身體健康狀況、幸福感和生活質量的關系研究

孫慶洲 王 軍

（1曲阜師范大學 教育科學學院；2曲阜師范大學 學生工作部 藝術教研室，山東 曲阜 273165）

1.前沿

生活質量是指環境提供給人們生活條件的充分程度以及人們生活需求的滿足程度，是在一定的物質基礎上，社會成員對自身所處的各種環境的感受和評價。［1］近三十年來國內主、客觀生活質量的研究都有明顯的拓展，特別是對主觀生活質量的研究更是朝著專門的生活滿意度和幸福感兩個相對獨立的方向前進了一大步，但是，相比之下，生活質量研究中的第三個方向，即將客觀與主觀生活質量結合起來的研究，則尚無大的進展。實際上，雖然我們可以繼續在客觀和主觀生活質量兩個領域中分別進行更深入的研究，但是，二者之間的內在聯系及相互影響問題，依然是我們在生活質量領域中所不能回避的現實。［2］因此，我們以大學生為被試，引入身體健康狀況這一重要客觀生活質量指標［3］和大學生總體幸福感以及生活質量三個變量，來探討主、客觀生活之間的關系。我們進行了以下假設。假設一，個體的身體健康狀況會影響主觀幸福感，那么不同健康狀況的個體主觀幸福感會存在顯著差異；假設二，個體的主觀幸福感會影響其生活質量，那么不同幸福感的個體其生活質量會存在顯著差異；假設三，個體的身體健康狀況會通過影響其主觀幸福感，進而影響其生活質量。

2.研究方法

2.1 被試。

隨機選取山東某高校356名大學生為被試，其中大一197人，大二87人，大三72人；文科生175人，理科生98人，藝術生83人。

2.2 工具。

簡易生活質量量表（WHOQOL-BREF）：由世界衛生組織編制，共26個項目，共分為4個部分：生理領域、心理領域、社會關系領域和環境領域，該量表具有較好的內部一致性、良好的區分效度和結構效度，各個領域與WHOQOL-BREF的相關系數在0.89—0.95之間。［4］

自測健康評定量表（SRHMS）：該量表由許軍等人編制［5］，共48個項目，包含三個量表：自測生理健康量表、自測心理健康量表和自測社會健康量表。整個量表的信度為0.898，前9個部分的信度范圍在0.600—0.885之間，三個分量表的信度分別為0.857，0.847和0.815。

總體幸福感量表（GWB）：由Fazio（1977）編制［6］，共33個項目，除了評定總體幸福感，該量表還有6個因子：對健康的擔心、精力、對生活的滿足和興趣、憂郁或快樂心境，對情感和行為的控制，以及松弛與緊張（焦慮），各量表和總表的相關在0.56—0.88之間，內部一致性系數男生為0.91，女生為0.95，重測信度為0，85，效度指標較好。

2.3 程序。

團體實測，每名被試需同時對三份問卷作答，無時間限制，共發放380份，剔除無效問卷24份，最后獲得有效問卷356份。

3.結果與分析

3.1 高低自評健康組的幸福感差異。

根據自測健康量表的得分，將被試分為高自評健康組與低自評健康組，每組96人。IndependentSamplet檢驗表明，高低兩組的自評健康狀況具有極其顯著差異，t（190）=34.683，p＜0.001。

表1 高低自評健康組在幸福感上的平均數及差異檢驗

采用Independent Sample t檢驗高自評健康組與低自評健康組之間幸福感的差異，如表1，高自評健康組在幸福感上的得分顯著大于低自評健康組 （t=13.027，p＜0.001）。

3.2 高低幸福感組的生活質量差異。

根據總體幸福感量表的得分，將被試分為高幸福組與低幸福組，每組96人。Independent Sample t檢驗表明，高低兩組的幸福感具有極其顯著差異（t（190）=32.342，p＜0.001）。

表2 高低幸福感組在生活質量上的平均數及差異檢驗

同樣采用Independent Sample t檢驗，高幸福組與低幸福組之間在生活質量上的差異，如表2，高幸福組在生活質量上的得分顯著大于低幸福組（t=12.043，p＜0.001）。

3.3 自評健康狀況、主觀幸福感和生活質量之間關系的結構方程模型。

運用Amos結構方程模型軟件經過多次嵌套模型的修正后，最終得出一個理想模型，擬合指數見表3。

表3 自評健康狀況、主觀幸福感和生活質量的結構方程模型的擬合指數

由表3中的各項指標可知，數據與模型的整體擬合狀況比較理想。結果顯示理論模型與觀察資料擬合的卡方值與自由度的比值為4.770，符合Marsh和Hocevar［7］提出的比值在1—5之間的標準。RMSEA為0.102，符合低于0.8的標準，表明三個理論模型與飽和模型的差距程度在可接受的范圍內。 其中三個模型的NFI、IFI、CFI、TLI，皆接近0.90.這表明本研究的數據與三個構想模型有著較好的擬合關系。

圖1 身體健康狀況、幸福感和生活質量之間的結構方程模型

模型中各變量的關系如圖1所示。結果表明，自評健康狀況到生活質量的路徑系數為0.48 （t=6.117，p＜0.001）;自評健康狀況到幸福感的路徑系數為0.74（t=10.016，p＜0.001）;幸福感到生活質量的路徑系數為0.37（t=5.085，p＜0.001）。自評健康狀況對生活質量的總效應為0.75（0.74×0.37+0.48），從模型的結構關系中我們可以看到，自評身體健康狀況對生活質量有直接預測作用，另外，自評身體健康狀況還能通過幸福感對生活質量進行間接預測，即幸福感是自評健康狀況和生活質量之間的不完全中介變量。

4.討論

4.1 高低自評健康組的幸福感差異。

研究發現，高自評健康組在幸福感上的得分顯著高于低自評健康組，假設一得以驗證，這與李承宗等人的研究一致，李承宗等人［8］運用扎根理論在研究大學生不幸福時發現，疾病是一重要的影響因素，另外李凌江等人［9］的研究也發現在影響主觀生活滿意度的諸多因素之中軀體健康非常重要的。這說明人們的幸福感都擺脫不了身體健康的影響，良好的身體是人們一切活動的基礎。

4.2 高低幸福感組的生活質量差異。

高幸福組在生活質量上的得分顯著高于低幸福組，假設二得以驗證，這與有些研究者的結論［10］一致，個體對生活的滿足和興趣、憂郁或愉快心境、精力、松弛與緊張等是重要的主觀生活質量指標，個體的主觀幸福感會直接影響其生活質量。

4.3 身體健康狀況可以直接預測生活質量，也可以通過幸福感間接預測生活質量。

通過結構方程模型我們發現，身體健康狀況可以直接影響生活質量，也可以通過幸福感間接影響生活質量，即幸福感是身體健康狀況和生活質量的中介變量，假設三得以驗證。在以往的研究中研究者把主觀生活質量和客觀生活質量的研究割裂開來，本研究通過結構方程模型發現三者之間的關系，并發現幸福感的中介作用，因此，我們完全可以通過改善身體狀況來提高幸福感，進而提高生活質量。

5.結論

5.1 高自評身體健康組在幸福感上的得分顯著高于低自評身體健康組。

5.2 高幸福感組在生活質量上的得分顯著高于低幸福感組。

5.3 自評身體健康狀況可以直接預測生活質量，幸福感是自評健康狀況和生活質量之間的中介變量。

［1］舒浪.主觀生活質量研究綜述.理論園地，2011，（6）：247-249.

［2］風笑天.生活質量研究：近三十年回顧及相關問題探討.社會科學研究，2007，（6）：1-8.

［3］周長城，蔡靜誠.生活質量主觀指標的發展及其研究.武漢大學學報，2004，57，（5）：582-587.

［4］郝元濤，方積乾.世界衛生組織生存質量測定量表中文版介紹及其使用說明. 現代健康，2000，4，（8）：1127-1129.

［5］［6］汪向東，王希林.馬弘心理衛生評定量表手冊.中國心理衛生雜志出版社，1999：35-43，84-85.

［7］Marsh HW，Hocevar D.A new more powerful approach to multitrait-multi method analysis：application of second order confirmatory factor analysis，Journal Applied Psychology，1988，73，（1）：107-117.

［8］李承宗，韓仁生.幸福感與不幸福感的影響因素探究心理研究，2011，4，（2）：52-56.

［9］李凌江，楊德森等.社區人群生活質量研究中國心理衛生雜志，1995，9，（6）：274-27.

［10］孫澤厚，周露.工作幸福感與工作生活質量及工作績效的關系研究.統計觀察，2009，11，92-94.