幸福感是什么？亚里士多德认为不断增加的成就对幸福是十分重要的，个人的价值是友谊、地位、知识、现实、领先、节制和研究等一系列要素的集成 (Schumaker, J. F., 2007)。在这一包含较多关键词的古老答案中，成就、知识、研究这三者主要集中在人类的学习过程，其余部分则渗透在人们的日常生活中。由此人们不禁会追问：学习行为本身及其成果是否为幸福感的重要组成部分？抑或学习过程本身就充盈着产生幸福感的源泉？是否有一些相对稳定的成分构成学习幸福感呢？

考察当下学校教育的现实不难发现：受种种因素的影响，中学校园里正不断产生一批又一批每天不得不刻苦学习但又厌倦学习的学生，学习、教育的价值与功能在一定程度上被异化了。而不能否认的是，即便说教育在总体上不直接生产幸福，教育所生产的人的素质也应是人生幸福的基础和条件。针对当今由教育目标偏离应有方向所带来的校园内外的种种不良现象，以中学生学习生活为对象的中学生学习幸福感研究，希望从理论及运行机制上还原学习与教育在人的发展中的本来面目，并有助于促进教育终极目的的实现。

关于中学生学习幸福感概念的界定，学者们大多将Diener的主观幸福感理论结合到具体的学习领域，从而形成两种相似而稍有不同的理解：

一是视学习过程为具体生活满意度领域，将学习幸福感表达为学生在学习过程中的幸福或积极体验、对学习成绩的满意或成就感。陈洪岩 (2007)、甘雄等人 (2010)认为，中学生学习幸福感是中学生依据自己设定的标准对其特定的学习过程所做出的整体评价，是学生在学习过程前、学习过程中和学习过程后所体验到的愉悦感、满足感和成就感，包括认知成分和情感成分两个方面。认知方面既包括学生对自己学习的整体满意度，也包括对自己学习中某些具体方面的满意度，如学习目标、学习方法、学习努力程度等；情感方面则包括积极情感和消极情感，前者包括快乐、振奋、欣喜、自豪、满足等，后者包括厌烦、压抑、羞愧、悲伤、焦虑、担忧等。余涵 (2013)认为，学习主观幸福感是主观幸福感在学习过程这一具体领域的体现，高中生学习主观幸福感包括学习成绩、学习积极体验、学习价值和学习消极体验四大因素，其中学习成绩和学习价值可归为学习认知，学习积极体验和消极体验可归为学习情感。

第二是在主观幸福感理论的基础上，结合积极情绪“拓延—建构”理论、动机理论、社会活动理论、自我效能感理论等，在学习幸福感中增加了诸如积极的学习观念、更高的学业自我效能感、学习价值、学习期望等。马颖、刘电芝 (2005)认为，学生“乐学”在心理学意义上的重要表现形式之一就是学习主观幸福感高，学生在学习过程中的主观体验构成中学生学习主观幸福感的关键因素，如果学生在学习过程中经常体验不到积极情感，久之必然厌倦学习，学习主观幸福感降低。造成学生学习主观幸福感不高的原因主要体现在学习任务、教师态度、学习经历等方面。付丽丽 (2010)指出，中学生学习主观幸福感是一种幸福体验，包含自由满意、同伴关系、家长支持、学校环境、学习期望、学习压力、学习成绩等。邢静 (2012)也认为学习幸福感是幸福感在学习过程这一特殊生活领域中的体现，是作为特定个体的中学生在学习这一特殊的生活领域中所获得的幸福体验。

基于上述两种理解，为测量中学生学习幸福感所编制的量表在结构上大致可以分为以下三类：(1) 基于Diener的主观幸福感结构所依据的认知和情感两大方向，构建了以学业成绩和学业价值等为主要内容的学习认知方向和以学习积极体验、学习消极体验、学习意愿、学习压力、现有成绩感受、希望的成绩等学习情感方向两个维度 (陈洪岩，2007；余涵，2013；马颖、刘电芝，2005；宋灵青、刘儒德、李玉环、高振华、李文君，2010)；(2) 在上述内容基础上，又增加了学校环境、家庭支持、同学关系等兼顾外部影响因素的维度 (甘雄、朱丛书，2010；付丽丽，2010)；(3) 直接按照教学要素进行主观幸福感结构维度划分，包括教学环境、教师、学生、教学目标、课程、教学反馈、教学方法等 (邢静，2012)。

已有的中学生学习幸福感测评研究存在以下几个问题：

(1) 结构维度有欠缺、层阶单一。目前发现的中学生学习幸福感的结构维度大多是主观幸福感的三个方面——生活满意度、积极情感和消极情感在学习领域的具体化，表现为有学习认知 (学习成绩、学习价值) 和学习情感 (积极体验和消极体验) 两维度的，有学习体验、学业成就、社会压力三维度的，也有学习意愿、学习体验、学习热情三维度的。这样的维度划分，未能包含学习过程以及一些重要的积极性功能层面 (Ryff, C. D., & Singer, B., 1996)，缺少对诸如控制感、自尊、自我观念、自主、自我价值、目的感、自信心、自我效能、力量感、社会支持 (苗元江，2003)，以及与他人的积极关系、自主性、环境掌控、自我接纳、生活目的和自我成长等要素的考虑 (Linley, P. A., Maltby, J., Wood, A. M., Osborne, G., & Hurling, R., 2009)。况且，不管是二维度还是三维度结构，大多是一阶的，难以反应学习幸福感结构内在的层级关系。

(2) 中学生心理发展的年龄特征及学习行为的领域特征凸显不够。无论是直接采用国外的研究工具，还是国内学者自编或改编的量表，对中学生心理发展的年龄特征、时代特征及学习行为的领域特征均未加以充分考虑，因而未能真正把握我国中学生学习幸福感的实际状况。

(3) 未能体现学习幸福感的过程性特征。学习是由经验而引起的行为、能力和心理倾向上比较持久的变化过程，而学习过程本身以及学习者对学习的体验又可分已经发生、当下和未来三个不同时段。现有学习幸福感结构的研究，较多关注了对已经发生 (过去) 的事情 (如学习成就) 的体验或满意度，而对当下学习的沉浸以及未来的期待或希望关注较少，从而使学习幸福感的过程性特征显现得不够完整。

(4) 研究结论不一甚或相互矛盾。基于对学习幸福感结构的不同认识编制的测量工具对中学生学习幸福感所进行的测量，其结果在总体水平、性别、城乡、学校类别、年级和年龄等方面的差异，呈现出明显的不一致甚至相互矛盾。

本研究试图在已有研究成果的基础上，扎根中学生学习生活实际，从中学生学习生活的主要空间区域——学校环境 (含学校课程、师生关系、同伴关系)，学习行为发生的时间轴线——从过去到现在和未来的视角出发，运用当代主观幸福感、PERMA、FLOW、希望感、自我效能感、社会比较等理论研究成果，构建中学生学习幸福感的结构维度及其模型，并编制信度与效度更高的中学生学习幸福感测量工具。

从历史发展的角度看，人们对幸福感的关注会随着人类社会生产力发展水平和组织结构的变迁而有不同侧重。具体地说，从“享乐主义”到二战后发达国家所关注的以生活满意度为主要成分的“主观幸福感”理论，再到20世纪中期兴起的积极心理学中的“心流理论”(又称“流畅感”或“沉浸感”理论)，它们所关注的幸福感的侧重点依次为“快乐感”、“自豪感”和“流畅感”。本研究基于上述时间轴线，结合中学生学习的空间区域和学习领域特征构建学习幸福感的维度及其下属因子，形成中学生学习幸福感结构模型的理论构想。主要包括：(1) 基于享乐主义或快乐主义的“快乐感”，除了包括“学业乐观”、“学习兴致”外，还包括“亲善感”，因为对周围环境中的人和事感到亲切友善也能增强一个人的快乐感；(2) 基于主观幸福感理论、社会比较理论以及自我效能感理论的“自豪感”，涵盖学力优越感和学习效能感两个因子；(3) 基于希斯赞特米哈伊1975年首次提出的流畅 (Flow) 理论的“流畅感”，其最核心的成分为沉浸体验 (感)。希斯赞特米哈伊研究发现，最容易产生流畅体验的日常活动是基于个人对新鲜事物的兴趣爱好 (Csikszentmihalyi M.，1997)；Scheier等人 (1985)也发现，乐观的人在面对困难时，会坚持不懈沉浸其中。因此我们把喜新感和求解欲也作为流畅感的下属因子 (见图 1)。

图 1

图 1 中学生学习幸福感结构理论模型1(M1)

反观上述根据不同历史阶段对幸福感关注的不同侧面并结合中学生学习实际所产生的理论模型M1可以发现，作为当代积极心理学最新研究成果之一的积极关系在整个学习幸福感结构中的独特作用未能凸显，且三个维度较多地反映了过去和当下状态，对未来状态的关注相对较少。因此，本研究尝试作以下两点变更并探索另一种构想：一是将“亲善感”作为独立维度，突出积极关系对中学生学习幸福感的贡献；二是关注学习幸福感中指向未来的情感状态，突出希望感维度。这样，中学生学习幸福感就包含“愉悦感”、“亲善感”、“希望感”和“沉浸感”四大维度 (见图 2)。我们将前面的三维度结构称为模型1(M1)，将这里的四维度结构称为模型2(M2)。

图 2

图 2 中学生学习幸福感结构理论模型2(M2)

南京市两所高中的高三年级学生 (兼顾文理科)72名，男女生比例相当，共收回有效问卷71份，有效问卷回收率为98.6%。

以地区代表性学校整群抽样的方式抽取大样本。2014年1月从江苏省南通、淮安、盐城、南京、常州五市各一所学校的1-2个年级进行整群抽样，共计7856名中学生，其中男生53%，女生47%；初一14.5%，初二15.9%，初三5.4%，高一21.1%，高二21.7%，高三21.4%。收回有效问卷7818份，有效问卷回收率为99.5%。被试所在学校来自江苏苏北、苏南、苏中地区，学校课程比较多元，这既能促进学生的全面发展，又能够提供本研究的测题所涵盖的中学阶段学习经历的各种背景。5所学校在当地的学业测试和升学考试中表现较好，学生理解测题的能力较强，态度也认真，且每所学校都由校长亲自组织学生在网上集体施测，以确保测量的信度。

以学校类型整群抽样方式抽取较大样本。2015年1月选取江苏省南京、南通、徐州、苏州、无锡、常州、镇江等地的5775名中学生，其中男生50.12%，女生49.88%；初一16.65%，初二16.35%，初三7.25%，高一27.99%，高二16.12%，高三6.25%，职高一3.06%，职高二5.60%，职高三0.73%。由所在学校领导组织学生在网上集体施测，共收回有效问卷5646份，有效问卷回收率为97.7%。

中学生学习幸福感描述性问卷由三部分构成：对“学习幸福感”和“流畅感”的“关键词描述”；对“学习过程中沉浸其中的快乐感”、“整个高中阶段学习经历中最有成就感”、“校园生活中最有个人价值感”的2个代表性事件的描述。

根据学习幸福感结构的理论构想及描述性问卷结果，参照已有相关测评工具的测试题项，自编2014年版中学生学习幸福感量表。该量表由87个题项组成，采用李克特 (Likert scale)5点量表的5等级计分法，5为“很像我”，4为“有些像我”，3为“不太像我”，2为“不像我”，1为“很不像我”，其中有13个反向得分测题，3对测谎题。得分越高，学习幸福感水平越高。

对2014年版中学生学习幸福感量表的初测结果进行探索性因子分析，依据因素解符合陡阶检验 (Screen Test)、两个因素均比较高的题项依据负荷最大原则进行筛选以及抽取的因子在旋转前至少要能解释3%的总变异 (杨东、张进辅、黄希庭，2002) 等原则，修订成由58个题项组成的2015年版中学生学习幸福感量表，经过正测后进行验证性因素分析，并进行两个模型的竞争。量表包括愉悦感、希望感、亲善感和沉浸感4个维度的分量表，采用李克特 (Likert scale)6点量表的6等级计分法，6为“绝对像我”，5为“很像我”，4为“有些像我”，3为“不像我”，2为“很不像我”，1为“绝对不像我”。其中，有5个反向得分题和3对测谎题。得分越高，学习幸福感水平越高。

将2014年版中学生学习幸福感87条目量表和修订的2015年版中学生学习幸福感58条目量表分别于2014年1月和2015年1月通过“问卷星”在网上发布，由样本校校长组织被试在网上集体施测，采用Spss20.0进行探索性因素分析，Lisrel8.8进行验证性因素分析。

采用2014年版中学生学习幸福感87条目量表，对7856名初高中生进行测试，有效被试7818名。首先对初测总样本中的965个被试数据采用Spss20.0进行探索性因素分析。选择降维处理，采用主成分法、最大方差法、最大旋转方差法，先设定特征值大于1进行探索，自动生成14个因子。接着设定8个因子进行第2次探索，将两次探索的结果对照初始的理论构想，进行题项的因子归属探索后确认8个因子；之后再用初测样本中另外6853个有效被试的数据以Lisrel8.8进行结构验证 (交叉证实cross-validation)，对理论构想M1和M2两个模型进行数据竞争，结果见表 1。

表 1

表 1 两个模型初测二阶维度的CFA拟合度指数 (n=6853) 模型 x2 df x2/df CFI NFI NNFI IFI RFI RMSEA M1 12995.18 241 53.92 0.95 0.94 0.94 0.95 0.94 0.085 M2 8349.39 238 35.08 0.97 0.96 0.96 0.98 0.96 0.071

表 1 两个模型初测二阶维度的CFA拟合度指数 (n=6853)

初测二阶结构验证的两个模型的各项拟合指数均大于0.94，近似均方根残差RMSEA在0.08左右，是验证数据拟合较好的模型，因此均可作为中学生学习幸福感的二阶结构模型。但依据以下3个数据结果使本研究更倾向于M2：(1) 从各项拟合指数越接近1说明拟合得越好来看，M2的各项拟合指数在0.96以上，M1在0.94以上，M2更加拟合。(2) 从近似均方根残差RMSEA越小越好来看，M1的RMSEA为0.085，M2的RMSEA为0.071，更加优于M1。(3) 一般地，增加自由参数 (模型变复杂)，模型的卡方会减少；减少自由参数 (模型变简单)，模型的卡方会增加。如果增加自由参数后，卡方非常显著地减少，说明增加自由参数是值得的。如果减少自由参数后，卡方没有显著增加，说明减少自由参数是可取的 (候杰泰，温忠麟，成子娟，2004)。M2比M1增加了一个维度，但卡方减少了4646，说明增加自由参数是值得的。竞争结果表明M2更优。

对2014年版中学生学习幸福感量表初测结果进行探索性因子分析，依据因素解符合陡阶检验 (Screen Test)、两个因素均比较高的题项依据负荷最大原则进行筛选以及抽取的因子在旋转前至少要能解释3%的总变异等原则 (杨东, 张进辅, 黄希庭，2002)，删除、合并、修订有关题项，最后形成由58个题项组成的2015年版中学生学习幸福感量表。

以5646个有效被试的数据，用Lisrel8.8对两个模型的拟合程度进行第二轮模型竞争，结果见表 2。数据表明：M2在正测中的各项拟合指标均为0.97，均高于M1；且M2增加了维度后，卡方减少了一半左右，说明增加维度 (即增加自由参数) 是值得的。

表 2

表 2 两个模型正测二阶结构的CFA拟合度指数 (n=5646) 模型 x2 Df x2/df CFI NFI NNFI IFI RFI RMSEA M1 7910.73 178 44.44 0.95 0.95 0.94 0.95 0.94 0.088 M2 5055.21 176 28.72 0.97 0.97 0.97 0.97 0.97 0.070

表 2 两个模型正测二阶结构的CFA拟合度指数 (n=5646)

图 3为M1正测二阶验证图。由图可见，“学习兴致”和“学习效能感”对其所归属的“快乐感”和“自豪感”的路径系数分别只有0.14和0.20，这是不合理的，结构须经进一步调整。而在M2运行的结构图中，这两个因子共同被归属到新设的“愉悦感”维度，其路径系数均在0.75以上 (见图 4)，其中愉悦感和学习效能感之间的路径系数为1.12，这可能是数据组合对结构产生了影响，也可能是两者之间具有相关较大的潜变量。这有待进一步分析，但从模型的整体结构来看，可以忽略这一路径的误差。模型各项拟合指数较高 (0.97)，均方根残差较小 (0.07)，说明M2为更全面而简洁的中学生学习幸福感的结构模型。

图 3

图 3 中学生学习幸福感的结构 (M1)

图 4

图 4 中学生学习幸福感的结构 (M2)

本研究所采用的自编量表中，有3对测谎题，如果被试有两对以上的测谎题作答不一致 (每对测题得分差值大于2分)，其答卷会被作为废卷剔除，则所分析的量表是可信的 (杨东、张进辅、黄希庭，2002)。同时，本研究也以分半信度和同质信度 (克伦巴赫α系数) 来鉴定问卷的信度，结果见表 3。

表 3

表 3 中学生学习幸福感各分量表及总量表的信度表 题项与量表的相关系数 分半信度 同质信度 学习兴致 0.288**~0.582** 0.808 0.843 学习效能感 0.282**~0.594** 0.805 0.882 希望感 0.284**~0.656** 0.878 0.898 学业乐观 0.352**~0.658** 0.852 0.870 求解欲 0.372**~0.651** 0.786 0.781 亲善感 0.241**~0.440** 0.825 0.837 沉浸感 0.273**~0.528** 0.683 0.767 喜新感 0.416**~0.679** 0.587 0.587 学习幸福感 0.241**~0.658** 0.893 0.929 注：**p < 0.01

表 3 中学生学习幸福感各分量表及总量表的信度表

(1) 结构效度分析

本测评量表设定8个因子时的方差贡献率为57.67%，KMO=0.967，Bartlett检验的p=0.000，说明因子的相关系数矩阵非单位矩阵，能够提取最少的因子同时又能解释大部分的方差，具有较好的结构效度。在大样本背景下，二阶结构比一阶结构的自由度有节省 (176-167=15)，而各项拟合指数均较高 (0.97)，近似均方根残差RMSEA很小 (0.070)，也表明本量表具有较好的结构效度 (候杰泰，温忠麟，成子娟，2004)。

(2) 内容效度分析

本研究描述性问卷的编制依据百年名校建校以来所积累的与中学生学习活动紧密相关的教育笔记、各类教育事件记录，这能真实反映中学生学习生活实际，而同学们对描述性问卷的回答又能反映出他们学习心理的时代特征。以中学生描述性问卷的回答为基本素材，编制测评条目时参照吸纳了国内外在幸福感测评领域知名度大且信效度高的成熟量表的合理成分及相关条目，如Diner, et al.(1985) 的《生活满意度量表》、Brandburn (1969)的《情感平衡量表》、Wotson, Clark, Tellegen (1988)的《积极情感与消极情感量表》、塞利格曼的积极情感和消极情感测验网络版、Ryff (1989)的《多维幸福感量表》，我国学者苗元江 (2003)、边玉芳 (2003)等人编制的量表以及《中国心理卫生杂志》社《心理卫生评定量表手册》中的相关量表。在全量表条目形成后，征求教育学、心理学、心理测量等领域专家的评估和指导意见，根据测量原理进行修订，经过近万人的初测后，又历经一年时间进行第二次修订形成正测量表，各项测量学指标均较高，具有较好的内容效度。

在学习幸福感的测评因子中，本研究增加了来自感官知觉通道的“愉悦感”因子。它指中学生在学习过程中，由神经化学物质所引发并通过相应的神经通道和化学通道传送到大脑而形成的对愉悦的身体状态以及与其并存的相关思想的综合体验。它既包括感官上的满足，也包括对认知结果的愉悦，因而其下属因子含有指向感官知觉通道的“学习兴致”和指向认知通道的“学习效能感”。这样的维度设计不仅兼顾了以埃德·迪纳为代表的主观幸福感理论中的生活满意度成分 (Diener, E. et al, 1999)，更吸纳了以塞利格曼为代表的现代积极心理学研究的新成果：“进化已经使感官直接跟人的积极情绪联系在一起，触觉、味觉、身体的动觉、视觉和听觉都可以直接激发愉悦。”(塞利格曼，2010)

学习幸福感应该包括学习者对已经发生、当下正在进行和未来三个不同学习时段的体验。已有学习幸福感结构与测评的研究，较多关注了对已经发生 (过去) 的事情的体验或满意度，而对当下学习的沉浸以及未来的期待或希望关注较少。本研究将沉浸感纳入学习幸福感结构之中，它包括流畅感和喜新感。喜新感的引入是为了全面体现希斯赞特米哈伊1975年首次提出的Flow理论中更新的内容：他对美国青年人的调查发现，最容易产生流畅体验的日常活动是基于个人的兴趣爱好 (Csikszentmihalyi M.，1997)。我国学者也发现，当个体高度喜爱某种任务时，即使没有达到挑战能力的高平衡，也能获得高度的流畅体验 (冉俐雯，刘翔平，2013)。希望感维度的引入目的在于探究中学生学习幸福感处于时间轴线未来端上的因子，以体现中学生所处的特定人生阶段所具有的发展特征。与欢乐、热情、愉悦和心流体验这些指向过去与当下的积极情感不同，由乐观和对未来探究的求解欲组成的希望感可以被归属于指向未来的积极情感。Scheier (1985)、袁莉敏 (2007)等人认为，乐观的人在面对困难时，会坚持追求自己认为有价值的目标，并采用有效的应对策略不断调整自我状态，以尽可能去实现目标，因此他们将“求解欲”作为希望感的又一下属因子。这样更能反映中学生学习幸福感时间轴线上的完整性。

个人的情感体验与社会支持系统有着不可分割的关系。因而本研究将积极关系引入学习幸福感结构，除了包含“亲和”与“合群度”外，还增加了“活动介入度”，这也完全符合塞利格曼幸福2.0 PERMA中的投入 (engagement) 与人际关系 (relationships) 的核心思想。

目前，国外对成年人一般 (主观) 幸福感的测评研究很多，但直接针对中学生学习幸福感测评的研究几乎没有。而国内的测评量表，有关学习幸福感的结构，都是一阶的。本研究确立的中学生学习幸福感8因子4维度二阶结构模型，更能全面而客观地反应出中学生学习幸福感结构中内在的层级关系。

从某种意义上说，关于中学生学习幸福感测评的理论构想无论拥有多少成分和测量因子都不为过。但从统计方法来看，如果构想的结构有5个一阶因子，就会有10个相关因子 (侯杰泰、温忠麟、成子娟，2004)。目前已有的中学生学习幸福感的测评，有3-7个因子，它们大体是从主观幸福感的三大成分——生活满意度、积极情感和消极情感衍变而来，也有个别测评工具直接从教学过程要素考虑。这些构想产生了大量的相关因子，但未对其拟合程度进行验证，从而导致这些研究得出不一致甚至相互矛盾的结果。而根据结构方程模型的原理，好的结构模型是既简单又能准确描述数据中各变量的关系的，因此，本研究提出一个更简洁的二阶模型，相当于把原来反应5个一阶因子之间关系的10个相关因子，改由5个参数 (二阶维度与一阶因子的关系) 来替代。这样在5个一阶因子的情况下，二阶模型比一阶多了5个自由度。若二阶模型能拟合数据，则说明它是一个较简单又能准确描述数据关系的模型。本研究编制的具有4个二阶维度和8个一阶因子的测评工具，相比已有的中学生学习幸福感测评工具，在考虑的因子上更为广泛，但模型显得更简洁，同时各项拟合指数均达0.97，信度和效度也高，表明这是一个更加简洁又准确的测评量表。

当然由于测评量表或问卷本身所固有的局限，还需要借助诸如神经成像、Facereader (面部表情识别)、可穿戴情感计算机、EMA (生态即时评估法) 和DRM (当日重现法) 等方法技术才能更加准确测评中学生的学习幸福感。

(一) 中学生学习幸福感的结构为由学习兴致与学习效能感构成的愉悦感，学力优越感、学业乐观和求解欲构成的希望感，积极关系构成的亲善感，以及喜新感与流畅感构成的沉浸感所组成的8因子4维度的二阶模型。

(二)2015版中学生学习幸福感量表由58个测评条目构成，具有较高的信度和效度，可以作为中学生学习幸福感测评的可靠工具。