青少年主觀幸福感與心理健康的非線性關(guān)系及其閾值效應(yīng)

摘 要 采用癥狀自評量表和幸福感指數(shù)量表，對初中、高中和大學(xué)三個(gè)學(xué)段共614名青少年開展調(diào)查，探討青少年主觀幸福感與心理健康的非線性關(guān)系以及閾值效應(yīng)。結(jié)果顯示，青少年心理健康水平總體良好，高中生心理健康水平最低；青少年主觀幸福感顯著正向預(yù)測心理健康；青少年主觀幸福感與心理健康各因子之間均為非線性關(guān)系；青少年主觀幸福感與心理健康各因子間存在閾值效應(yīng)，且呈現(xiàn)門檻模型和飽和模型的反轉(zhuǎn)效應(yīng)。研究結(jié)果從動(dòng)態(tài)交互的層面說明了青少年主觀幸福感與心理健康各因子間存在非線性關(guān)系，具體表現(xiàn)為主觀幸福感越高，其心理癥狀越少，心理健康水平越高，但當(dāng)達(dá)到一定閾值時(shí)二者關(guān)系強(qiáng)度發(fā)生變化。

關(guān)鍵詞 青少年；主觀幸福感；心理健康；非線性關(guān)系；閾值效應(yīng)

分類號 B844.2

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.05.001

1 引言

隨著社會(huì)競爭的日益激烈、升學(xué)壓力的增大，青少年的心理健康問題愈加嚴(yán)重，在校學(xué)生所遭遇的心理困擾已不再局限于親子關(guān)系緊張、學(xué)習(xí)負(fù)擔(dān)過重等傳統(tǒng)探究范疇，抑郁癥、焦慮癥等精神障礙，乃至雙相情感障礙、精神分裂癥等嚴(yán)重精神疾病，早已悄然潛入青少年的日常生活（馬曉澄， 徐弘毅， 2024）。《中國國民心理健康發(fā)展報(bào)告（2021—2022）》顯示，青少年群體依舊是抑郁癥等心理問題的高發(fā)人群（傅曉蘭等， 2023）。可見，關(guān)注青少年的心理健康發(fā)展是全社會(huì)關(guān)注的重大課題，是讓青少年健康成長的當(dāng)務(wù)之急。

傳統(tǒng)心理健康模型從單維度視角出發(fā)，以負(fù)性心理癥狀的缺失作為判斷個(gè)體心理健康的標(biāo)準(zhǔn)（郭紀(jì)昌， 葉一舵， 2018）。但是隨著積極心理學(xué)的興起，人們逐漸認(rèn)識(shí)到心理健康是一種綜合的心理狀態(tài)，是指個(gè)體在適應(yīng)環(huán)境的過程中，生理、心理和社會(huì)性方面達(dá)到協(xié)調(diào)一致，保持一種良好的心理功能狀態(tài)。其發(fā)展水平在青少年群體中尤為受到關(guān)注，且這一發(fā)展水平并非單一因素所能決定，而是多種因素交織作用的結(jié)果，不能單純用是否患有心理疾病來界定個(gè)人的心理健康狀況，還應(yīng)對其是否存在積極情緒進(jìn)行考察與檢驗(yàn)（王鑫強(qiáng)， 張大均， 2011）。在此基礎(chǔ)上，國外學(xué)者提出了心理健康的雙因素模型（Dual-Factor Model of Mental Health， DFM; Greenspoon amp; Saklofske， 2001）。該理論強(qiáng)調(diào)，心理健康的評估應(yīng)同時(shí)考慮心理疾病的缺失和高水平主觀幸福感的存在，二者缺一不可。由此可說明，主觀幸福感能夠從積極心理學(xué)的角度反映和預(yù)測個(gè)體心理健康水平。也有學(xué)者從幸福感視角對心理健康作出詮釋，認(rèn)為幸福感是心理健康的本質(zhì)特征和核心所在。換言之，幸福感是衡量人們生活質(zhì)量、心理健康的一個(gè)重要指標(biāo)（俞國良， 2022）。

主觀幸福感（subjective well-being， SWB）是指個(gè)體依據(jù)自定的標(biāo)準(zhǔn)對其生活質(zhì)量的總體評價(jià)與體驗(yàn)，包括生活滿意度、正性情感和負(fù)性情感三種成分（Diener et al.， 1999）。主觀幸福感對個(gè)體的心理健康及生活質(zhì)量的提升具有積極影響。王小新和安金玲（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體主觀幸福感水平越高，其心理發(fā)展?fàn)顟B(tài)越健康。Diener 等人（2017）的研究進(jìn)一步指出，主觀幸福感水平較高的人群，不僅身體更為健康，而且壽命相對更長。此外，青少年學(xué)習(xí)倦怠感的產(chǎn)生及消減也與主觀幸福感的高低密切相關(guān)（鄧生衛(wèi)， 2023）。

盡管研究者圍繞主觀幸福感與心理健康之間的內(nèi)在關(guān)系開展了大量研究，但是以往研究多側(cè)重于剖析二者之間的線性作用關(guān)系，或者通過引入其他變量，構(gòu)建三者乃至四者之間的關(guān)系模型（李忠臣等， 2018; 唐先勇， 2014）。事實(shí)上，在現(xiàn)實(shí)生活中，青少年的主觀幸福感和心理健康之間可能蘊(yùn)含著更為豐富和復(fù)雜的動(dòng)態(tài)變化。因此，需要對二者的關(guān)系作出更加細(xì)致的分析。而由門檻模型和飽和模型這兩種發(fā)展趨勢模型構(gòu)成的非線性關(guān)系分析，恰好就能很好的揭示這種復(fù)雜動(dòng)態(tài)變化。門檻模型中的非線性關(guān)系表現(xiàn)為先慢后快的變化模式，即經(jīng)過某個(gè)閾值后，二者共變速度加快（Rutter， 1979）；而飽和模型則表現(xiàn)出先快后慢的變化模式，即經(jīng)過某個(gè)閾值后，自變量對因變量的預(yù)測作用隨著量的累積而逐漸減弱（Morales amp; Guerra， 2006）。許多非線性研究的開展反映了探討不同關(guān)系模式的重要性，張耀華等人（2024）使用非線性關(guān)系模型豐富了青少年學(xué)業(yè)倦怠的影響因素，肖雪等人（2022）使用分層線性回歸分析進(jìn)一步明晰累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與初中生受欺凌的復(fù)雜關(guān)系模型。此外，以往研究大多只展示主觀幸福感的高低程度對心理健康的影響（劉芳等， 2010），鮮有研究找到其變化趨勢中所存在的閾值效應(yīng)。而閾值通常被認(rèn)為是變量參數(shù)動(dòng)態(tài)變化過程中的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，能夠更精準(zhǔn)地刻畫復(fù)雜關(guān)系，例如劉愛樓和張闊（2024）曾運(yùn)用分段回歸模型，找到應(yīng)激生活事件和社會(huì)支持對大學(xué)生抑郁風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警的閾值。這也促使本研究去探究青少年主觀幸福感對心理健康各因子的預(yù)測是否存在閾值效應(yīng)，結(jié)合非線性關(guān)系研究，考察是否在某一閾值點(diǎn)處，主觀幸福感與心理健康各因子的變化趨勢發(fā)生改變。

綜上，本研究著眼于初中、高中、大學(xué)三個(gè)學(xué)段的青少年主觀幸福感與心理健康水平，在前人研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行延伸，從非線性關(guān)系及其閾值效應(yīng)的新角度，更準(zhǔn)確地探究主觀幸福感與心理健康之間的復(fù)雜關(guān)系模式，更好地回答主觀幸福感如何預(yù)測、在多大程度上預(yù)測青少年心理健康的問題，并通過閾值效應(yīng)明確這種預(yù)測是一成不變還是存在拐點(diǎn)，為更科學(xué)地運(yùn)用幸福感提高青少年心理健康水平提供依據(jù)。

2 研究方法

2.1 研究對象

本研究采用方便取樣法，對三所學(xué)校的682名受試者進(jìn)行施測，剔除無效問卷后有效被試共614名，有效率90%。初中生194人，其中男生94人，平均年齡為13.20±0.97歲；高中生291人，其中男生176人，平均年齡為15.74±0.86歲；大學(xué)生129人，其中男生45人，平均年齡為18.71±0.83歲。

2.2 研究工具

2.2.1 90項(xiàng)癥狀自評量表

90項(xiàng)癥狀自評量表又被稱為SCL-90（Symp-tom CheckList 90），經(jīng)歷我國許多學(xué)者的修訂并建立常模，在學(xué)生心理健康狀況普查、成人心理健康狀況普查、心理健康狀況的比較分析等研究領(lǐng)域發(fā)揮了積極的作用（王征宇， 1984）。該量表包含90個(gè)項(xiàng)目，反映軀體化、強(qiáng)迫癥狀、人際關(guān)系敏感、憂郁、焦慮、敵對、恐怖、偏執(zhí)、精神病性9個(gè)因子的情況，另外為使各因子分之和等于總分，還有7個(gè)項(xiàng)目被歸入第10個(gè)因子（其他）。采用5點(diǎn)計(jì)分，得分越高表示研究對象自覺癥狀越嚴(yán)重，心理健康水平越差；得分越低表示癥狀越輕，心理健康水平越好。90個(gè)項(xiàng)目全部回答則界定為有效問卷，各因子均分=因子相應(yīng)題目的總分/題目數(shù)，總量表總分為90題得分之和。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.96，內(nèi)部一致性信度較好。

2.2.2 幸福感指數(shù)量表

幸福感指數(shù)量表由Campell等（1976）編制，后經(jīng)我國學(xué)者翻譯并修訂，用以測量個(gè)體現(xiàn)階段所感受到的主觀幸福感水平。該量表分為總體情緒指數(shù)和生活滿意度兩部分，共有9個(gè)項(xiàng)目，采用7點(diǎn)計(jì)分，設(shè)置總體情感指數(shù)的所占權(quán)重為1，生活滿意度的所占權(quán)重為1.1，共同合成主觀幸福感得分（汪向東等， 1999）。被試所得分?jǐn)?shù)越高，代表其主觀幸福感水平越高。本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.91，內(nèi)部一致性信度較好。

2.3 統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS26.0軟件和R軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。使用SPSS26.0軟件開展描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)性分析和單因素方差分析；使用R軟件中的廣義相加混合模型，評估青少年主觀幸福感和心理健康之間的非線性關(guān)系，探索可能的閾值效應(yīng)。

3 結(jié)果

3.1 青少年心理健康水平的描述性統(tǒng)計(jì)分析和單因素方差分析

單因素方差分析結(jié)果顯示，在心理健康總體分上，不同學(xué)段青少年呈出顯著差異，F(xiàn)（2， 611）=2.25， plt;0.05， η2=0.01，高中生（1.76±0.57）得分高于大學(xué)生（1.62±0.47），與初中生（1.69±0.54）無顯著差異。從具體因子來看，在強(qiáng)迫癥狀因子上，不同學(xué)段青少年呈現(xiàn)顯著差異，F(xiàn)（2， 611）=7.54， plt;0.01， η2=0.02，高中生（2.09±0.69）得分高于初中生（1.92±0.60），初中生得分又高于大學(xué)生（1.86±0.60）；在憂郁因子上，不同學(xué)段青少年呈現(xiàn)顯著差異，F(xiàn)（2， 611）=7.36， plt;0.01，η2=0.02，高中生（1.82±0.73）相較于初中生（1.66±0.63）和大學(xué)生（1.58±0.49）得分更高；在敵對因子上，不同學(xué)段青少年呈現(xiàn)顯著差異，F(xiàn)（2， 611）=3.11， plt;0.05， η2=0.01，初中生（1.70±0.65）和高中生（1.69±0.65）比大學(xué)生（1.54±0.62）得分更高。在其他因子上，不同學(xué)段青少年未呈現(xiàn)顯著差異，具體數(shù)據(jù)見表1。

3.2 青少年主觀幸福感與心理健康的相關(guān)分析

對青少年主觀幸福感得分和心理健康的9個(gè)因子得分進(jìn)行相關(guān)性分析。結(jié)果表明（見表2），主觀幸福感與心理健康各因子間呈顯著負(fù)相關(guān)，主觀幸福感得分越高，SCL-90得分越低。換言之，主觀幸福感與心理健康水平呈顯著正相關(guān)，主觀幸福感越高，心理健康水平越高。

3.3 青少年主觀幸福感與心理健康的非線性分析

本研究采用廣義相加混合模型（Genera-lized Additive Mixed Models， GAMMs）探索主觀幸福感與心理健康之間的復(fù)雜的非線性關(guān)系。這是一種非參數(shù)的分析模型，具備較高的靈活性，可同時(shí)評估青少年主觀幸福感與心理健康9個(gè)因子的線性與非線性關(guān)聯(lián)，同時(shí)確定可能存在的閾值。具體分析結(jié)果見表3。edf是自由度，當(dāng)edf≤1時(shí)，表示為線性關(guān)系；當(dāng)edf gt;1時(shí)，則表示為非線性關(guān)系（李麗霞等， 2007）。由此可見，青少年主觀幸福感與心理健康各項(xiàng)因子之間均為非線性關(guān)系。

3.4 青少年主觀幸福感與心理健康結(jié)果的閾值效應(yīng)分析

進(jìn)一步探索青少年主觀幸福感與心理健康的閾值效應(yīng)，以青少年主觀幸福感作為自變量，以心理健康各因子為因變量進(jìn)行平滑曲線擬合。通過遞歸實(shí)驗(yàn)法進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，找出非線性關(guān)聯(lián)變量間似然值最大的擬合模型，以確定最終的閾值。結(jié)果見表4。

由表4可知，通過構(gòu)建分段回歸模型，本研究發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感對青少年心理健康9個(gè)因子的預(yù)測均呈現(xiàn)出顯著的閾值效應(yīng)（對數(shù)似然比檢驗(yàn)plt;0.005），且均存在1個(gè)臨界點(diǎn)。具體而言，主觀幸福感對心理健康各癥狀的預(yù)測可劃分為低水平（lt;K1）、高水平（≥K1）兩個(gè)區(qū)間，當(dāng)主觀幸福感得分在特定臨界值K1前，閾值效應(yīng)最為顯著，表示主觀幸福感每增加一個(gè)單位，青少年的心理癥狀表現(xiàn)將相應(yīng)減少；臨界值K1后，各心理癥狀仍在減少，但下降速率均有所變化。

從整體效應(yīng)來看，主觀幸福感預(yù)測各因子的閾值范圍集中于7.35～12.90，其中主觀幸福感預(yù)測強(qiáng)迫癥狀的閾值最高（12.90），預(yù)測敵對癥狀的閾值最低（7.35）。值得注意的是，主觀幸福感緩解心理健康負(fù)性癥狀的效果在不同癥狀間呈現(xiàn)梯度差異。在閾值K1前，對敵對癥狀的緩解作用最強(qiáng)（|β|=0.20），對恐怖癥狀緩解作用最弱（|β|=0.05）；在閾值K1后，對人際關(guān)系敏感癥狀的緩解作用最強(qiáng)（|β|=0.25），對軀體化癥狀緩解作用最弱（|β|=0.06）。

主觀幸福感預(yù)測心理健康各因子的平滑曲線擬合情況見圖1。結(jié)合閾值分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感對強(qiáng)迫癥狀、人際關(guān)系敏感、恐怖和偏執(zhí)的預(yù)測呈現(xiàn)出門檻模型，即主觀幸福感與這4個(gè)心理健康癥狀之間表現(xiàn)為先慢后快的共變模式，體現(xiàn)為在經(jīng)歷閾值K1后這4個(gè)因子分提升速率加快。主觀幸福感對軀體化、憂郁、焦慮、敵對和精神病性的預(yù)測呈現(xiàn)出飽和模型的反轉(zhuǎn)效應(yīng)，即主觀幸福感與這5個(gè)心理健康癥狀之間的負(fù)向關(guān)系強(qiáng)度由加劇轉(zhuǎn)向減緩，體現(xiàn)為在經(jīng)歷閾值K1后這5個(gè)因子分提升速率降低。

4 討論

本研究采用廣義相加混合模型，探討青少年的主觀幸福感與心理健康之間的非線性關(guān)系，并進(jìn)一步探究其閾值效應(yīng)及門檻估計(jì)值。相關(guān)分析顯示，青少年整體的心理健康水平良好，處于不同學(xué)段的青少年心理健康水平具有顯著差異，即高中生的SCL-90得分顯著高于大學(xué)生群體，而與初中生相比則未呈現(xiàn)顯著差異，這表明高中生的心理健康水平相較于大學(xué)生較低。這可能是因?yàn)楦咧猩幱谏龑W(xué)階段，學(xué)業(yè)壓力成為他們主要的壓力來源，也是導(dǎo)致高中生抑郁的重要因素（Ang amp; Huan， 2006）。此外，家庭和學(xué)校的嚴(yán)格管束，都可能使得高中生長期處于緊繃狀態(tài)，進(jìn)一步影響其心理健康水平；而大學(xué)生從高中的緊張階段過渡到寬松環(huán)境中，學(xué)業(yè)壓力與父母監(jiān)督相對減少，這些變化使得大學(xué)生的總體心理壓力得到緩解。同時(shí)，大學(xué)生在人際交往方面更為成熟，情緒調(diào)節(jié)能力更強(qiáng)。這些因素共同促進(jìn)了大學(xué)生心理健康水平的提升。

另外，本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，青少年主觀幸福感與心理健康各項(xiàng)因子均存在非線性關(guān)系。一方面，青少年正處于復(fù)雜的身心成長階段，其主觀幸福感與心理健康狀況波動(dòng)較大，數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出主觀幸福感與心理健康因子的復(fù)雜的非線性關(guān)系；另一方面，青少年主觀幸福感與心理健康之間存在閾值效應(yīng)，且在心理健康不同因子上的閾值不同，但均呈現(xiàn)出經(jīng)歷閾值前效應(yīng)更顯著的傾向。

在心理健康的9個(gè)因子上，增強(qiáng)青少年主觀幸福感均可促進(jìn)其心理健康水平的提升，但從具體關(guān)系模式來看，又有所不同。首先，在強(qiáng)迫癥狀、人際關(guān)系敏感、恐怖和偏執(zhí)這4個(gè)因子上，主觀幸福感的預(yù)測表現(xiàn)出門檻模型，青少年的心理健康水平隨主觀幸福感的提升將持續(xù)好轉(zhuǎn)，并且在閾值后提升速率加快。這可能是由于這些癥狀的緩解需要更高強(qiáng)度的幸福感支持，因此在達(dá)到閾值后的心理健康水平提升更明顯。其次，在軀體化、憂郁、焦慮、敵對和精神病性這5個(gè)因子上，主觀幸福感的預(yù)測呈現(xiàn)出飽和模型的反轉(zhuǎn)效應(yīng)，在這些因子上心理健康水平并不會(huì)隨著主觀幸福感的提升而持續(xù)好轉(zhuǎn)，主觀幸福感達(dá)到一定閾值后，它與心理健康評估的各癥狀之間的負(fù)向關(guān)系強(qiáng)度由加劇轉(zhuǎn)向減緩，心理健康水平提升速率降低。進(jìn)一步解釋飽和模型的反轉(zhuǎn)效應(yīng)，當(dāng)青少年幸福感水平低于閾值時(shí)，通過提升其幸福感水平，更有利于提升青少年的心理健康水平；當(dāng)幸福感指數(shù)超過閾值后，雖然這5個(gè)因子得分仍在減少，但下降速度漸緩。這可能是由于幸福感指數(shù)超高的青少年心理健康狀況已經(jīng)穩(wěn)定在一定范圍內(nèi)，且符合身心發(fā)展情況，提升其幸福感雖不會(huì)帶來明顯提升作用，但仍會(huì)對心理健康起穩(wěn)定作用。但不論從哪個(gè)因子來看，對于幸福感指數(shù)較低的青少年，即使是微小的幸福感提升也能帶來心理健康狀況的顯著改善，這種改善通常反映在焦慮、抑郁和壓力等心理癥狀的緩解，以及自尊和生活滿意度的增加上（馮蓉等， 2022; 羅利， 2021）。

研究結(jié)果表明，青少年主觀幸福感可正向預(yù)測心理健康水平，這與以往研究結(jié)果一致。當(dāng)青少年的幸福感提升時(shí)，他們的軀體化癥狀、強(qiáng)迫癥狀、人際關(guān)系敏感癥狀、憂郁癥狀和焦慮癥狀等都會(huì)逐漸減弱（丁燕等， 2009）。主觀幸福感較高的青少年通常擁有更好的情緒調(diào)節(jié)技能和社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)，在面對人際挑戰(zhàn)和生活壓力時(shí)也具備更強(qiáng)的心理彈性，有助于減少因壓力和負(fù)面比較產(chǎn)生的憂郁癥狀、強(qiáng)迫癥狀等（張鵬等， 2024）。另外，高幸福感意味著青少年在生活條件、家庭需求和個(gè)人成就等方面得到了相對滿足，他們的情感體驗(yàn)更積極，有更強(qiáng)的自我肯定和自尊，能夠欣賞自己的價(jià)值和成就（徐維東等， 2005）。相應(yīng)地，低幸福感的青少年常常對生活和學(xué)業(yè)產(chǎn)生更多焦慮，他們會(huì)因感受不到自身的穩(wěn)定發(fā)展，對未來的不可預(yù)測性產(chǎn)生恐懼和焦慮（朱攀華， 李霞， 2016）。此外，早期的人生逆境也使得他們較多地采用防御機(jī)制來克服自卑、認(rèn)知扭曲等負(fù)面影響，但這種應(yīng)對方式往往使他們不容易與人建立親密關(guān)系，長此以往會(huì)對心理健康發(fā)展產(chǎn)生不利影響（武慧多， 2007; Rohner， 2004; Rohner amp; Lansford， 2017）。

總之，本研究發(fā)現(xiàn)，青少年主觀幸福感能夠正向預(yù)測心理健康水平，青少年主觀幸福感與心理健康各項(xiàng)因子均存在非線性關(guān)系和閾值效應(yīng)。研究結(jié)果從動(dòng)態(tài)交互的層面說明了青少年主觀幸福感對心理健康的影響機(jī)制，拓寬了現(xiàn)有研究的視野，為后續(xù)的研究提供了新的視角。研究結(jié)果提示，應(yīng)對青少年進(jìn)行分層干預(yù)，重點(diǎn)關(guān)注提升幸福感指數(shù)較低的青少年的幸福感，穩(wěn)定幸福感指數(shù)較高的青少年的幸福感，發(fā)揮幸福感對心理健康提升的最大效能。

5 結(jié)論

（1）青少年心理健康水平總體良好，高中生總體心理健康水平最低。

（2）青少年主觀幸福感顯著正向預(yù)測心理健康。

（3）青少年主觀幸福感與心理健康各因子之間均為非線性關(guān)系。

（4）青少年主觀幸福感與心理健康各因子間存在閾值效應(yīng)。在強(qiáng)迫癥狀、人際關(guān)系敏感、恐怖和偏執(zhí)4個(gè)因子上，表現(xiàn)為門檻模型；在軀體化、憂郁、焦慮、敵對和精神病性5個(gè)因子上，表現(xiàn)為飽和模型的反轉(zhuǎn)效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)

鄧生衛(wèi) （2023）. 初中生主觀幸福感和學(xué)習(xí)倦怠的關(guān)系： 心理彈性的中介效應(yīng)及干預(yù)研究（碩士學(xué)位論文）. 中央民族大學(xué)， 北京.

丁燕， 徐凌忠， 王興洲， 孫輝， 王建新， 何江江 （2009）. Kessler10量表在農(nóng)村居民心理健康狀況中的評價(jià)研究. 中國衛(wèi)生事業(yè)管理， 26（9）， 632-633， 641.

馮蓉， 朱麗娜， 董卓寧 （2022）. 研究生主觀幸福感現(xiàn)狀及其與抑郁心理的關(guān)系研究——基于北京某高校5011名研究生的調(diào)查分析. 教育探索， （1）， 69-71.

傅曉蘭， 張侃， 陳雪峰， 陳祉妍 （2023）. 中國國民心理健康發(fā)展報(bào)告（2021-2022）. 北京： 社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社， 220-263.

郭紀(jì)昌， 葉一舵 （2018）. 心理健康模型的發(fā)展及對心理健康的再認(rèn)識(shí). 教育評論， （4）， 80-84.

劉愛樓， 張闊 （2024）. 應(yīng)激生活事件和社會(huì)支持對大學(xué)生抑郁風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警閾值研究. 中國健康心理學(xué)雜志， 32（02）， 269-277.

劉芳， 李維青， 買躍霞 （2010）. 主觀幸福感與心理健康關(guān)系的內(nèi)隱社會(huì)認(rèn)知研究. 中國健康心理學(xué)雜志， 18（4）， 470-473.

羅利 （2021）. 大學(xué)生依戀心理、自尊與主觀幸福感的關(guān)系. 心理月刊， 16（1）， 39-40， 42.

李麗霞， 郜艷暉， 周舒冬， 鄒宗峰， 張瑛 （2007）. 廣義加性模型及其應(yīng)用. 中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)， （3）， 243-244.

李忠臣， 王康， 劉曉敏， 李貴成， 翟淵濤， 張茜， 潘芳 （2018）. 青少年人際寬恕與心理健康： 憤怒和主觀幸福感的多重中介作用. 中國臨床心理學(xué)雜志， 26（5）， 987-991.

馬漫， 支慧， 劉翱搏， 單單單， 尚坤 （2025）.手術(shù)煙霧對手術(shù)室護(hù)士心理健康及防護(hù)行為意愿的影響： 基于健康信念模型. 中國健康心理學(xué)雜志， 1-13.

馬曉澄， 徐弘毅 （2024-12-18）. 青少年心理健康問題亟須重視， 經(jīng)濟(jì)參考報(bào)， 005.

唐先勇 （2014）. 侗族中學(xué)生韌性素質(zhì)、心理健康與主觀幸福感的關(guān)系研究（碩士學(xué)位論文）. 貴州師范大學(xué)， 貴陽.

武慧多 （2007）. 大學(xué)生強(qiáng)迫癥狀特點(diǎn)及心理防御機(jī)制的相關(guān)性研究（碩士學(xué)位論文）. 內(nèi)蒙古師范大學(xué).

汪向東， 王希林， 馬弘 （1999）. 心理衛(wèi)生評定量表手冊（增訂版）. 中國心理衛(wèi)生雜志社， 82-83.

王鑫強(qiáng)， 張大均 （2011）. 心理健康雙因素模型述評及其研究展望. 中國特殊教育， （10）， 68-73.

王小新， 安金玲 （2009）. 初中生自尊主觀幸福感及其與心理健康關(guān)系分析. 中國學(xué)校衛(wèi)生， 30（8）， 744-746.

王征宇 （1984）. 癥狀自評量表（SCL-90）. 上海精神醫(yī)學(xué)， （2）， 68-70.

肖雪， 郭磊， 趙永萍， 陳富國 （2022）. 累積生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)與初中生受欺凌的關(guān)系模式： 心理彈性的調(diào)節(jié)效應(yīng). 心理發(fā)展與教育， 38（5）， 648-657.

徐維東， 吳明證， 邱扶東 （2005）. 自尊與主觀幸福感關(guān)系研究. 心理科學(xué)， （3）， 562-565.

俞國良 （2022）. 心理健康的新詮釋： 幸福感視角. 北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， （1）， 72-81.

張鵬， 彭李， 許辰， 張文墨， 劉洋， 李敏 （2024）. 基于感恩和心理彈性的團(tuán)體心理訓(xùn)練對大學(xué)生生命意義感和幸福感的影響. 陸軍軍醫(yī)大學(xué)學(xué)報(bào)， 46（9）， 969-977.

朱攀華， 李霞 （2016）. 大學(xué)生存在焦慮和主觀幸福感的關(guān)系： 自尊的中介作用. 蘭州教育學(xué)院學(xué)報(bào)， 32（1）， 159-161.

張耀華， 徐敏， 黃云云， 辛素飛 （2024）. 心理韌性緩沖壓力生活事件與青少年學(xué)業(yè)倦怠之間的非線性關(guān)系. 心理與行為研究， 22（1）， 123-129.

Ang， R. P.， amp; Huan， V. S. （2006）. Relationship between academic stress and suicidal ideation： Testing for depression as a mediator using multiple regression. Child Psychiatry and Human Development， 37， 133-143.

Campbell， A.， Converse， P. E.， amp; Rodgers， W. L. （1976）. The quality of American life： Perceptions， evaluations， and satisfactions. New York： Russell Sage Foundation.

Diener， E.， Lucas， R. E.， Suh， E. M.， amp; Smith， H. L. （1999）. Subjective well-being： Three decades of progress. Psychological Bulletin， 125（2）， 276-302.

Diener， E.， Pressman， S. D.， Hunter， J.， amp; Delgadillo-Chase， D. （2017）. If， why， and when subjective well-being influences health， and future needed research. Applied Psychology： Health and Well-Being， 9（2）， 133-167.

Greenspoon， P. J.， amp; Saklofske， D. H. （2001）. Toward an integration of subjective well-being and psychopathology. Social Indicators Research， 54（1）， 81-108.

Morales， J. R.， amp; Guerra， N. G. （2006）. Effects of multiple context and" cumulative stress on urban children’s adjustment in elementary school. Child Development， 77（4）， 907-923.

Rohner， R. P. （2004）. The parental \"acceptance-rejection syndrome\"： Universal correlates of perceived rejection. American Psychologist， 59（8）， 830-840.

Rohner， R. P.， amp; Lansford， J. E. （2017）. Deep structure of the human affectional system： Introduction to interpersonal acceptance-rejection theory. Journal of Family Theory amp; Review， 9（4）， 426-440.

Rutter， M. （1979）. Protective factors in children's responses to stress and disadvantage. Annals of the Academy of Medicine， Singapore， 8（3）， 324-338.