吳曉靚 蓋笑松 王 文 謝笑春 王 宏 顧婷玉

(1 東北師范大學心理學院，長春 130024) (2 東北師范大學體育學院，長春 130024)

1 引言

幸福感水平是青少年良好適應(yīng)的指標。幸福感對青少年的發(fā)展具有積極影響，比如生活滿意度可以正向預測青少年的學業(yè)投入（Datu & King,2018），積極情緒可以促進學生進行自我調(diào)節(jié)學習和提升學業(yè)自我效能感（Villavicencio & Bernardo,2016）；消極情緒會導致學生出現(xiàn)較低的學業(yè)投入（Datu & King, 2018），還能夠預測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生的幸福感，有利于促進學生的全面發(fā)展。

現(xiàn)有的幸福感測量工具主要從當下生活滿意度、積極情感和消極情感三個角度進行測量（Diener, Suh, Lucas, & Smith, 1999），忽視了人類具有思考未來并作出預期的能力。人類思考未來的能力在青少年時期迅速發(fā)展，在16歲左右接近成熟（Steinberg et al., 2009）。因此，人們會對未來的生活有所預期，比如預期自己獲得滿意工作的可能性，還會形成有關(guān)未來的積極或消極情感，比如在思考未來時感到振奮或迷茫。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)是當下幸福和未來利益的整合。但是，現(xiàn)有的幸福感測量工具沒有考察人們關(guān)于未來生活的評價和情感，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)出指向未來的特點。社會情緒選擇理論指出：青少年對未來的時間感知是無限的，因此具有未來導向的目標；而年長者傾向于認為未來時間是有限的，因此傾向于持有“情緒調(diào)節(jié)”一類的當下目標（Carstensen, Isaacowitz, & Charles,1999）。Bronk，Hill，Lapsley，Talib 和 Finch（2009）發(fā)現(xiàn)，尋找未來目標能夠提升青少年的幸福體驗，但是會降低成年人的幸福體驗。由此可見，青少年的幸福感更具有指向未來的特點。因此，王文、蓋笑松、張玉清和王國霞（2018）提出應(yīng)將“未來”維度納入測量模型，即在測量當下生活滿意度和積極、消極情感的同時，還應(yīng)對未來期望滿意度和未來積極、消極情感進行測量。實證研究發(fā)現(xiàn)，未來取向的幸福感可以正向預測中學生的學校投入和學習成績（王文等, 2018）；青少年對未來的積極預期可以正向預測其自我調(diào)節(jié)水平和為他人做出貢獻的情況（Callina,Johnson, Buckingham, & Lerner, 2014; Nakanishi et al.,2019; Schmid, Phelps, & Lerner, 2011），負向預測其出現(xiàn)風險行為的可能性（Prince, Epstein, Nurius,Gorman-Smith, & Henry, 2019）。這說明指向未來的幸福感對青少年的發(fā)展具有積極的作用，有必要對其關(guān)注和測量。

建立幸福感常模有助于判斷個體幸福感在群體中所處的水平。邢占軍（2008）曾選取中國6個城市的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）針對遼寧省中小學生建立了幸福感常模；吳漢榮、劉普林和蒙衡（2006）選取中國11個?。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，有必要采用新的測量模型（當下和未來幸福感），在更大的區(qū)域范圍選取樣本以建立我國中學生和大學生的幸福感常模。

綜上所述，本研究將采用新的青少年幸福感測量模型，在全國31個省（自治區(qū)、直轄市）抽取樣本建立中學生和大學生的幸福感常模。

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31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）選取初中、高中/中專（統(tǒng)稱為高中）、大專/大學（統(tǒng)稱為大學）的在校生進行調(diào)研，共抽取47453人。由班主任或心理老師組織學生完成網(wǎng)絡(luò)或紙質(zhì)問卷。問卷中設(shè)置了5道測謊題，若被試在5道測謊題上的平均分大于4分，或答題率低于85%，則被視為無效被試。最后保留有效被試總計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表1。而大學生的幸福感會受到家庭所在地和高校所在地的雙重影響，本研究認為在建立大學生常模時不需要覆蓋所有省份，因此選取了不同地區(qū)高校的大學生（n=12499）進行測量。

2.2 工具

本研究采用青少年幸福感問卷（王文等,2018）進行調(diào)研。該問卷包括當下生活滿意度（21題）、當下積極情感（7題）、當下消極情感（7題）、未來期望滿意度（10題）、未來積極情感（8題）、未來消極情感（6題）6個維度，共59道題目，采用5點評分，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。參考當下幸福感的計算方法（Jiang, Song,Ke, Wang, & Liu, 2016），將整體幸福感分數(shù)合成分為以下三步：第一步，參考情感平衡的計算方法（沈清清, 蔣索, 2013），在當下/未來積極情感分數(shù)減去當下/未來消極情感分數(shù)之后，加上系數(shù)6（相當于對消極情感進行了反向計分），作為當下/未來情感平衡的分數(shù)（分數(shù)范圍2～10）；第二步，為了使當下/未來情感平衡的分數(shù)范圍與當下/未來期望滿意度相同，將情感平衡的分數(shù)乘以0.5；第三步，將當下滿意度、當下情感平衡×0.5、未來期望滿意度和未來情感平衡×0.5這四部分的分數(shù)相加，再除以4得到整體幸福感的分數(shù)，算式為：整體幸福感=[當下滿意度+（當下積極情感-當下消極情感+6）×0.5+未來期望滿意度+（未來積極情感-未來消極情感+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

運用Excel、SPSS22.0和Mplus7.0對數(shù)據(jù)進行整理和分析。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）填補缺失值。

3 結(jié)果

3.1 青少年幸福感問卷的項目分析和信效度檢驗

3.1.1 項目區(qū)分度

在各學段的所有被試中，通過計算各題目與其所屬維度總分的相關(guān)系數(shù)的方法來進行項目區(qū)分度的檢驗（鄭日昌, 蔡永紅, 周益群, 1998）。結(jié)果顯示，青少年幸福感問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計算各個維度題目的難度（涂金堂, 2009），分析結(jié)果表明，當下、未來積極情感和當下、未來期望滿意度四個方面題目的難度均在0.65以上，當下、未來消極情感兩個方面題目的難度集中在0.30～0.60。整體來看，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

在各學段的所有被試中，對青少年幸福感問卷各維度和總問卷的信度進行檢驗，結(jié)果見表2。

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

由表2結(jié)果可知，青少年幸福感問卷在各學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在各學段的被試中采用極大似然法（ML）對測量模型的擬合度進行估計。根據(jù)模型修正指數(shù)表，發(fā)現(xiàn)10組題目對子的修正指數(shù)（M.I.）較大，據(jù)此進行修正后的模型擬合指數(shù)見表3。

表3 驗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到0.90，RMSEA均小于0.06，SRMR均小于0.05，這說明模型擬合較好（郭慶科, 李芳, 陳雪霞, 王煒麗, 孟慶茂, 2008）。

3.2 青少年幸福感問卷的常模制定

3.2.1 青少年幸福感的學段常模

為了考察建立學段常模的必要性，通過單因素方差分析進行整體幸福感的學段差異檢驗，結(jié)果表明，整體幸福感存在顯著的學段差異（F=259.24,p＜0.001, η2=0.010）；差異檢驗結(jié)果顯示：初中生的整體幸福感顯著高于大學生（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段差異，本研究建立了幸福感的學段常模（見表4）。

表4 幸福感的學段常模和標準差

在計算學段常模時，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生的實際比例存在差異，本研究對各省份初、高中被試的得分賦予了不同的權(quán)重。通過我國教育部網(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，最新數(shù)據(jù)為2017年數(shù)據(jù)），進而計算各省的權(quán)重。例如，全國在讀初中生有N人，Ai?。ㄗ灾螀^(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）初中生的當下滿意度平均分為Xi，那么，全國初中生當下滿意度的常模=∑Xi×Mi/N；然后將由權(quán)重算得的常模分數(shù)作為平均數(shù)進行常模標準差的計算。大學生的常模分數(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，在各學段的被試中，通過單因素方差分析對各家庭居住地學生的整體幸福感進行差異檢驗。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 生 中 不 存 在 顯 著的差異（p＞0.05）。差異檢驗表明：家庭居住在市區(qū)的初、高中學生的整體幸福感顯著高于居住在縣城的學生（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準差

3.2.3 青少年幸福感的百分等級常模

為了使參與測試的個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常模，見表6。

表6中的數(shù)據(jù)為測試得到的原始分，各學段中每個原始分都有與之對應(yīng)的百分等級（P）。百分等級的含義是在該學段的學生中有百分之多少的學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，也可以作為家長和老師了解學生幸福感狀況的參考標準。

表6 幸福感的百分等級常模

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量工具主要集中于測量當下幸福感，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的特點。在Ryff和Keyes（1995）編制的心理幸福感量表中包含成長主動性和生活目標維度，雖具有未來指向的含義，但其沒有直接測量青少年對于未來生活的預期，因而未能反映青少年關(guān)于未來生活的評價和情感，并且該問卷在我國大學生被試中的結(jié)構(gòu)效度較差，說明該問卷可能不適用于測量我國的青少年群體（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初中生、高中生、大學生中的模型擬合都接近理想水平，更適合用來描述我國青少年的幸福感。

4.2 高中生的幸福感更需要引起關(guān)注

在三個學段的學生中，高中生的整體幸福感水平最低。其原因可能是我國高中生面臨著較高的升學壓力，父母和老師會高度重視高中生的學業(yè)表現(xiàn)，甚至施加學業(yè)壓力，進而導致高中生產(chǎn)生較高的考試焦慮（黃瓊, 周仁來, 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測學生的學習投入和學業(yè)表現(xiàn)，即學生的幸福感水平越高，越有利于取得好成績（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。

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

與家庭居住在市區(qū)的中學生相比，家庭居住在縣城和鄉(xiāng)鎮(zhèn)的中學生的幸福感水平相對較低。這可能是由于他們的家庭社會經(jīng)濟地位較低，父母會將更多時間用于工作謀生，對子女的陪伴和支持相對較少；而且，家庭壓力模型指出，低收入會讓父母更可能出現(xiàn)負面情緒，使得家庭內(nèi)沖突增多、溫暖減少（Masarik & Conger, 2017），導致子女的幸福感水平降低。此外，非城市的中學生可獲得的教育資源不如城市的中學生豐富，這意味著他們需要付出更多的努力來突破學業(yè)發(fā)展的限制，導致其學業(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提升學生的幸福感：第一，調(diào)動學生培養(yǎng)和運用自身品格優(yōu)勢的積極性，可提升生活滿意度和降低消極情緒（Proctor et al., 2011）；第二，引導學生想象未來最好的自己和設(shè)定可行度高的計劃，可以提升未來期望和積極情緒（Heekerens &Eid, 2020; Leontopoulou, 2015）；第三，營造良好的學校氛圍可以提升學生的幸福感，比如為學生提供自主支持，營造更具合作性而較少強調(diào)競爭性的氛圍等（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，沒有嚴格采用分層抽樣的方法進行取樣。但是，本研究被試取樣的全國省、市覆蓋面（31省、129個城市）大幅度超過了國內(nèi)同類的幸福感常模研究。而且，在計算各學段常模時，本研究對各省份初、高中被試的得分賦予了不同的權(quán)重，可以彌補一部分由取樣偏差帶來的影響。未來研究可以繼續(xù)優(yōu)化抽樣方法建立幸福感常模。第二，由于時間壓力，初三和高三學生參與本調(diào)研的數(shù)量較少，本研究本著謹慎的態(tài)度沒有建立幸福感的年級常模，未來研究可補充初三和高三的被試，建立幸福感的年級常模。第三，本研究各項差異檢驗的效應(yīng)量較?。ㄆ扬@偉, 2016），未來研究可以采用分層抽樣方法驗證各差異的穩(wěn)定性。第四，本研究沒有對指向過去的幸福感進行測量，未來研究可以編制過去取向的幸福感測量工具并建立可參照的常模標準。

5 結(jié)論

（1）本研究建立的幸福感平均分常模和百分等級常?？勺鳛樵u價中學生和大學生幸福感水平的參照標準；（2）高中生的整體幸福感水平顯著低于初中生和大學生；（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)的學生。