大學(xué)生主觀幸福感變遷的元分析研究

李雙雙++李雪平

摘要

研究采用橫斷歷史元分析方法，對使用總體幸福感量表（GWB）的48篇文獻和使用幸福感指數(shù)量表（IWB）的38篇文獻分別進行分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在2000年至2011年之間，我國大學(xué)生主觀幸福感水平呈上升趨勢，且女性大學(xué)生的主觀幸福感水平上升幅度稍大。

關(guān)鍵詞大學(xué)生；主觀幸福感；橫斷歷史研究；元分析

分類號B842.2

1引言

主觀幸福感（subjective wellbeing），是指個體依據(jù)自身標(biāo)準(zhǔn)對其生活質(zhì)量水平做出的整體評價，是一項衡量個體生活質(zhì)量的綜合指標(biāo)，包括了情感體驗與生活滿意度兩個重要的方面（Diener，1984）。主觀幸福感不僅僅反映了個體的生活水平，更是評價個體心理健康水平的重要標(biāo)準(zhǔn)之一。因此，無論是從提高個體生活質(zhì)量、創(chuàng)建社會和諧程度的角度，還是從維護個體身心健康的角度，都對主觀幸福感的科學(xué)研究提出了理論與現(xiàn)實需求。當(dāng)今中國社會與經(jīng)濟正處于快速轉(zhuǎn)型發(fā)展時期，大學(xué)生作為最容易受到社會變遷影響的群體，其主觀幸福感水平可能會因此出現(xiàn)變化。研究大學(xué)生主觀幸福感的年代差異，可對使用相同研究工具的文獻進行元分析，從而精確了解大學(xué)生主觀幸福感隨年代變化的趨勢。

國內(nèi)學(xué)者辛自強，池麗萍（2008）詳細介紹了一種新的元分析方法，即橫斷歷史研究（crosstemporal metaanalysis），這種研究方法可深入探討年代效應(yīng)背后的社會變遷和心理變量的關(guān)系。該方法最早由美國學(xué)者Twenge（1997）提出，適用于考察心理變量歷年研究結(jié)果的連續(xù)變化。橫斷歷史研究法已經(jīng)應(yīng)用于青少年的心理健康水平、大學(xué)生的焦慮水平等心理變量隨年代變遷的研究（辛自強，張梅，2009；辛自強，辛素飛，張梅，2011）。

2研究方法

2.1研究工具

國內(nèi)研究大學(xué)生主觀幸福感的測量工具種類多樣，為了控制研究的異質(zhì)性，提高研究的普遍適應(yīng)性，選取兩種信效度良好、運用廣泛的測量工具的總分值納入元分析，并將兩個量表分值作為兩個獨立指標(biāo)來衡量主觀幸福感。

總體幸福感量表（GWB）由國內(nèi)學(xué)者段建華于1996年修定。GWB由對健康的擔(dān)心、精力、憂郁等六個因子組成。研究將采用前18題的總分為指標(biāo)，得分越高表示幸福感水平越高。分量表與總量表的相關(guān)為0.56～ 0.88，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81（汪向東，王希林，馬弘，1999）。

幸福感指數(shù)量表（IWB）是由Campell于1976年編制，由總體情感指數(shù)與生活感滿意度兩部分組成?？傮w幸福感指數(shù)得分范圍在2.1～14.7分之間。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88，重測信度為0.43，總分越高表示幸福感水平越高（汪向東，王希林，馬弘，1999）。

2.2文獻搜集

文獻納入標(biāo)準(zhǔn)：第一，研究對象必須是大學(xué)生，且樣本選取須具有代表性與同質(zhì)性；第二，研究采用的研究工具必須是總體幸福感量表或者是幸福感指數(shù)量表；第三，研究必須報告總體樣本或子樣本的樣本量（N）、平均值（M）以及標(biāo)準(zhǔn)差（SD）；第四，數(shù)據(jù)重復(fù)使用或者文章多次發(fā)表的情況下，則將最早發(fā)表的數(shù)據(jù)納入研究。

文獻搜集結(jié)果：研究以中國知網(wǎng)（CNKI）的中國期刊全文數(shù)據(jù)庫、中國博士論文全文數(shù)據(jù)庫和中國優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫為檢索源。以“主觀幸福感”“幸福感”“大學(xué)生”為關(guān)鍵詞、題名或摘要進行檢索。經(jīng)過篩選得到48篇使用GWB的文獻，38篇使用IWB的文獻。文獻的發(fā)表時間為2002～ 2013年間，根據(jù)以往橫斷歷史研究的方法，除了明確報告搜集年代的數(shù)據(jù)，其余文獻數(shù)據(jù)的搜集年代均按照發(fā)表年代減去2年編碼（Oliver & Hyde，1993；Twenge， Gentile， De Wall， Ma， Lacefield， & Schurtz，2010；辛自強，周正，2012）。最終搜集數(shù)據(jù)的年限為2000～ 2011年共12年，詳情見表1。

《心理技術(shù)與應(yīng)用》 2015年第10期 （總第26期）

李雙雙李雪平大學(xué)生主觀幸福感變遷的元分析研究

建立數(shù)據(jù)庫：首先，對文獻進行編碼，按照使用工具的不同分別編碼為1～ 48與1～ 38，對涉及性別的子研究也單獨編碼，納入子數(shù)據(jù)庫；第二步，將文獻的發(fā)表年代、搜集數(shù)據(jù)的年代、研究與子研究中的數(shù)據(jù)（N，M，SD）錄入數(shù)據(jù)庫，如果研究中只報告了子研究中的基本數(shù)據(jù)，則按公式1、2進行加權(quán)計算；第三步，對研究中的其他信息進行編碼，如女性比例等。

x=∑xini/∑ni（公式1）

ST=∑nis2i+∑nixi-xi2/∑

ni（公式2）

注：x、ST、ni、xi、Si分別代表加權(quán)后的平均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差，子研究的樣本量、平均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差。

3研究結(jié)果

3.1大學(xué)生主觀幸福感隨年代的變化

為了確定大學(xué)生主觀幸福感隨年代變遷的趨勢，以GWB與IWB為兩個因子分別制作散點圖。從圖1和圖2中可以看出，GWB與IWB的分值都是隨年代逐漸上升。進一步曲線估計的結(jié)果顯示，線性模型能很好地擬合GWB（ F（1，46）=7.094，p< 0.05）和IWB（ F（1，36）=4.813，p< 0.05）與年代之間的關(guān)系，因此，研究中只用線性模型進行統(tǒng)計分析。

通過簡單回歸分析進一步明確年代效應(yīng)，將數(shù)據(jù)收集年代作為解釋變量，將GWB分值與IWB分值作為結(jié)果變量，結(jié)果見下頁表2。年代能夠顯著地解釋GWB分值（r=0.366，p< 0.05）與IWB分值（r=0.343，p< 0.05）的變化。年代能夠解釋GWB分值13.4%的變化，解釋IWB分值11.8%的變化。為了控制研究樣本量大小的影響，采用樣本量加權(quán)回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，年代對GWB分值（β= 0.429，p< 0.01）與IWB分值（β= 0.373，p< 0.05）的解釋作用加強，對分值的變遷的解釋作用也分別上升到了18.4%和13.9%。

另外，將女性大學(xué)生比例作為解釋變量進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)女性大學(xué)生比例不能顯著解釋GWB與IWB分值的變異（p> 0.05）。由于2000年只有一篇使用GWB為工具的文獻，因此，為了控制其對研究結(jié)果的影響，將這篇文獻刪除后再進行樣本量加權(quán)的回歸分析，結(jié)果顯示，年代仍然能夠顯著解釋GWB分值的變異，由此，在之后的研究仍然將2000年的這篇文獻納入研究范圍中。

這十二年間，大學(xué)生的GWB與IWB分值究竟上升了多少？根據(jù)辛自強，張梅，何琳（2012）所使用的方法，使用效果量d或者解釋率r2來衡量，兩者公式如下（公式3、公式4），其中SD是根據(jù)所有研究的標(biāo)準(zhǔn)差所求得的平均標(biāo)準(zhǔn)差，這種計算方法可以有效地避免生態(tài)謬誤。

r=dd2+4（公式3）

d=M2011-M2000SD （公式4）

將年代作為自變量，將GWB與IWB分值分別作為因變量，可得到回歸方程y=Bx + C（y為GWB或者IWB分值，x為年代，B為未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，C為常數(shù)項），由此可以計算M2000與M2011，計算結(jié)果見表3。由此可知，12年間，GWB分值上升了4.29分，平均上升了0.41個標(biāo)準(zhǔn)差，即上升了4%，而IWB的分值上升了0.99，平均上升了0.48個標(biāo)準(zhǔn)差，即上升了5%。根據(jù)Cohen（1992）提出的對效果量的大小的區(qū)分，研究中的d都接近于0.50，為中效應(yīng)。因此，可以說明大學(xué)生主觀幸福感12年來有所上升，上升幅度中等。

3.2不同性別大學(xué)生主觀幸福感隨年代的變化

使用GWB的研究中有29篇，使用IWB中有23篇分別報告了性別子研究。針對這兩個標(biāo)準(zhǔn)分別對男女大學(xué)生的主觀幸福感年代變化進行分析。在控制樣本量之后，回歸結(jié)果如表4所示，年代能夠明顯地解釋男生和女生主觀幸福感的變化：其中GWB分值為指標(biāo)時，年代對男生變異的解釋量為15.9%，對女生的為27.2%；當(dāng)IWB分值為指標(biāo)時，年代對男生變異的解釋量為20.6%，對女生的解釋量為25.0%。由此可以看出，相比男生，女生隨年代的變化更加明顯。為了更精確地量化不同性別的大學(xué)生主觀幸福感的變化，根據(jù)前文的公式計算d以及r2，結(jié)果如表5所示。女生的GWB分值上升了0.42個標(biāo)準(zhǔn)差，IWB分值上升了0.79個標(biāo)準(zhǔn)差；而男生的兩種分值分別上升了0.33個標(biāo)準(zhǔn)差和0.62個標(biāo)準(zhǔn)差。由此得知，女生的主觀幸福感的變化幅度大于男生。

4討論

4.1大學(xué)生的主觀幸福感水平在提高

根據(jù)橫斷歷史研究結(jié)果顯示，大學(xué)生的主觀幸福感水平在過去的十二年間呈上升趨勢。2000～ 2011年是我國剛剛跨入21世紀的時期，是我國社會、文化、經(jīng)濟快速發(fā)展與轉(zhuǎn)型的時期，這也可能是影響大學(xué)生群體主觀幸福感在這一時段變化的主要因素。

文化對個體心理的影響是不可否認的。研究證明，大學(xué)生不同的文化取向?qū)ζ渲饔^幸福感有相應(yīng)的影響（丁鳳琴，王勇慧，王振宏，2006）。改革開放后，大學(xué)生接觸到西方“個人主義”文化取向的機會增多，文化的發(fā)展導(dǎo)致目標(biāo)、動機、價值的變化。這些因素變化最終改變了大學(xué)生評判幸福的標(biāo)準(zhǔn)（Triandis & Gelfand，1998）。我國文化漸漸接納了西方文化的正面影響，大學(xué)生也開始強調(diào)個體的獨立性，對自我的認知也更加深入。李祚山（2006）指出，對自我的認識程度越高，生活滿意度也會相應(yīng)提高。我國文化由“集體”向“集體與個體并重”的轉(zhuǎn)變，等級制度淡化，個體價值凸顯，這些對大學(xué)生主觀幸福感的提升也許有一定的作用。

其次，我國現(xiàn)代化建設(shè)的各方面對知識分子的需求不斷增加，大學(xué)生是新世紀的中流砥柱，社會對大學(xué)生這一群體的關(guān)注與支持也逐漸加強，這可能是大學(xué)生幸福感增強的主要原因之一。個體在較高的社會支持的環(huán)境中，傾向于擁有高的主觀幸福感（嚴標(biāo)賓，鄭雪，2006；賈緒計，王勝男，2009）。進一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)大學(xué)生感受到更高的社會支持時，抑郁、孤獨等內(nèi)部心理狀態(tài)變化減少，而內(nèi)部的自我控制感可能增加，正是這些變化使大學(xué)生產(chǎn)生了積極自我評價并提高了主觀幸福感（嚴標(biāo)賓，鄭雪，張興貴，2011；孔鳳，王庚照，李彩娜，和娟，王瑾，游旭群，2012）。近年來，政府、學(xué)校等社會團體為大學(xué)生提供各種優(yōu)惠政策與幫扶計劃，如大學(xué)生助學(xué)貸款政策、大學(xué)生創(chuàng)業(yè)基金等。這些措施不僅為大學(xué)生提供了更好的學(xué)習(xí)與生活的機會，更使大學(xué)生體會到來自社會各方面的關(guān)愛，促進大學(xué)生身心的和諧發(fā)展，進而提高了大學(xué)生主觀幸福感的水平。

家庭也是社會支持的主要來源之一，家庭因素可能也是影響大學(xué)生主觀幸福感的因素。研究指出，父母親的溫暖、理解與關(guān)愛能顯著預(yù)測大學(xué)生的主觀幸福感水平（曾曉強，2010；楊莉，趙品良，史占彪，2012）。此外，家庭溝通模式對幸福感水平也存在一定的影響。在溝通多元化的家庭中，大學(xué)生有較多與父母交流意見的機會，親子關(guān)系融洽，因此幸福感指數(shù)較高（孫五俊，魏俊彪，2008）。余小芳，雷良忻（2004）研究指出，主觀幸福感與家庭的親密度、適應(yīng)性等積極維度存在明顯正相關(guān)。當(dāng)代父母越來越注重孩子的發(fā)展，不僅接受了更多科學(xué)先進的觀念，更有意識地采取開放、民主的方式對待孩子。由于國家政策，多數(shù)家庭只有一個孩子，“90后”大學(xué)生更是家中的“小皇帝”“小公主”。家長對孩子的關(guān)注程度加強，為其提供的物質(zhì)和精神方面的支持也相應(yīng)增加，而大學(xué)生處在尚未真正獨立的時期，如此，家庭對大學(xué)生的主觀幸福感的正向影響是可以預(yù)測的。

根據(jù)Bronfenbrenner（1979）的生態(tài)系統(tǒng)理論，個體的發(fā)展來源于其與生活環(huán)境的相互作用，同時，環(huán)境也不是一成不變的，是一個不斷變化的動態(tài)過程。社會大環(huán)境的變化表現(xiàn)在文化、家庭等方面，這也正是大學(xué)生所生存的宏觀與微觀環(huán)境系統(tǒng)的變化，動態(tài)的環(huán)境作用于大學(xué)生的心理發(fā)展，主觀幸福感也深受其影響，這種機制的作用效果就體現(xiàn)在時間進程中。

4.2不同性別大學(xué)生幸福感水平的變化差異

雖然不同性別的大學(xué)生主觀幸福感都有小幅度上升，但是，女生的主觀幸福感的上升幅度略大于男生。這可能是由于近年來女性社會地位的提高，“重男輕女”思想得到了糾正等對女性觀念的改善造成的。

值得注意的是性別角色的社會化對主觀幸福感的影響。蔡華儉，黃玄鳳，宋海榮（2008）指出，當(dāng)個體同時具有男性化和女性化特質(zhì)時，其主觀幸福感最高。同時，張莉，馮江平（2005）也指出，男性雙性化較女性雙性化更容易出現(xiàn)病態(tài)依賴、反社會行為等。性別角色的社會化很大程度上是在文化許可的價值內(nèi)完成的，文化的變遷對大學(xué)生性別角色的影響顯而易見。當(dāng)今社會導(dǎo)致了性別觀念的多元化，也就有了“女漢子”“娘娘腔”的出現(xiàn)。從社會群體對男女大學(xué)生雙性化的評價能夠推測，相比男性，社會群體更能接受女性大學(xué)生的雙性化。研究也證明雙性化的女大學(xué)生，確實擁有較高的自我評價，更好的環(huán)境適應(yīng)能力，也更受到歡迎（Jeanne & Melanie，1980）。

雙性化的性別角色在當(dāng)下女大學(xué)生群體中相當(dāng)普遍，她們對自身的要求很高，注重自我實現(xiàn)，同時也擁有較高的自我評價，工作勝任力較強，相應(yīng)的，主觀幸福感也較高。這種現(xiàn)象可能也是影響女生主觀幸福感上升幅度較大的原因。

5結(jié)論

（1）我國大學(xué)生主觀幸福感從2000年至2011年之間小幅度上升，相比2000年，2011年的GWB均值上升了0.41個標(biāo)準(zhǔn)差，IWB上升了0.48個標(biāo)準(zhǔn)差；

（2）相比男性大學(xué)生，女性大學(xué)生主觀幸福感的上升幅度稍大。

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Changes in College Students Subjective Wellbeing：

A CrossTemporal MetaAnalysis

LI Shuangshuang； LI Xueping

（Education Department， China West Normal University， Nanchong 637000， China）

Abstract：

This study conducted a crosstemporal metaanalysis on 86 papers to examine the changes of Chinese college students scores on the GWB and the IWB. The result shows that the mean scores on both the GWB and the IWB increased significantly， suggesting the students subjective wellbeing has been improving gradually from 2000 to 2011. And the changes over time of female students were higher than male students， suggesting the subjective wellbeing of female students improved more than male students.

Key words： college students； subjective wellbeing； crosstemporal metaanalysis； meta analysis

欄目編輯/丁堯終校/王抒文