青少年幸福感對學業發展的影響：學校投入的中介效應*

王　文，蓋笑松，張玉清，王國霞

(1.東北師范大學體育學院，長春 130024；2.東北師范大學心理學院，長春 130024；3.華東交通大學體育與健康學院，南昌 330013)

1　引言

學業成就和幸福感是中學生心理研究的重要主題，二者之間是無關聯、相互矛盾、還是相互促進？換言之，幸福的學生會獲得更優異的成績嗎？積極情緒的擴展建構理論指出，積極情緒能夠擴展人們瞬間的認知能力，也有助于構建相對持久的個人發展資源。已有研究發現，青少年的幸福感與其學業成就水平相一致，幸福感高的青少年更易獲得好的學習成績(Gilman & Huebner，2006；Suldo，Thalji，& Ferron，2011)。但仍有部分研究得出不一致的結果，認為青少年的幸福感與其學業表現無關(Steinmayr，Mcelvany，& Wirthwein，2016)，具有學習障礙或經歷學業失敗的青少年對生活所持有的滿意度與普通個體相比不存在顯著差異(Huebner，1991；Huebner & Alderman，1993)。上述爭議的產生可能源于對青少年幸福感的概念所指過于寬泛，測量內容較為模糊。當前青少年幸福感的研究中普遍采用與成人幸福感相同的理論模型，認為幸福感由認知評價(生活滿意度)和情感體驗(積極和消極情感)組成。雖然根據被試年齡對問卷中的題目內容加以調整，但其背后的理論模型仍與成人幸福感一致，忽略了幸福感模型的發展性特征。

隨著對幸福感研究的逐步深入，研究者將關注點由對幸福感的理論化和量化逐漸轉向幸福的構建(楊慊，程巍，賀文潔，韓布新，楊昭寧，2016)。社會情緒選擇理論提示青少年和成年人幸福感可能有所不同。個體對未來的時間感知影響社會目標選擇，進而影響個體的幸福體驗。青少年對未來的時間感知是無限的，他們以獲取知識為主要目標，具有未來導向的目標；隨著年齡的增長，個體對時間的感知由無限轉變為有限，多以情緒調節作為主要目標，具有現時導向的目標(敖玲敏，呂厚超，黃希庭，2011)。實證研究結果也發現，青少年和處于成年初期的個體在找尋目標的過程中有助于提升幸福體驗，而對于中年人來說，找尋目標水平越高，他們的幸福感則越低(Bronk，Hill，Lapsley，Talib，& Finch，2009)。上述理論和實證研究提示，青少年幸福感具有指向未來的特點。雖然心理幸福感量表中包含了指向未來的成分(Ryff，1989)，但未將其作為幸福感的成分單獨提出，且該量表以成年人為研究對象進行編制，不適于描述青少年的幸福體驗。

基于上述分析，王文和蓋笑松(2015)將當下和未來作為時間維度納入原幸福感模型，即青少年幸福感由內容和時間兩個維度構成，內容維度包括認知評價和情感體驗，時間維度包括當下和未來，兩個維度交叉形成指向當下的幸福感(當下生活滿意度和情感體驗)和指向未來的幸福感(對未來期望的滿意度和對未來的情感體驗)。雖然指向當下和未來的幸福感是不同成分，但會在同一個體身上加以體現并對學業發展產生不同影響。石霞飛，王芳和左世江(2015)同時考察了青少年快樂和意義的幸福動機傾向與學習行為的關系，發現快樂傾向越強，其學習行為表現越消極，而意義傾向越強，表現出越積極的學習行為。由此提出研究假設H1：與指向當下的幸福感相比，指向未來的幸福感與青少年學業成就的正向預測力更強。

如果指向未來的幸福感對學業成就具有更強的預測作用，則需要深入闡明其作用機制，指向未來幸福感水平高的青少年，更可能積極投入到學校生活中，進而實現學業成就的提升。學校投入是學生對學校及其學習活動的興趣和參與程度(Li & Lerner，2011)，包括行為投入、認知投入和情感投入，是影響個體學業成就的重要因素(Fredricks，Blumenfeld，& Paris，2004)。通過梳理具有指向未來含義的心理構念與學業投入關系的研究結果，發現青少年的希望和未來取向時間觀能夠預測學校投入(Horstmanshof & Zimitat，2007；Padilla-Walker，Hardy，& Christensen，2011)，對未來充滿希望的青少年更可能對有意義的目標加以認同和追尋，產生積極投入并實現對學校、社區和家庭的貢獻(Damon，Menon，& Bronk，2003；Schmid，Phelps，& Lerner，2011；Schmid，Phelps，Kiely，Napolitano，Boyd，& Lerner，2011)。由此提出研究假設H2：學校投入在青少年指向未來的幸福感與學業成就關系中發揮中介作用。

綜上所述，本研究以新構建的青少年幸福感模型為基礎，考察指向當下和未來這兩種不同成分的幸福感對青少年學業成就的影響，檢驗學校投入在幸福感與學業成就關系中的中介作用。

2　方法

2.1　被試

選取深圳市某普通中學初中二年級學生作為調查對象，共發放問卷349份，3次測量后回收有效問卷283份，其中男生119人，女生164人，平均年齡為13.9歲。

2.2　研究程序

為了考察青少年的幸福感對其一段時間后而非當前學校投入的影響，本研究為縱向研究，在T1時間點測量被試的幸福感和學校投入，在T2時間點再次測量被試的學校投入，在T3時間點收集被試的期末考試成績。其中T1和T2間隔3個月，T2和T3的時間間隔為2個月。

問卷編制者在施測前對主試進行統一培訓，以班級為單位施測，由班主任擔任主試，當場收回問卷。

2.3　研究工具

2.3.1青少年幸福感量表

表1　青少年幸福感4個分量表的擬合指數

2.3.2學校投入量表

采用張嬋(2013)編制的《學校投入量表》，該量表包括行為投入(我在學校能夠取得好成績)，認知投入(如果在閱讀時遇到不懂的地方，我會想辦法弄懂，問別人或查字典)和情感投入(課堂上我感到無聊)3個維度，13個題目，采用5點評分，從1“完全不符合”到5“完全符合”。在問卷中的反向計分題目進行反向編碼后，問卷總分為各題目得分相加，分值越高表示學校投入程度越高。在本研究中，各維度的Cronbach’sα系數為0.65～0.83，驗證性因素分析顯示結構效度良好：X2/df=2.78，GFI=0.98，NFI=0.97，CFI=0.98，RMSEA=0.04。

2.3.3學業成就

在T3時間點收集被試的數學、語文和英語的期末考試成績并將其標準化，作為學業成就的評定指標。

2.4　統計處理

采用SPSS23.0進行數據統計分析。

3　結果與分析

3.1　青少年幸福感與學校投入和學業成就的相關

為了解青少年指向當下和指向未來的幸福感與T1和T2時間點的學校投入及T3時間點學業成就的關系，將被試在當下生活滿意度、當下情感平衡、未來期望滿意度和未來情感平衡的得分轉換為Z分數，分別將當下和未來的兩個分數相加，作為指向當下的幸福感和指向未來的幸福感的指標。通過相關分析對其關系加以考察，結果見表2和表3：

表2　青少年幸福感與學校投入的相關分析

注：**p<0.01

表3　青少年幸福感與學業成就的偏相關分析

注：**p<0.01

結果表明，青少年指向當下和指向未來的幸福感與他們在T1和T2時間點的學校投入以及T3時間點的學業成就均呈顯著正相關，即幸福感水平越高，其學校投入程度也越高，能夠獲得更好的學業成就。雖然青少年幸福感中的兩種成分均與學校投入和學業成就相關，但這種相關可能是由指向當下和指向未來的幸福感之間的高相關(r=0.783**)引起共變產生的。為了進一步比較兩種取向幸福感與學業成就的關系，通過偏相關分析發現當控制了指向未來的幸福感后，指向當下的幸福感與學業成就間相關不顯著。兩種取向的幸福感與學校投入的相關顯著高于與學業成就的相關，由此推測學校投入可能在幸福感與學業成就關系中發揮中介作用。

3.2　青少年指向當下和指向未來的幸福感對其學校投入的預測

鑒于指向當下和指向未來的幸福感與T2時間點的學校投入均存在高相關，有必要探討存在于同一個體但不同取向的幸福感對其一段時間后學校投入的影響。采用多元回歸分析，控制了被試在T1時間點的學校投入和指向當下(或指向未來)的幸福感時，考察另一種幸福感對被試在T2時間點學校投入的預測作用。

當控制了青少年在T1時間點指向當下(或指向未來)的幸福感和學校投入時，如果在方程2中加入指向未來(或指向當下)的幸福感后△R2顯著，表明增加的變量能夠顯著預測T2時間點的學校投入；如果在方程2中加入指向未來(或指向當下)的幸福感后△R2不顯著，表明增加的變量不能顯著預測T2時間點的學校投入。青少年在T1時間點的指向當下和指向未來的幸福感對T2時間點的學校投入的預測結果見表4：

表4　青少年幸福感與學校投入關系的回歸分析

續表4

BβFR2△R2方程1　T1學校投入0.6140.642??192.172??0.605　指向未來的幸福感0.9420.220??方程2　T1學校投入0.6250.653??128.019??0.6060.001　指向未來的幸福感1.0780.252??　指向當下的幸福感-0.208-0.048

注：**p<0.01，B是各方程的非標準化回歸系數，β是各方程的標準化回歸系數，F是回歸均方除以殘差均方，R2是決定系數，ΔR2是增加變量后決定系數的變化。

上述兩個方程組將T2時間點測量的學校投入作為因變量，根據方程1和方程2中決定系數的變化，以△R2來評定方程2中增加的自變量對因變量的解釋率和顯著性。對于方程組1來說，首先將T1時間點測量的學校投入和指向當下的幸福感作為自變量納入回歸方程，T1時間點的學校投入和指向當下的幸福感顯著預測T2時間點的學校投入(F(2，251)=174.636，p<0.01)，自變量能夠解釋因變量58.2%的變異。當把指向未來的幸福感作為自變量納入方程后，所有自變量對因變量的解釋率為60.6%。因為△R2=0.024，p<0.01，表明當控制了被試在T1時間點的學校投入和指向當下的幸福感后，指向未來的幸福感可以顯著預測他們在T2時間點的學校投入。

對于方程組2來說，首先將T1時間點測量的學校投入和指向未來的幸福感作為自變量納入回歸方程，T1時間點的學校投入和指向未來的幸福感顯著預測T2時間點的學校投入(F(2，251)=192.172，p<0.01)，自變量能夠解釋因變量60.5%的變異。當把指向當下的幸福感作為自變量納入方程后，所有自變量對因變量的解釋率為60.6%。因為△R2=0.001，p>0.05，表明當控制了被試在T1時間點的學校投入和指向未來的幸福感后，指向當下的幸福感不能預測他們在T2時間點的學校投入。

3.3　青少年指向未來的幸福感影響學業成就的作用機制——學校投入的中介作用

當控制了青少年在T1時間點的學校投入和指向未來的幸福感后，他們在T1時間點上指向當下的幸福感未能預測其T2時間點的學校投入，不符合中介效應檢驗的條件。當控制了相關變量后，被試在T1時間點指向未來的幸福感仍能顯著預測T2時間點的學校投入，并且它與學業成就間呈顯著正相關，符合中介效應的檢驗條件。

為了探析學校投入在指向未來的幸福感和學業成就關系的作用機制，將學校投入作為中介變量，指向未來的幸福感作為預測變量，學業成就作為因變量進行中介效應分析，結果見表5：

表5　學校投入在幸福感預測學業成就中的中介效應

注：**表示p<0.01，B代表各方程的非標準化回歸系數，β為各方程的標準化回歸系數，F為回歸均方除以殘差均方，R2為校正后的決定系數。

由表5可知，學校投入在指向未來的幸福感對學業成就的預測中發揮完全中介作用，即個體指向未來的幸福感是通過其學校投入影響學業成就，中介效應解釋了因變量6.8%的方差變異。路徑模型見圖1所示。

圖1　學校投入在指向未來的幸福感預測學業成就中的中介路徑(標準化估計)

采用Bootstrap法檢驗學校投入在青少年指向未來的幸福感與學業成就之間關系的中介作用。從容量為283的原始數據中，有放回地抽取5000次，計算95%的置信區間，中介檢驗結果不包含0(LLCI=0.0492，ULCI=0.1303)，表明學校投入的中介效應顯著，且中介效應大小為0.0878。當控制了中介變量學校投入后，自變量指向未來的幸福感對因變量學業成就的影響不顯著，區間范圍包含0(LLCI=-0.0531，ULCI=0.0845)。因此，學校投入在指向未來的幸福感與學業成就之間發揮完全中介作用。

4　討論

4.1　青少年幸福感中指向未來的幸福感對學校投入和學業成就更具預測作用

青少年指向當下和未來的幸福感對前后兩個時間點的學校投入有不同的影響，具體表現為以下兩個方面：首先，在T1時間點測量了學校投入和幸福感，在T2和T3時間點分別測量了學校投入和學業成就，結果顯示青少年指向當下和未來的幸福感與這兩個時間點的學校投入均呈顯著正相關。這與積極情緒的擴展建構理論內容相符，即青少年兩種不同成分的幸福感對當前和未來一段時間的學校投入程度有積極影響。采用偏相關進一步考察指向當下和未來幸福感與學業成就的關系，驗證了指向未來的幸福感與學業成就的關聯程度更高。

其次，探討了青少年幸福感的不同成分對其學校投入的預測作用。以往關于青少年幸福感與學校投入關系的研究發現，指向當下的幸福感和指向未來的心理構念都能顯著預測學校投入(Damon et al.，2003；Horstmanshof & Zimitat，2007；Lewis，Huebner，Reschley，& Valois，2009；Lewis，Huebner，Malone，& Valois，2011；Padilla-Walker et al.，2011；Schmid，Phelps，& Lerner，2011；Schmid et al.，2011)，而本研究則發現個體指向當下的幸福感對T2時間點的學校投入預測作用不顯著，但指向未來的幸福感能顯著預測T2時間點的學校投入。出現這一結果的可能原因是已有研究多以生活滿意度作為評價指標，將幸福感作為整體考察，而未將其成分加以區分。在未控制任何變量時，個體在T1時間點指向當下和指向未來的幸福感都能顯著預測他們在T2時間點的學校投入；若控制了其中一種幸福感，只有T1時間點指向未來的幸福感能顯著預測T2時間點的學校投入。這一結果驗證了指向當下和指向未來的幸福感是不同的心理構念，青少年幸福感中指向未來的成分能夠更好的預測以后的學校投入。

4.2　學校投入在青少年指向未來的幸福感和學業成就之間的中介作用

鑒于青少年指向未來的幸福感對學校投入的預測作用顯著，需要深入探析指向未來的幸福感影響學業成就的作用機制。研究結果表明，青少年的學校投入在指向未來的幸福感與學業成就關系中具有完全中介作用，即青少年指向未來的幸福感完全通過個體在學校生活中的行為、認知和情感投入影響其學業成就。指向未來的幸福感對學業成就的直接解釋率為3.4%，通過學校投入對學業成就的解釋率為10.2%，即學校投入作為中介變量對因變量的解釋率為6.8%。

以往關于希望和未來取向等具有指向未來含義的心理構念是否影響學業成就的研究結論存在爭議。一些研究者認為指向未來含義的心理構念能夠預測學業成就，表現為樂觀、對未來充滿希望和持有積極態度的青少年，他們也擁有較好的學業成績(Ayyash-Abdo & Sánchez-Ruiz，2012；Bowles，2008；EI-Anzi，2005；González，Rinaudo，Paoloni，& Donolo，2012；Mello，Finan，& Worrell，2013；Snyder，Shorey，Cheavens，Pulvers，Adams，& Wiklund，2002)。但也有一些研究結果未能支持該結論，認為這些具有指向未來含義的心理構念不能單獨預測青少年的學業成就(Caraway，Tucker，Reinke，& Hall，2003；Yowell，2000；Yowell，2002)。本研究結果有利于解釋這一分歧，因為指向未來的幸福感具有一定的動機功能，動機只有作用于具體的投入行為時才能促進目標實現，倘若缺少了投入行為，這種指向未來的幸福感則成為了空想。

5　結論

基于積極情緒的擴展建構理論，本研究考察了青少年幸福感中指向當下和指向未來這兩種不同成分對其學業發展的影響，結論如下：

(1)當同時考慮指向當下和未來的幸福感對學校投入的影響時，只有指向未來的幸福感能夠顯著預測其學校投入。

(2)學校投入在青少年指向未來的幸福感和學業成就之間發揮完全中介作用，指向未來的幸福感通過學校投入影響個體的學業成就。