国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 陈永香, 刘晓薇. 2017.
- CHEN Yongxiang, LIU Xiaowei. 2017.
- 幸福者更适应, 还是适应者更幸福?——基于大学新生的追踪研究
- Are Happy People More Adaptable, or Adaptable People are Happier?——A Longitudinal Study of College Freshmen
- 心理发展与教育, 33(3): 378-384
- Psychological Development and Education, 33(3): 378-384.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.03.16
自1999年高校扩招以来,接受高等教育的人数逐年增多,更多学生选择跨地区就学,而新生首当其冲受到入学适应问题的困扰(李文华,王丽萍,苑杰,2014)。研究发现,良好的心理适应有利于降低心理健康风险(张晖等,2016)。在适应性的影响因素方面,已有研究发现父母教养方式(缪子梅,闫明,2013)和成人依恋(谢安娜,杨蕴萍,2015)会影响大学新生的适应性。而本研究关注的是,近年来研究者们提倡的“幸福感”或“快乐教育”是否会对大学新生的适应性产生影响。
幸福感不仅是人们生活中追求的重要目标(李宏利,张雷,2010),似乎也是教育的重要目标之一。近三十年,随着学术界和社会大众对应试教育的批判和积极心理学的兴起,一些学者提出了“快乐教育”或“幸福教育”的口号,认为“教育应当是快乐的”(郭戈, 1989, 2010)。这种趋势不仅限于基础教育阶段(李吉林,2013),还延伸到了高等教育(詹启生,2012)。有研究者指出,学习是为了适应环境,而快乐学习则旨在提升学生的主观幸福感(詹启生,2012)。从广义的角度看,“快乐教育”的理念提倡人首先要快乐,然后才能更好地发展和适应环境。而中国传统文化中则包含着提倡艰苦努力学习的成分,如“头悬梁”、“锥刺股”等。那么,教育实践中究竟应该强调培养学习者的适应性、不辞艰苦以适应环境,还是应该强调学习者的快乐体验以谋求更好的发展?现在的95后大学新生在中小学阶段恰好处于国内学者提倡“快乐教育”或“幸福教育”的时期,针对这个群体提供这方面的实证研究将对教育导向有一定的启示作用。
在大学新生阶段,学生不仅存在入学适应问题,其幸福感也可能发生变化。幸福感的影响因素众多,包括社会支持(Nguyen,Chatters, Taylor, & Mouzon,2016)和文化因素(Eid & Diener,2001)等。元分析发现,有无目标是幸福感的重要影响因素(Klug & Maier,2015)。在高中,考上大学是学生最重要的目标。随着高考结束,旧目标达成、新目标缺失可能造成主观幸福感的下降。如李文华等(2014)发现,大一学生的幸福感明显低于大四学生。此外,重要的生活事件可影响主观幸福感(Lucas,2007)。经历高考而升入大学,对我国学生而言是一种重要的事件。尽管升学通常被认为是积极事件,但学习内容、人际关系和生活环境的变化无疑也会带来压力和不适。因此,研究大学新生适应性和幸福感的发展对于大学新生入学教育也具有重要的实践意义。
在理论方面,关于适应性和幸福感之间的关系,人们的探讨已持续了数十年(Diener,2012)。最初学者认为,幸福感的变化反映了情绪系统对生活事件的适应性,从而提出了幸福的适应理论(Adaptation theory of well-being)(Brickman & Campbell, 1971)。该理论认为,幸福与不幸都是个体对生活事件的短暂的情绪反应(Brickman & Campbell, 1971)。人们会经历好事或坏事,然后感受到高/低幸福感,之后因为逐步适应事件,使幸福感回到中性基准线附近(Brickman, Coates, & Janoff-Bulman,1978)。后续研究对该理论进行了一些修正:比如,个体的幸福基准线并不是中性的、而是偏积极的;一个人的基准线在不同时期可能发生变化;不同个体对事件的适应方式也不一样,有的人会修正自己的幸福感基准线,而有的人则改变他们对外部事件的反应(Diener, Lucas, & Scollon,2006)。这些修正丰富了人们对幸福的适应理论的认识,也引发了更多关于幸福感和适应性之间的关系的实证研究。从幸福的适应理论及其修正来看,适应性和幸福感会随时间而发展变化,本研究试图就此展开实证研究和讨论。
目前,国内关于幸福感和适应性的关系的实证研究主要采用横向研究方法,未能探讨二者如何随时间而发展变化。横向研究结果表明,适应性和幸福感之间存在显著的正相关,但相关系数似乎并不稳定。有调查研究发现大学生适应性和幸福感存在0.13的正相关(张金勇,2013)。对医科大学生的研究(赵存喜,丁旭,张晨,武利平,陈同,2010)则发现二者存在0.63的正相关。相比之下,考察适应性和幸福感关系的纵向研究相对较少。时艳阳(2011)以475名大一新生为被试,在入学四个月时测量了适应水平,间隔两个月之后测量了幸福感,结果发现二者存在0.51的正相关。该研究仅假定适应性可预测幸福感(前测时只测量了适应性,后测时只测量了幸福感),而事实上,幸福感有可能会影响适应性。比如,Luhmann,Hofmann,Eid和Lucas(2012)就提及,当某人的主观幸福感超过某个特定等级时,他或她便感到适应良好。从心理学的角度来看,快乐的成人可能获得更多的社会支持(辛自强,池丽萍,2001)。经常有快乐情绪会让人有更多的探索行为、趋近行为,产生更积极的结果(Lyubomirsky, King, & Diener,2005)。因此,有必要对二者的时序关系进行进一步的探究。
总的来说,从为幸福的适应性理论提供实证依据的角度,考察当今大学新生究竟是幸福者更适应,还是适应者更幸福,具有一定的理论意义。从教育实践的角度,研究二者的关系如何随时间而发展变化,也对大学新生入学教育和中小学教育的“快乐教育”导向有着重要的启示意义。因此,本研究拟通过纵向追踪和交叉滞后分析来考察大学新生的适应性和幸福感之间的时序变化关系。
2 研究方法 2.1 被试通过整群取样的方式,选取中国中部某高校大学新生122人(男11人)进行前测(T1)。半年后后测(T2) 时共随访到被试78人,流失了44人,流失率占前测人数的36.07%。随访和流失样本在性别、生源地、是否独生子女等方面差异不显著(p > 0.05)(见表 1)。
2.2 材料 2.2.1 大学生适应性量表本研究采用了欧阳娟(2012)修订的大学生适应性量表(Student Adaptation to College Questionnaire, 简称SACQ)(Baker & Siryk,1999)的中文修订版。中文版SACQ包括36道题,分为五个维度:人际适应性、总体评价、个人情绪适应性、学习适应性、对大学的认可度。采用五点记分,得分越高者适应性越好。问卷信度较高(Cronbach α=0.88),内容效度和结构效度良好(欧阳娟,2012)。本研究中该量表的Cronbach α系数为:前测0.80,后测0.90。
2.2.2 幸福感量表幸福感量表(IWB)包括总体情感指数(8个条目)和生活满意度(1个条目)两部分(汪向东,王希林,马弘,1999),采用从1到7的七点李克特量表。量表总分等于情感指数的平均分加生活满意度指数(权重为1.10),其范围在2.10~14.70之间,得分越高者越幸福。总体情感指数与生活满意度的一致性为0.55,总量表的一致性为0.85(汪向东等,1999)。本研究中两个分量表之间的Cronbach α系数为:前测0.71,后测0.77;总量表的Cronbach α系数为:前测0.79,后测0.92。
2.3 研究程序采用追踪研究的方法。入学三个月时进行前测(第一学期),测查入学适应性、幸福感和人口学变量;前测半年之后后测(第二学期),测查入学适应性和幸福感。
2.4 施测和数据分析本研究采用集体施测的方法,前测时间约30分钟,后测时间约25分钟。施测之前,主试宣读数据保密原则、以及问卷填写方法等。采用SPSS19.0进行数据统计分析。
本研究采用Harman单因素法检验共同方法偏差(周浩,龙立荣,2004)。对前测数据,尝试从适应性量表和幸福感量表的所有题目中提取1个公因子,结果只能解释所有变异的21.66%。而当提取6个公因子时,总共可以解释50.66%的变异,大致对应于幸福感量表和适应性量表的5个子维度。该结果说明,主要变量的共同方法偏差不明显。因此,后续没有进一步对共同方法偏差进行控制。
3 研究结果 3.1 描述统计由于被试流失率较高(36.07%),本研究首先检验了随访组和流失组的同质性。初步分析发现,两组被试在性别、生源地等人口学变量上的分布差异不显著(见表 1)。此外,t检验发现两组被试前测时的主观幸福感差异不显著(F(1, 120)=2.41,p > 0.05),入学适应性差异也不显著(F(1, 120)=2.61,p > 0.05)。因此,可以认为随访组和流失组是同质的。在后续分析中,为了更加充分地利用数据,除特别说明外,均采用平均值替换的方法来处理后测缺失值。
由于生活满意度和总体情感指数的计算采用平均分,而七点量表的中值为4;接下来做单样本t检验,考察被试在T1和T2时的生活满意度和总体情感是偏积极还是消极。结果显示,生活满意度T1(t(121)=9.76,p < 0.001)、生活满意度T2(t(121)=12.83,p < 0.001)、总体情感指数T1(t(121)=-9.09,p < 0.001) 和总体情感指数T2(t(121)=11.47,p < 0.001) 都显著高于量表中值4,这说明前后测中被试的生活满意度和总体情感是偏积极的。
接下来检验各变量前后测的差异是否显著。配对样本t检验结果表明,被试的平均幸福感指数在前后测中未发生显著的变化,t(121)=-0.50,p > 0.05;适应性分数有下降趋势,差异边缘显著,t(121)=1.80,p=0.07。在适应性的五个维度上,人际适应性、总体评价、个人情绪适应性前后测差异不显著(p > 0.05);学习适应性有所提高t(121)=-2.95,p < 0.05;而对大学的认可度略有下降t(121)=3.73,p < 0.05(各描述统计值见表 2)。
3.2 相关分析对各主要变量之间的关系进行相关分析(见表 3),结果显示,幸福感和适应性的各维度都存在显著的正相关关系。
接下来,为考察适应性和幸福感之间的整体时序关系,本研究对二者的总分进行了交叉滞后相关分析(见图 1)。结果发现:1) 幸福感和适应性之间显著相关,同时预测的效果高于继时预测的效果;2) 幸福感(前后测相关系数0.35) 和适应性(前后测相关系数0.49) 在个体内具有中等程度的稳定性;3) 交叉滞后相关分析发现,适应性T1对幸福感T2的预测(r=0.50) 高于幸福感T1对适应性T2的预测(r=0.32)。
3.3 个体差异:适应性增长组和下降组的比较由于前面的交叉滞后分析发现,适应性更能影响幸福感而不是相反,因此,接下来我们分析适应性提升和下降的学生的比例、以及他们的幸福感如何发展变化。结果发现,大学生整体适应性前后测不变的只有2人,占2.6%;适应性分数提高的有29人,占37.2%;适应性分数下降的47人,占60.3%。接下来对适应性提高组(A组)、适应性下降组(B组)进行比较。t检验结果发现,两组被试的幸福感T1差异不显著(t(74)=0.84,p > 0.05),但T2时A组的幸福感显著高于B组,t(74)=2.41,p < 0.05(见图 2)。
分别对两组被试适应性各维度的前后测进行比较发现,A组的总体评价(t(28)=-3.31,p < 0.01) 和学习适应性(t(28)=-3.37,p < 0.01) 显著上升,另外3个适应性维度前后测差异不显著(p > 0.05)。B组的总体评价(t(46)=4.57,p < 0.001) 和对大学的认可度(t(46)=5.02,p < 0.001) 显著下降,另外3个适应性维度前后测差异不显著(p > 0.05)。
3.4 回归分析:适应性对幸福感的预测前面的交叉滞后分析结果发现,适应性可以更好地预测幸福感(而不是相反)。因此,接下来进一步分析适应性维度中的不同方面对幸福感的影响。
幸福感T1的预测:将适应性T1的5个维度放入回归方程,进行逐步回归分析。结果发现,学习适应性T1可以预测的幸福感T1中18%变异;在此基础上,人际适应性T1还可以增加11%的解释率(见表 4);其余维度对幸福感T1无显著影响,未能进入回归方程。
幸福感T2的预测:由于前面的分析发现,适应性T1可以预测幸福感T2,为了分离出适应性T2中各维度(可能反应了入学以后的适应过程)对幸福感T2的影响,先控制总体适应性T1(它可能更多地反应了新生在大学入学前的适应性基础)。第一步,先把总体适应性T1放入回归模型,可以解释因变量31%的变异(表 5,模型1)。第二步,把适应性T2的5个维度放入回归方程,进行逐步回归分析,结果发现,对大学的认可度T2可增加21%的变异解释率(表 5,模型2);在此基础上,个人情绪适应性T2还可以增加3%的解释率(表 5,模型3);其余维度对对幸福感T2无显著影响,未进入回归方程。该模型不存在多重共线性(模型3 VIF=1.37)。
因此,回归分析表明,大学生刚入学时,学习适应性是影响其幸福感的主要因素,其次是人际适应性(见表 4)。到第二个学期,适应性T1、对大学的认可度T2、个人情绪适应性T2等因素共同预测幸福感T2(见表 5)。
4 讨论 4.1 适应性和幸福感的关系关于同时预测结果,本研究发现幸福感和适应性存在中等程度的正相关(T1:r=0.55;T2:r=0.68)。本研究结果与赵存喜等(2010)的结果(r=0.63) 和时艳阳(2011)的结果(r=0.51) 相近。但是,与张金勇(2013)的结果(r=0.13) 差异较大,这可能是本研究和后者测量工具不同所致。
更有价值的是,本研究通过交叉滞后相关分析发现,适应性T1可以更好地预测幸福感T2(r=0.50),而不是相反(r=0.32)。这一结果说明,假如存在单向因果关系的话,适应性更可能是幸福感发生变化的原因(而不是相反)。同时,本研究发现二者同时预测的效果高于继时预测,这说明幸福感容易受到个体当前适应水平的即时影响。这一结果支持幸福的适应理论中提到的一个基本假设,即经历事件后,个人在头脑中评价对事件的适应性程度,之后作出相应的情绪反应(Brickman & Campbell, 1971)。然而,考虑到幸福感T1和适应性T2之间也存在0.32的正相关,这说明个体的幸福快乐水平可能也影响适应性,二者之间可能存在复杂的双向关系,而不是如某些研究者(如,时艳阳,2011)所假设的单向关系。然而,要检验这种双向关系是否真实存在,还是说二者之间仅存在单向因果关系,这还需要更长期和更细致的追踪研究来确认。
此外,本研究结果在一定程度上支持Diener等(2006)对幸福的适应理论的修正。比如,本研究中幸福感均值高于量表中值,说明整个群体的幸福感基准点是偏积极的、而不是中性的。面对入学后的众多压力事件,大学生是调整了自己的幸福感基准线、还是改变了他们对外部事件的反应?二者都有可能。虽然整个群体的幸福基准线没有发生显著变化,但是个体幸福感有升有降,这可能反应了部分个体幸福基准线的变化。比如,有的个体积极适应环境(如学习/人际适应),因而提升了幸福感。然而,如果要确切考察个体幸福基准线是否发生了变化,还需要多次追踪测量才能获得更可靠的结果。
4.2 幸福感的个体差异及影响因素比较适应性增长组和下降组可发现,前测时两组幸福感差异不显著,而后测时适应性提高组的幸福感显著高于适应性下降组。有学者认为,可能由于不同个体具有不同的特质,使得人们在经历相同重大事件时拥有不同的心理体验,某些人因此具有较高的适应性,也取得了较高的幸福感(Headey,2006)。或许由于刚入学时大学生遇到的负面事件还比较少,因而两组幸福感没有显著差异。经过更长时间的在校生活,最初没有面对的问题纷至沓来,可能致使适应性下降组的幸福感有所下降。本研究证实,不是所有的事情都能被人所适应(Fujita & Diener,2005)。大学新生如果无法适应或不完全适应学校生活,这会降低他们的幸福感。
入学前测时,学习适应性T1(解释率18%)和人际适应性T2(解释率11%)是影响大学新生幸福感T1的重要因素。当前,大学生心理健康教育更多关注学生的心理问题、人际关系、社会支持等方面(辛自强,张梅,何琳,2012;刘成东,轩希,毛富强,2016),而对学习心理的重视程度有待提高。后测时,在控制适应性T1的基础上,对大学的认可度T2(解释率21%)和个人情绪适应性T2(解释率3%)显著影响幸福感T2,这提示,新生入学教育应注意提升学生对大学的认可度、增强情绪调控能力。
4.3 研究启示本研究发现,大学新生更强的适应性可以预测更高的幸福感。大学新生的适应水平可能反映了中小学教育的结果。因此,本研究提示,在基础教育阶段,不能一味强调幸福快乐(李吉林,2013)而避免困难和挫折,应该注重培养学生的学习能力、人际交往能力、情绪调控能力等,从而帮助学生更好地克服困难、适应环境,进而获得幸福感。
本研究提示,为提升大学生的幸福感,可以从以下三个方面考虑:(1) 大学入学的第一个学期应重点关注新生的学习适应和人际适应,尤其学习适应可能是当前新生入学教育中比较忽视的一点;(2) 入学第一年,应关注和提升新生对大学的认可度,通过各种活动使得新生知校、爱校,树立自身的责任感和使命感;(3) 提升大学生的个人情绪适应性,加强心理疏导工作。
4.4 研究不足与展望本研究未考察影响幸福感和适应性的外部因素,因此无法讨论可能的共变因素的影响。已有研究发现,情绪智力、自尊等因素可能同时影响幸福感和适应性(范敏,2010)。在今后的研究中,需要考虑增加对其他相关因素的考察。在取样方面,本研究的性别偏差比较严重(男性9.01%),因而不能准确评估性别差异的影响。此外,本研究样本量不太大,追踪次数也只有两次、持续半年。如果想观察到更加丰富的数据变化趋势,可能需要适当增加追踪的次数与时长、增大样本量,这样得到的研究结果才更有可推广性。
同时,虽然本研究发现适应性更有可能是幸福感发生变化的原因,但本研究并不能完全拒绝另一个可能的假设,那就是二者之间可能存在复杂的双向关系。究竟哪种可能性更大,仍需要进一步的研究来验证。
5 结论(1) 大学生新生的适应性可以正向预测其幸福感,同时预测效果优于继时预测。
(2) 学习适应性、人际适应性、对大学的认可度以及个人情绪适应性等因素共同影响大学新生的幸福感。
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