感恩行為訓練對高職大學生主觀幸福感和學業(yè)成就的影響

摘 要 感恩有助于個體幸福感的提升和學業(yè)成就、工作成就的提高。近年來，研究者著重考察了感恩干預在提升個體的主觀幸福感和工作成就等方面的實際作用，但其有效性問題尚存在分歧。為此，采用感恩清單和感恩拜訪的感恩行為訓練方式，對高職大學生開展為期十周的感恩干預實驗，以考察感恩行為訓練對高職大學生主觀幸福感和學業(yè)成就的干預效果。結果顯示，感恩行為訓練后的實驗組被試的主觀幸福感和學業(yè)成就，不僅顯著高于感恩行為訓練前，也顯著高于對照組。研究表明，感恩行為訓練可以顯著提升高職大學生的主觀幸福感和學業(yè)成就。研究為感恩干預的有效性問題提供了新證據(jù)，同時也為高校感恩教育和感恩干預提供科學參考。

關鍵詞 感恩干預；主觀幸福感；學業(yè)成就

分類號 B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.02.004

1 引言

感恩是指個體用感激認知、情感和行為，以了解或回應因他人的恩惠或幫助而使自己獲得積極經(jīng)驗或結果的心理傾向（孫配貞， 江紅艷， 2012）。研究表明，感恩有助于提高青少年的主觀幸福感和學業(yè)成就（羅利， 周天梅， 2015），使得大學生有更多的積極情緒和更高的生活滿意度（李兆良， 周芳蕊， 2018; 文超等， 2010）。葉寶娟等（2013）進一步表明，感恩通過日常性學業(yè)復原力和壓力性生活事件的調(diào)節(jié)作用，從而對青少年的學業(yè)成績產(chǎn)生影響，促進青少年的學業(yè)成就。

國外新興的且較為成熟的感恩干預策略主要有感恩清單和感恩拜訪等感恩行為訓練方式（吳正慧等， 2019）。感恩清單是指將生命中值得感激的人或事物列舉并記錄下來。感恩拜訪則指要求個體寫感謝信并把它郵寄給施恩者或在施恩者面前朗讀感謝信（曹歡， 2017）。為驗證感恩干預策略對個體成就的實踐價值，研究者采用感恩清單和感恩拜訪等感恩行為訓練方法，開展為期6周的干預發(fā)現(xiàn)，人們的感恩水平和工作成績得到了顯著的提高（Komase et al.， 2019）。

盡管感恩對個體主觀幸福感以及個體成就的積極作用已經(jīng)得到較系統(tǒng)的論證，并且已有研究者圍繞主觀幸福感和個體成就的感恩干預開展了較多的實證研究，取得了豐富的成果，但尚且存在不足。一方面，國內(nèi)主要采用感恩課和團體輔導的干預方式；另一方面，感恩干預研究的標準化與客觀性不足，其干預效果受感恩課的主講人或團體輔導的主持人的影響極大（孫配貞， 江紅艷， 2012）。相較于感恩課和團體輔導，國外研發(fā)的感恩清單和感恩拜訪的干預策略的操作性更強且標準更客觀，不但使得個體產(chǎn)生的感恩情緒更多（王艷梅， 2009），還能促進其心理健康水平和工作成得到提升（Komase et al.， 2019）。

其次，感恩干預的有效性存在分歧。關于感恩干預的元分析研究發(fā)現(xiàn)，不同研究中感恩干預的效果量存在較大差異，甚至有的研究的效果量僅相當于安慰劑效應（Cregg amp; Cheavens， 2021; Davis et al.， 2016; Iodice et al.， 2021）。例如，Otsuka等（2012）采用限定內(nèi)容的感恩清單策略，要求日本被試每周列舉需要感恩的人的名單。結果發(fā)現(xiàn)，感恩干預并沒有提升他們的生活滿意度和幸福感。這暗示我們或許是限定內(nèi)容的感恩清單降低了被試體驗感恩的完整性與純粹性。此外，或許由于日本文化的人際感恩混雜著負疚感，被試的幸福感體驗降低，從而導致該研究的有效性下降。

然而，大部分感恩干預研究是在個人主義文化背景下開展的，而集體主義文化下的感恩訓練可能會產(chǎn)生不同于個人主義文化的效果（喻承甫等， 2010）。研究方法方面，我們認同研究者綜合運用感恩清單和感恩拜訪兩種方法開展感恩干預，要比單獨使用其中一種方法的效果更好的觀點（Komase et al.，2019）。此外，由于當前大學生感恩意識較為缺乏（陳曉， 2015; 張楚成， 2019），很大程度不利于他們健康心理的建設和健全人格的形成。

綜上，參考前人研究（Cregg et al.， 2021; Komase et al.，2019），本研究選取高職大學生為被試，意圖綜合運用感恩清單和感恩拜訪的感恩行為訓練方式開展干預，以考察感恩干預對個體主觀幸福感和學業(yè)成就的影響，驗證感恩與主觀幸福感及學業(yè)成就的關系，為感恩干預的跨文化的有效性提供相應的實驗證據(jù)。

2 研究方法

2.1 研究對象

采用G*power3.1軟件，設定中等效果量f=0.25，顯著性水平α=0.05，統(tǒng)計檢驗力1-β=0.80，計算最小樣本量為66人。為此，從廣州市某以理工科為主，且含有文學、藝術、教育學、經(jīng)濟學和管理學等學科專業(yè)的高職院校中招募了97名學生為被試。借助公共選修課平臺，將研究對象隨機分成兩組，編入同一門公共選修課的兩個班級中。一個班級為感恩訓練組，接受感恩訓練；另一班級為對照組，不進行感恩訓練，但接受完全相同的選修課內(nèi)容。感恩訓練組共48人，其中男生37人，平均年齡為18.73±0.84歲。對照組共49人，其中男生40人，平均年齡為18.49±0.96歲。兩組對象年齡沒有顯著差異，t（95）=1.30， pgt;0.05。干預開始前，研究獲得了所在單位倫理委員會審查符合倫理要求，所有學生簽訂了知情同意書。

2.2 研究工具

2.2.1 感恩量表

采用魏昶（2011）修訂的單維感恩問卷（GQ-6）中文版測量感恩水平。該問卷通過評估個體感恩體驗的頻度和強度，以及激發(fā)感恩情緒事件的密度和廣度來評定個體感恩情緒特質(zhì)的個體差異。該問卷包括6個項目，采用7點計分，其中項目3和6為反向計分題，計算所有項目的平均分，分數(shù)越高表示感恩傾向越高。研究表明，該問卷在我國青少年群體的適用性良好（魏昶等， 2012）。該問卷在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.70。

2.2.2 主觀幸福感量表

采用信效度良好的Campbell 幸福感指數(shù)量表中文版（李靖， 趙郁金， 2000）、Bradburn 情感量表中文版（陳文鋒， 張建新， 2004）和改編自Diener等的生活滿意度量表（嚴標賓， 鄭雪， 2007）以全面測量主觀幸福感（李兆良， 周芳蕊， 2018）。

Campbell幸福感指數(shù)量表中文版包括總體情感指數(shù)（8個項目）和生活滿意度指數(shù)（1個項目）兩個維度，采用7點計分。總體情感指數(shù)在本研究的Cronbach’s α系數(shù)為0.76，生活滿意度在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.89。

Bradburn情感量表中文版分為積極情感題（奇數(shù)項，“是”計1分，“否”則0分）和消極情感題（偶數(shù)項，“是”為0分，“否”則計1分），共10個項目。積極情感項目在本研究的Cronbach’s α系數(shù)為0.82，消極情感項目在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.80。

生活滿意度量表包括5個項目，采用7點計分，分數(shù)越高則說明幸福感和生活滿意度越高。該量表在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.80。

2.2.3 學業(yè)成就測量

由于研究對象的學科和專業(yè)不同，采用兩組對象在干預前一個學期（即大一上學期）的各科成績平均分作為前測分數(shù)，以及干預后學期（即大一下學期）的各學科成績平均分作為后測成績。比較兩組成績平均分以考察其在感恩干預前后的學業(yè)成就的變化。

2.3 實驗程序

參考Komase等（2019）和Cregg等（2021）的研究，采用感恩清單和感恩拜訪的方法開展干預實驗。實驗在大一下學期的第三周開始，實驗正式開始前，對兩組被試開展主觀幸福感、感恩水平和學業(yè)成就的前測，其中學業(yè)成就前測成績使用的是大一上學期各科的平均分。實驗開始后，實驗主持者對感恩干預組的同學介紹了感恩清單和感恩拜訪的具體操作方法，并給予了具體的示例以指導他們完成感恩清單的記錄和完成感恩拜訪。對照組則沒有任何干預。實驗的具體干預方法如下。

2.3.1 感恩清單

要求實驗組的學生每周兩次（周三和周六）記錄3～5件生活中值得感恩的人物、事情、參加的活動或是遇到的情景，同時記錄自己的感想，并將記錄的內(nèi)容向同組的學生們進行每周一次的分享。記錄的時間持續(xù)為10周（嚴標賓， 鄭雪， 2007）。為盡可能減少中途退出實驗的人數(shù)，每兩周都會對實驗組學生的記錄行為進行口頭鼓勵并提醒堅持記錄（Komase et al.， 2019）。

2.3.2 感恩拜訪

要求感恩訓練組的學生根據(jù)自己所記錄的感恩清單，對自己感恩的人進行感恩表達，利用網(wǎng)絡媒介（微信）或短信寫一個表達感恩的信息發(fā)送給自己的感恩對象（曹歡， 2017），或者當面向感激的人讀感謝信息。這種感恩拜訪每周進行一次。持續(xù)時間為10周。

對照組的學生沒有接受感恩干預訓練。實驗結束后，立即采用與前測相同的量表測量被試的主觀幸福感和感恩水平。實驗結束6周后，所有學生參加期末學業(yè)考試，以期末學業(yè)考試的各科平均分作為學業(yè)成就的后測數(shù)據(jù)。

3 結果

由于7名學生在實驗期間中途退出，未完成實驗任務，故刪除了7名學生的數(shù)據(jù)。將原始樣本與流失后樣本的被試類型開展卡方檢驗，結果顯示，兩者不存在顯著性差異（pgt;0.05），說明被試流失為隨機。最后感恩訓練組43名被試和對照組47名被試納入分析，數(shù)據(jù)分析使用SPSS21.0完成。為了確定實驗分組是否隨機，對感恩訓練組和對照組的基線水平（前測分數(shù)）采用獨立樣本的t檢驗開展差異比較，結果見表1。

如表1所示，前測分數(shù)的t檢驗結果表明，感恩訓練組和對照組的感恩水平、幸福感指數(shù)、正性情感、負性情感、生活滿意度和學業(yè)成就均不存在顯著性差異（pgt;0.05），說明感恩訓練組和對照組為隨機分組。另外還采用單因素方差分析對不同性別、不同學科的被試前測中的感恩水平、幸福感指數(shù)、正性情感、負性情感、生活滿意度和學業(yè)成就的差異開展分析發(fā)現(xiàn)男生和女生、不同學科的被試在上述各變量上均不存在顯著性差異（pgt;0.05）。

3.1 感恩水平

感恩訓練組和對照組學生在訓練前和訓練后的感恩水平的平均數(shù)和標準差如表2所示。

采用2（感恩訓練組 vs.對照組）×2（前測 vs.后測）的重復測量方差分析探討干預訓練對感恩水平的影響，結果顯示，測量時間的主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=119.11， plt;0.001， η2p=0.57，后測分數(shù)顯著大于前測。組別的主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=20.67， plt;0.001， η2p=0.19。感恩訓練組分數(shù)顯著大于對照組。測量時間與組別的交互作用顯著，F(xiàn)（1， 88）=101.57， plt;0.001， η2p=0.53。簡單效應分析顯示，干預前，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異不顯著，pgt;0.05。干預后，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異顯著，plt;0.001。感恩訓練組的前測與后測成績差異顯著，plt;0.001。對照組的前測與后測成績差異不顯著，pgt;0.05。

3.2 主觀幸福感

感恩訓練組和對照組學生在訓練前和訓練后的主觀幸福感測量的平均值和標準差見表3。

采用2（感恩訓練組 vs.對照組）×2（前測 vs.后測）的重復測量方差分析分別探討感恩清單和感恩拜訪對主觀幸福感指數(shù)、情感量表中的正性情感和負性情感、生活滿意度的影響。

3.2.1 幸福感指數(shù)

幸福感指數(shù)的方差分析結果顯示，測量時間主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=10.52， plt;0.01， η2p=0.11，后測分數(shù)顯著大于前測。組別的主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=11.79， plt;0.01， η2p=0.12，實驗組成績大于對照組。測量時間與組別的交互作用顯著，F(xiàn)（1， 88）=7.53， plt;0.01， η2p=0.08。簡單效應分析顯示，干預前，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異不顯著，pgt;0.05。干預后，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異顯著，plt;0.001。感恩訓練組的前測與后測成績差異顯著，plt;0.001。對照組的前測與后測成績差異不顯著，pgt;0.05。

3.2.2 情感量表

情感量表的結果分析包括對正性情感和負性情感得分的方差分析。正性情感的方差分析結果顯示，測量時間主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=16.58， plt;0.001， η2p=0.16，后測分數(shù)顯著大于前測。組別的主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=6.60， plt;0.05， η2p=0.07，感恩訓練組的分數(shù)顯著大于對照組。測量時間與組別的交互作用顯著，F(xiàn)（1， 88）=12.37， plt;0.01， η2p=0.12，簡單效應分析顯示，干預前，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異不顯著，pgt;0.05。干預后，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異顯著，plt;0.001。感恩訓練組的前測與后測成績差異顯著，plt;0.001。對照組的前測與后測成績差異不顯著，pgt;0.05。負性情感的方差分析結果顯示，測量時間主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=27.82， plt;0.001， η2p=0.24，后測分數(shù)顯著小于前測。組別的主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=17.19， plt;0.001， η2p=0.16，感恩訓練組的分數(shù)顯著小于對照組。測量時間與組別的交互作用顯著， F（1， 88）=12.67， plt;0.01， η2p=0.12，簡單效應分析顯示，干預前，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異不顯著，pgt;0.05。干預后，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異顯著，plt;0.001。感恩訓練組的前測與后測成績差異顯著，plt;0.001。對照組的前測與后測成績差異不顯著，pgt;0.05。

3.2.3 生活滿意度

生活滿意度的方差分析結果顯示，測量時間的主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=34.69， plt;0.001，" "η2p=0.28，后測分數(shù)顯著大于前測。組別的主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=62.77， plt;0.001， η2p=0.41，實驗組分數(shù)顯著大于對照組。測量時間與組別的交互作用顯著，F(xiàn)（1， 88）=69.55， plt;0.001， η2p=0.44，簡單效應分析顯示，干預前，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異不顯著，pgt;0.05。干預后，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異顯著，plt;0.001。感恩訓練組的前測與后測成績差異顯著，plt;0.001。對照組的前測與后測成績差異不顯著，pgt;0.05。

為進一步探討感恩行為訓練對主觀幸福感的影響在不同性別和不同學科間是否存在差異，對經(jīng)過感恩行為訓練后的不同性別和不同學科被試的幸福感指數(shù)、情感量表（正性情感、負性情感）、生活滿意度和學業(yè)成就分別開展t檢驗和單因素方差分析，結果表明，感恩行為訓練對被試幸福感指數(shù)、情感量表（正性情感、負性情感）、生活滿意度和學業(yè)成就的影響在不同性別和不同學科之間不存在顯著性差異（pgt;0.05）。

3.3 學業(yè)成就

感恩訓練組和對照組學生在訓練前和訓練后的學期各科成績平均值和標準差如表4所示。

采用2（感恩訓練組 vs.對照組）×2（前測 vs.后測）的重復測量方差分析探討干預對學業(yè)成績的影響，結果顯示，測量時間的主效應顯著，F(xiàn)（1， 88）=19.62， plt;0.001， η2p=0.18，訓練后的成績顯著大于訓練前。組別的主效應不顯著，F(xiàn)（1， 88）=0.84， pgt;0.05，兩組分數(shù)沒有顯著差異，但是測量時間與組別的交互作用顯著，F(xiàn)（1， 88）=31.44， plt;0.001， η2p=0.26，簡單效應分析顯示，干預前，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異不顯著，F(xiàn)（1， 88）=0.03， pgt;0.05。干預后，感恩訓練組和對照組分數(shù)差異邊緣顯著，F(xiàn)（1， 88）=3.41， p=0.06， η2p=0.04。感恩訓練組的訓練前與訓練后成績差異顯著，F(xiàn)（1， 88）=48.22， plt;0.001， η2p=0.35。對照組的實驗前與實驗后的成績差異不顯著，F(xiàn)（1， 88）=0.73， pgt;0.05。

4 討論

4.1 感恩行為訓練對高職大學生感恩水平的影響

基于對感恩干預有效性問題的考慮，本研究首先分析了感恩行為訓練對被試感恩水平的影響，結果說明本研究的感恩行為訓練是有效的。具體表現(xiàn)為，經(jīng)過十周的感恩行為訓練后，感恩訓練組的被試的感恩水平得到了顯著提升。感恩干預前，感恩訓練組和對照組的感恩水平不存在顯著性差異，而感恩干預后，感恩訓練組被試的感恩水平顯著高于對照組；此外，相比于感恩干預前，感恩干預后的感恩訓練組的被試的感恩水平顯著更高，而對照組被試的感恩水平?jīng)]有顯著性差異。

Davis等（2016）指出，感恩干預的有效性是由基本目標和額外目標構成的干預目標而言的。基本目標是指感恩干預是否提升了被試的感恩水平，額外目標是指感恩干預是否積極地影響了個體的身心健康水平等（Watkins， 2013）。額外目標的達成是以基本目標的達成為前提的，否則額外目標的達成是不符合邏輯的；如果僅達成額外目標，而基本目標沒有達成，則說明感恩干預混淆了額外的干擾因素，干預的有效性是可疑的（王一帆等， 2024; Watkins， 2013）。雖然有的研究者采用感恩拜訪策略干預后發(fā)現(xiàn)提升了被試的主觀幸福感，有的研究者則采用感恩清單的策略干預后發(fā)現(xiàn)提升了被試的心理健康水平，但是他們的研究存在共同的問題，即沒有測量被試感恩水平的變化，缺乏對應的邏輯基礎，因此并不能說明是感恩干預的提升導致的（Lyubomirsky et al.，2011）。而在本研究中，經(jīng)過十周的感恩行為訓練后，被試的感恩水平得到了顯著提升，說明本研究結論發(fā)現(xiàn)感恩行為訓練提升個體主觀幸福感和學業(yè)成就具有跨文化的穩(wěn)定性。

4.2 感恩行為訓練對高職大學生主觀幸福感的影響

研究者發(fā)現(xiàn)，感恩是主觀幸福感的重要預測因素（羅利， 周天梅， 2015），感恩干預是提升個體主觀幸福感的重要途徑（丁鳳琴， 趙虎英， 2018）。

雖然目前國內(nèi)不少研究者開展了感恩干預研究，但所采用的干預方法主要是側重于喚醒感恩意識的感恩課和團體輔導的感恩干預方式。該類感恩干預方式雖然可以促進被試的感恩，但并不能像感恩清單和感恩拜訪那樣，直接導致感恩行為的產(chǎn)生以及感恩行為習慣的形成，而且國內(nèi)還鮮見同時運用這兩種感恩干預方法。而本研究則以高職生為被試，綜合運用這兩種感恩干預方法表明，感恩干預顯著提升了被試的主觀幸福感，感恩清單和感恩拜訪在中國文化背景下同樣可以有效促進個體的感恩水平和主觀幸福感，這也與以往在西方文化背景下開展的相關研究結論是一致的（Cregg et al.， 2020; Komase et al.， 2019）。

4.3 感恩行為訓練對高職大學生學業(yè)成就的影響

國內(nèi)考察感恩對青少年學業(yè)成就影響的研究比較少，也少有研究考察感恩干預對青少年學業(yè)成就的影響，但是有限的相關研究不僅初步表示感恩與學業(yè)成就存在正相關關系，也為國內(nèi)開展感恩干預提升青少年學業(yè)成就的實證研究提供了重要的參考價值（文超等，2010; 葉寶娟等， 2013）。此外，國外研究者分別或綜合地運用感恩清單和感恩拜訪以干預個體的工作成就，比較一致地驗證了感恩干預對于提升個體工作成就的積極作用的同時，還指出綜合運用感恩清單和感恩拜訪比單獨使用其中一種方法的效果更好（Komase et al.， 2019）。為此，本研究通過綜合運用兩種方法對高職大學生開展感恩干預，結果表明與前人研究結果一致（Creggetal.， 2021）。

本研究的感恩清單和感恩拜訪這兩種感恩訓練方式，一是立足于中國文化背景下，青少年的感恩更多地體現(xiàn)為努力學習以獲得學業(yè)成就來回報他人，通過青少年列清單的方式明確感恩對象，喚醒了感恩意識和回報需求，即感恩干預對個體學業(yè)成就提高的內(nèi)在動力來源（文超等， 2010）。二是通過感恩拜訪的方式直接促進了個體與他人的積極聯(lián)系，既滿足自身的感恩回報的需求，也更容易獲得他人的積極回應與社會支持，從而更容易獲得克服學業(yè)困難的社會環(huán)境資源。此外，通過感恩拜訪與他人的積極互動，有利于獲得積極情緒。可見，社會環(huán)境資源和積極情緒的獲得都有助于學業(yè)成就提升，這也可以解釋為感恩干預對個體學業(yè)成就提高的外部動力來源。

4.4 研究意義與未來展望

理論貢獻方面，本研究進一步豐富了中國文化背景下的感恩研究，為感恩對青少年主觀幸福感和學業(yè)成就的積極作用提供了新的證據(jù)，進一步支持了感恩的拓寬建構理論的觀點。本研究結果也從青少年主觀幸福感和學業(yè)成就的角度提供了進一步詮釋的依據(jù)，有助于豐富感恩的拓寬建構理論。實踐意義方面，本研究為未來國內(nèi)感恩干預提供了新的路徑和方法，對于提升青少年的心理健康水平和學業(yè)成就的實踐具有重要的參考意義，對于高職院校開展感恩干預和積極心理學的實踐有重要啟發(fā)。

在未來的研究和實踐中，有必要側重以下方面作進一步研究。首先，高校應該重視感恩對學業(yè)成就的積極作用。如在傳統(tǒng)的感恩教育基礎上，結合實際情況引入感恩行為訓練方法，這有助于提升學生的心理健康水平和學業(yè)成就，提高感恩干預的實效性。其次，考察感恩行為訓練在不同群體中的效果，比如是否存在性別差異。最后，充分利用中國優(yōu)秀傳統(tǒng)文化中的感恩文化，豐富感恩干預方法，進一步發(fā)展中國文化背景下的感恩干預體系。

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