項目對汪向東修訂的幸福感指數(shù)量表中文版本進一步修訂而成，此量表包括兩個部分，總體情感指數(shù)維度和生活滿意度維度，總體情感指數(shù)維度描述了青少年對生活總體的感受，生活滿意度維度描述了青少年對于生活總體的滿意度情況。該量表采取7 點計分的方式，第1—8 題為情感指數(shù)維度，第9 題為生活滿意度維度的題目。幸福感指數(shù)由總體情感指數(shù)維度的平均得分（權(quán)重1）與生活滿意度問卷維度得分（權(quán)重1.1）相加，如果被試第8 題沒有作答，則將其作為缺失數(shù)據(jù)不進行總體的求和計算，得分范圍在2.1（最不幸福）和14.7（最幸福）之間，評分越高表明個體所體驗的幸福程度越高。陳欣、劉芷含等研究者使用此問卷針對學生群體開展了調(diào)查研究，信效度良好（陳欣，杜岸政，蔣艷菊，趙國祥，2019；劉芷含，2019）。在本次測試結(jié)果中該問卷Cronbach’s α 系數(shù)為0.962。

學習動機子問卷是由北京師范大學中國基礎(chǔ)教育質(zhì)量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心“區(qū)域教育質(zhì)量健康體檢項目組”自主開發(fā)的。學習動機子問卷包括4 道題目，分別針對學生對掌握新知識的態(tài)度、學習新知識的目的以及對于有挑戰(zhàn)性任務(wù)的態(tài)度等方面進行調(diào)查，比如“我喜歡學習新知識”“我認為學習的目的是為了使我們學會思考，掌握知識”等問題，考察學生對這些問題描述的同意程度。每道題目采用1 到5 的計分方式，計算各個題目得分的均值來反映學生在學習動機方面的表現(xiàn)。學習動機得分范圍在1 至5 分之間，評分越高表明個體的學習動機越高。本子問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.936。

學習壓力子問卷的編制是基于對2013 年教育部頒布的《關(guān)于推進中小學教育質(zhì)量綜合評價改革的意見》中學業(yè)負擔指標體系的解讀和國內(nèi)外相關(guān)研究對學業(yè)負擔的界定，在綜合參考國際測評項目和國內(nèi)大型學業(yè)負擔調(diào)查測評維度的基礎(chǔ)上形成。問卷內(nèi)容分為校內(nèi)學業(yè)負擔和校外學業(yè)負擔兩個維度，分別針對校內(nèi)作業(yè)量、考試量感受以及學習緊張、作業(yè)難度、考試難度等方面進行調(diào)查。學習壓力子問卷包括11 道題目，每道題目采用1 到5 的計分方式，計算各個題目得分的均值來作為學習壓力的得分，得分范圍在1 至5 分之間，評分越高表明個體的學習壓力越高。本子問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.946。

網(wǎng)絡(luò)成癮子問卷主要調(diào)查個體對互聯(lián)網(wǎng)的沖動控制、耐受性、戒斷癥狀及其造成的消極后果等方面，比如“你是否難以減少或控制自己對網(wǎng)絡(luò)的使用”“你是否感覺需要不斷增加上網(wǎng)時間才能感到滿足”等，共10 道題目，每道題目采用2 點記分的方式，選“是”記1 分，選“否”記0 分，計算各個題目得分的總和來作為網(wǎng)絡(luò)成癮的得分，得分越高說明個體網(wǎng)絡(luò)成癮程度越高。本子問卷的Cronbach’s α 系數(shù)為0.905。

本調(diào)查問卷中的人口統(tǒng)計學信息部分主要對學生的性別、家庭社會經(jīng)濟地位等變量信息進行了調(diào)查。其中，家庭社會經(jīng)濟地位的測評參考了經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（2014）的PISA 2012 技術(shù)報告中的相關(guān)部分，主要分為父母的受教育水平、最高職業(yè)地位以及家庭擁有物三個部分：父母的受教育水平主要是調(diào)查學生父母上學上到的最高教育水平，將父母中較高的受教育年限作為該學生的“父母的受教育水平”；父母的最高職業(yè)地位主要是調(diào)查學生父母的主要工作以及具體職責，將父母親中較高的最高職業(yè)地位作為該學生的“父母的最高職業(yè)地位”；家庭擁有物主要調(diào)查了學生的家庭財富、文化擁有物、家庭教育資源、家庭書籍四個方面。最后將家庭社會經(jīng)濟地位的三個部分的標準化分數(shù)作為學生的家庭社會經(jīng)濟地位的合成分數(shù)。

（三）數(shù)據(jù)分析方法

本研究所采用的數(shù)據(jù)分析方法主要分為描述性統(tǒng)計分析、線性回歸分析和分段回歸模型（Piecewise Regression Model，PRM），所使用的統(tǒng)計軟件為SPSS20.0 和R3.5.2。

描述性統(tǒng)計分析部分主要進行了對總體的主觀幸福感、學習動機、學習壓力、性別和家庭社會經(jīng)濟地位的均值和標準差計算，并進行相關(guān)分析，探究變量之間是否存在相關(guān)關(guān)系。

線性回歸分析部分主要使用多變量的回歸分析方法，以主觀幸福感為因變量，性別與家庭社會經(jīng)濟地位為控制變量，學習動機與學習壓力為自變量，探究主觀幸福感與學習動機和學習壓力之間是否存在著線性關(guān)系。

分段回歸模型部分采用分段一次函數(shù)回歸的方法，主要使用R3.5.2 中的“segmented”語言包。本研究參考了李克建等人（2018）利用分段一次函數(shù)來探究幼兒學業(yè)成就與學前教育質(zhì)量的閾值研究方法，以主觀幸福感為因變量，性別與家庭社會經(jīng)濟地位為控制變量，分別對學生的學習動機和學習壓力與主觀幸福感進行分段回歸，從 R2最大的分段一次函數(shù)中尋找因變量與自變量之間可能存在的截點，探究自變量的值處于截點兩端時，因變量與自變量之間關(guān)系存在的差異。使用的分段一次函數(shù)為：

其中 y 為因變量主觀幸福感， x為自變量學習動機或?qū)W習壓力， x0為 截點值， a1為第一段線性函數(shù)的斜率，b1為 第一段線性函數(shù)的截距， a2為 第二段線性函數(shù)的斜率， b2為第二段線性函數(shù)的截距。

三、研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計結(jié)果

描述性統(tǒng)計分析結(jié)果呈現(xiàn)了S 省高中生在主觀幸福感、學習動機、學習壓力上的整體表現(xiàn)，并對主觀幸福感、學習動機、學習壓力、性別和家庭社會經(jīng)濟地位的相關(guān)性進行了分析。如表2 所示，我國東部S 省高中生總體的主觀幸福感指數(shù)為12.33，標準差為2.67；學習動機均值為4.19，標準差為0.89；學習壓力均值為2.50，標準差為1.00，說明該省高中生在主觀幸福感、學習動機和學習壓力上總體表現(xiàn)不錯。高中生的主觀幸福感、學習動機與學習壓力之間在0.001 水平上存在顯著的兩兩相關(guān)，這些變量與性別和家庭社會經(jīng)濟地位在0.01 水平上也存在著顯著的相關(guān)關(guān)系。

表2 各變量的相關(guān)性分析

（二）線性回歸分析

接下來，利用線性回歸方程對主觀幸福感與學習動機和學習壓力之間的關(guān)系進行分析。在控制性別和家庭社會經(jīng)濟地位的前提下，以主觀幸福感為因變量，以學習動機、學習壓力為自變量進行回歸分析，結(jié)果如表3 所示，學習動機、學習壓力可以共同解釋高中生主觀幸福感差異的21.9%。高中生的主觀幸福感會受到學習動機和學習壓力的影響，與學習動機呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，與學習壓力呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系。進一步分析可以發(fā)現(xiàn)，學習動機的標準化系數(shù)為0.340，學習壓力的標準化系數(shù)為-0.250，說明學習動機與主觀幸福感之間存在積極的線性關(guān)系，而學習壓力與主觀幸福感之間的關(guān)系則相反。

表3 主觀幸福感與學習動機、學習壓力的線性回歸分析結(jié)果

（三）閾值研究

1. 高中生主觀幸福感與學習動機之間的閾值研究通過對主觀幸福感和學習動機之間的分段線性回歸分析，我們可以得到數(shù)據(jù)結(jié)果：高中生主觀幸福感與學習動機之間的截點值 x0=2.406(SE=0.101) ， 第一段線性函數(shù)的斜率 a1=-0.566(SE=0.192)，第二段線性函數(shù)的斜率 a2=1.565(SE=0.032) ， 該分段一次函數(shù)模型的 R2為0.207。該分段一次函數(shù)的圖像如圖1 所示，截點值兩端的主觀幸福感與學習動機之間的關(guān)系存在著一定的差異：當學習動機小于截點值時，學生的學習動機對于其主觀幸福感的影響較小且為負值；而當學習動機大于截點值時，學生的學習動機對于其主觀幸福感的影響較大且為正值。這一結(jié)果說明主觀幸福感與學習動機之間可能存在著閾值，學生處于較低的學習動機水平時，其主觀幸福感受到學習動機的影響較小，并且是負向的；而學生處于較高的學習動機水平時，其主觀幸福感受到學習動機的影響較大，并且是正向的，其斜率為第一段斜率絕對值的2.765 倍?，F(xiàn)在進一步分析學習動機處于截點值兩端的高中生在主觀幸福感上表現(xiàn)的差異。學習動機低于截點值的高中生共計599 名，占總體樣本的4.46%，主觀幸福感的均值為9.91（SE=4.01）；學習動機高于截點值的高中生共計12843 名，占總體樣本的95.5%，主觀幸福感的均值為12.44（SE=2.53）。學習動機處于截點值兩端的高中生在主觀幸福感上的分布差異如圖2 所示，深灰色和淺藍色分別代表學習動機低于和高于截點值的高中生主觀幸福感分布情況，學習動機低于截點值的高中生的主觀幸福感整體低于學習動機高于截點值的高中生，兩個群體間的主觀幸福感存在顯著性差異（t=-15.272，p＜0.001）。

圖1 主觀幸福感與學習動機之間的分段一次函數(shù)圖像

圖2 不同學習動機的高中生在主觀幸福感上的分布差異圖

2. 高中生主觀幸福感與學習壓力之間的閾值研究

通過對主觀幸福感和學習壓力之間的分段線性回歸分析，我們可以得到數(shù)據(jù)結(jié)果：高中生主觀幸福感與學習壓力之間的截點值 x0=3.728(SE=0.083)， 第一段線性函數(shù)的斜率 a1=-1.125(SE=0.028)，第二段線性函數(shù)的斜率 a2=0.332(SE=0.145)， 該分段一次函數(shù)模型的 R2為0.152。函數(shù)圖像如圖3 所示，截點值兩端的主觀幸福感與學習壓力之間的關(guān)系存在著一定的差異：當學習壓力均值小于截點值時，學生的學習壓力表現(xiàn)對于其主觀幸福感的影響較大且為負值；而當學習壓力均值大于截點值時，學生的學習壓力對于其主觀幸福感的影響很小且為正值。這一結(jié)果說明主觀幸福感與學習壓力之間可能存在著閾值，當學生的學習壓力處于較低水平時，其主觀幸福感受到學習壓力的影響較大，且為負向的；而學生處于較高的學習壓力水平時，其主觀幸福感受到學習壓力的影響很小，且為正向的，第一段斜率是第二段斜率絕對值的3.389 倍。

圖3 主觀幸福感與學習壓力之間的分段一次函數(shù)圖像

接下來進一步分析學習壓力處于截點值兩端的高中生在主觀幸福感上表現(xiàn)的差異。學習壓力低于截點值的高中生共計12023 名，占總體樣本的89.4%，主觀幸福感的均值為12.48（SE=2.54）；學習壓力高于截點值的高中生共計1419 名，占總體樣本的10.6%，主觀幸福感的均值為11.04（SE=3.32）。學習壓力處于截點值兩端的高中生在主觀幸福感上的分布差異如圖4 所示，深灰色和淺藍色分別代表學習壓力低于和高于截點值的高中生主觀幸福感分布情況。學習壓力低于截點值的高中生的主觀幸福感整體高于學習壓力低于截點值的高中生，兩個群體間的主觀幸福感存在顯著性差異（t=-15.720，p＜0.001）。

圖4 不同學習壓力的高中生在主觀幸福感上的分布差異圖

3. 高中生的學習動機和學習壓力在主觀幸福感上的閾值分析

將高中生樣本按照學習動機和學習壓力對主觀幸福感的截點值兩端進行分類，可以分為四類：學習動機低且學習壓力大；學習動機高且學習壓力大；學習動機低且學習壓力小；學習動機高且學習壓力小。四類高中生的統(tǒng)計信息如表4 所示，13.9%的高中生的學習動機和學習壓力至少有一個達不到閾值，其中男生占比超過一半，而在學習動機和學習壓力均達到閾值的高中生中，女生占到了大多數(shù)。進一步探索四類學生在主觀幸福感、學業(yè)成績等方面的表現(xiàn)，結(jié)果如表5 所示，從總體上說，學習動機與學習壓力沒有全部達到閾值的高中生在主觀幸福感、學業(yè)成績和網(wǎng)絡(luò)成癮三個方面上表現(xiàn)均差于全部達到閾值的學生，說明學習動機較低或?qū)W習壓力較大的高中生往往會感受到不幸福，而且在學業(yè)發(fā)展較差并沉迷于網(wǎng)絡(luò)。具體來看，在主觀幸福感、學業(yè)成績以及網(wǎng)絡(luò)成癮三個方面上，學習動機和學習壓力均未達到閾值的學生表現(xiàn)最差，說明既不想主動學習又被施加了巨大學習壓力的學生不僅學業(yè)成績很差，而且感覺自己并不幸福，同時總是沉迷于網(wǎng)絡(luò)無法自拔。

表4 四類高中生樣本的統(tǒng)計信息

表5 四類高中生在主觀幸福感、學業(yè)成績等方面的表現(xiàn)

四、討論

（一）激發(fā)高中生主動學習可能比減輕他們的學習壓力對于主觀幸福感的提高更加有效

“減負”是當今基礎(chǔ)教育中的熱點問題。由于過度的學習壓力會對個體的認識、情緒和行為產(chǎn)生負面效應(yīng)，引起緊張、煩躁、焦慮等一系列不良的心理反應(yīng)和軀體癥狀，影響學生的心理健康水平（李晶華，馮曉黎，梅松麗，姚東亮，2007；路海東，2008），政府、教師和家長都在思考如何通過減輕學生的學業(yè)壓力來改善學生的心理健康狀況，更加關(guān)注學習壓力帶來的負面影響（敬鈞淇，2017）。但研究結(jié)果表明，促進學生正確理解主動學習的意義、提高學生探索新知識的興趣比減輕學業(yè)壓力可能為他們帶來更強的幸福體驗。這一結(jié)果體現(xiàn)在教師和家長在關(guān)注學生的心理健康和幸福感上，在考慮為學生減輕課業(yè)負擔的同時，更需要重視激發(fā)學生的內(nèi)部學習動機。具體來說體現(xiàn)在兩個方面：

第一，在高中階段，提高高中生的學習動機比單純呼吁學校和家長降低學生學習壓力更加容易被接受。高中階段受到升學壓力等多種外部因素的影響，教師和家長能夠減輕學生的學習壓力幅度并不大。而相比較之下，激發(fā)學生的學習動機就可能更加具有可操作性，教師可以通過教學方式的設(shè)計、教學內(nèi)容的呈現(xiàn)、自主課程的選修等很多途徑來讓學生更加喜歡探索新知，愿意嘗試一些具有挑戰(zhàn)性的問題，能夠理解學習的目的和意義。

第二，提高學習動機與降低學生學業(yè)負擔之間并不矛盾?！皽p負”的目的是為了減輕中小學生過重的學習壓力和心理負擔，但是也要充分考慮學生們的個性特征，不能“一刀切”。對于一個有上進心的孩子，教師和家長讓他花時間動腦筋解決一個難題未必是一種負擔，反而有可能提高內(nèi)在學習動機并提升自己的滿足感和幸福感（鄭勇，2015）。

（二）高學習動機下的高中生可能更能夠感受到主動學習帶給自己的幸福感

擁有較高學習動機的高中生，由于自身主動學習的意識不斷增強，往往會讓他們大幅提升自己的主觀幸福感。當高中生整體上對于“學習新知識”保持一種并不厭惡的態(tài)度，對于“學習是一件有趣的事情”并不反對，對于“嘗試有挑戰(zhàn)性的任務(wù)”并不排斥，同時對于“學習目的”沒有誤解時，其學習動機就可以基本達到閾值以上，此時他們才可能體會到主動學習所帶來的幸福感的提升。反之，如果高中生的主動學習的動力保持在一個較低的水平，例如依然討厭學習，對于學習沒有形成積極的認識，那么學生可能無法體會到學習動機的提升所帶來的幸福感受。此時雖然學生的學習動機可能會在低水平上小幅提高，但是學習動機水平不高的高中生的主觀幸福感可能不會受到學習動機提升的影響，也就是說學習動機的增高是在量變中積累，而并沒有對幸福感產(chǎn)生質(zhì)變的影響。

為了提高高中生的主觀幸福感，家長和教師應(yīng)該讓學生能夠正確認識學習的目的和意義，讓學生從被動學習轉(zhuǎn)化為主動學習，從而通過學習動機有效地提升高中生的主觀幸福感。學生的幸福在一定程度上來源于對于學習目的的正確認識以及學習活動的渴望和熱愛，教師和家長對于高中生的學習動機的培養(yǎng)不能僅僅局限于被動學習的較低水平，錯誤地認為被動的學習可以減輕學生主動思考的壓力，讓學生可以“心無旁騖”地專注學習，但其實低水平的學習動機在提高過程中可能還會對學生的幸福體驗產(chǎn)生負面的作用。因此，教師和家長需要讓學生正確理解學習的意義，不能夠單純地以考試、升學、就業(yè)等非常功利的理由來壓迫學生，使他們處于被動的低學習動機水平下進行學習，這樣即使可能會在一定程度上提升學生被動的學習動機，但是卻可能導(dǎo)致學生更加不幸福。只有讓學生將自己學習的內(nèi)部動機真正轉(zhuǎn)化為主動學習的意愿，才能夠切實感受到學習動機為自己帶來的幸福感。

（三）為高中生減負需要具有差異性，防止學生感受不到減負帶來的幸福體驗

高中生固然學習壓力比較大，但并不是只要減輕學習壓力就一定會讓學生感覺更加幸福。當高中生主觀上整體比較認同“老師布置作業(yè)太多、太難”“各種考試太多、太難”“學習很緊張”時，學生所承受的學習壓力可能就達到了一定閾值，此時他們將很難通過單純的減負措施來提高自己的主觀幸福感。造成這種情況的原因可能是雖然學生的學習壓力與主觀幸福感呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系（Denovan，A.，&Macaskill，A.，2016；孟林，楊慧，2012），但是并不是簡單的線性關(guān)系。高中階段，對于學習壓力較大并且已經(jīng)高過某一特定閾值的學生來說，如果只是在一個較小的范圍內(nèi)減輕學習上的負擔和壓力，學生幸福感變化實際上并不明顯。產(chǎn)生這一現(xiàn)象可能的原因是，當學生長期處于高壓之下時，可能會產(chǎn)生一種病態(tài)的“充實感”，也即用高強度地工作和學習來換取所謂的“獲得感”，此時若只是單純采用部分緩解壓力的方式，學生并不會感受減負帶來的幸福感。

高中生即將面臨人生中最為重要的一次考試，肯定會受到社會、家長和教師給予的壓力，此時學業(yè)負擔或課業(yè)壓力可能并不再是學生主要的壓力來源。如果教育管理部門只是單純減少學生的課業(yè)負擔、學業(yè)壓力，由于學校和家庭在理念上的不同，教師和家長更多秉持“主智教育”理念，更加關(guān)注教育的短期利益，考試成績幾乎是唯一的終極目標，那么他們即使對難以承受的學業(yè)負擔怨聲載道，但在行動上從不會有絲毫懈怠。工具理性告訴他們，如果真的執(zhí)行了減負政策，他們一定會在考試與升學上輸?shù)煤軕K（倪亞紅，馬陸亭，趙富春，2018）。因此，教師和家長可能會給學生在課外時間增加很多的課業(yè)負擔和學業(yè)壓力，單純的“減負”措施非但沒有讓學習壓力水平較高的高中生感受到幸福，反而可能對于他們的幸福感和身心健康起到了負向作用。

所以，減負其實不應(yīng)該只是簡單的作業(yè)量或是學習時間的減少，而應(yīng)該是一種思想上的“減負”，這就需要“減負”措施更加具有針對性，不能簡單地一概而論。各級各類教育行政部門在實施減負工作的時候，一定要關(guān)注理念上的轉(zhuǎn)變，加強教育生態(tài)系統(tǒng)內(nèi)部諸元素之間的理性溝通，實現(xiàn)“人的全面發(fā)展”教育目標（倪亞紅，馬陸亭，趙富春，2018）。對于面臨升學壓力較大的高中生，在必要地降低學業(yè)負擔之外，更應(yīng)該采取相應(yīng)的措施改變學生及其家長、教師的“唯分數(shù)論”的思想，將學生的身心健康和幸福感也納入到學生的全面發(fā)展中。只有這樣，才能讓減負更加具有針對性，也可以讓減負真正落地。

（四）重點關(guān)注學習動機、學習壓力未達到閾值的高中生發(fā)展情況

對于學習動機較低或?qū)W習壓力較大的高中生來說，他們不僅在主觀幸福感上體驗較差，而且還會在學業(yè)成績和網(wǎng)絡(luò)成癮等方面表現(xiàn)較差。教師應(yīng)該重點關(guān)注這些學生，防止他們在健康成長和學業(yè)發(fā)展上出現(xiàn)問題。已有研究發(fā)現(xiàn)學生的學習動機、學習壓力既與學業(yè)倦怠、學習自我效能感、學習自信心、學業(yè)成績等學習方面的變量存在相關(guān)關(guān)系（張若麟，2016；朱巨榮，2014），也會對幸福感、焦慮、抑郁等心理健康方面產(chǎn)生影響（孟林，楊慧，2012；劉萍，楊宏飛，2016）。但其實在學習動機和學習壓力上表現(xiàn)較差的高中生還可能會更加沉迷于網(wǎng)絡(luò)世界中，更多地卷入到逃避學習的負性事件中來。換個角度來看，教師和家長應(yīng)當盡量避免這類負性事件對于學生的學習動機和學習壓力的不良影響，給學生營造一個利于自身發(fā)展的學習和生活環(huán)境。

同時，高中教師應(yīng)該特別關(guān)注既不想主動學習又被施加了巨大學習壓力的高中生，防止他們在身心健康方面出現(xiàn)嚴重的問題。對于學業(yè)成績較差、學習動機較低的高中生，教師往往會給他們施加很大的外部壓力，一味地給這部分學生提升壓力無法有效地提升他們的學習動機和學業(yè)成績，反而會讓他們感覺自身更加不幸福，產(chǎn)生抑郁、焦慮等不良心理情緒，繼而產(chǎn)生沉迷于網(wǎng)絡(luò)或是厭學的情緒。所以，教師對這部分學生應(yīng)當采用激發(fā)學習動機和興趣的措施，比如更多地采用以學習者為中心的教學方式（趙海蘭，龔子蘭，2007），并通過更多地采用因材施教、互動教學、鼓勵探究的教學方式來提升他們的學業(yè)成績（劉堅，張丹，綦春霞，曹一鳴，2014）。

五、反思與展望

本研究以高中生的主觀幸福感為切入點，將學習生活中的兩個重要的心理因素——學習動機、學習壓力作為自變量，發(fā)現(xiàn)主觀幸福感與學習動機、學習壓力之間均存在閾值。本研究的結(jié)論對于教育管理者、一線教師和家長具有一定的啟示意義，提升高中生的主觀幸福感不能只是憑感覺地提高學生的學習動機或是降低學習壓力，而是應(yīng)該將高中生的主觀幸福感和學習壓力控制在一定的閾值之上，這樣才能夠讓學生感覺更加幸福。

然而，本研究也存在著一些局限和不足。首先，本研究只選取了我國東部某省的高中二年級學生進行抽樣調(diào)查，雖然在該省的抽樣過程中采取了分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的方式，但還是在對高中生群體表現(xiàn)的代表性上存在不足。未來需要再抽取更多不同地區(qū)和年級的學生作為樣本進行研究和分析，對于高中生群體的主觀幸福感、學習動機和學習壓力情況和關(guān)系進行更加全面的刻畫。其次，本研究在閾值分析部分只是采用了分段回歸模型，雖然從理論上來說可能尋找到自變量中的“截點”，但是可能因變量與自變量之間存在不止一個閾值或是呈現(xiàn)更加復(fù)雜的關(guān)系，導(dǎo)致這種方法具有一定的局限性。未來的研究可以采用二次或更復(fù)雜的函數(shù)模型，試圖將存在的“截點”尋找得更加全面，從而更加細致地說明其中的關(guān)系。最后，本研究只挑選了學習生活中的學習動機和學習壓力兩個心理上的變量與主觀幸福感之間的關(guān)系進行探究，缺乏對于其他高中生可能遇到的學習生活中影響主觀幸福感的變量進行研究，比如學習自信心、堅毅品質(zhì)等，而研究中涉及到的是否寄宿等因素也可能會對高中生的主觀幸福感造成影響。未來的研究可以探究高中生學習生活中更多的變量與主觀幸福感之間的閾值，更加全面地刻畫出高中生的主觀幸福感與學習生活之間的關(guān)系。