導(dǎo)語：如何才能寫好一篇主觀幸福感，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關(guān)鍵詞主觀幸福感，認知評價，積極情感，消極情感，影響因素。

分類號R395.6

Dodge的幸福理論提出已有70年的歷史，關(guān)于個人主觀幸福感（subjective well-being）的研究亦是心理學(xué)界重視個人生活質(zhì)量研究的一個明顯標志，這方面的研究取得了一些成果。國外學(xué)者的研究經(jīng)歷了三個階段[1]，第一階段主要是簡單描述與主觀幸福感相關(guān)的人口統(tǒng)計項目；第二階段是探討獲得幸福的各種途徑和跨文化研究[2,3]，并建立了相關(guān)的理論；第三階段則是研究方法的探索。國內(nèi)這一領(lǐng)域的研究起步雖晚，但近年來關(guān)于影響主觀幸福感的因素的研究已初見成效，這些成果為今后的研究提供了新的思路。本文擬對近年來的研究進行梳理，以期對今后的研究起到拋磚引玉的作用。

1概述

主觀幸福感作為心理學(xué)的一個專門術(shù)語，它專指評估者根據(jù)自定的標準對其生活質(zhì)量的整體性評估，它是衡量個人生活質(zhì)量的綜合性心理指標，反映主體的社會功能與適應(yīng)狀態(tài)。每個人在現(xiàn)實生活中，對自己的生活質(zhì)量都有滿意與否或滿意程度高低的不同評價，這些不同的評價與個人對自己生活質(zhì)量的期望值有關(guān)，因此，它是由需要（包括動機、欲望、興趣）、認識、情感等心理因素與外部誘因交互作用而形成的一種復(fù)雜的、多層次的心理狀態(tài)。

主觀幸福感有多項衡量指標，概括起來主要包括以下三個方面：（1）認知評價，是對生活質(zhì)量的整體評估，即生活滿意度；（2）積極情感，包括諸如愉快、高興、覺得生活有意義、精神飽滿等情感體驗；（3）消極情感，包括憂慮、抑郁、悲傷、孤獨、厭煩、難受等情感體驗，但不包括重性情感障礙和神經(jīng)癥[4]。其中，認知評價是主觀幸福感的關(guān)鍵指標，作為認知因素，它是更有效的肯定性衡量標準，是獨立于積極情感和消極情感的另一個因素[5]。

主觀幸福感是個人所具有的一種獨特的心理狀態(tài)，具有以下幾個特點：（1）主觀性，以評價者自定的標準而非他人標準來評估；（2）穩(wěn)定性，主要測量長期而非短期情感反應(yīng)和生活滿意度，它是一個相對穩(wěn)定的值；（3）整體性，是綜合評價，包括對情感反應(yīng)的評估和認知判斷[6]。

2主觀幸福感的相關(guān)理論研究

在過去的幾十年里，國外學(xué)者提出了多種理論。早期理論建構(gòu)的重點在于證明外部因素如事件、情境和人口統(tǒng)計項目是如何影響主觀幸福感的，如Diener對影響主觀幸福感的外部因素與內(nèi)部因素作了區(qū)分，但研究發(fā)現(xiàn)外部因素的影響較小，因此后來的研究主要著力于內(nèi)部因素，即個人內(nèi)部建構(gòu)決定生活事件如何被感知，從而影響幸福體驗。在多年研究的基礎(chǔ)上，Diener[1,7]概括出適應(yīng)理論、社會比較理論、價值觀和目標理論等。吳明霞[5]對國外近30年來主觀幸福感研究的理論進展進行了總結(jié)研究?？偫ㄆ饋?，主要有以下幾個重要的理論。

2.1目標理論

目標是情感系統(tǒng)重要的參照標準，它影響情緒，影響主觀愿望和快樂，檢驗它可以很好地了解人的行為。目標種類、結(jié)構(gòu)、向目標接近的過程和目標達成，都影響個人情感和生活滿意度。我們追求的目標和我們用以達到目標的策略的成功與否，明顯地影響著我們對自己和生活的滿意程度。盡管有目標并不能保證快樂，但有明確目標并努力工作從而成功地達到目標的人，他們顯示出的快樂超過了那些沒有目標或達到目標時有困難的人。研究表明，當一個人能以內(nèi)在價值和自主選擇的方式來追求目標并達到可行程度時，主觀幸福感才會增加，即目標必須與人的內(nèi)在動機或需要相適宜，才能提高主觀幸福感。自我接受、助人、親和性等有關(guān)的內(nèi)在價值目標，是自然需要和生長需要的表達，比美貌、名譽、金錢等外在目標，對主觀幸福感意義更大。

2.2期望值理論

個人在進行主觀幸福感的評價時總是與一定的標準相對比，其實這一標準就是個人的期望目標。若目標實現(xiàn)了，則主觀幸福感的值高，反之則值低。但事實上，過高的期望值對個人生活的滿意度是不利的。Wilson提出，高期望值對幸福感是一個重要的威脅[5]。然而，在決定主觀幸福感時，期望的內(nèi)容比期望實現(xiàn)的可能性更重要。測量被試期望目標的信心時，對實現(xiàn)內(nèi)在期望（個人發(fā)展）的可能性估計與主觀幸福感呈正相關(guān)，而達到外部期望（名譽、金錢）的可能性估計與主觀幸福感呈負相關(guān)[5]。因此，期望值并非最好的主觀幸福感預(yù)測指標，而期望值、現(xiàn)實條件與個人外在資源（權(quán)力地位、社會關(guān)系、經(jīng)濟狀況等）和內(nèi)在資源（氣質(zhì)、外貌等）是否一致，可以作為主觀幸福感的預(yù)測指標[8]。

2.3社會比較理論

早期社會比較理論強調(diào)對比的結(jié)果，即個人與周圍人比較，如果自己優(yōu)于別人則感到幸福[5]。在進行社會比較的過程中，人格特質(zhì)的影響顯得尤為重要，幸福的人常作向下比較，由于優(yōu)于別人而獲得較高的主觀幸福感，感到不幸的人既作向上也作向下比較，因而處于一種比較矛盾的心理狀態(tài)中，即中國人所講的“比上不足，比下有余”的狀況；樂觀者傾向于注意比自己差的人的數(shù)目，以此評價自己在某一群體中所處的位置，從而“知足常樂”，悲觀者則相反?，F(xiàn)代生活的發(fā)展，人們生活水平不斷提高，需要層次多樣化，使得進行比較的信息呈現(xiàn)出多樣性，加之人們運用信息的方式存在差異，因此社會比較理論的內(nèi)容日益豐富和復(fù)雜化。

2.4人格―環(huán)境交互作用理論

有些收養(yǎng)和雙生子研究表明，客觀情景對主觀幸福感的影響有限，而基因?qū)χ饔^幸福感的影響顯著。但Veenhoven認為，影響主觀幸福感平衡水平的是相對穩(wěn)定的人格特質(zhì)，因而主觀幸福感既有類似特質(zhì)的又有類似情景的特性[9]。因此，基因?qū)χ饔^幸福感的影響不是直接的，即基因因素影響人的行為，增加經(jīng)歷某種生活事件的可能性，在某種情境下，使某類獨特行為反應(yīng)更可能發(fā)生，從而影響主觀幸福感[5]。后來的研究發(fā)現(xiàn)，如果說人格因素不是主觀幸福感最好的預(yù)測指標，至少也是最可靠、最有力的預(yù)測指標之一[6]。人格特質(zhì)對情緒的影響可以被情境削弱或強化，因而其影響超出直接的主效應(yīng)；人格與環(huán)境交互作用影響主觀幸福感。Diener等人提出三個主觀幸福感交互作用模型[9]，即交互作用的加法模型、較復(fù)雜的交互作用動力模型、人格影響情境從而增加或減少主觀幸福感的模型。交互作用的加法模型認為，非獨立變量的變異來源于個人、情境和二者交互作用的變異。一些人對積極情感反應(yīng)的心理傾向性強，積極事件的發(fā)生會帶來更加強烈的幸福感，幸福感需要人格和環(huán)境相結(jié)合才能產(chǎn)生。較復(fù)雜的交互作用動力模型認為，人格和情境是兩個既獨立又依賴有著雙向因果聯(lián)系的變量，個人根據(jù)其人格特質(zhì)選擇情境。在決定情感方面，人格―情境一致不如人格―具體參與行為一致重要，因而，環(huán)境特征、個人行為和人格特點交互作用影響主觀幸福感。第三個交互作用理論認為，人格產(chǎn)生情境，情境增加或減少整體幸福感。

2.5適應(yīng)和應(yīng)對理論

現(xiàn)代主觀幸福感理論的中心概念是適應(yīng)或習慣化[5]。Helson對適應(yīng)的解釋為：對重復(fù)出現(xiàn)的刺激反應(yīng)減少減弱；重新建構(gòu)有關(guān)刺激的認識，以及刺激對生活影響的認識。這種適應(yīng)或習慣化使人們在一定程度上總是適時地調(diào)整自己的情緒，從而保持對自己生活的相對滿意度。但適應(yīng)更多的是一種消極被動的心理生理過程。應(yīng)對是一種積極主動的心理過程，具有理、精神信仰、給普通生活事件予以積極意義、對事件進行積極評價、問題焦點式應(yīng)對以及尋求幫助等有效的應(yīng)對策略的人，其主觀幸福感水平高[5]。

以上理論顯示出對主觀幸福感研究的深化和研究領(lǐng)域的拓寬，同時眾多的研究探索了影響主觀幸福感的因素，為教育教學(xué)工作和個人的發(fā)展提出了有益的建議。

3影響主觀幸福感的因素

國外近年來的研究重點在于探討個人氣質(zhì)特征、認知方式、目標、文化背景、適應(yīng)、應(yīng)對策略等對主觀幸福感的影響，國內(nèi)學(xué)者在對主觀幸福感進行本土化研究的過程中，更多地自下而上，探索影響主觀幸福感的因素。如鄭立新和陶廣放[10]認為，影響個人生活滿意度的因素有主觀因素和客觀因素，主觀因素包括個體的人格特質(zhì)、價值觀念，對待事物的態(tài)度和取向等與認知有關(guān)的因素，客觀因素包括個體的實際生活和工作環(huán)境、自身健康情況、個人和家庭經(jīng)濟收入等，這些研究取得了一定的成果，對實際工作有一定的指導(dǎo)意義。

3.1社會支持

社會支持是個人在社會中得到承認的重要體現(xiàn)。辛自強和池麗萍的研究[11]表明，朋友、鄰里、同事、配偶、父母的支持以及個體的團體參與程度能增加個體的正向情感；缺乏朋友、配偶和父母支持、遇到煩惱時不懂得利用社會支持的個體，會產(chǎn)生較多的負性情感；得到朋友、鄰里、配偶、父母支持并主動參與團體活動的個體更經(jīng)常體驗到快樂感。這一結(jié)果也暗示我們，每一個人都是社會的人，他總是生活在一定的群體中，想得到群體的認可和支持更表明了個體的歸屬感，因此這種愛與被愛、支持與被支持的過程，使得每一個個體得到的正向情感多于負向情感，這是主觀幸福感的重要情感指標。鄭雪等人的研究[12]認為，外在準則并不直接影響主觀幸福感，而是通過積極情感、自我體驗等維度間接地對其加以影響。

3.2個人應(yīng)激水平

面對不同的困難和壓力，個人的應(yīng)激水平不同，因而內(nèi)心體驗也不同。劉仁剛和龔耀先[13]的研究表明，主觀幸福感與應(yīng)激水平尤其是抑郁顯著相關(guān)，抑郁是影響主觀幸福感的重要情緒因素，或者說不幸福在很大程度上表現(xiàn)為抑郁，焦慮在某種程度上對正性情緒產(chǎn)生負面影響。

3.3價值觀念和健康狀況

價值觀是人們用來區(qū)分好壞標準并指導(dǎo)行為的心理傾向系統(tǒng)[14]，是浸透于整個個性之中支配著人的行為、態(tài)度、觀點、信念、理想的一種內(nèi)心尺度，為個人自認為正當?shù)男袨樘峁┏浞值睦碛?。張河川和李瀾仙[15]的研究發(fā)現(xiàn)，影響高校中年教師主觀幸福感的主要社會因素是職稱、成就和工作條件，且男性顯著地比女性在體現(xiàn)自身價值的職稱、成就和工作條件中有更高的期望值，與該人群不適應(yīng)、焦慮、敏感、憤怒、緊張精神癥狀之間有較高的相關(guān)，且這種價值觀念直接影響到個體的健康和生活質(zhì)量。何瑛[16]的研究發(fā)現(xiàn)，影響大學(xué)生主觀幸福感的因素中，健康的影響十分顯著。這也說明，在個人的生活中，身心健康是基礎(chǔ)，而自身價值的實現(xiàn)是個人生活質(zhì)量高的標志，體現(xiàn)了現(xiàn)代人重視自我實現(xiàn)的新觀念。

3.4專業(yè)因素

個人所學(xué)專業(yè)或所從事的職業(yè)也會影響個人的主觀幸福感。何瑛[16]的研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的專業(yè)因素對其主觀幸福感的影響顯著，該研究所選取的被試中，對主觀幸福感影響最明顯的六個學(xué)科的排序依次為：藝術(shù)科―文科―農(nóng)科―工科―理科―醫(yī)科。這一排序與學(xué)生就業(yè)壓力大的現(xiàn)實是分不開的，各學(xué)科的差異對學(xué)生就業(yè)帶來了不同的影響，加之所涉及的知識領(lǐng)域的廣度及社會對各種職業(yè)的認同和需要都影響了大學(xué)生的主觀幸福感。

3.5經(jīng)濟因素

我國由計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型，使學(xué)生的經(jīng)濟意識也增強了。何瑛[16]在其研究中，讓大學(xué)生列舉出自己所認為的衡量主觀幸福感的指標，在473名大學(xué)生中有281人列在第一位的是“有錢”，占總?cè)藬?shù)的51.1%。這一現(xiàn)象說明了大學(xué)生敏感的經(jīng)濟意識，對如何引導(dǎo)他們的消費觀念也提出了新的思考。

4展望

幸福是一種主觀感受，不同的人有不同的幸福觀。乞丐因得到一個硬幣而感到幸福無比，百萬富翁雖然腰纏萬貫，但他未必感到幸福。因此，對主觀幸福感的深入研究是了解個人生活滿意度的重要依據(jù)，也是調(diào)節(jié)個人生活的一個重要手段。今后的研究可以深入探討以下幾方面的問題：（1）進一步探討影響主觀幸福感的其他因素，如人格特質(zhì)、歸因方式、人際關(guān)系、家庭文化背景、家庭結(jié)構(gòu)等是如何影響個人主觀幸福感的，以及它們對個人主觀幸福感影響作用的不同權(quán)重。（2）探討不同人群（如女性、不同職業(yè)者――尤其是一些特殊職業(yè)者，像飛行員、地質(zhì)勘測者、明星、下崗職工、社會高收入者等）的主觀幸福感，進一步考察他們的主觀幸福感有何異同。2002年諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎獲得者、經(jīng)濟學(xué)家和心理學(xué)家Kahneman[17,18]研究在決策行為中人的主觀幸福感，給我們極大的啟示。（3）加強跨文化研究，東西方文化有很大的差異，因此我們可以在中國文化背景下，探討不同民族、不同地域（城、鄉(xiāng)）、不同地區(qū)（發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)）群體的主觀幸福感，加強其理論和實證研究。（4）研究方法的創(chuàng)新，近年來國內(nèi)外運用較多的研究方法是自我報告法，除此之外，國外一些學(xué)者也在嘗試著運用實驗的方法進行研究，這也是我們今后努力的一個方向。

幸福是一個亙古而又常新的話題，幸福是每個人生活和奮斗的目標。隨著社會的不斷發(fā)展，人們追求幸福的愿望愈來愈強烈，該領(lǐng)域的研究前景更加廣闊，其應(yīng)用價值也愈顯重要。

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篇2

關(guān)鍵詞：幸福感；主觀工作幸福感；工作幸福感；主觀幸福感

中圖分類號：F24 文獻標識碼：A

原標題：主觀工作幸福感研究綜述

收錄日期：2015年10月22日

一、前言

霍爾巴赫說過，幸福是一種存在方式，一種我們希望它延續(xù)不斷、或我們愿意在它之中長久生存下去的存在方式。我國心理學(xué)家黃希庭和蘇彥捷（2010）也提出追求幸福是人類永恒不變的動機。由此可見，幸福是我們?nèi)祟惽О倌陙硪恢弊巫我郧蟮摹?/p>

幸福感的研究目前在心理學(xué)界異軍突起，主要得益于Seligman和Csikzentmihalyi開拓的積極心理學(xué)新領(lǐng)域。然而現(xiàn)代意義上的幸福感研究可以追溯到20世紀60年代，以Wanner Wilson于1967年撰寫的《自稱幸福感的相關(guān)因素》為標志。對于幸福感的界定主要有快樂論和實現(xiàn)論兩種視角，即主觀幸福感（Subjective well-being，SWB）與心理幸福感（Psychology well-being，簡稱PWB）兩種不同研究取向。我們傳統(tǒng)意義上的幸福感所指的是主觀幸福感（SWB），Diener等人（2003）對主觀幸福感的定義如下：主觀幸福感（SWB）是一種人們對其生活進行評價的科學(xué)分析，這種評價分析既是當前的又是長期的（比如對過去幾年的）。這些評價包括人們對事件的情緒反映、人們的心情以及對他們所形成的滿意度、成就感模式和在婚姻和工作等領(lǐng)域中的滿意程度。

自幸福感研究的出現(xiàn)至今已過去半個世紀，除理論的提出外，西方學(xué)者在主觀幸福感的實證研究上也取得了不少成果，然而這些研究的對象大多聚焦在青少年、大學(xué)生、城市居民與老年人身上（Phillips、Cheng、Yeh&Siu，2009），卻很少關(guān)注員工及工作方面的幸福感（Seligman&Csikszentmihalyi，2000）。隨著“以人為本”的現(xiàn)展理念的深入滲透，現(xiàn)代企業(yè)意識到只有提高員工工作滿意度與幸福感，尊重員工、關(guān)懷員工，才能真正意義上提升企業(yè)的核心競爭力，為企業(yè)創(chuàng)造最大價值。與此同時，積極組織行為學(xué)與積極心理學(xué)的研究也迅速發(fā)展，學(xué)界對員工心理幸福感的實證研究也逐漸增多。

研究表明，高的主觀幸福感產(chǎn)生高的工作滿意度，而具有更多積極情感的員工往往能夠獲得同事更好的評價，管理人員對于快樂員工的生產(chǎn)能力、工作質(zhì)量、可靠性和創(chuàng)新力也會給予更多的正性評價（Staw，1994）。相比工作滿意度，主觀幸福感更能準確有力地預(yù)測員工績效，實證研究也表明管理者對員工的績效評估與員工的主觀幸福感顯著相關(guān)，而與員工的工作滿意度無關(guān)（Wright、Cropanzano，2000）；Cropanzano、Wright和Staw通過縱向研究說明了工作幸福感不但與工作績效顯著相關(guān)，而且對其具有影響作用。除此之外，主觀幸福感還可對離職傾向做出一定程度的預(yù)測。

二、國內(nèi)外主觀工作幸福感研究概況

（一）主觀工作幸福感的界定。幸福感這一概念引入與工作相關(guān)的研究時，不同理論支持者對工作幸福感概念的界定存在分歧――支持快樂論（hedonic）的研究者認為工作幸福感是員工對工作的認知評價和情感體驗，其操作化定義包括三個方面：整體工作滿意度、情感幸福感和工作層面的滿意度、情緒體驗；支持實現(xiàn)論（Eudaimoni）的研究者則認為工作幸福感是指員工的心理幸福感，強調(diào)個人價值的實現(xiàn)、優(yōu)秀的品質(zhì)以及從事有意義的活動。也有學(xué)者認為工作中的幸福感就是較高的工作滿意度、較多的正性情感和較少的負性情感，主要指員工對于工作的積極情感和認知評價，這與Diener對主觀幸福感的定義是一致的。綜上所述，工作幸福感即工作中的主觀幸福感或主觀工作幸福感。

（二）主觀工作幸福感的維度。Bradburn在1969年通過研究發(fā)現(xiàn)，影響積極情感和消極情感的因素不同，因此他是最早提出正性情感和負性情感是與主觀幸福感有關(guān)的獨立維度的學(xué)者，他還提出了主觀幸福感是由這兩個維度構(gòu)成的假設(shè)。1976年，Andrew和Withey又提出了主觀幸福感的第三個維度，即認知維度，指個體構(gòu)建一個適合于自己的標準，并將生活的各個方面作為一個整體來評價自己的滿意程度。同年，Campbell等提出了工作幸福感的領(lǐng)域維度，認為人們的幸福感不僅取決于情感，而且取決于按照特定標準對自己所處境遇的判斷和相關(guān)的高級認知過程。

Diener等人于1985年通過實證研究證實了Bradburn的觀點，即正性情感和負性情感不是同一連續(xù)體的兩端，而是彼此獨立的兩個維度。而Diener（2004）在發(fā)表自己的理論研究時總結(jié)提出，可將工作幸福感分為對工作進行情感評價的積極情感（positive affect）、消極情感（negative affect），以及對工作進行認知評價的整體滿意度（global satisfaction）和不同領(lǐng)域的滿意度（domain satisfaction）四個維度。Diener認為工作中出現(xiàn)較多的積極情感和較少的消極情感可以提高員工對工作的情感評價，而對工作的認知評價即我們所熟悉的工作滿意度。

（三）主觀工作幸福感的測量。工作幸福感注重的是個人內(nèi)在的主觀感受，因此測量這一概念時大多以自陳報告法為主。從縱向來看，20世紀80年代以前有關(guān)主觀幸福感的測量大多采用單項目（single-item）自陳量表的方法，單項目自陳量表通過提一個問題來詢問被試對工作的整體主觀幸福感。隨著測量學(xué)以及相關(guān)理論的發(fā)展，不少研究者嘗試構(gòu)建多項目（multi-item）總體滿意感量表。多項目自陳量表主要從情感和認知兩個方面進行測量。其中具有代表性的多項情感量表有情感平衡量表（affect balance scale，Bradburn，1963）、積極與消極情感量表（positive and negative affect scale，Watson，1988）、工作情緒量表（job emotional scale，F(xiàn)isher，2000）、工作情感量表（job affect scale，Burke，1988）和工作相關(guān)情感幸福量表（job-related affective well-being scale，Van Katwyk，1995）。具有代表性的多項認知量表主要有明尼蘇達工作滿意度量表（minnesota satisfaction questionnaire，MSQ）、工作描述指數(shù)（job description index，JDI）和彼得需求滿意度問卷（need satisfaction questionnaire，NSQ）。由于主觀測量中受試者的記憶會對測量產(chǎn)生影響，使結(jié)果產(chǎn)生偏差（Kahneman，1999），Stone在同年提出了使用體驗抽樣法（experienceOsampling method，ESM）來測量主觀幸福感的建議，這種方法在工作幸福感的實證研究中也有使用。

自陳報告法在工作幸福感的研究中使用廣泛，然而由于獲得的是主觀性的測量結(jié)果，可能會出現(xiàn)偏差，因此需要使用其他客觀測量法來進行補充，普遍使用的有如下幾種：（1）生理測量法。如通過測量被試的血壓、體溫、心律、皮膚導(dǎo)電系數(shù)來判斷他們的情緒；（2）知情者報告法。又稱觀察者報告法，指邀請知情者或?qū)＜姨峁┗驕y量被試工作中有關(guān)快樂的行為信息；（3）任務(wù)測量法。

（四）主觀工作幸福感影響因素。影響主觀幸福感的因素是多方面的，總結(jié)前人的研究結(jié)果，我們可以將其歸納為外部因素和內(nèi)部因素兩類。外部因素主要包括經(jīng)濟狀況、社會支持、文化、人際關(guān)系、婚姻等；內(nèi)部因素主要包括人格特質(zhì)、氣質(zhì)類型、遺傳、性別、自我效能、應(yīng)對方式、自尊等。

工作幸福感的影響因素與主觀幸福感的影響因素類似，也分為外部和內(nèi)部，但切入點較小，主要圍繞外部的工作環(huán)境和內(nèi)部的個人特質(zhì)，具體來說主要有以下幾個因素：

1、個人特征。個人特征主要包括人格特質(zhì)、氣質(zhì)類型、應(yīng)對方式和自尊等幾個方面，其中最主要的是人格特質(zhì)。Headey和Wearing在1992年提出觀點，認為積極情感和消極情感的基準線分別由外傾性和神經(jīng)質(zhì)這兩種特質(zhì)決定，Rusting和Larsen在1997年通過實證研究證實了這種觀點――研究發(fā)現(xiàn)具有外傾特質(zhì)的人在實驗中對含積極內(nèi)容的圖片反應(yīng)更為強烈，而具有神經(jīng)質(zhì)特質(zhì)的人則對含消極內(nèi)容的圖片反應(yīng)更為強烈。

2、外部激勵。這里的外部激勵主要指的是工作中的經(jīng)濟回報。雖然財富與主觀幸福感是一種動態(tài)的相關(guān)關(guān)系――當人們的收入增加后，只會在一定時間內(nèi)感到幸福，一旦適應(yīng)這種收入水平后，人們的預(yù)期也會隨之上升，便不再覺得幸福，但國內(nèi)學(xué)者（王佳藝、胡安安，2006）研究發(fā)現(xiàn)，工作幸福感與絕對收入水平無關(guān)，而與相對收入水平相關(guān)；并且相對收入水平的比較對象對工作幸福感的作用也不盡相同，結(jié)果顯示行業(yè)平均收入水平比同事平均收入水平對幸福感的影響更為重要。

3、工作特征。不同性質(zhì)的工作對大腦的喚醒程度不同，而研究表明絕對喚醒水平影響主觀幸福感，除此之外，喚醒水平的變化也會產(chǎn)生快樂。

4、個人與組織之間的契合度。這一因素包括人――環(huán)境（組織）匹配及人――環(huán)境（組織）匹配方向，而這也是工作幸福感影響因素研究的新方向。隨著互動心理學(xué)及個人與組織契合研究（person-organization fit，Yang、Che&Spector，2008）的興起，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)在研究員工幸福感的影響因素的同時，強調(diào)環(huán)境與個體因素的重要性，可以加強對員工幸福感的預(yù)測力。

三、主觀工作幸福感研究意義及未來展望

自20世紀60年代起，人本主義思潮便席卷全球，“以人為本”的管理理念也滲透進企業(yè)的每一個角落，現(xiàn)代企業(yè)逐漸意識到只有提高員工工作滿意度與幸福感，才能真正意義上提升企業(yè)的核心競爭力，為企業(yè)創(chuàng)造最大價值。因此，對工作幸福感的研究不僅能夠從實踐角度提高員工的主觀幸福感，同時能夠引起企業(yè)管理者對員工工作幸福感的重視，營造快樂的工作氛圍，為企業(yè)創(chuàng)造更大價值。

然而，通過梳理、總結(jié)前人的研究，我們不難發(fā)現(xiàn)，有關(guān)工作幸福感的實證研究主要來自于國外學(xué)者，而國內(nèi)的實證研究比較少，多為理論研究或文獻綜述，因而我們可以以此為切入點，進行跨文化研究。另外，國內(nèi)外工作幸福感的研究集中于主觀幸福感（SWB），而幾乎不涉及心理幸福感（PWB），因此我們未來的研究走向可以整合工作中的主觀幸福感和心理幸福感。最后，我們可以對不同種類的工作幸福感進行更加細致的研究。

主要參考文獻：

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篇3

范陽（1990-），女，江蘇省無錫市人，華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士生，主要從事發(fā)展經(jīng)濟學(xué)研究。

*基金項目：國家社科基金項目（13BJL056）;教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目（13YJA790166）;教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目（11YJA790026）

摘要：為了研究我國居民住房消費的攀比性及其對居民主觀幸福感的影響，采用對武漢居民的隨機調(diào)查數(shù)據(jù)進行計量分析，通過研究發(fā)現(xiàn)：代表性居民住房消費對其親友中住房條件較好者住房面積的彈性約為0.7，這表明居民住房消費具有重要的向上攀比性。采用ordered logistic模型進一步研究攀比性住房消費對居民主觀幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)居民住房面積與其親友中住房條件較好者住房面積相差越大，居民幸福感越低;然而，如果代表性居民的住房面積超過其親友中住房條件較好者的住房面積，其幸福感將不受其住房面積和親友住房面積的影響。這意味著，過大的住房面積“對他人有害，對自己無益”。

關(guān)鍵詞：住房消費;攀比性;相對住房面積;主觀幸福感

中圖分類號：F016文獻標識碼：A

DOI：10.3963/j.issn.16716477.2015.03.012

住房問題已經(jīng)成為當前中國社會各界最為關(guān)注的民生問題之一，近年來，我國居民人均住宅面積有了大幅度提高①，但是絕對人均住宅面積的提高一定意味著居民幸福感的增加嗎？

在經(jīng)濟學(xué)中，存在一種消費攀比現(xiàn)象，認為人們在消費上互相影響，個體的偏好不僅同他自己的消費量有關(guān)，還同社會中他人的消費水平或經(jīng)濟中的平均消費水平有關(guān);個體的效用與自身的收入和消費水平正相關(guān)，也與參照群體的平均收入和消費水平（或攀比水平）負相關(guān)＼[1＼]。

但是，如果居民的住房消費存在著攀比性，居民會僅僅滿足于和其所在群體的平均水平攀比嗎？有些商品如珠寶、汽車、住房等相對于其他商品如食品、保險、閑暇等是更加能顯示消費者地位的，消費者對這類商品進行炫耀性消費以顯示其財富并由此感到滿足。居民的住房也屬于顯示性財產(chǎn)，如果居民的住房面積僅僅與其親友的平均水平相當，則只能為其提供基本的滿足和尊重，但居民無從炫耀;只有當居民的住房面積高于親友中的平均水平甚至處于領(lǐng)先地位時，居民才能通過住房顯示其財富水平并由此得到榮耀。因此，向上攀比是更可能出現(xiàn)的現(xiàn)象，即居民更傾向于和其住房條件較好的親友進行攀比，而當居民由于購買力約束無法實現(xiàn)這種追求時，居民的主觀幸福感會受到負面的影響。

本文從居民滿意住房面積和其住房條件較好的親友住房面積的關(guān)系出發(fā)，使用ordered logistic模型實證檢驗了居民住房消費的向上攀比性與居民主觀幸福感的關(guān)系，并通過分段子樣本檢驗，探討了不同住房水平下攀比性對居民主觀幸福感的影響。

一、數(shù)據(jù)來源和計量分析模型

相對于宏觀數(shù)據(jù)，微觀數(shù)據(jù)更適用于考察社會、經(jīng)濟和人口結(jié)構(gòu)因素對居民住房需求的影響，本文采用的數(shù)據(jù)來自于華中科技大學(xué)城鄉(xiāng)創(chuàng)新發(fā)展課題組針對城鄉(xiāng)居民基本生活情況調(diào)查所獲取的微觀數(shù)據(jù)。課題組于2013年7月至8月與武漢市客流較大的幾家大型超市（包括武漢家樂福光谷店、武勝路店，中百倉儲友誼路店、閱馬場店及吉田路店）進行了溝通，在每日客流高峰時期（晚6點至晚8點）對排隊等待付款的顧客每隔五名進行訪談?wù){(diào)查以保證樣本具有代表性和隨機性，共回收有效問卷480份。

由于受訪顧客不署名，調(diào)查結(jié)束后雙方幾乎永無見面可能，因此受訪者不必擔心個人隱私會被暴露，可以更放心地填寫個人真實信息;同時，受訪者在排隊等待的十幾分鐘內(nèi)無其它事可干，在明確調(diào)查目的僅為純粹的經(jīng)濟學(xué)研究后，被拒絕的可能性大為降低。訪談主要是對家庭住房消費進行調(diào)查， 包括的主要問題有：“您在本市的住房面積是多少？”、 “您覺得你本市的親朋好友中，住房條件較好的人平均住房面積是多少？”等。本文采用居民在本市的住房面積作為居民住房需求的衡量指標，采用居民親朋好友和同事中住房條件較好的人平均住房面積作為居民住房消費攀比性的衡量指標。該調(diào)查中還包括問題：“是否認為自己是一個非常幸福的人？”居民以1～6分分別表示為其主觀幸福感打分，1分表示很不幸福，6分表示很幸福。本文采用居民對該問題的答案作為居民主觀幸福感的衡量指標。另外，調(diào)查數(shù)據(jù)對每個受訪者的個人信息也進行了細致的調(diào)查，包括居民年齡、受教育水平、收入情況、婚姻狀況、就業(yè)狀況等。這些信息為研究住房需求的攀比性提供了很好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

本文沿用了新古典消費行為理論分析框架，設(shè)定模型為：

hsq=f（y，p，X，feq）（1）

借鑒Fontenla和Gonzalez＼[2＼]、彭代彥和賴謙進＼[3＼]以及其他學(xué)者的研究，本文計量模型如下：

lnhsq=β0+β1lnfeq+β2lny+β3lnp+γX+ε（2）

其中：hsq表示居民住房需求，取居民在本市住房面積;feq用于衡量居民住房在多大程度上受攀比性影響，取本市親朋好友中，住房條件較好的人的平均住房面積。

選用居民住房面積代表居民住房消費水平從而有效地避免了測量偏誤。住房面積是客觀的，居民在被調(diào)查時可以回答準確的面積。但如果選用住房消費量，每個被調(diào)查的居民對住房消費量的理解可能存在差異（有些居民僅僅告知房屋購買總價，有些居民則可能會將裝修費用、物業(yè)費用等其他一起計入后告知）從而造成調(diào)查偏誤，F(xiàn)afchamps和Shilpi認為居民的各類消費量是難以準確衡量的，因此使用家庭背景變量（如父親的教育水平、父母是否從事農(nóng)業(yè)等虛擬變量）作為工具變量＼[4＼]，本文則用可直接觀測的住房面積代表居民住房消費水平從而避免調(diào)查偏誤。

選取住房條件較好的親友的平均住房面積而不選取所有親友的平均住房面積是因為在考察后者對居民住房需求的影響時，無法確定這種影響是由攀比性導(dǎo)致還是由相似的消費習慣導(dǎo)致，而前者對居民住房消費的影響顯然更可能通過攀比性效應(yīng)作用。

y表示居民收入，取居民的家庭年收入，用于衡量居民住房在多大程度上受收入影響;p表示居民所住小區(qū)周邊房價，此處假設(shè)居民購買住房時不存在置換成本，因此用所住小區(qū)周邊房價作為居民住房消費的價格;ε表示隨機變量。

X表示一組控制變量，構(gòu)成如下：

age表示居民的年齡，age2表示居民的年齡的平方項。年齡對住房需求存在影響，年輕人特別是進入婚齡期的年輕人，有追求住房豪華、美觀、舒適的欲望，住房需求較大，而老年人住房的湊合心理較強，住房需求較小。我國居民個人住房需求面積從20歲后開始快速上升，直到50歲后住房需求面積開始下降＼[5＼]，個人住房需求面積與年齡呈現(xiàn)倒U型曲線變化，因此在控制變量中引入年齡與年齡的二次項。

edu表示居民的教育水平，用一組虛擬變量表示，教育的差別可能影響居民的住房需求，因此將教育水平引入控制變量。

gender表示居民的性別，mar表示居民的婚姻狀況，性別差異與婚姻狀況對住房需求也存在影響，尤其我國存在男性青年結(jié)婚時準備婚房的傳統(tǒng)，因此將性別與婚姻狀況引入控制變量。

child表示居民子女個數(shù)，子女個數(shù)越多，居民住房需求可能性越大，因此將子女個數(shù)引入控制變量。

在攀比性住房消費對居民主觀幸福感的研究中，本文設(shè)定模型為：

Happy=f（req，y，PERSONAL）（3）

其中，req衡量居民住房消費的攀比性對居民主觀幸福感的影響，取居民住房條件較好親友平均住房面積/居民住房面積，本文中，將此變量定義為相對住房面積，在后文中均采用此表述;PERSONAL為居民個人特征變量，包括性別、年齡、文化程度、婚姻狀況和子女數(shù)。被解釋變量Happy為排序變量。在排序模型中，有一個觀測不到的連續(xù)變量z*i，代表個體i在作選擇時得到的效用，z*i=xiβ+vi，式中xi為所有解釋變量，β為待估參數(shù)，v是正態(tài)分布的誤差項。觀測不到z*i，只能觀測個體i的選擇zi，這是一個離散的排序數(shù)據(jù)，如本文的居民主觀幸福感。

設(shè)Happy*為無法觀測的潛變量，代表居民的實際效用，則有：

Happy=1，Happy*≤r1

2，r1<Happy*≤r2

3，r2<Happy*≤r

4，r3<Happy*≤r4

5，r4<Happy*≤r5

6，r5<Happy*

式中：ri為切斷點，有r1<r2<r3<r4<r5。即當受訪者的幸福感Happy*低于一定臨界值r1時，會感到“很不幸?！?高于臨界值r1但低于臨界值r2時，會感到“不幸?！?高于臨界值r2但低于臨界值r3時，會感到“有點不幸福”;高于臨界值r3但低于臨界值r4時，會感到“有點幸福”;高于臨界值r4但低于臨界值r5時，會感到“幸?！?高于臨界值r5時，會感到“很幸?！?。我們無法觀察到這些Happy*的臨界值，受訪者回答“很不幸福”取1，“不幸?！比?，“有點不幸?！比?，“有點幸?！比?，“幸?！比?，“很幸?！比?。

本研究中解釋變量和被解釋變量的統(tǒng)計描述見表1。

表1變量名與其統(tǒng)計描述

變量單位或定義變量名平均值標準差最小值最大值

家庭年收入萬元y11.8211.100.8100

周邊小區(qū)住房價格元/m2p7733.782906.5490030 000

性別男性=1，女性=0gender0.560.5001

年齡歲age34.3911.041870

教育程度

小學(xué)及以下小學(xué)及以下=1，否則=0edu0.010.1101

初中初中=1，否則=0edu10.100.3101

高中（含中專、職高）高中=1，否則=0edu20.210.4101

大專大專=1，否則=0edu30.230.420

本科本科=1，否則=0edu40.360.4801

碩士碩士=1，否則=0edu50.070.2501

博士及以上博士及以上=1，否則=0edu60.010.1001

婚姻狀況已婚=1，非已婚=0mar0.650.4801

子女個數(shù)個children0.710.7005

本市住房條件較好的親友好友的平均住房面積feq130.0564.5220800

相對住房面積feq/hsqreq1.921.620.2513

個人在本市住房面積m2hsq90.8160.7610600

居民主觀幸福感很不幸福=1，不幸福=2，有點不幸福=3，有點幸福=4，幸福=5，很幸福=6Happy4.421.2316

二、實證結(jié)果及其分析

（一）基本回歸結(jié)果及分析

表2中，回歸（1）是以居民住房面積的自然對數(shù)為被解釋變量，采用OLS方法得到的回歸分析結(jié)果，其中控制了收入、住房價格及其他變量，以女性、教育水平在小學(xué)及以下、非已婚為基準組，考察了全體樣本，發(fā)現(xiàn)住房條件較好的親友平均住房面積對居民住房面積影響顯著為正。

表2攀比性住房與主觀幸福感實證結(jié)果

因變量：lnhsq因變量：Happy

解釋變量全部樣本hsq≤feq

（1）（2）全部樣本

（3）（4）hsq≤feq

（5）（6）hsq>feq

（7）（8）

lnfeq0.490***0.682***

（6.29）（9.44）

hsq0.002860.00691**0.254

（1.44）（2.30）0.61

req-0.141**-0.125**-0.00408-0.626

（-2.57）（-2.21）（-1.05）-0.35

lny0.221***0.163***0.410***0.415***0.357**.415***0.208

（5.59）（3.91）（3.01）（3.16）（2.43）（2.94）0.42

lnp-0.0876-0.0837

（-1.64）（-1.64）

觀察值4603974604603973976363

R20.290.350.0230.0260.0280.0280.0520.046

注：①回歸剔除了個人收入與居民住房面積的異常值;②回歸1～4使用OLS回歸中，括號內(nèi)的數(shù)據(jù)是穩(wěn)健t統(tǒng)計值，回歸4～8采用最大似然法進行估計，括號內(nèi)數(shù)據(jù)是z統(tǒng)計值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著;③回歸的控制變量系數(shù)估計值未完全報告，全部回歸結(jié)果請向作者索取。

當居民自身住房面積在親友中處于較高水平時，即居民自身住房面積大于住房條件較好的親友住房面積時（即hsq>feq），這部分居民本身是其親友攀比的對象，而自身可能不會與住房條件較差的親友去攀比住房，因此回歸（2）中剔除了這部分樣本，發(fā)現(xiàn)feq對居民住房面積影響仍然顯著為正，彈性約為0.7，說明剩余的樣本中居民表現(xiàn)出了更強烈的攀比性，居民傾向于向住房條件較好的親友攀比住房面積，即我國居民住房面積需求表現(xiàn)出向上的攀比性。

收入對數(shù)的系數(shù)衡量居民住房消費的收入彈性，比較可以發(fā)現(xiàn)，條件較好的親友平均住房面積對居民住房面積需求的影響更甚于居民家庭收入對住房需求的影響。

回歸（3）～（8）是在控制其他相關(guān)變量后，使用ordered logistic模型分別考察居民自身住房面積與相對住房面積對其主觀幸福感影響的回歸結(jié)果。

回歸（3）、（5）、（7）考察的是居民自身住房面積對其主觀幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)當居民實際住房面積不超過其條件較好親友住房面積時，其住房面積對主觀幸福感有顯著影響，但是當其住房面積超過其條件較好親友住房面積時，其住房面積不再增加其主觀幸福感。

回歸（4）、（6）、（8）考察的是相對住房面積對居民主觀幸福感的影響。在全體樣本中，相對住房面積的系數(shù)顯著為負，表明當居民住房面積與住房條件較好的親友平均住房面積差距越大，居民越傾向于感到非常不幸福，當居民住房面積與住房條件較好的親友平均住房面積越接近，居民越傾向于感到非常幸福?；貧w（6）剔除了作為被攀比對象（即住房面積>住房條件較好親友平均住房面積的部分）的居民，也發(fā)現(xiàn)居民住房與其親友的差距對居民的主觀幸福感存在顯著為負的影響;回歸（8）考察了住房面積處于領(lǐng)先水平的居民的主觀幸福感，發(fā)現(xiàn)相對住房面積不再對這部分居民有影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗結(jié)果及其分析

年齡、年齡的二次項、性別、子女數(shù)以及教育的各項虛擬變量在表2回歸（1）和（2）中都不顯著，把這些變量從模型中去掉，進行OLS回歸，得出住房條件較好的親友住房面積對居民住房面積影響仍然顯著為正，且其彈性仍大于住房需求的收入彈性。

使用ordered logistic模型考察主觀幸福感，仍然發(fā)現(xiàn)居民住房面積和其住房條件較好親友平均住房面積差距對居民的幸福感有顯著的負面影響，而當其住房面積已經(jīng)在親友中處于領(lǐng)先地位時（即hsq>feq），其和親友的住房面積差距不再影響其主觀幸福感。

同時考慮居民實際住房面積和相對住房面積對居民主觀幸福感的影響②，發(fā)現(xiàn)在全體樣本和相對住房面積≤1與相對住房面積>1的樣本中影響均不顯著，而相對住房面積在全體樣本和相對住房面積≤1樣本中均對居民主觀幸福感有顯著的負面影響，在相對住房面積>1樣本中則對主觀幸福感沒有顯著的影響。

綜上回歸分析結(jié)果，我們可以得出以下兩個基本結(jié)論：

1.我國居民的住房需求存在向上的攀比性，且攀比性的影響甚于收入的影響。居民傾向于與住房條件較好的親友攀比，其條件較好的親友住房面積越大，居民的住房面積需求也越大。

2.住房消費的攀比性對我國居民的主觀幸福感有顯著的負面影響。居民住房面積與其攀比的對象住房面積差距越大，居民越傾向于對生活感到非常不幸福;然而當居民的住房面積超過其親友中住房條件較好者的住房面積時，即使再擴大其與親友差距也無法增加其主觀幸福感。

三、結(jié)語

Duesenberry的相對收入理論闡述了消費者會受到其他消費者行為的影響，本文研究表明，我國居民的住房需求存在向上的攀比性，其住房需求會受到其住房條件較好的親友的影響;代表性居民住房消費對其親友中住房條件較好者住房面積的彈性約為0.7，這遠大于對收入的彈性（約為0.16～0.22）。

關(guān)于住房幸福感的實證研究，我們進一步分析可發(fā)現(xiàn)，攀比性住房消費對居民主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的負面影響，居民住房面積與其親友中住房條件較好者住房面積相差越大，居民幸福感越低;然而，如果代表性居民的住房面積超過其親友中住房條件較好者的住房面積，再擴大其與親友住房面積差距并不會增加其幸福感。這就意味著，過大的住房面積“對他人有害，對自己無益”。對此，政府應(yīng)當采取相應(yīng)措施限制居民購買過大面積的房產(chǎn)，其中一個可行的手段就是按面積征收房產(chǎn)稅。

注釋：

①我國農(nóng)村居民人均住房面積1978年為8.1 m2，1990年為17.8 m2，2000年為24.8 m2，2011年為36.2 m2，2012年為37.1 m2，數(shù)據(jù)摘自《中國統(tǒng)計年鑒2013》;城鎮(zhèn)居民人均住房面積2002年為24.5 m2，2011年為32.7 m2，2012年為32.9 m2，數(shù)據(jù)摘自《中國發(fā)展報告2013》。

②回歸中使用實際住房面積hsq的對數(shù)對相對住房面積req的殘差作為解釋變量進行回歸，以排除共線性;所有穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均未報告，感興趣的讀者可向作者索取。

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篇4

論文關(guān)鍵詞：農(nóng)民工,自尊,主觀幸福感

1引言

2001年，政府提出“城市化加速”政策，農(nóng)村勞動力涌向城市的速度迅速提高。大約十年時間，中國的農(nóng)民工增加了一億多人，他們?yōu)槌鞘械幕A(chǔ)建設(shè)作出了巨大的貢獻，成為城市快速發(fā)展不可缺少的力量，但他們的生活狀況和心理狀況、他們的所想所憂卻很少有人能夠理解，他們背井離鄉(xiāng)，遠離家人，來到一個陌生的環(huán)境，受到社會的不公平待遇和城市居民的偏見……他們是城市中的弱勢群體，也是社會的熱點話題，但其相關(guān)的心理研究卻相對缺乏，而且大部分研究也只是采用SCL-90癥狀自評量表，對其心理健康狀況只做大體測量,并沒有深入的分析研究。本次研究從農(nóng)民工的主觀幸福感入手，旨在探索農(nóng)民工自尊與主觀幸福感的相關(guān)關(guān)系。

主觀幸福感（Subjectivewell-being,SWB）是指個體依據(jù)自己設(shè)定的標準對其生活質(zhì)量所做的整體評估，包括生活滿意度和情感體驗兩個基本成分，國外對于SWB的研究起步早，理論與實踐的探索較國內(nèi)深入。國內(nèi)近年來關(guān)于SWB的報道數(shù)量有所增加，但研究對象多局限于青年人和老年人。關(guān)于主觀幸福感影響因素的研究，認為自尊是對主觀幸福感的最可靠、最有力的預(yù)測指標之一。Baumeister、Camplell、Krueger等認為，高自尊個體往往從積極方面看待自己，相信在面臨失敗時更為自信，能較好的應(yīng)對各類問題，導(dǎo)致較高的主觀幸福感。Kernis等考察了自尊水平、自尊穩(wěn)定性和主觀幸福感之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，高且穩(wěn)定的個體傾向于有較高的心理幸福感水平。

本研究通過分析農(nóng)民工自尊與主觀幸福感的相關(guān)性，從而從主觀視角探討農(nóng)民工的心理健康水平的影響因素。這對提高農(nóng)民工的主觀幸福感水平與心理健康水平，促進城市建設(shè)與和諧社會建設(shè)有深遠影響。

2對象與方法

2.1對象

2009年4月在煙臺市三個建筑工地抽取147名男性農(nóng)民工進行調(diào)查，回收問卷123份，回收率83%，最終有效問卷106份，有效率86%。其中~20歲、21~、31~、41~、51~5個年齡組的人數(shù)依次為10、41、28、17、10人，平均年齡33歲，壯工，技工兩個工種的人數(shù)分別為75人和31人。

2.2方法

2.2.1測量工具

自尊測量Rosenberg自尊量表（SES）,該量表是由10個題目組成，分數(shù)按照4級評分。1表示非常符合，2表示符合，3表示不符和，4表示非常不符合，其中，3、5、8、9、10為反向記分，總分范圍10-40分，分數(shù)越高，自尊水平越高，本研究采納東北師范大學(xué)田錄梅教授提出的建議：第8題存在理解上的文化差異。所以在本次研究中刪去。

主觀幸福感的測量根據(jù)Diener的《生活滿意度問卷》與農(nóng)民工實際生活編成主觀幸福感問卷，共有10個題目，每一題用1-7分打分，1-3分為“不是”，4分為“一般，還可以”，5-7分為“是的”。并根據(jù)主觀幸福感的定義與馬斯洛的需要層次理論將題目分為6個因子：生活滿意度（第2、3、4、5、6題）、情感體驗（第7、8、9、10題）、生理需求（第2、3題）、安全（第4、5題）、歸屬和愛（第6、7題）、自我實現(xiàn)（第1、9題）6個因子。

2.2.2施測

以團體測量方式進行，作答時給予指導(dǎo)語，根據(jù)最近一周內(nèi)的情緒體驗答題，獨立完成，現(xiàn)場收卷。

2.2.3數(shù)據(jù)處理

采用SPSS(13.0)進行數(shù)據(jù)處理，具體的統(tǒng)計學(xué)方法包括:相關(guān)分析；t檢驗；ANOVA

3結(jié)果

3.1農(nóng)民工的自尊與主觀幸福感水平

表1農(nóng)民工自尊與主觀幸福感及其各因子水平（M±SD）

項目

A

A1

A2

A3

A4

A5

A6

分值

45.88±10.71

26.83±6.26

18.85±5.47

9.19±2.42

8.77±2.66

8.66±3.49

9.03±3.21

注：A、A1、A2、A3、A4、A5、A6、B分別代表主觀幸福感總分（總分70分）、生活滿意度（總分35分）、情感體驗（總分28分）、生理需求（總分14分）、安全（總分14分）、歸屬和愛（總分14分）、自我實現(xiàn)（總分14分）。下同結(jié)果分析，根據(jù)主觀幸福感問卷等級評定分數(shù)所表示的意義，農(nóng)民工的主觀幸福感處于中等水平。

3.2農(nóng)民工的自尊與主觀幸福感及各因子相關(guān)性

表2農(nóng)民工的自尊與主觀幸福感及各因子相關(guān)性

A

A1

A2

A3

A4

A5

A6

B

0.203*

0.189*

0.176*

0.140

0.218*

0.046

0.223*

注：*Correlationissignificantatthe0.05level(1-tailed).結(jié)果分析，除生理需求、歸屬與愛因子外（r=0.140，r=0.046），自尊與主觀幸福感總分及其他因子生活滿意度、情感體驗、安全、自我實現(xiàn)均存在顯著正相關(guān)。

3.3農(nóng)民工的自尊與主觀幸福感水平的工種差異（M±SD）

表3農(nóng)民工的自尊與主觀幸福感水平的工種差異（M±SD）

壯工

技工

t

? p

A

46.29±10.42

44.87± 11.49

0.620 0.536

A1

26.00± 6.23

27.17± 6.28

0.877

0.382

A3

9.24± 2.44

9.06± 2.69

0.338

0.736

A4

8.80± 2.69

8.71± 2.62

0.159

0.874

A5

8.79± 3.33

8.35± 3.90

0.577

0.565

A6

9.15± 3.26

8.74± 3.14

0.588

0.558

B

26.77± 3.25

25.81± 2.44

1.489

0.140

結(jié)果分析，p值均遠大于0.05水平，即壯工與技工的自尊與主觀幸福感水平無顯著差異。

3.4農(nóng)民工的自尊與主觀幸福感水平的年齡差異分析

表4農(nóng)民工的自尊與主觀幸福感水平的年齡差異分析(ANOVA)

--20

21—30

31—40

41—50

51--

F

p

A

47.70±9.60

43.49±9.72

46.21±11.44

46.76±12.62

51.40±9.18

1.299

0.275

A1

27.50±3.75

? 25.93±5.48

26.39±6.66

27.24±8.42

30.40±5.58

1.112

0.355

A2

19.20±5.16

17.39±5.71

19.57±5.62

19.71±5.06

21.00±4042

1.371

0.249

A3

10.00±1.89

8.76±2.00

9.18±2.57

9.00±3.24

10.50±2.27

1.386

0.244

A4

9.10±1.60

8.90±2.80

8.46±2.89

8.35±2.76

9.50±2.22

0.441

0.779

A5

7.50±3.75

7.66±3.47

9.36±2.98

9.94±3.73

9.80±3.3

2.349

0.059

A6

8.40±3.44

8.73±2.95

9.00±3.44

9.24±3.73

10.60±2.46

0.792

0.533

B

25.50±2.22

26.56±2.93

26.82±3.36

26.35±3.278

26.50±3.41

0.349

篇5

關(guān)鍵詞：大學(xué)生；主觀幸福感；主觀幸福感團體訓(xùn)練

中圖分類號：G64文獻標識碼：A

現(xiàn)在越來越多的學(xué)者致力于研究大學(xué)生主觀幸福感問題，但大多都是從探討其影響因素的角度出發(fā)，如何切實有效地提高其主觀幸福感的研究卻很少見，有鑒于此，本研究在考察大學(xué)生主觀幸福感特點的同時，提出運用團體訓(xùn)練的方式來提高其主觀幸福感水平，進而提高其心理健康水平。

一、研究目的與假設(shè)

（一）研究目的。對主觀幸福感低的大學(xué)生進行干預(yù)，檢驗以提高主觀幸福感為目的的團體訓(xùn)練的有效性。

（二）研究假設(shè)。以提高主觀幸福感為目的的團體訓(xùn)練可以有效地提高大學(xué)生主觀幸福感的發(fā)展水平。

二、研究方法

（一）被試。采用《綜合幸福問卷》（GWB）對大連市某大學(xué)586名學(xué)生（男女比例平衡）進行幸福感水平測評，并從中篩選出幸福感發(fā)展水平低的28名學(xué)生作為被試，隨機分成兩組，其中實驗組14人，控制組14人。

（二）研究工具。《綜合幸福感問卷》（GWB）是用來評價被試對幸福的陳述，得分越高，幸福感越高。問卷具有較高的信度、效度和使用頻率。問卷的內(nèi)部一致性信度、分半信度、再測信度分別為：0.87、0.86、0.90。

（三）研究設(shè)計。實驗組學(xué)生進行主觀幸福感的團體訓(xùn)練，控制組不實施任何處理。（表1）

（四）干預(yù)過程。實驗組在兩名指導(dǎo)教師帶領(lǐng)下，每周參加一次以提高主觀幸福感為目的的團體心理訓(xùn)練。同時，控制組只進行常規(guī)的活動課訓(xùn)練。根據(jù)大學(xué)生主觀幸福感低的心理原因、心理和行為表現(xiàn)，精心設(shè)計主觀幸福感團體訓(xùn)練活動方案，訓(xùn)練方案包括“八次活動、四個階段”，每次活動持續(xù)一小時。

團體名稱：提高主觀幸福感團體訓(xùn)練營。

團體目標：幫助團體成員全面認識自己，接納自己并接納他人。幫助團體成員找到自我價值，增強自我價值感。增強成員在生活、學(xué)習和人際交往中的信心，建立協(xié)調(diào)的人際關(guān)系，從而提高其幸福感，提升其心理健康水平。

團體訓(xùn)練過程：

1、準備階段。這是第一次活動。在這個階段，指導(dǎo)教師引領(lǐng)成員互相認識，消除他們的緊張、陌生感與焦慮感，提高他們對團體活動的興趣，形成良好、融洽的團體活動氛圍，并初步建立團體，使成員初步形成并體驗到對團體的歸屬感。

2、實施階段。實施階段包括六次活動，也就是第二次至第七次的活動。指導(dǎo)教師要求每次活動都必須有一個明確的主題，圍繞整個訓(xùn)練主題逐步深入地開展活動，進而實現(xiàn)訓(xùn)練目標，六次活動的主題依次為：（1）自我探索：增強團體凝聚力，提高對團體的信任感，鼓勵成員的互動和了解，使成員在和同伴的相互作用中完成初步的自我探索；（2）認識自我：促使團體成員在原有基礎(chǔ)上進一步熟悉，進一步增強團體凝聚力，通過從同伴那里獲得的支持、肯定和積極反饋使成員更加充分的認識自我，提高自我價值感和被其他成員、指導(dǎo)教師肯定和認可的感覺。主要通過熱身游戲、團體協(xié)作游戲和成員初步自我探索活動；（3）悅納自我：運用語言和行為的訓(xùn)練，鼓勵團體成員對彼此的身體、表情、動作做出積極的回應(yīng)，改善成員對自己外表、身體、行為舉止的接納，進一步增強被同伴、指導(dǎo)教師肯定和認可的感受，從而提高成員的自信，提高主觀幸福感，提升心理健康水平；（4）挑戰(zhàn)自我：利用團體動力，激發(fā)成員潛能，使成員體會到和同伴通力合作、共同努力，完全可以克服困難，完成任務(wù)，增強成員的能力感和價值感；（5）積極歸因訓(xùn)練：運用歸因訓(xùn)練，引導(dǎo)成員改變思維認知方式，幫助成員對生活中的事件或行為進行積極正確的歸因，進而增強自我價值感；（6）積極應(yīng)對訓(xùn)練：引導(dǎo)成員思考他們在什么情境下更容易產(chǎn)生壓力、挫折體驗，面對壓力的反應(yīng)以及給他們帶來的影響。通過練習幫助他們學(xué)會緩解壓力，自我放松，引導(dǎo)成員對生活中的挫折和壓力進行積極應(yīng)對。

整個過程中都強調(diào)成員及指導(dǎo)教師之間的積極反饋、支持合作與理解，使團體成員感受到更多的來自他人的支持、認可與尊重，這大大增強了個體的自我價值感、自我能力感以及自我悅納感，使個體能夠更加積極地對自己進行評價和體驗。每次活動結(jié)束后都留下家庭課后作業(yè)以鞏固團體訓(xùn)練的成果。

3、結(jié)束階段。第八次活動也就是最后一次活動為結(jié)束階段，在此次活動中應(yīng)該注意處理好離別情緒，進行總結(jié)，使成員能將所學(xué)所感帶到現(xiàn)實生活中，延續(xù)團體動力的積極作用。在活動結(jié)束后再次應(yīng)用《綜合幸福感問卷》進行后測。

4、追蹤評估。實驗結(jié)束1個月后，為了評估干預(yù)的保持效果，對實驗組與控制組的主觀幸福感水平進行再次測評。

（五）無關(guān)變量的控制。我們將團體訓(xùn)練設(shè)置在下午活動課時間，團體訓(xùn)練打亂了原來的行政班級順序。對于實驗組學(xué)生來說，他們和其他同學(xué)一樣也在活動，從而一定程度上避免了實驗者效應(yīng)。

問卷調(diào)查采用團體施測的方式，在班級中由全體學(xué)生共同參與，這樣避免了作答時的內(nèi)部比較和外部比較對學(xué)生自我的影響。為了避免學(xué)習效應(yīng)，后測問卷的題目順序、打印格式與版式均與研究一中的問卷不同。

（六）統(tǒng)計方法。采用SPSS13.5對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。

三、結(jié)果分析

團體訓(xùn)練干預(yù)結(jié)果采用定性與定量相結(jié)合的方法進行評估。定性方法包括主試的觀察記錄、團體成員家庭作業(yè)的評估以及團體活動結(jié)束后進行的訪談?wù){(diào)查。定量方法則是在團體訓(xùn)練前后用《綜合幸福感問卷》進行測量，將兩次測量得分進行差異檢驗。

（一）團體訓(xùn)練前實驗組和控制組的主觀幸福感水平比較。團體訓(xùn)練前，實驗組與控制組在《綜合幸福感問卷》上的得分差異比較，結(jié)果如表2所示，兩組在幸福感總分上不具有統(tǒng)計學(xué)意義，即兩組被試實驗前的主觀幸福感水平具有同質(zhì)性。（表2）

（二）團體訓(xùn)練后實驗組和控制組的主觀幸福感水平比較。為了進一步證明團體訓(xùn)練對提高大學(xué)生主觀幸福感水平的促進作用，在團體訓(xùn)練后對實驗組和控制組的幸福感總分進行差異檢驗，結(jié)果如表3所示，在幸福感總分上實驗組都極其顯著地高于控制組。這表明，團體訓(xùn)練對提高大學(xué)生主觀幸福感水平有顯著的影響。（表3）

（三）實驗組與控制組團體訓(xùn)練前后的主觀幸福感水平比較。比較實驗組與控制組在團體訓(xùn)練前后《綜合幸福感問卷》總分差異，結(jié)果如表4所示。在前測和后測中，實驗組的幸福感總分差異達到了顯著水平，且后測得分顯著高于前測。這表明，實驗組總的幸福感水平獲得了顯著提高。而控制組在前后測的幸福感總分上不存在顯著差異，也就說明，控制組的幸福感水平在團體訓(xùn)練前后保持穩(wěn)定。（表4）

（四）實驗組的追蹤評估結(jié)果。為了進一步說明團體訓(xùn)練對提高大學(xué)生主觀幸福感水平的長期而穩(wěn)定的效果，本研究在團體訓(xùn)練結(jié)束1個月后，對實驗組進行了追蹤評估，結(jié)果如表5所示。前測與后測以及前測和追蹤后測在幸福感總分上差異均具有統(tǒng)計學(xué)意義，并且后者得分顯著高于前者。而后測與追蹤后測的比較中，幸福感總分都不存在顯著差異。這表明，經(jīng)過團體訓(xùn)練，實驗組總體幸福感水平都獲得了顯著提高，并且得到了鞏固和保持，主觀幸福感的團體訓(xùn)練活動對實驗組產(chǎn)生了積極影響。（表5）

（五）訓(xùn)練后成員自我總結(jié)。在最后一次團體訓(xùn)練結(jié)束前，團體中的每位成員對整個團體活動的感受及收獲做了總結(jié)。從成員的自我總結(jié)中，我們可以看出團體訓(xùn)練可以有效地促進主觀幸福感的提升。歸納起來有以下幾點：1、每位成員在活動中幾乎都體會到了高興和愉悅的心情。在每次活動結(jié)束后的“收獲園”中，有很多成員提到“今天我很快樂”之類的話；2、大多數(shù)成員能夠敞開心扉，結(jié)交新的朋友，其人際關(guān)系獲得了提升。主觀幸福感低的個體往往比較自卑，他們別別人不信任，將自己囿于狹小的朋友圈子里。甚至是自我的世界里。隨著訓(xùn)練的進展，大多數(shù)成員學(xué)會了將自我展現(xiàn)給他人，也樂于與人交往，他們的交友范圍也有所擴大；3、能夠重新全面、客觀地認識自我、悅納自我。這一點在他們的自我總結(jié)中體現(xiàn)的很明顯，正如有的成員陳述：“原來我也有很多優(yōu)點”；4、成員錯誤、極端的歸因方式得到了糾正與改善，也能夠積極應(yīng)對自己所遇到問題和壓力了，能夠采取積極的應(yīng)對方式去面對挫折；5、絕大多數(shù)成員能夠克服自卑，變得更有自信了，對生活和學(xué)習有了新的認識和期待，也充滿了熱情。

另外，在團體訓(xùn)練結(jié)束后，大多數(shù)成員認為自己在活動過程中很愉快，增強了對自我的了解，增強了自信心，而且所有的人都表示愿意在今后的生活中如果有這樣的活動仍然積極參與，也表示盡力將團體訓(xùn)練活動中學(xué)到的運用到以后的日常生活、學(xué)習中。

四、討論

大學(xué)生是接受高等教育的群體，是我國社會主義現(xiàn)代化建設(shè)的新生中堅力量，是我國社會文明發(fā)展的推動者，是主流價值觀的塑造者和載體。在大力發(fā)展高等教育的同時，大學(xué)生的培養(yǎng)質(zhì)量成為重中之重。而大學(xué)生的培養(yǎng)質(zhì)量不但體現(xiàn)在學(xué)業(yè)、技能、思想方面的進步，還要體現(xiàn)在其心理水平的健康及心理素質(zhì)的提高。本研究采用量表評估、量表追蹤評估、成員自我評估以及領(lǐng)導(dǎo)者對團體成員家庭作業(yè)的評估等領(lǐng)導(dǎo)者的觀察記錄評估手段對訓(xùn)練效果進行了綜合評估，評估結(jié)果表明：團體訓(xùn)練可以有效地提高大學(xué)生的主觀幸福感水平。

（作者單位：遼寧對外經(jīng)貿(mào)學(xué)院）

主要參考文獻：

[1]張雯，鄭日昌.大學(xué)生主觀幸福感及其影響因素.中國心理衛(wèi)生雜志，2004.18

[2]張曉文.獨生子女與非獨生子女大學(xué)生個性發(fā)展及心理健康狀況的比較研究.南京人口管理干部學(xué)院學(xué)報，2001.17.2.

篇6

摘要：大學(xué)生是社會中的重要群體，正處于人生發(fā)展的關(guān)鍵時期。大學(xué)生心理健康已成為社會關(guān)注的熱點，本文通過探討大學(xué)生的時間管理傾向與主觀幸福感的相關(guān)關(guān)系，以期對提高大學(xué)生的心理健康和主觀幸福感的水平起到一定的作用。

關(guān)鍵詞：主觀幸福感 時間管理傾向 當代大學(xué)生

作者簡介：盧益飛 女 1987.8生人，漢族 單位：浙江師范大學(xué)。

作為21世紀文化新生代的當代大學(xué)生心中，幸福是一個充滿神秘的概念，追求幸福是每個人的權(quán)利，幸福是人生的最終目的。近年來社會發(fā)生巨大的變化、中國教育體制不斷深化改革和就業(yè)市場的影響，大學(xué)生的心態(tài)發(fā)生顯著的變化，主觀幸福感作為個體對其生活質(zhì)量的整體評價從一定程度上反映了大學(xué)生的心態(tài)，大學(xué)生的心理健康和生活質(zhì)量已逐漸成為社會關(guān)注的熱點。

一、主觀幸福感、時間管理傾向的涵義

西方現(xiàn)代社會高度發(fā)展引發(fā)人們的心理危機，20年代50至60年代，西方開始對幸福心理學(xué)進行科學(xué)研究。隨著這一研究的不斷完善，它對當代大學(xué)生的自我定位、人生追求起到非常大的作用。隨著我國改革開放步伐的加快和經(jīng)濟社會的突飛猛進，我們將“文化自覺”作為自我認同的同時注重對幸福感的探索。

對于“幸福”的釋義，不同的人有不同的理解，確切的說它是一種持續(xù)愉快的感覺。所謂“幸福感”，它是指一個人對生活等主觀世界和客觀世界的心理滿足和愉悅的美感，是主體自我平衡的內(nèi)心體驗和心理感受，是一種積極的心理狀態(tài)。

主觀幸福感(subjective Well-being)是指個體依據(jù)自己設(shè)定的標準對其生活質(zhì)量所作的整體評價，是衡量人們生活質(zhì)量的一個重要的綜合性心理指標。[1]

時間管理傾向(Time Management Disposition)是種時間維度的人格特點，是個體在對待時間功能和價值上，在運用時間方式上所表現(xiàn)出的心理和行為特征，由時間價值感、時間監(jiān)控觀和時間效能感構(gòu)成。時間管理傾向既是個體對時間的態(tài)度、計劃和利用等認知特點，也是個體對時間的價值觀和行為傾向，是一種具有多維度多層次心理結(jié)構(gòu)的人格特征。[2]

二、影響時間管理傾向的相關(guān)因素分析

(一)家庭環(huán)境因素

從家庭因素的角度出發(fā)，父母教養(yǎng)方式無疑是學(xué)生人格的塑造者，時間管理傾向作為一種人格特征也受到很大的影響。父母溫暖呵護而又嚴格要求子女對大學(xué)生的時間管理傾向有積極影響，反之父母的冷漠忽視且無限度放任子女對大學(xué)生的時間管理傾向有消極影響。

父母教養(yǎng)方式從不同程度上影響子女的時間管理傾向，我們可從“接受一參與性”、“嚴厲一監(jiān)督性”兩個維度加以明確分析。父母教養(yǎng)方式的接受一參與性、嚴厲一監(jiān)督性兩個維度對大學(xué)生的時間管理傾向有積極的作用，即如果父母給予子女更多適宜的溫暖呵護，且子女能夠感受到父母的用心良苦，父母與子女進行良性溝通，那么他們進入大學(xué)后對時間就有較為積極的態(tài)度和觀念，能夠較好地在行為上利用和運籌時間，對自己把握時間的能力也較為自信；如果父母嚴格要求子女行為，那么他們在進入大學(xué)后把握時間的能力以及對這種把握的自信也越高。反之父母的冷漠忽視且無限度放任會對學(xué)生的時間管理產(chǎn)生消極影響。

(二)教育制度因素

我們的基礎(chǔ)教育存在一定不足，在時間管理方面缺乏相應(yīng)的教育措施。由于長期處于應(yīng)試教育的環(huán)境中，學(xué)生缺乏學(xué)習的積極性和主動性，在很大程度上屬于一種被動的接受。學(xué)生進入大學(xué)后，自由支配的時間驟然增多，但是相當多的學(xué)生不懂得如何支配自己的時間，缺乏學(xué)習主動性。學(xué)生求學(xué)的過程因而出現(xiàn)了一個巨大的斷裂，針對此情形我們應(yīng)切實加強對學(xué)生時間管理能力的教育，使他們能夠積極樂觀的面對工作學(xué)習和生活。時間管理能力的教育，對今后的生活更是有著舉足輕重的作用。

(三)社會環(huán)境因素

近年來隨著社會的快速發(fā)展，出現(xiàn)了許多新的亟待解決的問題。尤其在勞動力資源豐富的當代中國競爭壓力異常強大，大學(xué)生面臨著“一畢業(yè)就失業(yè)”的窘境，對于即將踏入社會的大學(xué)生來說是個很大也是很現(xiàn)實的挑戰(zhàn)，引起大學(xué)生的心理起伏和情緒波動，他們的主觀幸福感正在慢慢下降甚至消失，從而影響到大學(xué)生在時間管理方面的調(diào)整。不同的大學(xué)生因為主觀幸福感的改變使他們在時間管理方面作出不同程度的調(diào)整。

三、時間管理傾向和主觀幸福感的相關(guān)分析

(一)性別差異分析

研究發(fā)現(xiàn)男女生在幸福感量表中差異不顯著，這在更大程度上說明了在當今的社會中，男女平等的觀念越來越強，而這些觀念在我們的大學(xué)校園中也體現(xiàn)得更加充分，男女生對待生活學(xué)習及工作的態(tài)度在一定程度上趨于一致。

另一方面，研究表明男生的理性思維要優(yōu)于女生。在做事方面，男生更傾向于先有計劃再付諸行動，在時間管理效能上男生對自身駕馭時間的能力有較高的預(yù)期，這在某種程度上與男生平時總是表現(xiàn)出比女生更高的信心有關(guān)。

(二)年級差異分析

在時間管理傾向和主觀幸福感上年級差異都不顯著。隨著年級增長，兩者均呈總體下降趨勢。剛?cè)胄５拇笠恍律鷮Υ髮W(xué)生活充滿了憧憬和好奇，也表現(xiàn)出較高的主觀幸福感。隨著教師和家長的監(jiān)督減少，大學(xué)生擁有更多自由支配的時間，需要應(yīng)付更多學(xué)習以外的事物，時間管理傾向越來越弱，這些似乎讓他們無所適從，因而對自己駕馭時間的信念和預(yù)期也有所下降?？梢娢覀儜?yīng)加強大學(xué)生時間管理傾向，也在一定程度上說明我們的基礎(chǔ)教育存在一定不足，學(xué)生在過分制約的學(xué)習狀態(tài)下鮮有充分發(fā)揮主動性，失去父母和教師的監(jiān)督，學(xué)生卻不知該如何支配自己的時間，同時也沒有表現(xiàn)較高的主觀幸福感。

(三)時間管理傾向與主觀幸福感的關(guān)系的剖析

研究顯示大學(xué)生時間管理傾向與主觀幸福感之間的關(guān)系非常密切：時間管理較好者有較高的幸福感，時間管理較差者幸福感較弱，時間管理較好者的主觀幸福感要明顯高于時間管理較差者的主觀幸福感。

一方面，善于管理時間的大學(xué)生其主觀幸福感也較強，能夠很好地完成學(xué)習、工作等各項任務(wù)；同時善于管理時間的大學(xué)生有較高的成就感，在學(xué)校更加能夠受到教師和同學(xué)的欣賞。而不善于管理時間不能很好完成各項任務(wù)的人，同時不會有較高的主觀幸福感。

另一方面，大學(xué)生進入大學(xué)后開始有自主管理的時間。時間管理傾向較強的同學(xué)能夠很好地完成從高中到大學(xué)的過渡：他們能很好地完成以及安排豐富的業(yè)余生活，他們精神充沛、熱愛生活，因而也就有較高的主觀幸福感。不善于管理時間的學(xué)生不能很好的完成從高中的大學(xué)的過渡，常感覺自己無事可做，感到空虛無聊，對生活充滿失望，易降低其主觀幸福感。

參考文獻：

篇7

關(guān)鍵字：主觀幸福感；大學(xué)生

Factors affecting the subjective well-being of College Students

Yu Xue-li1 Dong Jia-yu2

（1. Songshan Shaolin martial arts Career Technical College，Henan Dengfeng 452470，China；2. The International College of Zhengzhou University，Zhengzhou 452000，China）

Abstract： College Students’ subjective well-being of status is a reflection of the quality of life of college students， the mental and physical health and personal growth， it is of great significance to study the subjective sense of the development of college students， this article from the subjective factors influencing college students’ subjective and objective factors in two aspects， carries on the elaboration.

Key words： Subjective well-being， College student

1 引言

在知識經(jīng)濟大潮中，教育的地位與作用越來越重要，享受高質(zhì)量的教育已經(jīng)成為當前人們的一致愿望，大學(xué)生的數(shù)量激增，作為一個很重要的社會群體，在人們的認識里，他們應(yīng)當是充滿活力與朝氣，無限創(chuàng)意，是未來社會的建設(shè)者和接班人，但現(xiàn)在經(jīng)常聽到大學(xué)生們感嘆：“空虛”、“無聊”，他們目前的狀態(tài)是怎樣的，我們有必要對其幸福感進行研究，如何培養(yǎng)大學(xué)生主觀幸福感對大學(xué)生的成長與生活有極其重要的意義。

2 主觀幸福感的概述

所謂主觀幸福感（Subjective Well—Being，簡稱SWB）是心理學(xué)的一個專門術(shù)語，根據(jù)自己的標準對自身生活質(zhì)量的一個整體性評估[1]。它具有整體性、主觀性及相對穩(wěn)定性等特點。本文是在前人研究的基礎(chǔ)上，分析主觀幸福感的影響因素，希圖對大學(xué)生的幸福感的培養(yǎng)、教育和引導(dǎo)有所幫助。

3 影響大學(xué)生主觀幸福感的因素

3.1 主觀因素

3.1.1 自尊 許多研究都表明自尊是主觀幸福感的一個重要預(yù)測因素。高自尊的個體往往積極看待自己，保持積極的正性情緒狀態(tài)，樂觀向上，相信自己有能力把問題處理好，從而形成較好的主觀幸福感。低自尊的個體，往往被消極情緒所左右，對自己遇到的問題沒有信心解決好，主觀幸福感的體驗相對較低。

3.1.2 人格特征 主觀幸福感是一種個體的主觀體驗，其具有穩(wěn)定性，而人格特質(zhì)也具有穩(wěn)定性，二者具有高度的相關(guān) [2]。很多研究都表明，外向性人格與生活滿意度有關(guān)，與負性情感無關(guān)，外向性人格樂觀積極向上，當遇到不滿意的事情時，會積極的進行調(diào)整，生活滿意度比較高，其負性情感體驗相對較少；神經(jīng)質(zhì)人格與消極情感有穩(wěn)定的相關(guān)[3]。

3.1.3 歸因傾向 自我效能與主觀幸福感呈顯著的正相關(guān)。外控傾向的個體，總把事情的成功與失敗歸因于外部，看待遇到的問題較為悲觀和被動，遇到困難采取消極的應(yīng)對方式，把希望寄托在外界環(huán)境上，損害自身的幸福感；內(nèi)控傾向的個體，相信自己能把事情處理好，通過努力把事情處理好了，獲得了滿足感，其幸福感水平相對比較高 [4]。

3.1.4 價值取向 個體的價值取向?qū)χ饔^幸福感有重要影響。內(nèi)部價值中的自我實現(xiàn)可以提升大學(xué)生的自我效能感，增強自信心，提升幸福感；外部價值如財富、美丑等對個體的幸福感沒有影響。

3.1.5 心理健康水平 心理健康標準中有一條就是“具有幸福感”，心理健康作為健康的重要指標，影響著人們的幸福感，健康的心理是能體驗到幸福感的基礎(chǔ)。

3.1.6 其他 有研究認為，信賴對于大學(xué)生的主觀幸福感具有預(yù)測作用，信任度與大學(xué)生的主觀幸福感之間存在極其高度的正相關(guān)。性別對于主觀幸福感的影響還沒有一致的定論，還有待進一步的研究來證實。

3.2 客觀因素

3.2.1 社會支持 社會支持包括家庭支持、朋友支持和其他支持，是個人在社會中得到承認和肯定的重要體現(xiàn)。許多研究表明，大學(xué)生主觀幸福感與社會支持呈顯著正相關(guān)，社會支持主要來自于老師的支持，家人中主要來自母親的支持，其中異性朋友的支持對主觀幸福感的影響最大 [5]。

3.2.2 經(jīng)濟狀況 它單指大學(xué)生的家庭經(jīng)濟狀況，或者他的經(jīng)濟來源狀態(tài)，它對大學(xué)生主觀幸福感的影響一直是研究者比較關(guān)注的因素之一，但對于二者的關(guān)系還沒有一個定論。佟月華研究表明，有些低收入大學(xué)生的主觀幸福感高于總體學(xué)生的平均值[6] 。一些研究者則認為經(jīng)濟狀況與主觀幸福感呈正相關(guān)。他們認為經(jīng)濟水平高，使他們在生活中能夠得到滿足，幸福感指數(shù)就高。然而有些研究者也發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟狀況只在非常貧困時有影響，因為他們的基本需要都得不到滿足，這樣影響到他們的幸福指數(shù)，在經(jīng)濟狀況能滿足學(xué)生基本需要后，幸福感的指數(shù)也會跟著上升。嚴標賓、鄭雪等的研究發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟收入低的大學(xué)生的生活滿意度要低于家庭經(jīng)濟收入高的大學(xué)生[7]。

3.2.3 生活事件 生活事件是人們在學(xué)習、家庭、和社會支持系統(tǒng)中出現(xiàn)的所有刺激的總和，日常的同學(xué)交往，與老師的交流，家人之間的溝通和關(guān)心，社會給予的一些支持和影響，它們都會對主觀幸福感產(chǎn)生重要的影響，其中重要的生活事件會引起主觀幸福感的變化。但研究中又發(fā)現(xiàn)有些無關(guān)緊要的事件如“校園環(huán)境”、“老師水平”等也成為影響主觀幸福感的因素[10]。

3.2.4 文化因素 不同文化背景下的主觀幸福感水平存在著較明顯的差異。嚴標賓對香港、中國、美國三地的研究結(jié)果顯示，他們的總體主觀幸福感水平上并沒有顯著差異。大陸學(xué)生的生活滿意度比美國學(xué)生低，而與香港大學(xué)生的差異沒有達到顯著水平。這有可能是教育體制的不同造成的，大陸學(xué)生課業(yè)繁重，沒有發(fā)展自己愛好的時間，在大學(xué)里興趣也相當?shù)莫M窄，體驗不到大學(xué)的極致美好，到大四又要為就業(yè)而奔走勞碌，幸福感相對較低，而美國學(xué)生的興趣愛好比較的廣泛，大學(xué)既能樂學(xué)又能參加各種活動，盡情的釋放自己，又沒多少就業(yè)的壓力，所以他們的幸福感相對較高。

3.2.5 健康狀況 健康是影響大學(xué)生主觀幸福感的一個重要因素，自我感知的健康對主觀幸福感的影響更大一些 [2]。沒有一個健康的身體，即使有再好的物質(zhì)和精神的享受，也不會有幸福的感覺，關(guān)注點完全在于不健康的身體上，剝奪了其它方面的享受。

3.2.6 人際關(guān)系 生活在象牙塔里的同學(xué)們，徜徉在美麗悠靜的大學(xué)校園里，他們與社會的接觸相對較少，每天面對的除了老師，就是同學(xué)們，除了學(xué)習就是課外活動，人際關(guān)系在大學(xué)生的生活里占據(jù)很大一部分，所以人際關(guān)系對于大學(xué)生幸福指數(shù)的影響是十分重要的。青春朝氣的年華，多數(shù)的大學(xué)生都會是在戀愛時期，此時的戀愛關(guān)系、兩性情感對大學(xué)生的主觀幸福感很有很大的影響，這是由他們所處的特定的生理心理年齡階段決定的 [11]。牽手散步的戀人，花前月下時，很是美好，失戀時候的痛苦也很明晰，此時，與朋友的關(guān)系就至關(guān)重要了，得益于朋友的開導(dǎo)走出陰影，再遇到一個合適的人，又開始了幸福之旅，所以，在大學(xué)里人際關(guān)系對他們的影響是很大的。

3.2.7 專業(yè)因素 總體幸福感按專業(yè)劃分，藝術(shù)科的幸福指數(shù)最高，其次是理科文科，工科和醫(yī)科農(nóng)科的幸福指數(shù)最低[12]。藝術(shù)科的學(xué)生，整天受藝術(shù)的熏陶，生活在美好的感覺中，而工科和醫(yī)科學(xué)業(yè)相對繁重，沒有那么多的時間去從事有關(guān)藝術(shù)享受的活動，生活乏味，幸福感相對較低。

3.2.8 家庭教養(yǎng)方式及父母文化程度 家庭教養(yǎng)方式分四種不同類型，即民主型、權(quán)威型、放任型和溺愛型。研究表明，民主型、權(quán)威型教養(yǎng)方式的總體生活滿意度要顯著地高于放任型與溺愛型家庭教養(yǎng)方式。在消極情感方面要明顯低于后兩種教養(yǎng)方式，消極家庭教養(yǎng)方式下的大學(xué)生明顯低于積極家庭教養(yǎng)方式下的大學(xué)生[12]。

4 結(jié)語

影響大學(xué)生主觀幸福感的因素有很多，具體到每個人身上可能不同的因素對他們的影響力度是不一樣的，應(yīng)當根據(jù)自身的情況來進行調(diào)節(jié)，讓自己的生活過的愉快和幸福。

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篇8

Abstract: The article described the conception and structure of Subjective Well-being. At the same time introduced the measuring tool of subjective well-being and analyses the factors that influence the subjective well-being of university students. At last, The article point some problems about the current research and gives some ideas for future research.

關(guān)鍵詞:大學(xué)生主觀幸福感影響因素

Key Words: university studentssubjective well-beinginfluence factors

作者簡介:劉海珍(1979―),女,陜西寶雞人,寧夏大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院碩士研究生,研究方向為應(yīng)用心理學(xué);張鶴(1978―),男,陜西安康人,寶雞文理學(xué)院教育系,講師,主要研究方向為學(xué)校心理學(xué)。

一、主觀幸福感(subjective well-being, SWB)的概述

主觀幸福感研究大致自20世紀50年代在美國興起, 80年代中后期開始進入我國研究者的視野。積極心理學(xué)家認為主觀幸福感就是指主體主觀上對自己已有的生活狀態(tài)正是自己心目中理想生活狀態(tài)的一種肯定的態(tài)度和感受[1]。是衡量個體生活質(zhì)量的重要綜合性心理指標。一般認為主觀幸福感有三個主要的衡量指標:生活滿意度、積極情感和低水平的消極情感。主觀性、整體性、相對穩(wěn)定性是SWB有三個特點。目前,國外學(xué)者關(guān)于主觀幸福感的研究經(jīng)歷了三個階段:第一階段主要是簡單描述與主觀幸福感相關(guān)的人口統(tǒng)計學(xué)變量;第二個階段主要是建構(gòu)有關(guān)的理論框架,探討獲得幸福的各種途徑和跨文化研究;第三個階段主要是將研究方法、途徑和主觀幸福感測量的理論進行整合[2]。

二 大學(xué)生主觀幸福感研究的測評工具

我國關(guān)于大學(xué)生主觀幸福感的研究在90年代中后期才逐漸展開,目前主觀幸福感的測評均采用自評量表進行。我國研究者測評大學(xué)生主觀幸福感時通常采用以下四種量表:(1)Fazio(1977)編制的總體幸福感量表(GWB)是為美國國立衛(wèi)生統(tǒng)計中心指定的一種定時性測查工具,用來評價受試對幸福的陳述,該量表共有33項,除了評定總體幸福感,本量表還通過將其內(nèi)容組成6個分量表從而對幸福感的6個因子進行評分。國內(nèi)段建華(1996)對該量表進行了修訂;(2)Campbell(1976)編制的幸福感指數(shù)量表用于測查受試者目前所體驗到的幸福程度.此量表包括兩個部分:即總體幸福感指數(shù)量表和生活滿意度問卷。前者由8個項目組成,后者只有一項。(3)KammamFlett(1983)編制的情感量表是以被試近期內(nèi)體驗到的積極和消極情感之間的平衡為基礎(chǔ),測查其主觀幸福感;(4)Ed Diener(1995)等人編制的《國際大學(xué)調(diào)查》(ICS)問卷(分A卷和B卷)。該問卷內(nèi)容包括(1)個人基本資料:年齡、性別、家庭經(jīng)濟狀況等;(2)主觀幸福感;(3)生活滿意度;(4)積極情感;(5)消極情感;(6)外在準則、社會關(guān)系;(7)自我體驗。

從總體看,這四種量表在我國大學(xué)生群體中施測時均具有較好的信度和效度,雖然主觀幸福感在不同的國家中存在一定的相似之處,但是我們在使用國外的量表之前,對量表的修訂還是非常必要的。同時還應(yīng)當注意可使用多種方法對大學(xué)生的主觀幸福感進行測量。

三 影響大學(xué)生主觀幸福感的因素

(一)外部因素

1.人口統(tǒng)計學(xué)變量

目前人口統(tǒng)計學(xué)變量(如性別、年齡、地區(qū)、受教育程度等)對主觀幸福感影響的研究進行的比較多,其中較為一致的結(jié)論有兩個:其一,人口統(tǒng)計學(xué)變量與總體生活滿意度沒有非常顯著的聯(lián)系,兩者之間最高呈中等程度的相關(guān);其二,不同性別、年齡的青少年的總體生活滿意度不存在顯著性的差異。但是也有研究表明,在主觀幸福感及其主要維度――生活滿意度上,女生顯著高于男生[3]。

2.經(jīng)濟狀況

研究者對于經(jīng)濟狀況與主觀幸福感之間的關(guān)系一直存在爭議。在對重慶大學(xué)生幸福生活標準的統(tǒng)計研究中發(fā)現(xiàn),51.1%的大學(xué)生認為有很多錢是幸福的[4]?？梢?經(jīng)濟狀況影響大學(xué)生的幸福感體驗。但別的研究則認為,收入僅在非常貧窮時有影響,一旦人們的基本需要得到滿足,經(jīng)濟狀況對主觀幸福感的影響就很小了。佟月華的研究就表明,有些低收入大學(xué)生的主觀幸福感高于總體學(xué)生的平均值[5]。

3.社會支持

社會支持是個人在社會中得到承認的重要體現(xiàn),是主觀幸福感的重要指標。社會支持系統(tǒng)為大學(xué)生體驗更多的幸福感提供了保障,也為他們適應(yīng)社會和調(diào)整健康的心態(tài)提供了一個有利的外部條件。國內(nèi)外的研究都表明社會支持會對SWB產(chǎn)生影響【6】[7],但在預(yù)測SWB時,不同來源的社會支持有著不同程度的影響。對于大學(xué)生來說,異性的朋友支持對SWB的影響最大,其次為老師支持和母親支持[6]。

4.生活事件

生活事件是指人們在社會生活過程中經(jīng)歷的各種緊張性刺激。目前,人們對“生活事件是否會影響SWB”還沒有完全一致的看法。有學(xué)者研究認為,各種生活事件(正性生活事件、負性生活事件)都沒有對大學(xué)生SWB產(chǎn)生明顯的影響[8]。

5.家庭教養(yǎng)方式

家庭是青少年和大學(xué)生生活的重要場所,不同的家庭教養(yǎng)方式對大學(xué)生的主觀幸福感具有不同的影響。對大學(xué)生總體幸福感和父母教養(yǎng)方式的研究表明大學(xué)生總體幸福感與父母教養(yǎng)方式中父母親的情感溫暖、理解因子呈高度正相關(guān),與父母親的過干涉、過保護、懲罰、嚴厲、偏愛被試、母親的拒絕等因子均顯著負相關(guān)[9]?？梢哉f如果家庭氣氛民主、愉快,并且成員間相互關(guān)心,那么學(xué)生的主觀幸福感就強。

6.體育鍛煉

目前,關(guān)于體育鍛煉與主觀幸福感之間關(guān)系的研究比較少,但是大學(xué)生群體日常生活的特點決定了體育鍛煉將對他們的主觀幸福感產(chǎn)生重要的影響作用,其中運動量所起的作用較為顯著。徐葉彤等人研究表明,不同運動量對大學(xué)生的軀體健康維度、心理健康維度和社會功能維度產(chǎn)生了不同的影響,而尤以中等運動量為宜[10]。培養(yǎng)學(xué)生自我體育能力,養(yǎng)成自覺鍛煉習慣,對提高大學(xué)生的身心健康水平,增強主觀幸福感是十分重要的。

(二)內(nèi)部因素

1.人格特質(zhì)

影響大學(xué)生主觀幸福感最重要的內(nèi)部因素是人格特質(zhì)。國內(nèi)有關(guān)大學(xué)生主觀幸福感的研究也表明,主觀幸福感與外傾正相關(guān),與神經(jīng)質(zhì)負相關(guān)[11]。外向的性格使他們能夠與別人和睦相處,因而對生活質(zhì)量的認知評價較高,具有較高的主觀幸福感水平。

2.自我效能

大學(xué)生的自我效能感是他們對自己是否有能力完成某一項任務(wù)的判斷和估計,它是個體自身潛能的最有力的主宰。余鵬等研究發(fā)現(xiàn),自我效能對大學(xué)生的主觀幸福感有明顯的預(yù)測作用[12]。佟月華的研究也發(fā)現(xiàn),自我效能感與主觀幸福感之間存在極其顯著的正相關(guān)[13]。

3.自 尊

許多研究表明,自尊和主觀幸福感關(guān)系密切。高自尊者對自我持肯定態(tài)度,樂觀自信,對于消極的影響多采用積極的應(yīng)對方式,并試圖適應(yīng)或改變情境而不像低自尊者那樣回避現(xiàn)實,所以對于幸福的體驗要高。但自尊與主觀幸福感之間呈正相關(guān)不具普遍性,在集體價值高于個人價值的社會文化中,高自尊感并不一定意味著高幸福感[14]。

4.自我概念

對于大學(xué)生而言,其自我概念直接關(guān)系到他們對自己、他人、社會的認知,關(guān)系到其當前的學(xué)習、生活以及以后的工作和發(fā)展。可見,自我概念是影響大學(xué)主觀幸福感的一個重要因素。一般而言,自我概念積極的大學(xué)生對待問題比較樂觀,而自我概念消極的大學(xué)生往往對自己缺乏信心,這樣不可避免地會影響他們的主觀幸福感。楊昭寧、孔祥軍的研究發(fā)現(xiàn),大學(xué)生幸福感指數(shù)與自我概念總分顯著相關(guān)(p

四 當前研究中存在的問題及今后研究方向

盡管我國大學(xué)生主觀幸福感的研究有了較大的進步,但還是存在著許多問題,需要我們加以注意。首先,在對主觀幸福感各個維度的研究中,人們對認知因素的研究較為少。其次,由于主觀幸福感的測量方法和測量工具不盡相同,以致出現(xiàn)了許多相互矛盾或不確定的結(jié)果。在未來的研究中,我們要力求拓展新的測評方法,編制適合于本土研究的測量工具,同時對影響主觀幸福感的內(nèi)部和外部因素進行更加廣泛和深入地探究。

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[12] 余鵬, 宿淑華, 李麗. 大學(xué)生歸因方式、自我效能感與主觀幸福感的關(guān)系研究. 中國臨床心理學(xué)雜志, 2005, 13 (1): 42-44

[13] 佟月華. 大學(xué)生一般自我效能感、應(yīng)對方式及主觀幸福感的相關(guān)研究. 中國學(xué)校衛(wèi)生, 2004, 25 (4): 396-397

篇9

1.1應(yīng)對方式量表本問卷由肖計劃等依據(jù)國外多個有關(guān)應(yīng)付方式的問卷改編而成，該問卷包括62個條目，共分為6個分量表，分別為解決問題、自責、求助、幻想、退避、合理化。該問卷具有良好的信度和效度，各題的因素負荷值均在0.35以上，6個應(yīng)付因子重測相關(guān)系數(shù)分別是。

1.2一般自我效能感問卷選取Schwarz等人編制的一般自我效能感量表(GSES)，該量表由10個題目組成，內(nèi)部一致性系數(shù)Cronbachα值為0．87，重測信度為0．83。

1.3大學(xué)生主觀幸福感量表本研究采用的大學(xué)生主觀幸福感量表修訂自臺灣學(xué)者施建彬(1996)的中國人幸福感量表。因原量表的構(gòu)念良好，用于河南地區(qū)大學(xué)生的主觀幸福感仍相當適用，故本研究未改變量表的原有架構(gòu)及題目編排順序。因其中部分題目的用語不太符合大學(xué)生當前的生活狀態(tài)，故對這些題目加以修改。修訂過的幸福感量表的效標效度為0.85，重測信度為0.93，內(nèi)部一致性Cronbachα值為0.95。

1.4施測程序采用集體施測，在任課老師的協(xié)助下由研究者擔任主試，統(tǒng)一指導(dǎo)語，強調(diào)保密原則，現(xiàn)場匿名獨立填寫，當場收回。在量表施測的同時獲得被試的一般人口統(tǒng)計學(xué)資料，如年級、性別等。測試完畢現(xiàn)場回收問卷并剔除作答不完全或明顯隨意勾畫的問卷。

1.5統(tǒng)計學(xué)處理采用統(tǒng)計軟件包SPSS13.0進行統(tǒng)計處理，選用的統(tǒng)計方法有描述統(tǒng)計、獨立樣本t檢驗、方差分析、皮爾遜(Pearson)相關(guān)分析、逐步回歸分析。顯著性水平取α=0.05(雙側(cè)檢驗)。

2研究結(jié)果

2.1臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生主觀幸福感得分情況結(jié)果如表1所示，臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生中男生的主觀幸福感平均得分和女生的平均得分為都高于表示“偏向正面態(tài)度”的48分，低于表示“較強正面態(tài)度”的96分，表示臨床醫(yī)學(xué)業(yè)本科生的主觀幸福感狀況良好，且不同性別及不同年級的臨床本科生主觀幸福感得分差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(P＞0.05)。結(jié)果如表1所示，臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生的主觀幸福感平均得分(67.81±13.58)高于表示“偏向正面態(tài)度”的48分，低于表示“較強正面態(tài)度”的96分，表示臨床本科生的主觀幸福感狀況良好，但程度不強;且不同性別及不同年級臨床本科生的主觀幸福感得分差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(P＞0.05)。

2.2不同自我效能水平主觀幸福感的差異比較將被試在自我效能感問卷得分進行高低排序，將總?cè)藬?shù)前27%歸為高分組，后27%歸為低分組，研究不同自我效能水平臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生主觀幸福感之間的差異，結(jié)果顯示，臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生中高自我效能組學(xué)生的主觀幸福感得分(73人，87.45±14.87分)高于低自我效能組學(xué)生的得分(102人，56.72±12.36分)，差異有統(tǒng)計學(xué)意義(t=9.05，P=0.000)

2.3應(yīng)對方式、自我效能和主觀幸福感的相關(guān)分析從表2可以看出，應(yīng)對方式維度中，解決問題、求助兩個維度與主觀幸福感及自我效能感均呈顯著正相關(guān);自責、幻想、退避、合理化四個維度與主觀幸福感及自我效能感均呈顯著負相關(guān)。臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生主觀幸福感與自我效能感呈顯著正相關(guān)。

2.4歸因方式、自我效能預(yù)測主觀幸福感的逐步回歸分析為進一步驗證歸因方式、自我效能感對主觀幸福感的預(yù)測能力，以自我效能感及歸因方式的六個維度為自變量，主觀幸福感為因變量做逐步回歸分析。結(jié)果顯示，自我效能和歸因方式中的解決問題和自責兩個維度進入了回歸方程，自我效能和解決問題維度對主觀幸福感具有一定的正向預(yù)測作用，自責維度對主觀幸福感具有一定的負向預(yù)測作用，他們可以共同解釋主觀幸福感變異程度的28.4%(校正的R2=0.284)。

3討論

調(diào)查結(jié)果顯示，臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生能夠體驗到較高程度的主觀幸福感，這與國內(nèi)學(xué)者對醫(yī)學(xué)生的主觀幸福感的調(diào)查結(jié)果相一致。分析原因，首先與大學(xué)生生活的年代與環(huán)境有關(guān)，現(xiàn)代大學(xué)生多來自獨生子女家庭，擁有的物質(zhì)條件也比較優(yōu)越，受到來自父輩的關(guān)愛和關(guān)注比較多，因此大學(xué)生從物質(zhì)方面及家庭生活中獲得的幸福感還是比較強烈的;此外，隨著近年來臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)的升溫，作為熱門專業(yè)的學(xué)生與同齡人相比可能會產(chǎn)生較強烈的優(yōu)越感，因此體驗到更多的主觀幸福感和生活滿意感。但是隨著改革開放的深入和社會市場經(jīng)濟的發(fā)展，一些西方國家的價值觀、生活方式開始影響到當代大學(xué)生的幸福觀，使得越來越多的大學(xué)生開始過度關(guān)注自身的物質(zhì)利益及生存狀況，造成他們感受幸福能力的缺失及人際關(guān)系的緊張。另外，臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生學(xué)習壓力較大，也是造成他們幸福感程度不強的一個重要原因。

此外，影響臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生主觀幸福感的一個重要因素是自我效能感，高低自我效能組臨床本科生的主觀幸福感得分存在統(tǒng)計學(xué)差異，回歸分析也表明自我效能感對主觀幸福感有顯著的回歸效應(yīng)，這些都表明臨床醫(yī)學(xué)專業(yè)本科生的自我效能感和主觀幸福感之間存在著密切聯(lián)系。大學(xué)生作為一個成長中的團體，如果在生活和學(xué)習中形成了低自我效能感，就會感覺自己沒有能力應(yīng)對生活中遇到的的困難和挫折，進而產(chǎn)生抑郁、焦慮等不良情緒，導(dǎo)致幸福感下降。因此，自我效能感的提升對提高大學(xué)生主觀幸福感有重要作用，吳心靈等(2010)的研究結(jié)果也表明醫(yī)學(xué)生的自我效能感越高，其主觀幸福感也越高。

篇10

1.1數(shù)據(jù)來源本文的研究對象為在湖北省居住一個月以上，非本區(qū)（縣、市）戶口的16~59周歲的人口，數(shù)據(jù)來源于國家人口計生委辦公廳2011年流動人口動態(tài)監(jiān)測的調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查數(shù)據(jù)采用抽樣調(diào)查和專題調(diào)查相結(jié)合的方式于2011年5月對湖北省抽取樣本點，樣本范圍包含湖北省武漢和12個地級市以及神農(nóng)架林區(qū)，本次調(diào)查的湖北省有效樣本共4000人。

1.2分析方法與變量設(shè)置本文通過spss17.0軟件[4]首先進行單因素分析，通過交叉表分析和卡方檢驗，尋找可能對流動人口主觀幸福感有影響的變量；然后采用多元Logistic回歸模型進一步檢驗分析這些變量對流動人口主觀幸福感的影響及各自的影響程度。如果分類響應(yīng)因變量的結(jié)果超過兩個，那么就可以使用多元Logistic回歸，多元Logistic模型把每個結(jié)果與一個基礎(chǔ)類別進行對比，通常取最后一類為參照類別。本文研究的是流動人口的主觀幸福感的影響因素，因變量是三元分類變量，通過問卷調(diào)查中“和流出地相比，在本地是否感覺更幸福？”的題項來獲得，回答類別分別是更幸福、差不多、不幸福和說不準，本文將“差不多”和“說不準”合并為一類，定義為本地和流出地相比是同樣幸福，簡稱“同樣幸?！保ǜ腋?，同樣幸福為2，不幸福為3）。自變量的選取綜合考慮影響被調(diào)查者幸福感的各種因素和問卷的實際情況，按照前述的幸福感函數(shù)分為以下五組因素：（1）個人特征因素，包括性別、年齡、婚姻狀況、戶口性質(zhì)和受教育程度；（2）經(jīng)濟因素，包括家庭每月總收入、總支出、現(xiàn)住房性質(zhì)、從業(yè)狀態(tài)和就業(yè)身份；（3）福利政策因素，包括是否有城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險、醫(yī)保、工傷保險、失業(yè)保險、生育保險、城鎮(zhèn)低保和住房公積金；（4）業(yè)余生活狀況，包含是否參加業(yè)主委員會活動、是否參加社會公益活動、在本地和誰來往最多；（5）社會認同因素，包含是否覺得本地人總是看不起外地人、是否覺得本地人愿意接受我成為其中一員、我是否喜歡現(xiàn)在居住的城市和是否參加選舉、評先進活動。

2實證分析

2.1流動人口幸福感的描述性統(tǒng)計和卡方檢驗從調(diào)查結(jié)果看，流動人口中認為和流出地相比，現(xiàn)在更幸福的人口有1455人，占比36.4%，認為和流出地差不多幸福的人口為2372人，占比59.3%，認為現(xiàn)在比流出地不幸福的僅僅173人，占比4.3%。說明絕大多數(shù)流動人口還是認同現(xiàn)在的幸福感至少不比在老家差。交叉表分析和卡方檢驗結(jié)果顯示，從個人特征因素來看（表1），性別、年齡、婚姻狀況和戶口性質(zhì)因素的差異對主觀幸福感的影響都不顯著。表明對于湖北省的流動人口，個人特征因素和主觀幸福感沒有顯著的關(guān)系。從經(jīng)濟因素看（表2），流動人口家庭每月總收入最低的0元，最高的100000元，單獨研究每種收入的家庭意義并不大，我們將收入分成4類，分別將2000元以下，2001~5000元，5001~10000元以及10000元以上記為1，2，3，4四類，研究每一類收入的家庭幸福感有無顯著差異；家庭月總支出最低的為200元，最高的為30000元，同樣我們將支出分為1000元以下、1001~3000元、3001~5000元，5001~8000元和8000元以上五類，分別記為1，2，3，4，5。從表中可以看出家庭總收入、家庭總支出、從業(yè)狀態(tài)、就業(yè)身份以及住房性質(zhì)上的差異對主觀幸福感的影響都很顯著，說明經(jīng)濟因素的差異是主觀幸福與否的一個重要因素。從福利政策因素看，流動人口的狀況有待提高。流動人口有城鎮(zhèn)低保、生育保險、失業(yè)保險、工傷保險、養(yǎng)老保險和住房公積金的比例都非常低，分別只占0.2%，0.6%，0.7%，0.7%，8.6%，0.4%，可以看出流動人口的福利保障是非常薄弱的。從福利因素與主觀幸福感的卡方檢驗表（表3）看，是否有城鎮(zhèn)低保、養(yǎng)老保險、工傷保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險、生育保險和住房公積金等多種福利因素與主觀幸福感都沒有顯著關(guān)系，可能是由于享有這些福利的流動人口樣本太少，以至于可以忽略這些樣本。從業(yè)余生活狀況看，參加過業(yè)主委員會的活動的流動人口210人，占比5.3%，沒有參加過的2744人，占比68.6%，還有26.2%的人是不適合參加這項活動；參加過社會公益活動的流動人口1333人，占比33.3%，沒有參加的2404人，占比60.1%，有6.6%的人不適合參加。說明流動人口在新的城市中參與各項活動的還比較少。在本地和誰來往最多的問卷中，與戶籍人口同鄉(xiāng)、流入人口同鄉(xiāng)來往最多的比重分別為22.2%、24.8%，也就是47%的流動人口平時來往最多的人是老鄉(xiāng)，與其他本地人來往最多的占31.9%，說明在湖北的流動人口和本地人的交流還需進一步加強，不能僅僅和老鄉(xiāng)來往。從業(yè)余生活與主觀幸福感的卡方檢驗看（表4），是否參加社會公益活動、是否參加業(yè)主委員會活動，平時和誰來往最多對主觀幸福感有顯著影響，表明業(yè)余生活狀況也是影響湖北省流動人口幸福的一個重要因素。從社會認同角度看，完全同意和基本同意“我喜歡現(xiàn)在居住的城市”分別占比重43.8%和53.7%，即97.5%的流動人口喜歡現(xiàn)在居住的城市。完全同意和基本同意“我很愿意融入本地人當中，成為其中一員”的比例分別為46.4%和48.5%，即94.9%的流動人口愿意成為新的城市中的一員。完全同意和基本同意“我感覺本地人總是看不起外地人”的比例分別為5.9%和19.9%，即只有25.8%的人認為本地人歧視外地人。完全同意和基本同意“我覺得本地人愿意接受我成為其中一員”的比例分別為37.4%和57.1%，即94.5%的流動人口認為本地人愿意接受自己。參加過選舉、評先進的流動人口占比例14.0%，沒有參加或者不適合參加選舉、評先進的占86%，表明流動人口的政治權(quán)利還比較薄弱。從卡方檢驗看（表5），本地人是否總是瞧不起外地人、本地人是否愿意接受我成為其中一員、我是否喜歡現(xiàn)在的居住城市和是否參加本地的選舉、評先進活動等因素對主觀幸福感的影響都很顯著，說明湖北省的流動人口能不能被當?shù)厝苏J可和主觀幸福感有緊密聯(lián)系。

2.2流動人口幸福感的影響因素分析根據(jù)上一部分的分析表明，在影響流動人口幸福感的五組因素中，經(jīng)濟因素、業(yè)余生活因素以及社會認同因素對幸福感有顯著的影響，而個人特征因素、福利因素對幸福感的影響不顯著。下面采用多元邏輯斯蒂回歸分析法具體分析顯著因素對幸福感的影響。（1）經(jīng)濟因素從模型模擬信息表(表6)中的sig的值小于0.01可以得出方程有效。由似然比統(tǒng)計量（表7）檢測的結(jié)果可以出家庭每月支出、家庭每月收入、住房性質(zhì)對方程有重要意義（sig的值小于0.05）。由參數(shù)估計表（表8，只列出參數(shù)顯著的變量）可以看出（基礎(chǔ)類型為：不幸福，支出=1，2，3，4，5按照支出由小到大的排列，具體含義前文已述），家庭支出對幸福感的影響是顯著的，由于分析結(jié)果表篇幅過大，這里只列出顯著的變量。由表可以得出，更幸福的截距項為正，系數(shù)18.98代表支出為5的人更幸福的概率與不幸福的概率之比的自然對數(shù)，表明每月支出最多的家庭更幸福的概率比不幸福的概率大，同樣幸福的系數(shù)19.86，代表支出為5的人同樣幸福的概率與不幸福的概率之比的自然對數(shù)，表明每月支出最多的人同樣幸福的概率比不幸福的概率大，其他支出水平下的系數(shù)都為負且有顯著意義，表明支出較低的人更幸福的概率比最高支出的人低。而經(jīng)濟因素中的其他影響因素都不顯著，說明收入、住房性質(zhì)、就業(yè)身份等因素雖然都對幸福感有一定影響，但這種影響并不明顯，這種現(xiàn)象也說明了有錢不一定幸福，物質(zhì)條件好并不是幸福的充分條件，而支出對幸福感有顯著影響，說明消費的越多的人幸福的概率越大。（2）業(yè)余生活因素從模型擬合信息表（表9），得出方程有效。由似然比統(tǒng)計量（表10）檢測的結(jié)果可以看出是否參加社會公益活動、是否參加業(yè)主委員會活動、本地和誰來往最多對方程有重要意義（sig的值小于0.05）。由參數(shù)估計表（表11，只列出顯著的變量）可以看出，只有參與了社會公益活動和參與了業(yè)主委員會的活動的系數(shù)在0.1顯著水平下是顯著的，說明參與社會公益活動和參加業(yè)主委員會活動對流動人口的主觀幸福感的影響是顯著的，系數(shù)都為正表明參加了社會公益活動和業(yè)主委員會活動的流動人口更幸福的概率更大。（3）社會認同因素從模型模擬信息表（表12）中的sig的值小于0.01可以得出方程有效。由似然比統(tǒng)計量（表13）檢測的結(jié)果可以看出是否喜歡現(xiàn)在居住的城市、是否愿意融入現(xiàn)在的城市、是否覺得本地人看不起外地人、本地人是否愿意接受我對方程有重要意義（sig的值小于0.05）。由參數(shù)估計表（表14），關(guān)于是否同意喜歡現(xiàn)在的城市的回答中（基礎(chǔ)類型是完全同意喜歡現(xiàn)在的城市），可以看出完全不同意、不同意和基本同意的系數(shù)均為負數(shù)，表明和完全同意喜歡現(xiàn)在城市的比較，他們更幸福的概率較小，更喜歡現(xiàn)在居住城市的流動人口覺得更幸福的概率更大。關(guān)于是否愿意融入本地的回答中（完全同意愿意融入本地為基礎(chǔ)類型），可以看出不同意和基本同意愿意融入本地的系數(shù)為負，表明更愿意融入本地的流動人口感覺更幸福的概率更大。關(guān)于是否同意本地人總是看不起外地人的回答中（基礎(chǔ)類型是完全同意本地人總是看不起外地人），完全不同意和不同意的系數(shù)為正，表明越是感覺本地人總是瞧不起外地人的流動人口有更大的概率主觀不幸福。關(guān)于是否同意本地人愿意接受我的回答中（基礎(chǔ)類型是完全同意外地人愿意接受我），完全不同意的系數(shù)為正，說明越是感覺本地人愿意接受我的流動人口，主觀更幸福的概率更大。在同樣幸福的流動人口中，顯著的變量系數(shù)均為負，表明和完全同意喜歡現(xiàn)在的城市的人口相比，不同意喜歡現(xiàn)在城市的流動人口更幸福的概率更低，和完全同意本地人愿意接受我相比，不同意本地人愿意接受我的人口更幸福的概率更低，也表明了越是喜歡現(xiàn)在城市越是覺得本地人愿意接受我的人口往往主觀更幸福的概率也越大。

3結(jié)論與政策建議