安宇 鄧軻 李雙江 馮蕭蕭



摘要;目的:探討影響居民主觀幸福感的因素。方法:在安徽范圍內選取社區居民118名,采用正負性情緒量表和生活滿意度量表測定主觀幸福感。采用回歸分析探究主觀幸福感的影響因素。 結果:居民主觀幸福感的影響因素依次為健康程度和愛好(P<0.05)。性別、城鄉差異、重大生活事件和年齡對主觀幸福感沒有影響(P>0.05)。
關鍵詞:主觀幸福感 影響因素
在物質生活極大豐富、制度改革如火如荼、社會文化日漸多元的當下,關注精神健康成為了不可忽視的當務之急。黨的十九大強調:“加強社會心理服務體系建設,培養自尊自信、理性平和、積極向上的社會心態?!倍鳛樯鐣膽B的重要指標的主觀幸福感,反應的是人們身處于這樣的經濟政治文化環境中對個體生活的滿意度和情緒體驗。因此有必要對主觀幸福感現狀及影響因素進行研究和分析,以期提供一些理論和應用的指導。
主觀幸福感是指個體根據自定標準對生活狀況進行主觀評價而產生的體驗[1]。測量方法標準不一,本研究采用較為通用的方法,由情緒和認知兩部分構成,情緒部分包括正性情緒和負性情緒兩個方面,認知部分采用生活滿意度量表。兩個部分相互獨立,共同測定主觀幸福感。
1、 數據及方法
1.1對象
采用線上線下結合的方式,對安徽地區的社區居民進行問卷調查。共回收問卷118份,有效問卷118份。
1.2工具
1.2.1自編問卷
包括性別、年齡、居住地、愛好、健康程度、重大生活事件。
1.2.2正負性情緒量表(PANAS)[2]
由20個條目組成,分別描述不同的正性和負性情感。采用1-5點幾分,得分越高代表該情緒越劇烈。所有條目的Cronbach α系數為0.82。
1.2.3生活滿意度量表(SWLS)[3]
共五條描述。采用1-7級評分,分數越高描述越符合。其Cronbach α系數為0.93。
1.3統計方法
運用spss.23進行數據分析。首先對數據進行描述性統計,然后使用T檢驗和方差分析進行差異性檢驗,最后采用回歸分析對影響因素進行總結。
2 數據分析
2.1居民主觀幸福感總體特征
本研究共發放問卷118份,其中年齡范圍為14-52,男女分別為77人和41人,城市鄉村分別為69人和49人。主觀幸福感數據如下。
2.2 居民主觀幸福感差異特征
由表2可得,居民主觀幸福感得分在健康程度、愛好多寡、是否發生重大事件以及城鄉方面的差異顯著(p<0.05)。在后續兩兩比較中,發現健康程度較好和很好分別于其他水平差異顯著(p<0.05),健康一般、較差之間無統計學差異;愛好很多和愛好較多分別與其他項差異顯著(p<0.05),愛好一般、較少、很少之間并無統計學差異;發生積極事件、發生消極事件和未發生之間均有顯著差異(p<0.05);城市居民主觀幸福感比農村居民高。而不同性別和年齡的居民主觀幸福感無統計學差異(p>0.05)。見表2.
2.3 主觀幸福感的影響因素分析
為進一步分析各因素對主觀幸福感的影響,采用逐步回歸的方式對自變量進行篩選,經歷多重線性回歸模型,健康狀況和愛好進入模型。結果顯示,健康狀況對主觀幸福感的影響最大(0.378),愛好廣泛程度稍?。?.345)。城鄉、性別、年齡、重大生活事件對其無明顯影響。見表3.
2.4 正性情緒、負性情緒、生活滿意度的影響因素分析
正性情緒的影響因素從大到小依次為愛好廣泛程度(0.407)、是否發生重大生活事件(-0.225)及健康狀況(0.183)。負性情緒的影響因素從大到小依次為健康狀況(-0.320)、年齡(-0.248)、是否發生重大事件(-0.236)。生活滿意度的影響因素為健康狀況(-0.348)和重大生活事件(-0.194)。見表4、5、6。
3討論
本研究顯示,在選取的六個自變量中,居民主觀幸福感受健康程度和愛好廣泛度影響顯著。此結論與唐丹、何瑛[4][5]等人的研究結果部分一致。健康對主觀幸福感的影響可能受客觀健康程度、健康的主觀評價和對惡化健康狀況的適應等因素影響。愛好廣泛程度的影響體現在很多愛好和較多愛好的主觀幸福感要優于愛好一般和較少的居民,可能是由于愛好的多寡通過對自我效能感、孤獨感、情緒和心理彈性等心理指標的影響來影響主觀幸福感,也可能是收入水平的體現。
而性別、年齡、城鄉、重大生活事件對主觀幸福感沒有明顯影響,與部分既往研究一致[4][6],與部分研究沖突[7]。年齡差異沒有影響,猜測可能是由于樣本中年齡層不全導致未檢測出差異。城鄉差異不顯著,可能得益于信息化的發展和城鄉一體化的建設。重大生活事件對主觀幸福感的可能需要通過心理適應、社會支持等中介對幸福感進行影響。
這提醒了對主觀幸福感的研究與應用中,關注客觀因素中主觀變量的中介和調節作用,在提高主觀幸福感的應用上聚焦對健康和身心一體化的關注。
參考文獻
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