時間：2022-09-20 05:09:13
導語：在大學生幸福感論文的撰寫旅程中，學習并吸收他人佳作的精髓是一條寶貴的路徑，好期刊匯集了九篇優秀范文，愿這些內容能夠啟發您的創作靈感，引領您探索更多的創作可能。
關鍵詞：校園SNS；人人網；主觀幸福感；積極心理學
中圖分類號：G20 文獻標識碼：A 文章編號：1672-8122（2012）09-0038-02
一、引 言
近年來，有關“幸福”的話題引起了社會的廣泛關注，與“幸福”相關的名詞開始進入公眾的視線，而相應的學術研究則集中于心理學領域。20世紀中期興起的積極心理學（Positive Psychology）主要致力于研究人的發展潛力與美德，逐漸形成了心理學界新的研究氣象。
目前，在大學生人際交往中，社交網絡日漸成為重要的工具，然而大學生能否真正利用好網絡媒介是一個值得研究的課題。
在國外，有研究認為社交網絡的使用對大學生的積極心態有一定的影響，如有學者認為在Facebook的使用和學生的適應性之間存在著正相關的關系[1]。然而，有關社交網絡的使用與主觀幸福感的關系，目前沒有統一的結論。總體上說，有兩種假設，一種是置換假設，另一種是增益假設[2]。置換假設認為網絡交往降低了幸福感，用戶將本應用于人際交流的時間花在了網絡交往上，產生了交流上的置換，從而降低了幸福感[3][4]。另一方面，增益假設則支持網絡的交流有益于促進現實的交流，彌補了現實面對面交流的障礙[5]，此假設尤其適用于外向型的人群，這類人尤其容易通過使用網絡交流工具來提高自身幸福感[6]。
在國內，這方面的研究卻很缺乏，而且由于文化環境的差異性，國外相關的研究結論不可能完全適應我國。因而，本文試圖在前人研究的基礎上，探究我國大學生幸福感的現狀以及社交網絡使用對大學生幸福感的影響。
二、方 法
（一）被試
本研究采用整體隨機抽樣的方法，在安徽省高校學生中抽取一定樣本。被試的年齡和年級不限。共發放問卷350份，回收有效問卷315份，回收率90%。
（二）測量工具
1.主觀幸福感量表
采用Diener（1985）的主觀幸福感量表，包括三個分量表，分別為生活滿意度量表（5個題項）、積極情緒量表（6個題項）和消極情緒量表（8個題項）。此量表在不同國家被試中有過很廣泛的使用，經Diener等人的研究表明，該量表具有較高的信度與效度[7]。
2.校園SNS使用行為量表
參考學位論文《透析人人網_大學生使用SNS的傳播學意義分析》[8]和期刊論文《The Relationship Between Facebook and the Well-Being of Undergraduate College Students》[9]中的問卷修改編制，內容涉及用戶校園SNS的使用強度、使用效果、網絡人際圈、網絡自我暴露等。
（三）研究步驟
以網絡問卷的發放為主，同時使用紙質問卷補充樣本量的空缺，保證男女比例和學生年級比例的平衡。
（四）數據分析
采用統計分析軟件SPSS（Statistical Package for the Social Sciences）20.0進行數據分析。
三、結果與分析
（一）樣本基本信息及統計量描述分析
樣本個人信息包括性別、年級和生源地等；其中男生156人，占49.5%；在年級分布方面，大一或大二學生有178人，大三或大四學生有47人，研究生72人，博士生18人；從生源地來看，156人來自城市地區，159人來自農村地區。
總體上，大學生的主觀幸福感呈正態分布（M=64.47，SD=9.596），比主觀幸福感量表的平均值（M=66.5）略低。積極情緒較量表平均水平高（M=25.39，SD=6.307），而消極情緒較量表平均水平低（M=22.88，SD=7.205），生活滿意度水平（M=16.20，SD=4.364）與量表均值基本持平。
在總體樣本中，有275名被試是“人人網”的注冊用戶，占總體的87.3%。在使用強度方面，大多數被試注冊時間較長（超過兩年），但使用頻率較短；在網絡交際圈方面，154人的好友人數在100人以下，172人的主頁被訪問次數小于500次；在使用效果方面，145人表示“人人網”的使用并沒有給他們的現實人際關系帶來變化，只有8人認為“人人網”能幫助他們認識很多的新朋友；在自我信息暴露程度方面，209名被試人人網上的日志數小于10篇，而195人公開的有自己的照片數小于20張。
（二）大學生主觀幸福感的差異性分析
對主觀幸福感及其各變量做單因素方差分析，分別以性別、年級和生源地為因子。結果如表1所示，當以被試的性別為因子時，積極情緒和消極情緒這兩個維度有明顯差別；當年級為因子時，只有在消極情緒上有明顯區別；而當生源地為因子時，被試者生活滿意度、積極情緒以及主觀幸福感均有顯著差別，并且p值都接近于0；即來自城市的學生與來自農村地區的學生幸福感水平有非常明顯的差異。
表1 主觀幸福感及各變量的單因素方差分析
因子
變量 性別 年級 生源地
F p F p F p
關鍵詞：大學生；主觀幸福感；途徑
一、主觀幸福感的概述及特點
“主觀幸福感”是個體所具有的一種獨特的心理狀態，主要是指個體依據自己設定的標準對其某個階段生活質量所作的整體評價。[1]目前學術界認為有主觀幸福感有三個重要衡量標準，包括生活滿意度、積極情感和消極情感。[2]其中，生活滿意度是主觀幸福感的關鍵指標，是最有效的衡量標準。[3]主觀幸福感的特點主要有三點：主觀性、整體性、相對穩定性。[4]研究證實主觀幸福感在一定時期內是一個相對穩定的量值，它是長期而非短期的評價，不隨時間和環境的改變而發生重大變化，因此它是平穩波動相對穩定的。
二、大學生主觀幸福感的現狀分析及影響因素
根據對大學生主觀幸福感研究調查結果進行分析得出，大學生主觀幸福感、生活滿意度和積極情感分數都高于平均分，而消極情感的分數則低于平均分132。[5]其中在整體上大學生主觀幸福感在性別上是沒有差異的。而進一步調查研究，經濟狀況只對經濟困難的大學生有影響。[6]影響大學生幸福感的因素分為客觀因素和主觀因素。客觀因素對大學生主觀幸福感的影響主要體現在家庭中父母的教養方式、學校教育和社會支持等方面。主觀因素對大學生主觀幸福感的影響主要體現在人格因素、心里參照系、歸因傾向、成就動機程度等。
三、增強大學生主觀幸福感的有效途徑
大學生作為新一代社會主義建設者和接班人，對祖國的發展起到至關重要的作用，提高大學生主觀幸福感對于我國以后的建設有很大作用。
（一）加強幸福觀教育，提升大學生感知幸福的能力
高校思想政治教育是當代大學生的必修課，承擔著對大學生進行系統性理論知識傳授的任務，幸福觀教育是思想政治教育的重要內容之一，是思想政治理論課程體系的一部分。其次高校教育還應加強素質教育，突出人文關懷。很多大學生在校園中他們沒有體驗到較高的幸福感，沒有形成正確的價值觀，或者是思想上缺乏明確價值觀的引導，都導致他們沒有勇于追求幸福意識和能力。[7]
（二）融心理咨詢和生活輔導于思想政治教育中，培養良好的人格特質
對大學生進行心理咨詢和生活輔導，不僅能幫助大學生梳導心理困惑，緩解心理壓力，以提高其心理素質，而且能增強大學生抗打擊能力，使其在挫折中不斷的適應環境，培養其穩定、積極樂觀等良好的人格特質，促進大學生的健康成長。提高對生活的滿意度，由此使大學生主觀幸福感得以增強。[8]大學生是一個集學習和日常生活于校園之中的群體，而目前生活輔導是高校思想政治教育容易忽視的一個重要環節，積極關注大學生生活動態，在摸清大學生情況的基礎上進行針對性的生活輔導，能有效改善其生活狀態從而影響其生活態度向積極樂觀的方向發展。
（三）注重理論與實踐相結合的思想政治教育模式
注重理論教學和實踐教學相結合。從本質上講主觀幸福感的教育是一種價值觀認同教育，要使主觀幸福感為學生所感知、所認同、所接受教學方法是關鍵。
1.開展豐富的校園文化活動，滿足大學生多種心理需求
隱形課堂是對校園文化活動一個很形象的詮釋，它對大學生身心發展和認知水平具有無形的、潛移默化的影響作用。校園文化活動形式多樣、內容豐富生動、影響深遠等特點決定了其能滿足大學生成長過程中的多種心理需求，使大學生在輕松快樂的環境和活動中增長知識、接受教育并在活動中體現自我價值，享受過程、收獲成長、達到精神上的滿足和愉悅，從而感受更多的幸福感。
大學生正處于身心成長發展的重要時期，有較強的求知欲、探索欲和對于新事物的感知能力，大學生活是豐富多彩的，知識的獲取、情感的體驗、身心的發展除了課堂的學習，更多的來源于校園文化生活。校園文化活動主要通過兩個渠道提升大學生主觀幸福感能力： 一是組織開展好校園文化活動。廣泛開展各類文明健康、內容豐富的文化活動。同時積極探索特色鮮明、吸引力強的主題教育活動，促進學生在較長時期的潛移默化的過程中既增長才干，以開闊學生視野，提高學生人文素質。
2.通過社會實踐讓大學生切身體會到幸福感
社會實踐，就學校而言，它是指相對于理論教學以外的各種社會活動或實踐環節， 狹義的社會實踐活動，是指納入學校教育計劃的第一課堂以外的各種實踐活動或環節。[9]當代大學生中獨生子女較多，基本上都是父母的手上寶心頭肉，再加上平時待在學校學業功課繁重，參加社會實踐的機會少等一系列原因，導致大學生缺乏社會實踐活動這一普遍現象。因此，高校應積極開展、組織大學生社會實踐活動，鼓勵大學生參加社會調研、支農服務、志愿服務、社會公益活動和勤工儉學社會兼職等社會實踐活動。用理論指導實踐，在實踐中豐富理論，并在實踐過程中收獲感情、收獲喜悅，提高感知幸福的能力，從而體驗到更多的主觀幸福感。
（四）改進思想政治教育的評價方式，提升大學生學習、生活的積極性
學習也是一個創造幸福的活動。美國人本主義心理學家馬斯洛從個體心理結構的角度提出的需求層次理論將人的需求由低到高依次劃分為五個層次：生理需要、安全需要、社會需要、尊重需要和自我實現需要。[10]較高的層次需要是在較低的層次需要得到滿足后出現的，由低到高直到最高層次自我實現的需要得到滿足，人生的價值得以實現，這時，人們將體驗到更多的幸福感。能進入大學校園學習這本身就是一種幸福，它能滿足大學生喜愛學習這樣一種社會需要。同時也滿足自我實現的需要，知識的獲取、素質的提高能幫助大學生更好的實現人生價值，學習目的的崇高性也能帶來幸福感。因此，高校應改進思想政治教育評價方式，對大學生采取以鼓勵性評價為主的評價方式，幫助其樹立學習的自信心和主動性，在提高學習效率的同時，體驗到更多的積極情緒。
[參考文獻]
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關鍵詞：大學生；家庭教養方式；戀愛幸福感
一、引言
作為校園生活的一大主題，大學生談戀愛已經逐漸被社會所接受和認可，人們對待大學生戀愛所產生的問題也持開放和包容的態度。以往關于戀愛心理的研究往往都集中于戀愛價值觀、戀愛動機、戀愛道德、戀愛行為等方面，關于大學生戀愛幸福感的研究并不多見，最新的資料是漳州師范大學張瑞的碩士學位論文大學生戀愛幸福感問卷的編制以及團體干預研究一文中，自己編制了大學生戀愛幸福感問卷，并檢驗了其信效度。因此，本研究的第一個目的，就是驗證大學生戀愛幸福感問卷的信效度。同時，我們對對大學生戀愛幸福感的相關人口學、個人戀愛經歷和社會學等因素進行了調查，分析大學生戀愛幸福感可能存在差異的影響因素。
隨著積極心理學的興起，近年來有關幸福感的研究越來越多，大學生作為祖國的未來民族的希望，其群體幸福感的研究必然成為了人們普遍關注一個領域。有研究結果顯示，不同性別大學生的總體幸福感無顯著差異，都與父母教養方式中的某幾個因子顯著相關。[1]可見由于家庭教養方式與大學生的幸福感有著密切的關系。那么家庭教養方式對子女幸福感的影響會不會體現在戀愛中，表現出與戀愛幸福感的高度相關呢？本研究的第二個目的，便是從戀愛的體驗和感受出發，探討家庭教養方式與大學生戀愛幸福感這兩者之間是否存在相關。
二、研究方法
1.被試
在鄭州大學內方便取樣，選取了大一至大五的戀愛中的本科生共280名，最后得到有效數據的大學生257名，其中男生108名，女生149名。
2.材料
（1）父母教養方式問卷（egmaminnenavbardndosnauppforstran，EMBU）
采用Perris等編制的EMBU父母教養方式問卷，國內學者根據中國的語言習慣做了修訂，具有良好的信效度。[2]EM BU包括6個父親因素和5個母親因素，分別為父因子1：父親情感溫暖、理解；2：父親懲罰、嚴厲；3：父親過分干涉；4：父親偏愛被試；5：父親拒絕、否認；6：父親過度保護。母因子1：母親情感溫暖、理解；2：母親過分干涉、保護；3：母親拒絕、否認；4：母親懲罰、嚴厲；5：母親偏愛被試。[3]
（2）大學生戀愛幸福感問卷
大學生戀愛幸福感問卷包括6個維度，分別為性格匹配度、戀人交流方式、共同興趣愛好、相互扶持度、性態度和相互信任感，共計23個題目。大學生戀愛幸福感問卷具有良好的信度、效度，可以作為調查、研究大學生戀愛幸福感的工具。[4]
（3）其他因素
此外還收集了性別（男-女）、年級人口學變量（大一到大五），戀愛時長（1年以內、1-2年、2-3年、3年以上），家庭來源（城鎮-農村）、是否獨生、父母受教育程度（小學、初中、高中、大專及以上）以及父母是否離異等可能會存在戀愛幸福感差異的因素。
三、結果統計
1.大學生戀愛幸福感問卷的信效度
用spss18.0對大學生戀愛幸福感問卷的分半信度進行統計，得到分半信度是0.871，p=0.000。結構效度的檢驗結果顯示，6個分量表的相關系數在0.262-0.643之間，且均顯著。表明本量表具有很好的信效度。
2.大學生戀愛幸福感的人口學差異
對男女大學生戀愛幸福感進行配對樣本t檢驗結果發現，男女大學生除了在性態度上（t=3.05）的得分存在顯著差異（M男=14.90，M女=13.91）。其他維度上的差異均不顯著。
對年級在戀愛幸福感各個維度的方差分析結果表明，戀人交流方式（F=2.93）和相互扶持度（F=3.89）兩個方面年級差異顯著。事后檢驗結果顯示，在交流方式上，二年級的大學生戀人在交流方式上的得分（M2=16.83）顯著高于三年級（M3=15.82）和四年級（M4=15.61）。在相互扶持度上，四年級（M4=16.32）顯著低于其他年級（M1=17.69，M2=17.67，M3=17.25 M5=18.88），三年級（M3=17.25）顯著低于五年級（M5=18.88）。
對大學生戀愛幸福感在戀愛時間上進行方差分析的結果表明，戀愛時間在戀人交流方式（F=4.89）和性態度（F=2.70）上存在顯著差異。事后檢驗結果顯示，在戀人交流方式上，戀愛1年（M=15.78）的大學生顯著低于戀愛2年（M=16.89）、3年（M=16.91）、3年以上（M=16.76）的大學生。在性態度上，戀愛1年（M=13.91）的大學生顯著低于戀愛3年（M=15.19）的大學生。
對不同家庭來源的大學生戀愛幸福感進行各個維度上的配對樣本t檢驗，結果發現農村和城市大學生在性格匹配度（M農=19.17，M城=20.00）和相互信任感（M農=12.04，M城=12.66）兩個維度上存在顯著差異。
大學生獨生子女與非獨生子女大學生在性格匹配度（M獨=20.12，M非獨=19.30）和相互信任感（M獨=12.75，M非獨=12.15）兩個維度上存在顯著差異。
大學生戀愛幸福感各個維度在父母受教育程度上都沒有顯著的差異。
在相互扶持度上，父母離異的大學生子女在戀愛中得到的分數更低（M離=16.74，M未離=17.48），兩者存在統計學差異。
3.大學生戀愛幸福感與家庭教養方式的相關
表1 母親教養方式5個因子及父親教養方式6個因子與戀愛幸福感的相關系數
從表中可知，大學生戀愛幸福感與母親拒絕、否認和母親懲罰、嚴厲，父親情感溫暖、理解和父親拒絕、否認四個因子存在顯著的相關，其中除與父親情感溫暖、理解因子存在顯著的正相關外，與另外三個因子均為顯著負相關。
四、結論
根據以上數據，可以得到以下結論：
結論一：新編的大學生戀愛幸福感問卷具有良好的信效度，可以直接拿來使用；
結論二： 收集的性別、年級人口學變量，戀愛時長，家庭來源、是否獨生、父母受教育程度以及是否離異等因素，除父母受教育程度外，大學生戀愛幸福感的不同維度在其他因素上都存在顯著差異；
結論三：大學生戀愛幸福感與母親拒絕、否認和母親懲罰、嚴厲，父親情感溫暖、理解和父親拒絕、否認四個因子存在顯著的相關，說明戀愛幸福感與父母的負性影響的關系更密切。
五、討論
1.驗證了新編大學生戀愛幸福感問卷的信效度，可以為后來的研究者使用該問卷提供依據；
2.提供了可能對大學生戀愛幸福感造成影響的幾方面的因素，這對家長改善家庭教養方式和大學生提高戀愛幸福感具有一定的啟示意義；
3.本研究的不足是由于時間限制，搜集資料的被試數量偏少，可能不足以說明問題，筆者在以后的學習生涯中會繼續完善。
參考文獻
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[4]張瑞.大學生戀愛幸福感問卷的編制以及團體干預研究[D].漳州師范學院，2012.
【關鍵詞】體育鍛煉；中職生；生活事件；主觀幸福感
1 文獻綜述
主觀幸福感是人們根據自定的標準對自身的生活質量的整體評價，是衡量個人生活質量的綜合性心理指標，反映了個體的社會功能與適應狀態，是衡量一個人的心理健康的重要指示因素。它包括生活滿意度和情緒體驗兩個基本成分，前者是個體對生活總體質量的認知評價，即在總體上對個人生活做出滿意判斷的程度；后者是指個體生活，中的情緒體驗，包括積極情緒（偷快、輕松等），以及消極情緒（抑郁焦慮、緊張）兩方面。
體育鍛煉是人們主動改造和完善主體自身身心健康狀況的一種有意識的活動，是活動主體的人與自身間一種能動關系的反映。研究證實，適當的進行體育鍛煉可以直接影響人的身體健康和生活質量的許多方面，增強人的身體自我意識，而且有利于改善人體的精神狀態，產生積極情緒。可以看出，體育鍛煉不僅增強了人的體質，而且在參與體育鍛煉的過程中能夠使人體驗目標實現的愉悅，并獲得良好的情緒體驗，從而促進人的心理健康。
中等職業學校的多數學生除了學習成績較差外，思想道德素質尤其有待于提高。特別是一些家長把自己在家難以管教和約束的子女送到學校來，其主要目的就是要讓學校能管住和教育好他們的子女，讓他們的子女在學校里經過教育和學習能夠從一個“失敗者”轉變成一個“成功者”走向社會。這就是說，與其他類型的學校尤其高校相比，中等職業學校的教育工作所針對的情況更為復雜，所面臨的形勢更為嚴峻，所擔負的責任更為沉重。中職生是流向人才市場的一個重要源頭，學校往往重視技能操作的教育，忽視學生情感方面的問題。如何提高中職生的學校生活滿意感及幸福感值得學校方面的思考，培養中職生快樂、幸福的心態，提高其對各生活領域的滿意感，令其有更多的積極心理體驗，這無疑對改善和提高中職生的生活質量，塑造其良好的心理品質，促進其身心的健康成長具有積極的影響作用。
2 研究方法
2.1 被試
本研究以某職業技術學院中職部的三個年級學生為研究對象，采取隨機抽樣的方法抽取兩個班，共6個班。回收有效問卷244份，有效回收率為95.3%。
2.2 研究工具
2.2.1 青少年生活事件量表（ASLEC）
2.2.2 高中生主觀幸福感問卷
2.2.3 體育活動等級量表（PARS一3）
2.3 測試程序
采用集體測試的方式，在晚自習時間，用指導語指示被試填答問卷，問卷現場收回。
2.4 數據處理
采用SPSS13.0統計軟件對數據進行處理分析。
3 結論與建議
3.1 結論
為了考察生活事件對中職生主觀幸福感的影響以及體育鍛煉在生活事件與主觀幸福感關系中的作用，通過作生活事件、體育鍛煉量和主觀幸福感之間的散點圖，發現生活事件和主觀幸福感之間、體育鍛煉量和主觀幸福感之間呈直線趨勢，存在相關關系。生活事件和主觀幸福感之間存在負相關，體育鍛煉量和主觀幸福感之間存在正相關。
為了進一步明確體育鍛煉在生活事件與主觀幸福感關系中的作用，采用回歸分析來探索體育鍛煉的影響。由分析可知，生活事件對主觀幸福感具有消極影響，總鍛煉量對主觀幸福感具有積極影響，并且在加入體育鍛煉后減小了生活事件對主觀幸福感的不良影響。
通過對被試進行各個方面不同維度的比較，可以得出以下幾點結論：
3.1.1 中職生的主觀幸福感存在性別差異。男生在正性情感、生活滿意感和學習滿意感上顯著高于女生，負性情感和身體滿意感顯著低于女生，男生的主觀幸福感顯著高于女生。
3.1.2 中職生的主觀幸福感存在年級差異。二年級與一年級、三年級的被試主觀幸福感均無顯著性差異；三年級在正性情感和生活滿意感維度上顯著高于一年級，在其他維度上兩組被試均無顯著性差異，且三年級的主觀幸福感顯著高于一年級。
3.1.3 中職生的主觀幸福感存在家庭地域差異。農村學生的負性情感顯著高于城市和城鎮學生；在生活滿意感上城市學生顯著高于農村學生，城鎮與農村學生無顯著差異；中小城市學生在正性情感和生活滿意感維度上顯著高于農村組學生；大城市學生只是主觀幸福感顯著高于農村學生。
3.1.4 自覺參加課外體育鍛煉的中職生具有更強的主觀幸福感。
3.1.5 身體鍛煉對中職生主觀幸福感可以產生積極的影響，中等以上鍛煉量的體育鍛煉對中職生主觀幸福感影響更為顯著。
3.1.6 生活事件對主觀幸福感具有消極影響，總鍛煉量對主觀幸福感具有積極影響，并且在加入體育鍛煉后減小了生活事件對主觀幸福感的不良影響。
3.2 建議
3.2.1經常參加體育活動的學生對自身的身體狀況較為認可，在遇到困難和壓力時也可以通過鍛煉來暫時地緩解，這為中職的學生工作提供了一個很好的參考，就是不僅僅重視對學生進行專業的技能教學，還應該讓學生多參加一些體育活動，并養成他們自覺鍛煉意識。不僅可以增強體質，也能讓學生擁有更加積極的生活態度，減小生活事件對他們主觀幸福感的不良影響，以改善他們的心理健康狀態，提升自身的主觀幸福感水平。
3.2.2本研究探討了有關身體鍛煉量與中職生主觀幸福感關系的研究，研究結果表明中等以上鍛煉量的體育鍛煉對中職生主觀幸福感影響的效應更為顯著。因此，建議學校今后在要求學生積極參加體育鍛煉的同時，也要注意鍛煉量的選擇，盡量控制在中等鍛煉量以上。
3.2.3本研究選擇的被試是中職生，這是一群特殊的青少年，心理特點顯著，主觀幸福感偏低；同時他們也是人力資源市場的重要來源，對于社會的發展有重要作用，所以提高他們的主觀幸福感是至關重要的。而本次調查只考察了一所學校，并且被試數量太少，有很多極端值的出現，建議以后的研究可以考慮全國范圍的樣本。
參考文獻：
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關鍵詞：師范生；情緒調節內隱態度；情緒調節自我效能感；情緒調節；主觀幸福感
1.問題提出
1.1研究的現實意義
2012年中秋、國慶雙節前期，中央電視臺推出了《走基層百姓心聲》特別調查節目“幸福是什么？”。欄目組奔赴全國個體對各地各行業人民進行隨機采訪，“幸福”成為媒體的熱門詞匯。“你幸福嗎？”，也成為2012年度最熱門的問題之一，引發了全社會對幸福的深入思考。在不久前的十記者見面會上，在讓人倍感親切、溫馨的一番關于人民美好生活向往的講話中，也提到了幸福是什么和我們要將幸福作為重要的目標來奮斗的問題。不得不說，“幸福”無愧是2012年最熱門的主題詞。
心理學研究表明，主觀幸福感是評價個人乃至整個社會生活品質的一個重要指標（Diener，2003），也是能夠直觀、有效標識個體心理健康的主要內容。[1]大學生是國家的寶貴財富，是國家未來發展的中堅力量，是國家現代化建設與中華民族偉大復興的希望。因此，長久以來，大學生的心身健康狀況與促進和維持其心身健康的方法一直是社會普遍關注的話題。眾所周知，在學業、生活、情感、就業多重大山的壓迫下，大學生的心理健康早已經告急。師范類大學生是未來我國教師隊伍的儲備人才，是國家未來科教興國戰略實施的重要力量。師范生的主觀幸福感問題不僅關系到其自身的心理健康狀況，也關系到其日后在教學活動中對學生的影響。因而，對師范生的心理健康狀況尤其是主觀幸福感進行研究有重要意義。
1.2研究的理論意義
關于主觀幸福感的定義，目前，Diener（1984）提出的概念得到了大多數研究者的認同，他認為，主觀幸福感是指個體根據自定的標準對其生活質量的總體評估，它是衡量個體生活質量的重要綜合性心理指標。[2]目前，關于什么是主觀幸福感，什么因素會影響主觀幸福感的研究已經取得了極大的進展，研究表明主觀幸福感是由認知維度和情感維度構成，其中認知維度包括生活滿意度，情感維度包括正性和負性情感。
因此，情緒無疑是主觀幸福感的核心成分之一，可以直接作用于情緒的情緒調節也必定會對主觀幸福感有重要意義。近期已經有研究者開始從情緒調節角度對主觀幸福感進行研究。王力（2007）以廣州中山大學的大學生為被試研究成人情緒調節對個體主觀幸福感的意義，研究結果表明重新評價策略可以有效預測個體的主觀幸福感的變異；而表達抑制策略的使用并不會顯著影響個體的主觀幸福感。[3]
現有研究顯示（Mauss，I.B.，Cook，C.L.，& Gross，J.J.，2006；劉俊升 桑標，2009），在誘發負性情緒的情境中，對持積極情緒調節內隱態度的個體，會自動化的調節和控制自己的情緒[4][5]；而關于情緒調節自我效能感的研究表明，只有當個體認為通過調節可以達到自己想要的情緒狀態，對自己情緒調節能力擁有良好的認知與堅定的信念，個體才會進行情緒調節[6]。
既然情緒調節對個體主觀幸福感有重要意義，而情緒調節內隱態度和情緒調節自我效能感又是影響個體情緒調節的關鍵性因素，那么情緒調節內隱態度與情緒調節主觀效能感與個體主觀幸福感的關系究竟如何，它們能否作為個體主觀幸福感的指標呢？
在發現情緒調節能力信念影響個體的情緒體驗管理后，Caprara（2001）開始對情緒調節的自我效能感進行探索[7]。Caprara （2006）等的研究表明，情緒調節自我效能感和處理人際關系的自我效能感共同影響著主觀幸福感的認知和情感成分。[8]另一項研究（Caprara，Pastorelli，Regalia，Scabini，& Bandura，2005）顯示，管理積極、消極情緒的自我效能感可以提高個體對未來的積極期望、維持積極的自我概念、體驗到更多的積極情緒、感知到生活的幸福，從而有效提高個體的主觀幸福感[9]。由于關于情緒調節內隱態度的研究最早2006年才出現（Mauss，I.B.，Cook，C.L.，& Gross，J.J.，2006）[10]，對于它的研究還處于起步階段，縱觀國內外研究，已有的研究僅僅從宏觀的行為角度揭示了情緒調節內隱態度對情緒調節行為的可能影響，關于其與主觀幸福感的關系的研究幾乎是空白。
2.研究構想
2.1被試選擇
研究計劃隨機選取沈陽師范大學學生120名，男女各半。要求：㈠右利手；㈡無重大生理疾病；㈢視力或者矯正視力正常；㈣無精神病或神經性疾病病史；㈤在參加研究前無明顯情緒事件。
2.2 研究材料
研究計劃會用到以下實驗材料：
①情緒調節版內隱聯想測驗（ER-IAT）：
由劉俊升、桑標（2009）根據Iris B.Mauss等人（Mauss，I.B.，Catharine Evers，Frank H.Wilhelm&James J.Gross，2006）的研究材料，并結合漢語的語法習慣對目標詞進行改編與修正。[5]
②情緒調節自我效能感量表：
Caprara G.V.（ 2008）最新修訂的情緒調節自我效能量表（ Regulatory Emotional Self-Efficacy ，RES）的中文版。RES包括表達積極情緒的自我效能感（POS）、調節沮喪/痛苦情緒的自效能感（DES）和調節生氣/憤怒情緒的自我效能感（ANG）三個維度。該量表共由12個項目組成，采用5 點計分法。
③序列遞減任務：
參照劉俊升（2009）等研究中所采用的序列遞減（serial subtraction）任務誘發被試未激活的負性情緒。任務要求被試從1000 開始，依次遞減7。實驗程序進行了計算機化處理，被試計算的結果直接報告在電腦上。先前研究結果表明，97%的被試報告有不同程度的受挫和郁悶情緒的產生。[5]
④情緒狀態投射系統
由于情緒狀態的主觀報告量表得到的數據，無法排除被試對情緒的反思和再認。Izard認為情緒體驗一旦進入認知系統，就意味著情緒已經被調節。從中國情緒圖片系統（CAPS）中選取第121號圖片，要求被試對圖片的愉悅程度打分，打分范圍從1至9。
⑤主觀幸福感量表
鄭雪等人根據Diener編制的《國際大學生調查量表》，修訂并編制的《主觀幸福感量表》。該量表共包含四個方面，分別為：總體主觀幸福感、生活滿意度、正性情感和負性情感。量表共19個項目，采用9點計分。
⑥計算機若干及實驗與統計程序（E-prime1.1與SPSS17.0）
2.3 研究過程
研究計劃采用個別施測的方式進行，共分3個階段進行：
第一階段進行情緒調節內隱態度測定。采用個別施測的方式進行，每個被試處于一個獨立的空間。主試在講完實驗基本要求后離開，然后被試自行按照指導語的提示完成測試，計算機記錄被試反應的時間和正誤。在測驗之后，將所有被試的測驗結果導入SPSS進行統計檢驗，將錯誤率超過20%的被試刪除。將相容測驗部分反應時顯著小于不相容測驗部分反應時的被試選取出來（ t檢驗，p
第二階段間隔一周之后進行，所有有效被試完成序列遞減任務后，馬上完成情緒狀態投射程序。測驗一間小房間里進行，測驗采用單獨施測，在計算機上完成。主試在講完基本要求后離開房間，被試自行按照指導語的提示完成測試，計算機記錄被試的反應。
第三階段進行問卷施測，所有被試在實驗過程結束之后填寫情緒調節自我效能感問卷和主觀幸福感問卷。結果輸入SPSS進行統計分析。
2.4 研究假設
①情緒調節自我效能感性別差異顯著，男性比女性情緒調節自我效能感水平高；情緒調節內隱態度性別差異不顯著；情緒調節自我效能感和情緒調節內隱態度存在一定程度的相關。
②對情緒調節持積極內隱態度的個體，即情緒控制型個體，在負性情緒誘境下，會自動化的調節和控制自己的情緒；而對情緒調節持消極內隱態度的個體，即情緒表達型個體，則不會對自己的情緒進行自動化的控制和調節；對高情緒調節自我效能感的個體，在負性情緒誘境下，能夠較好的調節和控制自己的情緒；而低情緒調節自我效能感的個體，則不會對自己的情緒進行很好的控制和調節；情緒調節內隱態度和情緒調節自我效能感在影響個體情緒調節時存在交互作用。
③大學生的主觀幸福感在年級、性別、專業上存在顯著性差異；大學生的情緒調節內隱態度在年級、性別上存在顯著差異；在專業上差異不顯著； 大學生的情緒調節自我效能感在年級、性別、專業上存在顯著性差異；大學生的情緒調節內隱態度和情緒調節自我效能感與大學生主觀幸福感存在正相關，情緒調節內隱態度和情緒調節自我效能感能夠在一定程度上預測大學生的主觀幸福感。
3.小結
總的來說，本研究將主要采用實驗法和問卷調查法，首先確認師范生的情緒調節內隱態度和情緒調節自我效能感的關系，再探討情緒調節內隱態度和情緒調節自我效能感對師范生情緒調節的影響，最后研究情緒調節內隱態度和情緒調節自我效能感與師范生主觀幸福感的關系。研究結果將會進一步揭示師范生情緒調節和主觀幸福感的心理機制，為師范生的情緒調節和主觀幸福感干預提供重要依據。
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【關鍵詞】職校生自尊父母教養方式 主觀幸福感
【中圖分類號】G710 【文獻標識碼】A 【文章編號】2095-3089（2014）2-0110-02
一、職校生自尊、父母教養方式與主觀幸福感的研究現狀
1、職校生自尊的特點與影響因素
通過從性別、年級、父母是否離異三個方面對自尊進行研究，得出以下結果：職校生自尊水平在年級的主效應上存在顯著差異，而在性別、父母離異的主效應上均不存在顯著差異。而自尊在年級上呈現了顯著差異，這個結果也得到很多學者研究的證實。自尊隨著個體的年齡增長會發生變化，在本研究中，低年級的自尊水平要顯著高于高年級的自尊水平，這是因為不同年級面臨的壓力不同，職校生年級越高，他們要面臨升學或者就業的壓力就越大，而低年級的學生感受這種壓力相對會晚一點，所以自尊在年級上存在顯著差異。
2、職校生父母教養方式的研究結果與討論
在父母教養方式的研究中，我們按照父親教養方式和母親教養方式的不同維度分別進行了研究，以性別、父親文化、母親文化作為自變量進行多因素方差分析，結果為：不同的父母文化程度都與父母的關愛有顯著差異，其研究檢驗結果顯示父母文化程度越高，對子女越多關心、理解；越少的懲罰、拒絕、否認等消極情感。而在同一個家庭中，父親教養方式自然也會受到母親文化的影響。
3、職校生主觀幸福感的研究結果與討論
關于主觀幸福感的研究現狀，職校生的主觀幸福感的平均得分為76.35分，比平均分75分要高一些，說明目前職校生的主觀幸福感處于均上水平。
父親文化與母親文化的交互作用對孩子主觀幸福感的感受影響顯著，父母文化程度越高，對子女更多關心、理解；更少嚴厲、懲罰和拒絕否認，父母的正向情感越多，孩子的幸福感越強。
二、職校生自尊、父母教養方式與主觀幸福感的關系
1、職校生自尊、父母教養方式與主觀幸福感的關系
通過對職校生自尊、父母教養方式及主觀幸福感的相關研究，發現這三者都有非常顯著的相關關系。分別對父親教養方式、自尊與主觀幸福感和母親教養方式、自尊與主觀幸福感的進行相關分析，結果如下：
父母教養方式對孩子的自尊、主觀幸福感都有很重要的影響，父母選擇合適的教養方式，則更有利于孩子的心理健康，孩子更容易形成積極的人生態度和人格特征，因此，在孩子的成長過程中，父母應盡量采取積極的情感對待孩子的成長。
2、職校生高低自尊與主觀幸福感的關系
分析不同自尊水平的個體，我們可以發現，高自尊的學生通常在平時的活動中會更活潑、更積極主動，他們能更好的應對生活學習中的一些問題，感受更積極，幸福感也更強；而低自尊的學生對自己是消極的評價，自我接納感較低，認為自己不如別人，因此主觀幸福感較低。
三、結論
1、職校生的自尊整體處于中等水平；高年級的學生比低年級的學生自尊水平低些。
2、職校生的父母教養方式受不同因素的影響，父親教養方式受到孩子性別和母親文化程度的影響；母親教養方式主要受到父母文化程度的影響。
3、職校生的主觀幸福感的總體感受處在中等水平。影響職校生主觀幸福感感受的還有父母的文化程度。
4、職校生的自尊、父母教養方式和主觀幸福感之間存在較高的相關關系。
5、高自尊個體的主觀幸福感要強一些，低自尊個體的主觀幸福感弱一些。
6、父母教養方式中積極情感的成分越多，孩子的主觀幸福感越強，父母對孩子的消極情感成分越多，孩子的主觀幸福感越弱。
四、展望
在今后對自尊、父母教養方式和主觀幸福感的相關課題的研究中，會對以下幾個方面做進一步的探討：
(1)采取更加恰當有效的取樣方法，擴大樣本容量，平衡性別、年級比例，使研究結果更接近實際。
(2)對研究變量的不同維度做進一步的分析，更深入的了解現狀。
(3)使用不同的方法獲取研究對象的信息，如進行個案訪談法、橫向研究與縱向研究方法相結合等。
參考文獻：
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[論文關鍵詞]高等院校 大學生 幸福觀 培育
哈佛大學校長德魯·福斯特的就職演講主題就是幸福。德魯·福斯特認為，幸福是人生的主題，是人類的根本追求。一所大學的精神所在，是它要特別對歷史和未來負責，而不完全或哪怕是主要對現在負責。幸福是人的物質需求和精神需求得到同時滿足時的和諧感，是人的身心健康和諧與人格充盈的完美狀態。大學生幸福觀的培育，為高等學校培養合格的建設者和可靠的接班人提出了新的課題。
一、當代大學生的幸福觀
第一，對幸福內涵的理解直觀。當代大學生對幸福的理解就是有一定的付出而獲得充分的享受。他們認為別人追求幸福具有合理性，卻不能夠把別人的幸福當成是自己幸福的一部分。付出而享受天經地義，但付出得多與少，享受得好與壞，在大學生的心中卻沒有尺度。換句話說，當代大學生認為幸福就是我行我素，別人的幸福與己無干。這種狹隘的幸福觀勢必會使得大學生以自我為中心，甚至可能為了自身的幸福而去損害他人的幸福。
第二，對幸福目標的界定直白。當代大學生中對幸福的認知最突出的表現就是享樂主義、物質主義傾向。當代大學生絕大多數是獨生子女，在成長的過程中倍受呵護，隨著改革開放后人民物質生活水平的不斷提高，社會上一些人的物質欲望、金錢欲望、享樂欲望不斷膨脹，對大學生的健康成長產生負面影響。他們除了追求感官刺激與快樂以外，沒有培養足夠的追求幸福的意識，也缺乏追求幸福的能力。
第三，對幸福價值的追求直接。物質生活的富足使得當代大學生安于現狀，沒有危機意識，崇尚“知足常樂”的價值取向，對于幸福缺乏主體創造意識。因此，他們對于未來生活沒有崇高的理想和目標。普遍現象是，一些大學生能夠堅持正常上課，能夠堅持完成課業，但對于自身的前途和就業前景茫然無措，不會提早規劃人生，當然也就無從談起追求幸福。課堂上，幸福就是課程內容不理解卻沒有被提問，搞個小動作卻沒有被老師發現，作業順利蒙混過關；課堂外，幸福就是毫無約束地做自己想做的事，不管這些事情是否有益。這種對幸福價值的直接追求導致大學生普遍缺乏真正的幸福感。
第四，對幸福來源的表現直率。當代大學生基本是家中的獨生子女，其教育環境和成長空間優越。在這樣的情況下，有些大學生往往脆弱、沖動、無知、偏執，對于自己擁有的一切，缺乏感恩意識，不思回報，也并不珍惜。他們不知道自己肩負著比自己更重要的脫離自身利害的社會責任。
二、當代大學生幸福觀缺失的原因
第一，高等教育體制方面存在缺陷。制度化教育是“人們為了捕捉隨生產剩余、社會分層和文化更新而來的新的教育機會利益而對教育進行重新設計、選擇和調整時所產生的具有正式化、規范化、等級化、集權化乃至科層化傾向的教育”。制度化教育是以“精英論”為指導思想，旨在造就和選拔精英的教育體系。實際上它是把社會上的所謂精英和其余的人區分開來，其目的不是根據一個人的社會背景去排斥他或挑選他，而是按照現有的精英這個概念去挑選所謂優秀的人。制度化教育雖然不能說它絕對不能造就出精英，但是它的標準及實踐表明，它實際上是把學習與文憑、文憑與就業資格、就業資格與社會地位等同起來，形成了一種帶等級特征的學歷社會，迫使學生從小就要攀爬那沒有盡頭的作業、升學、考試階梯。在制度化教育實施過程中，學生與幸福漸行漸遠。
第二，高校教育的異化問題越來越嚴重。首先，教育的異化表現在人的異化上，現行教育的明顯特征是過分重視分數，不關心人的需求，學生喪失了獨立的主體地位和意識，變成學習的工具；其次，教育的異化表現在學校管理的異化上，學校教育市場化、職業化、產業化，教育功利主義日漸抬頭。異化的教育使學生成為教育的奴隸，脫離了人，教育也就不能稱之為是教育了。在現有的大力提倡素質教育但實質上無法脫離應試教育模式的教育體制下，片面重視智育、忽視德育，片面強調學校教育的整體性，扼殺學生的個別差異性，無法顧及學生的幸福觀和全面素質。
第三，家庭教育的輔助功能正在喪失。家庭對一個人的生活方式、文化背景、心理氛圍、教育理念等諸多方面的影響，是終身揮之不去的。當前大學生的父母大多為接近50歲的中年人，其事業正在上升階段，自身的幸福還在創造過程中，有時工作中的挫折和不順心往往干擾家庭生活氣氛，甚至給子女的幸福觀教育帶來負面影響，更不用說顧及子女的幸福教育。這也使得大學生的幸福觀有所缺失。
三、培育當代大學生幸福觀的對策建議
第一，加強幸福觀念教育，指導大學生認知理解幸福。理解幸福的能力就是具備正確的幸福觀，不斷充實正確的關于幸福內涵的能力。幸福觀是人們在追求幸福和享受中所持的觀點和看法。一味把幸福寄托在外在的物體上，幸福也就成了沒有根性的浮萍。幸福感的產生必須依賴于個體的認知與情感，依賴于正確幸福觀的形成，指導大學生樹立正確的幸福觀是開展幸福教育的首要內容。一是加強幸福觀教育。幸福觀要求以他人的幸福為己任，主張主觀性與客觀性的統一、物質生活與精神生活的統一、享受與勞動的統一、個人幸福與社會幸福的統一。哲學關于幸福的論述和看法，對于大學生樹立科學、理性的幸福觀具有重要的指導作用。二是吸收中西傳統文化中關于幸福觀的精華內容。這是培養大學生樹立理性、科學幸福觀的有力補充。三是樹立積極進取的價值取向。在對大學生進行幸福觀教育時，應加強對大學生幸福觀的引導，形成理性、科學的幸福觀。
關鍵詞：大學生；時間管理傾向；影響
中圖分類號：G642.0 文獻標志碼：A 文章編號：1674-9324（2015）37-0062-02
一、時間管理傾向的定義
時間管理在人格特征方面的表現被定義為時間管理傾向，即人們在計劃、安排、調控和管理時間等方面的態度和行為的綜合表現，時間管理的目的是提高時間利用率。黃希庭按照三個維度對時間管理傾向進行劃分，分別是時間價值感、時間效能感和時間監控觀，體現在個人的時間管理方面就是：個人的時間價值觀、時間效能感和時間監控能力。
二、時間管理傾向的影響因素（原因）
時間管理傾向既受先天遺傳的影響，也受后天環境的影響。根據前人的研究，時間管理傾向主要受以下幾個方面因素的影響。
1.時間管理傾向受人格特質方面的影響。國內外很多的研究結果顯示，人格四因素顯著影響時間管理傾向，通過對時間管理傾向和人格因素之間的關系模型的建立發現，宜人性、開放性以及謹慎性能夠正向預測時間管理能力。
2.時間管理傾向也受家庭教養方式的影響，父母對孩子的教養方式不同，孩子的時間管理傾向也不同。有研究表明，冷漠和過度保護的家庭教養方式和時間管理傾向中的時間效能感存在顯著的負相關，關愛的民主性的教養方式與時間管理傾向中的時間效能感存在顯著的正相關關系。
3.時間管理傾向也受心理健康狀況和情緒狀態的影響。積極健康的心理狀態能提高時間管理傾向，相反，消極悲觀的情緒也能夠降低時間管理傾向。焦慮、恐懼、不安等負面情緒影響對時間的計劃、管理和調整能力。
4.時間管理傾向和個體意志力的某些方面有關系。時間管理傾向中的時間效能感維度和成績――掌握兩個趨近目標呈顯著正相關，與成績――回避兩個趨近目標呈顯著負相關，時間管理傾向中的時間監控感維度與成績――掌握兩個趨近目標呈顯著正相關。也有研究指出，心理控制源也影響時間管理傾向，時間管理傾向與中學生的心理控制源呈顯著負性相關，時間管理傾向低的學生和時間管理傾向高的學生的心理控制源有顯著差異，內控型的大學生有較強的時間管理能力，外控型的大學生的時間管理能力低。
三、時間管理傾向對大學生的影響
1.時間管理傾向對大學生適應的影響。時間管理傾向能夠影響大學生的適應，調查研究結果表明，大學生的時間管理能力能有效預測大學生的適應性，如果被試時間管理傾向量表得分較高，則該被試在適應性上的得分也相應較高。適應是大學生學習生活的基礎，時間管理能力強的大學生能更好的適應大學生活，能更加有效的利用時間，獲得學業上的成就。同時，時間管理傾向中的時間效能感能很好地預測社會適應。因此，對大學生的時間管理能力的培養可以提高大學生適應學校生活和社會。
2.時間管理傾向影響大學生的主觀幸福感。大學生的主觀幸福感影響大學生的身心健康以及學業成就，而時間管理傾向能夠很好地預測主觀幸福感。有研究說明，時間管理傾向中的時間價值感、時間監控感和時間效能感這三個維度與個體主觀幸福感存在顯著的正相關關系，時間管理傾向的調節功能，幫助大學生高效的利用時間、安排日常生活，能夠讓大學生體驗到更多的積極情緒，以良好的狀態應對學習生活，從而增強大學生的主觀幸福感。
3.時間管理傾向對大學生學業成就的影響。國內外很多學者進行了這方面的研究，例如Weinstein，Stone和Hanson的研究指出，大學生時間管理傾向與其學業成績顯著正相關，在時間管理傾向量表上得分高的學生學業成績相對高，在時間管理傾向量表上得分低的學生學業成績也相對低。Ranjita和Michelle對大學生進行時間管理傾向的干預研究，結果顯示時間管理傾向能有效地緩解學業壓力，因而有助于學業成績的提高。
4.時間管理傾向對大學生其他方面的影響。時間管理傾向影響大學生的責任心，有研究結果指出，時間管理傾向三個維度與大學生責任心各個維度均呈現顯著正相關，該研究通過回歸分析得出結論：時間效能感、時間價值感和時間監控觀能有效的預測大學生的責任心水平，其中，時間效能感的預測能力最強。時間管理傾向和大學生的自我效能感也呈顯著正相關關系，時間管理傾向的各個維度都能有效的預測自我效能感。大學生的自我統一性中的三個維度和時間管理傾向的各個維度均有顯著正相關關系。大學生的自信心也受時間管理傾向的影響，自信心水平與時間管理傾向的三個維度都有顯著關系。
四、時間管理傾向的干預研究
時間管理傾向對大學生的各個方面既然都有影響，這預示著，對時間管理傾向的干預研究就至關重要了。美國德克薩斯大學教授Weinstein設計了一系列提高時間管理傾向的訓練課程，旨在提高學生的時間利用率以及時間管理能力。他指出，在訓練過程中，首先應該讓學生了解自己使用時間的現狀，并且讓學生自己產生需要提高時間利用率的信心，要求學生對自己的行為進行自我監控和他人監督，制定學習計劃，并規定在一定的時間內完成，如此不斷循環訓練，最后發現，學生的時間管理能力提高了很多，并影響了學習效率和學習成績。國外學者Connell（2009）另辟蹊徑，他認為有效的時間管理就是“極限時間管理”的方法，認為不是時間不夠用，而是做了太多無用的事情，因此，他指出，極限時間管理的核心理念就是“很多事情不要去做”。國內對時間管理傾向的干預主要采用團體輔導的方式，大量的研究得出結論，采用團體輔導的方式對大學生時間管理傾向進行干預具有一定的效果。團體輔導是一種有效的干預方式，但是，團體輔導內容的設計以及技術至關重要，即使方式有效，但是如果內容設計不合理、技術使用不恰當，取得的效果也不明顯。
五、時間管理傾向研究的不足與展望
目前時間管理傾向的研究主要集中在三個方面，首先，對時間管理傾向本身的研究，如管理傾向的概念、具有的特征、結構模型、發生原因的研究。其次，對時間管理傾向相關因素的關系研究，如時間管理傾向和個人人口學特征、社會性、情緒等方面的關系研究。最后，時間管理傾向的干預研究，即如何提高時間管理能力，更加有效的利用時間。綜上所述，時間管理傾向研究的不足有以下幾個方面：首先，任何一種人格特征都受知、情、意三個方面的影響，時間管理傾向和個體的認知能力之間有什么樣的關系呢？如觀察力、想象力、記憶能力、邏輯思維能力等。其次，時間管理傾向的干預方面，主要使用的是團體輔導的方式，團體輔導是一種方式，但團體輔導的內容以及輔導中使用的技術不同，對時間管理傾向的影響有什么不同？基于各個不同的干預技術產生的效果之間有什么區別？這種效果是不是具有保持性？時間管理能力的高低有不同的原因，個體在時間管理傾向的三個維度上存在不一致的狀況，團體輔導是不是根據個體時間管理傾向的不同特征有針對性的制定了團體輔導方案？研究任何一個問題，都是為了幫助人們更好的學習和生活，研究時間管理傾向的最終目的是為了提高個人對時間的管理能力，為了更加高效的利用時間，更加有效的工作，因此，對時間管理傾向的干預顯得至關重要。在以后的研究中，學者們能更加全面的對時間管理傾向進行描述，能夠找到更合理有效的干預方法，這是對后續研究的展望。
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關鍵詞：新生代農民工;工作-家庭沖突;主觀幸福感;社會支持
中圖分類號：C913;F323.6文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2016）01-0014-07
引言
黨的十提出解決農民工問題要“從人文關懷走向制度設計”，并提出要努力追求民生幸福。將主觀幸福感加入民生指標，充分反映出黨與政府對農民工的關注[1]。居民幸福感是度量社會是否和諧的“晴雨表”，也是衡量和諧社會以及幸福建設成果的重要指標[2]。根據2013年《新民周刊》的最新統計，新生代務工者（1980年以后出生）大約有 8 487 萬人，占外出務工者的 58.4%。相比國企和集體企業的員工總數，其數量規模已經遠遠超過并且逐漸上升為我國產業工人的主力軍[3]。所以，探討新生代農民工的主觀幸福感狀況及影響因素具有重要的現實意義。
已有許多學者關注新生代農民工主觀幸福感問題，如夏晶等通過層次分析模型，得出薪酬、工作與生活的環境、人際關系、社會融入、勞動時間、自身發展等7個因素對新生代農民工主觀幸福感產生影響[4]。劉雪梅通過調查湖北省新生代農民工得出，工作-家庭沖突對其工作績效有負向影響，其中組織支持充當調節角色[5]。賀愛忠通過服務行業的群體層次回歸分析得出利益集與新生代農民工任務績效呈正相關，主觀幸福感在這個影響中發揮中介作用[6]。近幾年對新生代農民工的研究已經逐漸開展，但對于主觀幸福感的影響機制探討仍待加強。
由于新生代農民工剛開始擁有家庭或者愛情，需要情感的傾訴，時間的付出，而“勞動合同簽訂率低、社會保險參與率低、工資水平總體偏低”“工傷多、加班多、職業病多”使得他們工作時間長、工作收入低、接觸面窄，從而造成了這一群體的情感和生活的困擾。這種長期以往的困擾使得工作-家庭的矛盾升級，大大影響了他們對幸福的主觀感知。對社會支持主觀、客觀的感受度和對其利用度上不同的群體或者人具有差異，其身心健康與其對社會支持度的感知之間的關系密切[7]。新生代農民工這一特殊群體正處于職業起步階段，他們在未來奮斗中呈現出的工作與家庭之間的沖突是否對主觀幸福感產生消極的影響，社會支持在其中扮演什么角色？正是本文要探討的問題。
一、相關研究及概念界定
（一）工作家庭沖突對主觀幸福感的影響
Greenhous等認為工作-家庭沖突是指工作角色和家庭角色給個體帶來的壓力是不可協調的[8]，他還將工作-家庭沖突分為時間沖突、壓力沖突和行為沖突三種形式，即時間沖突代表時間的有限性使個體無法滿足兩個角色的需求;壓力沖突則分為家庭與工作兩個方面，家庭沖突包括夫妻之間的分歧、矛盾等，而工作沖突則為工作需要、領導的支持度等等;而行為的沖突則是因為角色的行為特征與另一個出現分歧或者不兼容。這個理論還提出了工作-家庭沖突以及家庭-工作沖突這兩個維度，即工作對家庭的沖突干擾是因為因工作的需要而產生的兩者間的沖突，而家庭對工作的沖突干擾則因為家庭的需要而產生家庭和工作之間的沖突。Carlson等將工作對家庭沖突以及家庭對工作上的沖突在Greenhous的工作家庭沖突三維度進行了擴展成為為六個維度，工作-家庭時間沖突、工作-家庭壓力沖突、工作-家庭行為沖突、家庭-工作時間沖突、家庭-工作壓力沖突和家庭-工作行為沖突等[9]。本研究引用了Carlson的概念即工作-家庭沖突六個維度。
主觀幸福感（Subjective Wellbeing）簡稱SWB，是個體按照自己的標準對其生活質量的總體性評估。主觀幸福感具有：主觀性、穩定性和整體性的特點[10]。我國學者景淑華等認為，主觀幸福感是人們自身所感受的狀態和其對人生的重要態度，它反映了個人對生活總體的全面評價以及感知到的滿意程度，而且這些感受對個體的行為有重要的影響力[11]。
新生代農民工剛步入社會，工資薪酬普遍偏低，而且工作時間長，而這個階段也正是他們收獲愛情或剛擁有小家庭，需要時間和金錢，因此要面對工作和家庭多重角色的壓力。劉雪梅指出這一群體對情感和家庭的歸宿感較強，而且隨著時代的進步，又迫切地想尋求更高的職業發展，如果角色不能很好地協調，二者會產生負向的溢出影響，造成工作-家庭的沖突[5]。根據主觀幸福感的情境理論，Allen年通過工作-家庭沖突的元分析發現，工作-家庭沖突與工作滿意度、家庭滿意度、壓力相關結果有關[12];Karatpe研究發現若感知到越高的工作-家庭沖突則其工作滿意感就越低。同時，Parasuranman認為這種沖突將導致個體壓力增大，會使人產生消極情感，進而降低個人的主觀幸福感。袁圓證明了工作家庭沖突對主觀幸福感呈負向的影響關系，當工作-家庭沖突越嚴重，則個體所感知的主觀幸福感越低[13]。因此，通過對文獻的梳理，我們得到以下假設：
H1：工作家庭沖突對新生代農民工的主觀幸福感有負向影響作用;
H1a：WIF時間沖突對新生代農民工的主觀幸福感有負向影響作用;
H1b：WIF壓力沖突對新生代農民工的主觀幸福感有負向影響作用;
H1c：WIF行為沖突對新生代農民工的主觀幸福感有負向影響作用;
H1d：FIW時間沖突對新生代農民工的主觀幸福感有負向影響作用;
H1e：FIW 壓力沖突對新生代農民工的主觀幸福感有負向影響作用;
H1f：FIW 行為沖突對新生代農民工的主觀幸福感有負向影響作用。
（二）社會支持與主觀幸福感
社會支持包括看得見的實際支持和體驗到的精神情感上的支持[14]。肖水源、楊德森等將西方學者提出的社會支持總結為：主觀支持、客觀支持和支持利用度（個體對已存在的支持所主動利用的程度）[15]。
農民工的流動本身就是在不斷的尋找社會的支持，以建立新的社會關系網[16]，華金?阿朗戈就曾研究社會支持對農民工的重要性[17]。目前對社會支持與主觀幸福感之間關系的探討主要集中在大學生和老年人，從農民工的角度研究較少。如Kahn曾得出老年人的社交網絡與主觀幸福感有正向的影響關系[18]。Chu通過研究兒童和青少年得出了社會支持與主觀幸福感之間有正相關的作用，并得出了年齡是其之間重要的調節變量，隨年齡增加，二者之間的關系越強[19]。而宋佳萌、范會勇等通過對新生代農民工這一群體元分析，得出社會支持的三維度（主觀支持、客觀支持以及對支持利用度）與主觀幸福感總體呈中度正相關，與消極情感之間呈負相關[20]。由于新生代農民工渴望在三十而立之年做出成績，渴望來自家庭、社會、親朋好友的支持，以獲得積極的情緒從而提高幸福感，所以從以往文獻中總結，社會支持與主觀幸福感存在顯著相關關系，其中與積極情感正相關，與消極情感負相關。依此，本文提出H2假設：
H2：社會支持與新生代農民工主觀幸福感呈正相關關系。
（三）社會支持、工作-家庭沖突與主觀幸福感
在以往的研究中，社會支持對工作-家庭沖突和主觀幸福感的作用關注較少，對于新生代農民工這一群體還未有研究。MesmerMagnus認為工作-家庭沖突是個體壓力來源之一，能有效的預測工作滿意感和職業倦怠感等[21]，而主觀幸福感則描述的是個體情緒以及身心健康的變量，社會支持感與個體情感是正相關的關系，即個體所感知到的支持感越多則主觀幸福感越強[22]。而社會支持對壓力和身心健康的調節作用得到許多學者的認同。李錫元認為在工作-家庭沖突與工作滿意度之間的影響上，上司支持能夠起到一定的調節作用[23]。因此對社會支持、工作家庭沖突與新生代農民工主觀幸福感提出如下假設：
H3：社會支持可以調節新生代農民工的工作-家庭沖突與主觀幸福感之間的關系;
H3a：在高的社會支持感下，新生代農民工工作-家庭沖突對主觀幸福感的消極作用減弱;
H3b：在低的社會支持感下，新生代農民工工作-家庭沖突對主觀幸福感的消極作用增強。
二、研究框架和研究方法
（一）研究框架
通過上述理論鋪墊和假設的提出，新生代農民工工作-家庭沖突和主觀幸福感的關系效應，以及社會支持在其中的調節作用可以列入圖1的邏輯關系框架。
圖1研究框架
（二）研究方法
1.樣本選取。對西安各個行業中新生代農民工進行抽樣，其中包括餐飲業、建筑業、服務業等。在問卷發放之前，首先進行預測試，讓26個在西安務工的新生代農民工填寫并全部回收，聽取被測者的意見進行修改，來保證問卷的有效性。最后共發放問卷212份，收回有效問卷207份，有效回收率是97.6%，其中男性113份，約占總數的53.3%，女性99份，約占總數的46.6%。年齡在18～35歲左右。
2.研究量表。工作-家庭沖突問卷采用Carlson等編寫的工作-家庭沖突量表，共18個題6個維度，采用李克特式5點計分法，從“完全不同意”到“完全同意”分別計1～5分，分值越高，表示新生代農民工工作-家庭沖突越強。經研究測得該量表的α系數為 0.85（>0.7），表明該量表具有較高的內部一致性。
社會支持問卷采用的是由肖水源編制的量表，其中包含三個維度主觀支持4條、客觀支持3條和對支持的利用度3條組成，共10個條目。社會支持與各維度都以總分計算，總分越高，則社會支持越高。本次測量該量表的α系數為0.77（>0.7），表明該量表可以使用。
主觀幸福感采用的是段建華修改后的總體幸福感量表，是適合我國情境的乘數量表，此量表總共有18個題項，總分越高代表其主觀幸福感越強。本次測量該量表的α系數為0.81（>0.7），表明可以在研究中使用。
3.數據處理。本次研究將所收集回來的全部數據統一編碼，錄入SPSS17.0統計軟件中進行t檢驗、相關性分析和回歸分析等。由于采用的國內外成熟量表，所以在此不對信度和效度結果進行詳細說明。
三、研究結果
（一）新生代農民工工作-家庭沖突、社會支持以及幸福感總體測評
從表1可以看出，新生代農民工的工作家-庭沖突處于中等程度。從分維度看，沖突程度從強到弱依次為：家庭-工作行為沖突、工作-家庭行為沖突、工作-家庭時間沖突、工作-家庭壓力沖突、家庭-工作壓力沖突、以及家庭-工作時間沖突。新生代農民工主觀幸福感的均值為60.55分，接近中值，說明其主觀幸福感還不夠高。此外，新生代農民工在客觀支持、主觀支持、支持利用度3個維度的均值分別為10.56、18.75和7.47，說明新生代農民工社會支持各維度的平均分均低于中值，因此，此次調查對象的社會支持處于中等水平。
（二）新生代農民工工作-家庭沖突、社會支持感、主觀幸福相關性
統計學中，pearson 相關系數是用來衡量兩個定距變量間的線性關系。相關系數的值在-1到1之間，其絕對值越大，表明兩者的相關性越強。通常情況下當相關系數大于0.6時，則能說明兩者間有較強的相關性，pearson 相關系數大于0時，說明兩者是正相關關系，反之則是負相關關系。
從表2的相關分析結果可以看出，在新生代農民工這個群體中，工作-家庭時間沖突、工作-家庭壓力沖突、家庭-工作壓力沖突、家庭-工作行為沖突維度與主觀幸福感有顯著的負相關關系，相關系數均小于0且顯著性值小于0.05;工作-家庭行為沖突和家庭-工作時間沖突維度對主觀幸福感沒有顯著的相關性;主觀支持、客觀支持以及對支持的利用與主觀幸福感有顯著的正相關性，相關系數分別為0.301、0.187和0.361。
（三）回歸分析
1.新生代農民工工作-家庭沖突、社會支持對主觀幸福感的回歸分析。從回歸分析結果（表3）可以看出，新生代農民工的工作-家庭時間沖突、家庭-工作壓力沖突、家庭-工作行為沖突、主觀支持以及對支持的利用對主觀幸福感有顯著的影響，對應的T值均大于1.96。具體來看，新生代農民工工作-家庭時間沖突、家庭-工作壓力沖突以及家庭-工作行為沖突對主觀幸福感具有顯著的負影響，表明沖突越大，則主觀幸福感越低;工作-家庭壓力沖突、工作-家庭行為沖突、家庭-工作時間沖突對主觀幸福感沒有影響;主觀支持和對支持的利用對主觀幸福感具有顯著的正影響，而客觀支持對主觀幸福感沒有影響。此外，自變量對主觀幸福感的解釋變異度為21.5%，回歸方程顯著，F值為5.356， P<0.01。
2.社會支持對家庭工作沖突和主觀幸福感的調節效應檢驗。為了檢驗社會支持對家庭工作沖突和主觀幸福感的調節作用，使用逐步回歸法（見表4）：第一步和第二步分別引入自變量工作-家庭時間沖突、家庭-工作壓力沖突、家庭-工作行為沖突和調節變量社會支持;第三步對自變量和調節變量去中心化，做兩者的交互項，在模型中加入交互項。
從表4的調節效應檢驗結果可以看出，交互項工作-家庭時間沖突*社會支持、家庭-工作壓力沖突*社會支持、家庭-工作行為沖突*社會支持對主觀幸福感有顯著的正影響，影響系數分別為0.270、0.205和0.220，因此，通過社會支持可以調節新生代農民工工作-家庭時間沖突、家庭-工作壓力沖突以及家庭-工作行為沖突與主觀幸福感的關系。
四、結論與討論
本研究旨在研究新生代農民工工作-家庭沖突、社會支持與主觀幸福感的影響機制。研究發現：（1）工作-家庭時間沖突、家庭-工作壓力沖突以及家庭-工作行為沖突對主觀幸福感具有顯著的負影響，表明沖突越大，則主觀幸福感越低。（2）主觀支持和對支持的利用對主觀幸福感具有顯著的正影響，表明支持越大，則主觀幸福感越高，而客觀支持對主觀幸福感沒有影響。（3）社會支持可以調節新生代農民工工作-家庭沖突及三維度與主觀幸福感的關系。
（一）工作-家庭沖突與社會支持、主觀幸福感的關系
研究發現，新生代農民工工作-家庭沖突與主觀幸福感呈負向影響，其中工作-家庭時間、家庭-壓力沖突、家庭-工作行為作用更強，主要是因為新生代農民工大多數是80、90后，他們剛剛收獲愛情或建立小家庭，職業生涯也剛剛開始，急迫需要在職業道路上得以伸展。他們需要家庭和愛情給予精神寄托，需要工作維持家庭的生計。工作占用到家庭的時間，家庭給工作帶來壓力，他們的社會經驗和生活經驗又不是特別豐富，因此對平衡工作和家庭之間的關系感到很大的壓力，使得這一群體的主觀幸福感不是很高。
在社會支持方面，目前對農民工的醫療保險、子女教育、社會保障等還沒有很好的落到實處[24]。其次，由于社會閱歷淺，他們承受壓力的能力還不是很強，這也使得其主觀幸福感偏低。最后，由于事業剛剛起步，他們的經濟積累、文化資源相對要少一些，所得到社會支持也要少得多。這些都是造成新生代農民工主觀幸福感偏低的原因。
（二）應對策略
研究結論表明社會支持可以調節工作-家庭沖突與主觀幸福感的關系，這為緩解新生代農民工工作-家庭之間的沖突，提高其對幸福的主觀感知提供了一定的幫助。
1.企業應給新生代農民工提供多方面的幫助。首先應建立支持性的組織文化，針對不同行業、不同崗位、不同年齡段或者職業發展階段給予智力、精神上的支持，比如對員工進行培訓，提升新生代農民工自身的工作能力和對時間的掌控能力等;其次對農民工的工作-家庭沖突進行有效管理，而不是一味地讓他們創造更多的績效。要對員工的壓力進行疏導，舉辦一些文化活動來緩解壓力，幫助員工樹立健康向上的心態;最后針對性的建立支持性的薪酬休假機制，如可以實行彈性工作制，使其自主的完成工作任務，給予其時間和空間自主，使其有效地調節工作和家庭的關系。
2.政府應提供強有力的政策支持。政府應該以人為本，而且要充分體現對全體公民的公平、公正，為農民工提供像城市居民一樣的制度性保障[25]，讓新生代農民工感知到社會公平公正，減少摩擦與矛盾;其次是解決新生代農民的生存問題，降低其生活成本，提高其工作能力，幫助新生代農民工更好地融入城市生活;最后應建立和完善新生代農民工就業和勞動權利保護的法律制度，解決新生代農民工社會保障、子女教育問題，緩解新生代農民工生存壓力，降低工作和家庭之間的沖突。
3.新生代農民工自身調節與適應。新生代農民工不能只依賴企業、政府等外界因素來提升自身的主觀幸福感，還要努力提升自身的綜合素質。第一，應主動的融入社會，拓展交際的范圍，以獲得更豐富的社會資源。第二，要努力適應社會的發展，加強學習，提升自身素養，更好地處理工作和家庭的關系。第三，提升自己排解各種壓力的能力，保持良好的心態，提升自身對主觀幸福感的感知。
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Relationship Between Workfamily Conflict and Subjective Wellbeing
on New Generation of Migrant Workers
SONG Ping， GUO Guimei*
（International Business School， Shaanxi Normal University， Xi’an 710119， China）