李 帥 趙 偉 龍沛欣 董秋雅 孫 鈴

(中央財經(jīng)大學社會與心理學院，北京 100081)

1 引言

當今中國社會高速發(fā)展，人們的生活壓力日益增長，出現(xiàn)了一系列反映社會現(xiàn)實的網(wǎng)絡(luò)熱詞，例如“打工人”“內(nèi)卷”和“躺平”等。其中“躺平”是指，在難以抗爭巨大社會壓力的情況下，年輕人不再渴求成功，主動降低欲望的心態(tài)(陳友華, 曹云鶴, 2021)?！疤善健币辉~最早源于2021年5月百度貼吧里的一篇帖子——《躺平即是正義》。該帖子的作者表示自己“兩年多沒長期工作；每天只吃兩頓飯；每月花銷控制在200塊以內(nèi)，沒錢了再去打零工；日常就是家里躺和外面躺”，作者宣稱“只有躺平，人才是萬物的尺度”。這篇帖子中所體現(xiàn)的“躺平”生活態(tài)度經(jīng)由網(wǎng)絡(luò)媒體不斷傳播，引發(fā)了廣大網(wǎng)友的圍觀討論，受到眾多青年的追捧和向往。原本指平臥或休息的“躺平”，逐漸演變成年輕人面對各種壓力時選擇“一躺了之”，不努力不反抗也不作為的一種應(yīng)對方式(林龍飛, 高延雷, 2021)。

過往研究中對“躺平”的闡述主要有以下幾種觀點。(1)基于社會現(xiàn)實的角度，有學者認為“躺平”是一種面對社會壓力時的非理性選擇，不僅體現(xiàn)了當下青年人的多元價值觀，影響著他們的生活方式(孫時進等, 2021)，而且也折射出青年人面對社會壓力精神焦慮和對現(xiàn)實的感到無力等心態(tài)(徐振華, 2021)。(2)從理論的角度分析，有學者認為“躺平”與“喪文化”和“佛系文化”等熱詞都是一種亞文化現(xiàn)象，本質(zhì)上是“犬儒主義”所表現(xiàn)出的現(xiàn)代化的生活方式(王甄璽, 2021)，“躺平”人通過“躺平”行為表明了生活態(tài)度。雖然上述觀點角度不同，但是都把“躺平”視為一種能夠表明青年人態(tài)度和價值觀，且與其生活方式相關(guān)的行為。因此，“躺平”是當下社會經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景下，面對社會壓力和持續(xù)競爭，青年人拒絕不經(jīng)思考的偽奮斗，用低欲望的姿態(tài)面對生活的一種行為方式，體現(xiàn)了青年人多元的文化和價值觀。

當下普遍觀點認為，“躺平”文化來源于“一喪一佛”文化和“內(nèi)卷”。所謂“一喪”指的是喪文化，是一種流行于青年人之間“以自嘲、頹廢、麻木生活方式為特征”的文化形式(蕭子揚等, 2017)。而“一佛”指佛系文化，它倡導“不爭不搶”和“無欲無求”。雖其表面上與佛教文化相似, 但實則呈現(xiàn)的是一種消極遁世的生命悲觀主義精神(宋德孝, 2018)。而“內(nèi)卷”一詞來源于學術(shù)詞匯“內(nèi)卷化”，是美國人類學家戈登威澤用以描述農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式簡單重復與停滯不前的狀態(tài)，后在各領(lǐng)域延伸運用，用來描述社會文化模式發(fā)展到某一階段，盡管內(nèi)部不斷精細，但卻難以達到更高水平的過程(付茜茜, 2022)?，F(xiàn)在的“內(nèi)卷”指的是，在有限資源的條件下，人們付出更多努力但收獲更少的一種惡性競爭的社會現(xiàn)象。有學者認為，在當下中國社會“內(nèi)卷”大環(huán)境下，焦慮和壓力使得部分青年承受的壓力超過其心理閾限值，選擇了“躺平”(熊鈺, 2022)?！疤善健笔腔凇皟?nèi)卷”這一主觀判斷后的行為選擇(沈東, 2022)。從“內(nèi)卷”到“躺平”，反映了社會心態(tài)的變化，其邏輯在于青年人成就動機的弱化和自我需求的覺醒(覃鑫淵, 代玉啟, 2022)。

對“躺平”行為的性質(zhì)存在不同的看法。一部分觀點認為，“躺平”是一種“消極避世且危害社會的行為”，會對個人和社會產(chǎn)生不良的影響(王甄璽, 2021)。放眼全球，類似“躺平”的群體早在一些發(fā)達國家地區(qū)相繼出現(xiàn)，給社會帶來了不利影響(Iyer et al., 2018)。例如英國“尼特族”、日本“低欲望社會”的年輕人和美國“歸巢族”等。其中極具代表性的“尼特族”，是一些不升學、不就業(yè)、不進修或參加就業(yè)輔導，終日無所事事的人。過往研究表明，相對于一般青年，尼特族對生活充滿著不滿情緒且缺少生活控制感，很多人有抑郁等心理問題, 引發(fā)了一系列社會問題(Rodwell et al., 2018; 小杉禮子, 2004)。在日本，對消費和婚姻表現(xiàn)出低欲望的年輕人越來越多，進一步加劇了日本社會的人口老齡化問題(裘曉蘭, 2019)。然而，也有研究表明，“躺平”導致的并非完全都是消極后果，其概念本身就包含著對個體的積極意義(令小雄, 李春麗, 2022)。雖然“躺平”現(xiàn)象中折射出的時代精神與“喪文化”相似，即青年人選擇不努力、不上進，但“躺平”卻可以反映出青年人內(nèi)心的堅定(楊毅, 2021)。甚至有學者認為，雖然大眾對“喪”秉持著負面看法，但是“喪文化”和“躺平”等文化現(xiàn)象的積極意義或許更大(曹佳, 2020)。孫時進等人(2021)也認為，“躺平”本身有積極和消極之分。對“躺平”這一行為存在不同性質(zhì)的觀點，或許是因為其本身就隱含著不同的維度。因此，有必要從積極和消極兩個維度出發(fā)，探究“躺平”的結(jié)構(gòu)。

人的行為與心理密不可分，而心理活動是行為的內(nèi)在依據(jù)(李亞民, 2017)?！疤善健毙袨楸厝慌c青年群體內(nèi)在的心理因素相聯(lián)系。首先，從網(wǎng)絡(luò)熱詞文化發(fā)展歷程來看，“躺平”與“喪文化”一脈相承(令小雄, 李春麗, 2022)。“躺平”具有與“喪文化”相同的低成就動機、低自我價值感等消極心理定勢特點(杜駿飛, 2017; 趙瑞雪, 2011)。在“躺平”的年輕人中，一類人選擇與當下情境妥協(xié)，雖表現(xiàn)出“躺平”行為，但內(nèi)心沒有放棄對未來的期望，依舊追求自己的價值，以期望在未來獲得某領(lǐng)域的成功，擁有追求成功的動機，我們認為是一種積極的表現(xiàn)，命名為“覺醒躺平”；而另一類年輕人，為了避免失敗而壓抑內(nèi)在需要與期望，呈現(xiàn)出低價值追求和低成就動機等消極特點，我們稱之為“逃避躺平”。而心理學中的成就動機，是在完成有重要價值的成就相關(guān)任務(wù)時，幫助人們獲得成功，追求完美的內(nèi)部推動力量，通常由追求成功(Ms)和避免失敗(Mf)兩個成分組成(葉仁敏, Hagtvet, 1992)。一般而言，成就動機是個體追求成功動機減去避免失敗動機的結(jié)果。追求成功動機高于避免失敗動機，則個體成就動機高；反之，若追求成就動機低于避免失敗動機，則個體成就動機低。綜上所述，我們認為高成就動機者，即追求成功動機較高的人，選擇“覺醒躺平”的可能性更大；而低成就動機者，即避免失敗動機高的人，選擇“逃避躺平”的可能性更大。

從“躺平”自身的發(fā)展路徑來看，“躺平”是在青年群體面對高壓競爭環(huán)境所產(chǎn)生的結(jié)果，期間包含了個體在激烈競爭中面對失敗與挫折所產(chǎn)生的未來期望變化。未來期望是個體對未來發(fā)生事件的一種信念(Oettingen & Mayer , 2002)。Arnold和Chapman(1992)認為對未來抱有積極期望的個體，往往具有更高的自尊水平。因此，個人的自尊與“躺平”行為的產(chǎn)生有著不可分割的關(guān)系。毫無疑問，在當下資源爭奪的激烈競爭中，青年群體常常被迫在各個方面表現(xiàn)完美，以證自身能力。在高自尊水平的驅(qū)使下，個體為避免失敗所帶來得自我價值感缺失，會采取某些方式來逃避現(xiàn)實(吳燕等, 2021)。因此，對于那些高自尊的年輕人，無論是選擇覺醒還是逃避式的“躺平”方式，“一躺了之”是他們維護自我價值感和對未來美好期望的上策。

從“躺平”所產(chǎn)生的結(jié)果來看，兩種不同的“躺平”方式，對社會中的個體生活也產(chǎn)生了不同影響。當下，面對消費主義、物質(zhì)主義等帶來的焦慮感，青年人群選擇以“喪”或“躺平”的自我反諷姿態(tài)去抵御，是緩解自身壓力的策略(魏杰等, 2021)。在不斷追求名望和財富的競爭中，青年群體的幸福感下降，選擇“躺平”或許是其維持自身幸福感的有效途徑。幸福感作為個體衡量社會個體生活指標的重要參數(shù)，也是個體對生活質(zhì)量的自我評價和情感體驗(池麗萍, 辛自強, 2002)。雖然“覺醒躺平”者和“逃避躺平”者都選擇與當下的情境妥協(xié)，但是前者依然追求自身價值且對未來充滿期望，后者則相反。“覺醒躺平”者對當下生活的滿意度與“逃避躺平”者或許相同，但他們可能擁有更多樂觀、自尊等正向情感體驗，少了很多負向情感。因此，我們認為“覺醒躺平”與幸福感呈正相關(guān)，而“逃避躺平”與幸福感呈負相關(guān)。

現(xiàn)有關(guān)于“躺平”的研究主要集中于探討“躺平”的歷史根源、影響因素、后果以及對消極“躺平”現(xiàn)狀的改變方式(陳淑珍, 2021; 楊毅, 2021)，缺少心理學角度的分析及對“躺平”行為的操作性界定，且沒有有效評估“躺平”程度的測量工具。另外，“躺平”現(xiàn)象一旦消極地蔓延開來，將會影響青年群體的精神狀態(tài)，并引發(fā)“青年危機”“生育危機”等社會問題(沈東, 2022)。而青年群體是社會上最富活力、最具創(chuàng)造性的群體，他們的社會心態(tài)關(guān)系到國家和民族的未來。因此，有必要將“躺平”視為一種行為，著眼于開發(fā)測量“躺平”的工具，并以青年群體為研究對象，探究“躺平”與其他心理變量的關(guān)系，并對其心理內(nèi)涵做出解釋。我們選用成就動機、自尊兩個變量，探究二者與“覺醒躺平”和“逃避躺平”的關(guān)系，以區(qū)分不同維度的“躺平”；同時分析“覺醒躺平”和“逃避躺平”與青年群體的總體幸福感相關(guān)性，嘗試探討“躺平”現(xiàn)象的心理結(jié)果。

綜上所述，提出四個假設(shè)：(1)基于文獻分析得到“覺醒躺平”和“逃避躺平”的“躺平”兩維度結(jié)構(gòu)，編制問卷并驗證其結(jié)構(gòu)。(2)“躺平”與自尊呈正相關(guān)，相對于低自尊者，高自尊者“躺平”可能性更大；“覺醒躺平”和“逃避躺平”與自尊具有相同的相關(guān)趨勢。(3)“覺醒躺平”與成就動機呈正相關(guān)，而“逃避躺平”與成就動機呈負相關(guān)。(4)“覺醒躺平”與總體幸福感呈正相關(guān)，“逃避躺平”與總體幸福感呈負相關(guān)。

2 研究方法

2.1 開放式問卷調(diào)查

為使選入的“躺平”維度符合當下青年群體的心理特點，本問卷在合理建構(gòu)法的基礎(chǔ)上，于2021年8月對21名被試進行訪談(其中6名男生，15名女生)，共收回有效訪談問卷21份。問卷內(nèi)容主要涉及“在您看來，‘躺平’是什么？”“‘躺平’有哪些具體的行為表現(xiàn)？”“您認為‘躺平’會在什么樣的環(huán)境下發(fā)生呢？”和“您認為‘躺平’的出現(xiàn)受哪些因素的影響呢？”等。被試群體年齡從21歲到30歲不等，包括從大學生到博士生的學生群體，以及公務(wù)員和私立企業(yè)職工等多種職業(yè)的被試?；谏鲜鲈L談結(jié)果分析和文獻綜述結(jié)果，最終將“躺平”分為“覺醒躺平”和“逃避躺平”兩大維度。

2.2 對象

我們采取隨機取樣的方式，于2021年9月初和9月末在問卷網(wǎng)收集了兩波數(shù)據(jù)，共計發(fā)放問卷649份。有效問卷435份，有效回收率為67.03%。其中9月初收集有效青年人樣本視為樣本一(共272人，男88人，女184人，平均年齡25.82歲,SD=4.75) 用于項目分析和探索性因子分析。9月末收集的青年人樣本數(shù)據(jù)視為樣本二(共 163人，男58人，女105人，平均年齡26.34歲,SD=5.33)用于驗證性因子分析。樣本總體(共435人，男146人，女289人，平均年齡26.01歲,SD=54.97)用來分析與“自尊”“成就動機”和“總體幸福感”三者的相關(guān)性、樣本內(nèi)的群體差異以及構(gòu)建回歸模型。

被試的年齡分布為14～20歲77人，21～25歲134人，26～30歲121人，31～35歲103人；在學歷方面，大專及高中以下的有63人，大學本科339人，碩士及以上33人；婚姻狀況未婚為261人，已婚為174人；每月生活費1000元以下為29人、1001～3000元為195人、3001～5000元為93人、5001～8000元為59人、8001～10000元為31人以及10000元以上為28人；學生與否變量中學生群體152人，非學生群體為283人。人口統(tǒng)計學變量作為分組變量處理，進行群體差異性檢驗和回歸分析。樣本一和樣本二在人口學構(gòu)成上沒有顯著差異。

2.3 測量工具

2.3.1 躺平自編問卷

“躺平”自編問卷擬定從“覺醒”和“逃避”兩個維度編寫題項, 初始問卷共25個題項，經(jīng)過探索性和驗證性因子分析，以及專家評定后，最終制定了一份能反映覺醒和逃避兩個維度的初步“青年人躺平問卷”，共12題。問卷分正反題(其中11、13、17、23、29、30題為反向計分題)，要求被試在李克特5點量表進行評定，從“非常符合”到“非常不符合”分別用數(shù)字5～1表示。計分時正題選“5”計5分，選“1”計1分；反題反之。問卷的均分值范圍為1～5分, 得分越高，表明“躺平”程度越嚴重。12題問卷其總體內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.88，其中 “覺醒躺平”4題，內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.67；“逃避躺平”8題，內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.89。

2.3.2 總體幸福感量表

總體幸福感量表(GWB)是美國國立衛(wèi)生統(tǒng)計中心制訂，用來測量受試幸福感和痛苦感(Fazio, 1977)，國內(nèi)學者段建華(1996)曾對本量表進行了修訂。本量表有33題，22題和18題版本，都基本包含了六大領(lǐng)域：焦慮、抑郁、自我控制、積極幸福感、活力和整體健康。本研究采用18題量表施測，其中包括14項6點計分題和4項10點計分題，量表總分得分越高，幸福度越高(Fish, 2011)。在本研究中其內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.67。

2.3.3 自尊量表

自尊量表(SES)最初是設(shè)計用以評定青少年關(guān)于自我價值和自我接納的總體感受(Rosenberg, 1965)，由十個條目組成，設(shè)計中充分考慮了測定的方便，受試者直接報告這些描述是否符合他們自己。量表分四級評分，1表示非常符合，2表示符合，3表示不符合，4表示很不符合，總分范圍是10～40分，分值越高，自尊程度越高。本研究該量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.76。

2.3.4 成就動機量表

成就動機測量表(AMs)挪威心理學家Gjesme和Nygard于1970年編制，經(jīng)葉仁敏和Hagtvet(1992)修訂而成。按照成就動機有正向與負向的兩種預(yù)期結(jié)果的理論，此量表包括兩個有區(qū)別的分量表：一個是測定與追求成功有關(guān)的動機Ms，涉及正向評價情境、結(jié)果的期望(1～15題)，另一個是測定與避免失敗相聯(lián)系的動機Mf，涉及負向評價情境、結(jié)果的期望(16～30題)。兩個分量表各15個問題，共30個題目，采用4點量表計分。成就動機的總分為追求成功得分減去避免失敗得分，被試得分越高，說明其成就動機越強。本研究該量表的內(nèi)部一致性信度系數(shù)為0.91，其中追求成功維度的信度系數(shù)為0.91，避免失敗維度的信度系數(shù)為0.91。

3 結(jié)果

3.1 項目分析

將原始的自編問卷(25題版)各項目總分由低到高排序，選擇前27%為高分組，后27%為低分組，通過t檢驗對兩組在同一題上的平均數(shù)進行差異檢驗，Q13和Q23未達到顯著性，將其刪除。其余題目均達到顯著水平；另外計算題目與總分之間的相關(guān)，刪除11.14.17.29.30題，剩余18個項目，剩余各項目與總分之間的相關(guān)顯著且均高于0.40。

3.2 探索性因素分析

首先，探討問卷因素分析的適當性，在探索性因素分析之前先進行KMO和Bartlett球形檢驗，本研究的KMO系數(shù)為0.92，表明非常適合進行因素分析，Bartlett球形檢驗χ2值為2051.99(p<0.001)，達到了顯著性水平，說明變量內(nèi)部有共享因素的可能性，也滿足因素分析的先決條件。

其次，對問卷因素的分析與項目篩選，采用主成分分析法、正交旋轉(zhuǎn)最大方差法提取共同因素，并根據(jù)以下標準確定因素數(shù)目：(1)因素負荷值大于0.40，表明該題項與某公共因素的關(guān)系密切；(2)共同度大于0.40，說明公因素對該題項的解釋能力強；(3)題項只在一個因素上負荷值大。(4)刪除婚戀相關(guān)等內(nèi)容適配性較差，且題意重復率較高的題目。根據(jù)以上標準，剩余12個項目。對12個項目組成的“躺平”問卷進行再次探索性因素分析。因素分析矩陣中，兩個因子共解釋總變異的54.48%(見表1)。

表1 躺平問卷的探索性因子分析

最后，根據(jù)因素分析結(jié)果，兩個因子命名為“逃避躺平”(F1)和“覺醒躺平(F2)”。覺醒“躺平”包括四個項目，反映了覺醒的、自我和解的、審視現(xiàn)實的積極生活態(tài)度，各項目負荷位于0.66～0.79之間，總特征值為1.58，解釋率為13.14%；逃避“躺平”包括八個項目，反映了偷懶的、自我放逐的、無所事事的消極生活態(tài)度，各項目負荷位于0.60～0.72之間，總特征值為4.96，解釋率為41.33%。

(續(xù)表)

3.3 驗證性因子分析

在探索性因素分析的基礎(chǔ)上，對樣本二進行驗證性因子分析，如表2所示，結(jié)果發(fā)現(xiàn)“躺平”量表單因素和兩因素結(jié)構(gòu)擬合都較好，但兩因子模型數(shù)據(jù)效果更好(χ2(53)=96.07,p<0.001, CFI=0.95, TLI=0.94, RMSEA=0.07, SRMR=0.05)，與“躺平”的理論結(jié)構(gòu)模型基本一致，即假設(shè)1成立，“躺平”存在“覺醒躺平”和“逃避躺平”兩大維度。證實所編問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度，如圖1。

表2 “躺平”問卷的驗證性因素分析單因素和兩因素模型對比

3.4 信效度檢驗

3.4.1 信度分析

通過內(nèi)部一致性信度(Cronbach’sα系數(shù))對最終12題版本的“躺平”問卷進行信度檢驗。結(jié)果顯示“躺平”問卷的總體內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88，高于0.80，說明問卷內(nèi)部一致性信度較好。其中“覺醒躺平”的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.67，“逃避躺平”的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.89。

3.4.2 效度分析

采用因素間結(jié)構(gòu)效度分析的方法檢驗問卷的結(jié)構(gòu)效度。利用SPSS 22.0軟件對問卷做相關(guān)分析，以維度之間的相關(guān)、各維度與問卷總分間的相關(guān)來估計問卷的結(jié)構(gòu)效度。由表3可見，“逃避躺平”和“覺醒躺平”兩維度間的相關(guān)系數(shù)為0.38，呈低程度相關(guān)；各維度與問卷平均分之間的相關(guān)系數(shù)均在0.63～0.96之間，存在高相關(guān)；且各維度與問卷總分的相關(guān)明顯高于維度間的相關(guān)。這表明各因子之間既有一定的獨立性，又反映了相應(yīng)的歸屬性，可以同時測出同一心理品質(zhì)，即“躺平”程度，說明本問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。對問卷的結(jié)構(gòu)效度進行相關(guān)分析和驗證性因素分析雙重檢驗，由分析結(jié)果可知，不僅各維度之間的相關(guān)矩陣(如表3)可以說明該問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度，而且由驗證性因素分析結(jié)果也可以看出，該量表構(gòu)想效度良好。

3.5 “躺平”的群體差異

根據(jù)獨立樣本t檢驗，單因素方差分析結(jié)果所示，“躺平”在性別(t=1.19,d=0.12,p=0.237,p>0.01)和學歷(F=1.63,df=434, η2=0.01,p=0.197,p>0.01)上均不存在顯著差異，可以認為“躺平”程度不會因為性別不同和學歷高低而不同。而“躺平”程度，在年齡(F=13.53,df=434, η2=0.86,p<0.001)，婚姻狀況(t=-5.65,d=0.55,p<0.001)，每月生活費(F=6.42,df=434, η2=0.70,p<0.001)，學生與否(t=-5.66,d=0.58,p<0.001)方面具有顯著差異。事后檢驗分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在“躺平”總得分上，每月生活費為“8000～10000元”大于“10000元以上”>“3000～5000元”>“5000～8000元”>“1000～3000元”>“1000元以下”；在年齡上，事后檢驗的結(jié)果呈現(xiàn)“31～35歲>26～30歲>21～25歲>14～20歲”的趨勢。

3.6 相關(guān)性分析

采用Pearson簡單相關(guān)系數(shù)分析了“躺平”、總體幸福感、自尊、成就動機之間的相關(guān)性，結(jié)果如表3所示。

表3 “躺平”各維度和自尊、成就動機和總體幸福感之間關(guān)聯(lián)分析(N=453)

首先，“躺平”總分與自尊、成就動機之間存在顯著負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別是-0.33和-0.17,p<0.01，表明當個體自尊和成就水平較低時更傾向于表現(xiàn)出“躺平”。而“躺平”與總體幸福感相關(guān)不顯著。其次，“覺醒躺平”和“逃避躺平”與自尊、成就動機及幸福感呈現(xiàn)出不同的相關(guān)模式?！疤颖芴善健迸c自尊呈顯著負相關(guān)(r=-0.37,p<0.01)，而“覺醒躺平”與自尊相關(guān)不顯著。因此，假設(shè)二“躺平”與自尊呈正相關(guān)不成立，且“覺醒躺平”和“逃避躺平”之間與自尊相關(guān)性存在差異。覺醒和逃避“躺平”都與追求成功和避免失敗的動機顯著正相關(guān)，“逃避躺平”與避免失敗動機的相關(guān)更高，因此總體上表現(xiàn)出“覺醒躺平”與成就動機相關(guān)不顯著，“逃避躺平”與成就動機呈顯著負相關(guān)(r=-0.18,p<0.01)。“覺醒躺平”與總體幸福感呈顯著正相關(guān)(r=0.19,p<0.01)，而“逃避躺平”與總體幸福感沒有顯著的相關(guān)性。

3.7 回歸分析

為通過線性回歸進一步驗證兩類“躺平”與變量之間的關(guān)系, 首先, 將人口統(tǒng)計學變量(性別、 年齡、 學歷、 婚姻狀況、 每月生活費及學生與否)作為控制變量, 自尊和成就動機作為預(yù)測變量, 將“覺醒躺平”和“逃避躺平”分別作為結(jié)果變量, 進行分層回歸分析。第一步驗證人口學變量(性別、 年齡、 學歷、 婚姻狀況以及每月生活費)的影響； 第二步加入自尊水平； 第三步加入成就動機, 其結(jié)果如表4所示。對于“覺醒躺平”而言, 人口統(tǒng)計學變量、自尊和成就動機均無顯著影響。然而, 對于“逃避躺平”來說, 人口統(tǒng)計學變量和成就動機對“逃避躺平”無影響。自尊對“逃避躺平”負向影響顯著(β=-0.36,p<0.001), 控制人口學變量的影響后, 自尊對 “逃避躺平”的解釋率有15%, 表明低自尊與選擇“逃避躺平”密切相關(guān)。

表4 人口統(tǒng)計學變量和自尊、成就動機對覺醒躺平和逃避躺平的回歸分析

其次，將人口統(tǒng)計學變量(性別、年齡、學歷、婚姻狀況、每月生活費及學生與否)作為控制變量，“覺醒躺平”和“逃避躺平”作為預(yù)測變量，將幸福感分別作為結(jié)果變量，進行分層回歸分析。第一步驗證人口學變量(性別、年齡、學歷、婚姻狀況以及每月生活費)對幸福感的影響；第二步加入兩類“躺平”。其結(jié)果如表5所示。人口統(tǒng)計學變量中性別、年齡、最高學歷、婚姻狀況和學生與否對幸福感無顯著影響。而每月生活費(β=0.18,p<0.01)對幸福感有顯著的正向影響。預(yù)測變量中“覺醒躺平”(β=0.30,p<0.001)對幸福感正向影響顯著；而“逃避躺平”(β=- 0.20,p<0.001)對幸福感對負向影響顯著。綜合來看，控制人口學變量的影響之后，“躺平”對幸福感的解釋率能夠達到15%，并且兩種“躺平”與幸福感的關(guān)系相反，“覺醒躺平”能夠正向預(yù)測幸福感，而 “逃避躺平”則負向預(yù)測幸福感。

表5 覺醒和逃避“躺平”對總體幸福感的回歸分析

4 討論

社會競爭越來越激烈，青年人的壓力也越來越大，“躺平”成為越來越多青年人的選擇。為探究“躺平”現(xiàn)象背后的心理起源和結(jié)果，從心理學角度界定“躺平”概念，并編制了相應(yīng)的測量工具，適用于青年群體了解自身的“躺平”狀態(tài)和方式。通過問卷相關(guān)性和回歸分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“躺平”與個體的自尊水平及成就動機呈顯著負相關(guān)，但與個人的幸福感相關(guān)性不大?；谌后w差異分析，個體的“躺平”情況具體到不同的年齡、婚姻狀況和每月生活費，以及是否為學生身份上也有所不同，而在性別和學歷間的差異不顯著。

基于文獻綜述和訪談結(jié)果編制兩因素“躺平”問卷，并根據(jù)內(nèi)容命名為“覺醒躺平”和“逃避躺平”。經(jīng)心理測量學分析，得出12個項目的“躺平”問卷，其中“逃避躺平”為8題，“覺醒躺平”為4題，具有良好的內(nèi)部一致性信度和結(jié)構(gòu)效度。

本“躺平”問卷具有如下特點：

第一，首次從心理學角度界定“躺平”概念，區(qū)分并驗證了“躺平”中覺醒和逃避兩大維度，前者是審視現(xiàn)實后自我和解式的“躺平”；后者為在競爭日益激烈的時代下喪失斗志且無所事事的“躺平”。

第二，在相關(guān)性分析上，問卷各維度間的相關(guān)系數(shù)未超過0.5，說明維度之間不存在相互重合的情況；各維度與總均分的相關(guān)比較高，說明問卷具有較高的同質(zhì)性。總體的“躺平”和“逃避躺平”都與自尊和成就動機兩個變量呈顯著負相關(guān)，而“覺醒躺平”與自尊和成就動機相關(guān)不顯著。與之相對的是，總體的“躺平”和“逃避躺平”與總體幸福感相關(guān)不顯著，而“覺醒躺平”與之呈顯著正相關(guān)。

“躺平”是低自尊者的選擇?！疤善健焙妥宰鸪曙@著負相關(guān)，即一個人的自尊心越高，“躺平”的可能性越小。Seta等人(1999)認為，在面對巨大的社會壓力和不斷的社會比較情況下，在高自我參與度的活動中，高自尊者通常會采取自我提升的策略，而低自尊者會采取自我保護策略。因此，高自尊者會不斷地參與競爭和比較，呈現(xiàn)出與“躺平”相反的姿態(tài)；而采取自我保護策略的低自尊者，為了避免自我價值受到進一步的損害，選擇“躺平”的可能性更大?！疤颖芴善健迸c自尊呈顯著負相關(guān)，“覺醒躺平”與自尊的負相關(guān)不顯著。換言之，選擇“逃避躺平”的往往是那些自尊水平較低的人。自尊感包括自我效力和自愛兩個部分，自我效力是面對挑戰(zhàn)時相信自己的一種意識，自愛是對自我價值的肯定意識(馬前鋒, 蔣華明, 2002)。在越來越激烈的社會競爭中，“逃避躺平”者大多缺少對未來成功的期望，缺乏戰(zhàn)勝他人的信心，因此對自我能力和自我價值也持有懷疑態(tài)度，自尊水平相對較低；而“覺醒躺平”者，雖然也是“躺下”，但是在自我追求的領(lǐng)域中，他們?nèi)匀幌嘈抛陨砟芰Γ谂纬晒托腋?，因此也保留著一定的自尊水平?/p>

“躺平”并非缺乏成就動機，而是避免失敗的動機過于強烈，對于“逃避躺平”尤其如此。“覺醒躺平”和“逃避躺平”與追求成功和避免失敗的動機都顯著正相關(guān)。然而，從總體成就動機的角度來看，“逃避躺平”與成就動機之間呈顯著負相關(guān)，即成就動機越低的人可能更容易逃避式地選擇一躺了之。“逃避躺平”者也向往成功，但是由于社會壓力、同輩競爭等因素，其避免失敗的動機更為強烈，在經(jīng)歷失敗后，選擇“躺下”來避免失敗所帶來的一系列負面影響(相雅芳, 2021)。而“覺醒躺平”與成就動機相關(guān)程度低且不顯著，“覺醒躺平”者既追求成功也避免失敗，或許他們真正找到了內(nèi)心追求而選擇暫時妥協(xié)，為了更好地出發(fā)，他們選擇休息片刻。

兩種“躺平”與幸福感呈現(xiàn)出相反的相關(guān)趨勢，在控制人口學變量的影響后，“覺醒躺平”與總體幸福感呈顯著正相關(guān)，“逃避躺平”與總體幸福感呈負相關(guān)。過往研究表明，生活滿意度及生活質(zhì)量等因素能夠影響人們的幸福感水平(Hughes, 2006)。那些表面看似不努力，選擇“躺平”的人，實則在內(nèi)心中找到了自己的方向，這一類人在審視現(xiàn)實情況后，不再逼迫自己改變，達成了現(xiàn)實和理想間的和解。“覺醒躺平”者正是如此，因此，他們對自身的生活滿意度更高，生活態(tài)度也更加積極，總體的幸福感也更高。相反，一味選擇逃避而“躺平”的人不斷妥協(xié)于當下的情境，到最后只能被迫降低生活質(zhì)量。因此，“逃避躺平”者往往是不幸福的。此外，回歸分析結(jié)果顯示，每月生活費也會對總體幸福感產(chǎn)生顯著影響。毫無疑問，在一定程度上，金錢能夠極大程度地影響幸福感水平(Dunn et al., 2008; Kahneman & Deaton, 2010)。然而，幸福感還受到時間、社會關(guān)系和人格特質(zhì)等其他因素的影響(Mogilner, 2010; Costa & McCrae, 1980)。因此，今后“躺平”與幸福感之間復雜的關(guān)系仍需進一步探討。

盡管數(shù)據(jù)結(jié)果表明，該問卷是一個較為理想的測量“躺平”的量表，但在編制過程中仍存在一些不足。一是被試來源于線上平臺，可能缺乏一定的代表性，后續(xù)研究可拓展到線下和其他平臺以擴大樣本量，進一步驗證并推廣本問卷。二是雖然問卷編制過程從文獻綜述到訪談再到因素分析嚴格遵守心理測量學要求，但由于其是一種自下而上的建構(gòu)，且“躺平”一詞本身缺少權(quán)威的心理學定義以及理論，因此該問卷雖然更加貼近現(xiàn)實生活，但是其理論結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性仍需要今后研究的驗證。三是雖嘗試從心理學角度界定“躺平”概念，通過相關(guān)性和回歸分析將自尊和成就動機作為“躺平”的預(yù)測變量，而把總體幸福感作為“躺平”的結(jié)果變量，探究其與“躺平”之間的關(guān)系，具有一定應(yīng)用價值，但是這些變量本身與“躺平”的因果聯(lián)系有待考證。今后仍需尋找其他相關(guān)變量，明晰“躺平”的心理學意義，同時進一步區(qū)分覺醒和逃避兩類“躺平”。四是沒有深入分析“躺平”背后的心理學機制和對中國社會現(xiàn)實的影響，這值得今后進一步研究。綜上，此量表僅為初步編制，后續(xù)仍需在研究中不斷修訂和完善。

5 結(jié)論

“躺平”問卷包括12道題目，“逃避躺平”和“覺醒躺平”兩個因子，具有良好的信效度指標，是適用于作為研究青年人“躺平”的測量工具。“躺平”問卷初步研究表明，低自尊水平者更容易“躺平”，且為了保護自身價值，更多地選擇“逃避躺平”而非覺醒式的“躺平”。低成就動機者更容易“躺平”，尤其會選擇“逃避躺平”，“覺醒躺平”者雖總體成就動機不高，但是他們和“逃避躺平”者一樣，既追求成功，又想避免失敗?！疤善健彪m不能顯著提升幸福感，但相對于“逃避躺平”者，覺醒后選擇“躺平”的人會感到更加幸福。