王田, 刘启蒙, 罗海风, 刘坚｜高中生学习动机、学习压力与主观幸福感的阈值研究——以我国东部S省的测评结果为例

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高中生学习动机、学习压力与主观幸福感的阈值研究

——以我国东部S省的测评结果为例

文 / 王田, 刘启蒙, 罗海风, 刘坚

摘要：高中生由于面临升学考试的压力，身心健康和幸福体验普遍不高，这一现象受到了社会、学校和家庭越来越多的关注。虽然很多针对减负和激发学生兴趣的政策和措施已经开始施行，但却没有达到预期的效果。本研究利用网络调查问卷对来自我国东部某省的14021名高中生进行调查，选用分段回归模型（PRM）探索学习动机和学习压力与主观幸福感的关系中可能存在的阈值。数据结果显示，学习动机比学习压力对于学生的主观幸福感影响程度更大；高学习动机下的高中生更能够感受到主动学习带给自己的幸福感；对于高中生的减负需要具有差异性，才能够切实提高学习压力较高的学生的主观幸福感。进一步分析发现，学习动机和学习压力对学生主观幸福感的影响并非呈现简单的线性关系，其关系中存在阈值，因此需要重点关注学习动机、学习压力未达标的高中生的学业发展和健康成长。

关键词： 主观幸福感 ; 学习动机 ; 学习压力 ; 高中生 ; 阈值

作者简介

王田，北京师范大学中国基础教育质量监测协同创新中心博士生，研究方向为学科素养测评与提升、数学教育等。

刘坚，本文通信作者，北京师范大学教授、博士生导师，北京师范大学中国教育创新研究院院长，中国基础教育质量监测协同创新中心首席专家，九三中央教育文化专门委员会主任，国家督学。

目录概览

一、问题提出

二、研究方法

三、研究结果

四、讨论

五、反思与展望

一、问题提出

（一）研究背景及意义

    幸福感自从柏拉图时代以来一直备受关注（Zhang，Miao，Sun，Xiao，Ren，Xiao，& Peng，2014）。主观幸福感是指评价者根据自己的标准对其生活质量的总体评价（Diener，1984），它可以反映出人们对生活幸福和满意度的情感及认知评价（Campbell，Converse，& Rodgers，1976；Cummins，2002），是积极心理学中的一种重要的心理品质（丁凤琴，赵虎英，2018）。主观幸福感可以体现出个体的心理健康水平、生活质量和社会适应的表现（刘霞，赵景欣，申继亮，2013；马颖，刘电芝，2004；Satterfield，2001；石国兴，祝伟娜，2008），有助于促进人际关系的和谐（Diener，Ryan，2009；Martin，Dowson，2009），同时也是构建和谐社会的重要基石（彭运石，莫文，2011）。特别地，在高中阶段，学生主观幸福感的提升会有效提高其自尊水平（王玲，张育贤，2011），并会促进高中生对于目标的专注和对情绪的控制（李义安，张金秀，2011）。

      然而，我国学生在主观幸福感方面的发展状况令人堪忧。PISA2015报告中的数据结果指出我国15岁左右学生的生活满意度很低，远远低于OECD的平均水平（OECD，2016）。而我国高中生的主观幸福感由于受到考试焦虑等因素的影响整体水平不高（田若飞，2009），并且学生的主观幸福感会随着年级的升高而降低（姚一玲，孔企平，蔡金法，2016）。已有研究表明，我国高中生的主观幸福感水平只处于中等水平（魏群，杨学军，李英华，孟宪鹏，苏颖，刘赫等，2008；蒋红，宋玉美，张澜，2012），同时在心理健康方面的表现也处于较低水平（李义安，张金秀，2011）。

      2018年，经济合作与发展组织（2018）发布《正面影响：提升学生幸福感》（Good Vibrations：Students’ Well-being）报告指出“拥有良好情绪的儿童成长为幸福、自信、健康的成年人的可能性更高，这对社会发展和人民福祉改善具有重要意义”。我国政府颁布的《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010—2020年）》中也明确把育人为本作为教育工作的根本要求，这就要求学校把学生的情感态度发展放在重要地位，把学生幸福感的发展作为教育的重要关切，促进学校中素质教育的发展（孔企平，姚佩英，2013）。而在《国家教育事业发展“十三五”规划》中也将“完善学生心理健康服务体系，在学校普遍开展心理健康教育，提高学生心理健康意识和心理保健能力”作为全面落实立德树人根本任务（国务院，2017）。所以，如何有效提升高中生的主观幸福感也就成为了许多研究关注的热点问题。

（二）研究综述

      学习是高中生日常生活的重要组成部分，学习过程中的学习动机、学习压力可能会对高中生的身心健康和幸福感产生重要影响。已有的许多实证研究表明，学生的主观幸福感会受到学习动机的影响。学习动机是激发个体进行学习活动、维持已引起的学习活动，并使学习行为朝向一定目标的一种内在过程或内部心理状态（莫雷，2002）。对于学习动机较强的学生来说，学习过程通常被看作是有意义的、快乐的，学习得到的知识既能满足自身的求知欲又能体现自我价值，学生在学习过程中可以体验到较强的学习成就感和愉悦感（Muis，2004）。钟斌（2018）通过相关关系和路径分析发现，高中生的学习动机对其主观幸福感具有重要影响，而周凌云（2011）则从简单的描述性分析结果中发现高中生的学习动机对于主观幸福感的影响会随着年级的不同而改变。同时，学习动机也会对教师期望等变量与幸福感之间的关系起到中介作用（Areepattamannil，Freeman，Klinger，2011；张华，2014）。

     另一方面，学习压力也是影响学生主观幸福感的重要因素，这一事实在许多研究中已经被证实（Zimmer-Gembeck，Skinner，2010；Lazarus，Folkman，1984），尤其是即将面临人生中重要考试和抉择的高中生，需要面临学校、家庭和社会多方面的压力，这也就使得高中生的主观幸福感越来越受到了重视。学习压力是在学习过程中产生的不适与紧张（徐嘉骏，曹静芳，崔立中，朱鹏，2010）。一般来说，学生的学习压力越大，主观幸福感的指数则会越低，两者呈现出负相关的关系（Denovan & Macaskill，2016）。孟林（2012）利用线性回归分析发现大学生的学习压力对主观幸福感起到负向的预测作用。张文海（2006）采用结构方程模型的方法，发现中学生的学习压力与学业成绩也呈现负相关关系。蒋红（2012）利用相关和简单线性回归分析发现中学生所察觉的压力对主观幸福感有预测作用，曹新美（2017）的研究表明中学生的学习压力对于其在学校的幸福感存在着线性的负相关关系。王极盛（2003）通过相关分析和逐步回归分析发现学业负担重的初中生在幸福感上体验较差。对于高中生来说，学习压力主要来源于学习任务、学习时间、学习期待、人际关系等，过度的学习压力会导致高中生的情绪大幅波动，长期下来造成情绪抑郁等精神疾病（彭云煦，2014）。

      国务院印发的《国家教育事业发展“十三五”规划》中提出“从中小学做起，注重激发学生学习兴趣、科学兴趣和创新意识”（国务院，2017）。《国务院办公厅关于新时代推进普通高中育人方式改革的指导意见》中明确提出要“严格执行教学计划，严禁超课标教学、抢赶教学进度和提前结束课程，严禁组织有偿补课，切实减轻学生过重课业负担”（国务院，2019）。这些政策文件均表明提升学生学习动机、减轻学生负担是我国高中教育改革的重点，而激发学生学习动机、降低学习压力等措施将直接关系到学生的身心健康和幸福感。

      虽然减轻学生负担、激发学生学习动机等已经得到了多方的关注，相关的政策和文件也早已开始实施，已有研究中的结论也支持降低学生学习压力，提升学习动机可能对学生主观幸福感产生的积极作用，但学生的主观幸福感却始终没有得到显著的提升（项贤明，2019）。因此，在教育实践当中，学生的幸福感与学习动机、学习压力之间可能不仅仅呈简单的线性关系。随着量化研究的进一步发展，对于变量之间的关系需要进行更加细致的分析和探究。特别地，在教育学领域，近年来很多研究开始逐渐关注变量之间关系中可能存在的阈值问题：Burchinal等人（2010）发现教师与学生互动的质量与学生的社会能力和行为的程度之间存在着阈值，并且教学质量与语言、阅读和数学技能的关系在高质量的课堂上比低质量的课堂上更强。李克建等人（2018）利用分段回归的阈值探索方式对学前教育质量与儿童成就之间的关系进行研究，发现学前教育质量与儿童成就之间关系存在截点（breakpoint），学前教育只有达到较高质量，才能对儿童成就产生较强的正向影响。不难发现，对于阈值问题的研究可以对因变量与自变量之间的关系进行更加细致的描述和分析，从而得到更加准确的研究结论。

      综上所述，已有的相关研究中发现高中生的主观幸福感普遍不高，而对主观幸福感与学习动机和学习压力之间关系的研究结果多以简单线性关系为主，缺乏对于其中可能存在的阈值进行探究。所以，本研究针对高中生群体，利用阈值的研究方法对主观幸福感与学习动机、学习压力之间的关系进行探究。

（三）研究问题

     本研究在描述了高中生的主观幸福感、学习动机和学习压力的整体情况和相关关系的基础上，尝试探究学习动机和学习压力与主观幸福感之间关系的阈值。结合上述研究目的，本研究的研究问题主要聚焦于以下三个方面：

   （1）高中生主观幸福感、学习动机和学习压力的总体表现是怎样的？

   （2）高中生主观幸福感与学习动机、学习压力之间是否存在线性关系？

   （3）高中生的学习动机、学习压力与主观幸福感之间是否存在阈值？处于阈值水平两端学生的情况是怎样的？

二、研究方法

（一）研究对象

      本研究的对象为我国东部某省14021名2017年9月升入高中二年级的学生，这些学生来自于该省17个地市140个区县的140所普通高级中学。本研究采用了分层随机抽样的方式。其中，在区县层面该省全部140个区县均进入样本，每个区县选取一所最具有代表性的高级中学，共计抽取140所高级中学。在学校层面，每个学校会随机抽取120名学生，抽取学生时会考虑学生性别及户口所在地等变量。本次调查共发出调查问卷14021份，回收的有效问卷13442份，有效回收率达到95.9%。

      如表1所示，本研究统计了不同性别、地域、户口所在地、寄宿情况以及所属学校的类型的学生分布，保证研究的样本具有一定的代表性和多样性，有利于描述出高中生群体的整体情况。

（二）研究工具

      本研究使用网络在线问卷进行调查，依托中国基础教育质量监测协同创新中心“区域教育质量健康体检项目组”进行数据采集。调查问卷主要包括五个子问卷，分别对学生的主观幸福感、学习动机、学习压力、网络成瘾以及人口统计学信息进行调查。

      主观幸福感子问卷为学生自评问卷，由“中国儿童青少年心理发育特征调查”项目对汪向东修订的幸福感指数量表中文版本进一步修订而成，此量表包括两个部分，总体情感指数维度和生活满意度维度，总体情感指数维度描述了青少年对生活总体的感受，生活满意度维度描述了青少年对于生活总体的满意度情况。该量表采取7点计分的方式，第1—8题为情感指数维度，第9题为生活满意度维度的题目。幸福感指数由总体情感指数维度的平均得分（权重1）与生活满意度问卷维度得分（权重1.1）相加，如果被试第8题没有作答，则将其作为缺失数据不进行总体的求和计算，得分范围在2.1（最不幸福）和14.7（最幸福）之间，评分越高表明个体所体验的幸福程度越高。陈欣、刘芷含等研究者使用此问卷针对学生群体开展了调查研究，信效度良好（陈欣，杜岸政，蒋艳菊，赵国祥，2019；刘芷含，2019）。在本次测试结果中该问卷Cronbach’s α系数为0.962。

      学习动机子问卷是由北京师范大学中国基础教育质量监测协同创新中心“区域教育质量健康体检项目组”自主开发的。学习动机子问卷包括4道题目，分别针对学生对掌握新知识的态度、学习新知识的目的以及对于有挑战性任务的态度等方面进行调查，比如“我喜欢学习新知识”“我认为学习的目的是为了使我们学会思考，掌握知识”等问题，考察学生对这些问题描述的同意程度。每道题目采用1到5的计分方式，计算各个题目得分的均值来反映学生在学习动机方面的表现。学习动机得分范围在1至5分之间，评分越高表明个体的学习动机越高。本子问卷的Cronbach’s α系数为0.936。

      学习压力子问卷的编制是基于对2013年教育部颁布的《关于推进中小学教育质量综合评价改革的意见》中学业负担指标体系的解读和国内外相关研究对学业负担的界定，在综合参考国际测评项目和国内大型学业负担调查测评维度的基础上形成。问卷内容分为校内学业负担和校外学业负担两个维度，分别针对校内作业量、考试量感受以及学习紧张、作业难度、考试难度等方面进行调查。学习压力子问卷包括11道题目，每道题目采用1到5的计分方式，计算各个题目得分的均值来作为学习压力的得分，得分范围在1至5分之间，评分越高表明个体的学习压力越高。本子问卷的Cronbach’s α系数为0.946。

      网络成瘾子问卷主要调查个体对互联网的冲动控制、耐受性、戒断症状及其造成的消极后果等方面，比如“你是否难以减少或控制自己对网络的使用”“你是否感觉需要不断增加上网时间才能感到满足”等，共10道题目，每道题目采用2点记分的方式，选“是”记1分，选“否”记0分，计算各个题目得分的总和来作为网络成瘾的得分，得分越高说明个体网络成瘾程度越高。本子问卷的Cronbach’s α系数为0.905。

      本调查问卷中的人口统计学信息部分主要对学生的性别、家庭社会经济地位等变量信息进行了调查。其中，家庭社会经济地位的测评参考了经济合作与发展组织（2014）的PISA 2012技术报告中的相关部分，主要分为父母的受教育水平、最高职业地位以及家庭拥有物三个部分：父母的受教育水平主要是调查学生父母上学上到的最高教育水平，将父母中较高的受教育年限作为该学生的“父母的受教育水平”；父母的最高职业地位主要是调查学生父母的主要工作以及具体职责，将父母亲中较高的最高职业地位作为该学生的“父母的最高职业地位”；家庭拥有物主要调查了学生的家庭财富、文化拥有物、家庭教育资源、家庭书籍四个方面。最后将家庭社会经济地位的三个部分的标准化分数作为学生的家庭社会经济地位的合成分数。

（三）数据分析方法

     本研究所采用的数据分析方法主要分为描述性统计分析、线性回归分析和分段回归模型（Piecewise Regression Model，PRM），所使用的统计软件为SPSS20.0和R3.5.2。

     描述性统计分析部分主要进行了对总体的主观幸福感、学习动机、学习压力、性别和家庭社会经济地位的均值和标准差计算，并进行相关分析，探究变量之间是否存在相关关系。

     线性回归分析部分主要使用多变量的回归分析方法，以主观幸福感为因变量，性别与家庭社会经济地位为控制变量，学习动机与学习压力为自变量，探究主观幸福感与学习动机和学习压力之间是否存在着线性关系。

     分段回归模型部分采用分段一次函数回归的方法，主要使用R3.5.2中的“segmented”语言包。本研究参考了李克建等人（2018）利用分段一次函数来探究幼儿学业成就与学前教育质量的阈值研究方法，以主观幸福感为因变量，性别与家庭社会经济地位为控制变量，分别对学生的学习动机和学习压力与主观幸福感进行分段回归，从R2最大的分段一次函数中寻找因变量与自变量之间可能存在的截点，探究自变量的值处于截点两端时，因变量与自变量之间关系存在的差异。使用的分段一次函数为：

      其中y为因变量主观幸福感，x为自变量学习动机或学习压力，x0为截点值，a1为第一段线性函数的斜率，b1为第一段线性函数的截距，a2为第二段线性函数的斜率，b2为第二段线性函数的截距。

三、研究结果

（一）描述性统计结果

      描述性统计分析结果呈现了S省高中生在主观幸福感、学习动机、学习压力上的整体表现，并对主观幸福感、学习动机、学习压力、性别和家庭社会经济地位的相关性进行了分析。如表2所示，我国东部S省高中生总体的主观幸福感指数为12.33，标准差为2.67；学习动机均值为4.19，标准差为0.89；学习压力均值为2.50，标准差为1.00，说明该省高中生在主观幸福感、学习动机和学习压力上总体表现不错。高中生的主观幸福感、学习动机与学习压力之间在0.001水平上存在显著的两两相关，这些变量与性别和家庭社会经济地位在0.01水平上也存在着显著的相关关系。

（二）线性回归分析

      接下来，利用线性回归方程对主观幸福感与学习动机和学习压力之间的关系进行分析。在控制性别和家庭社会经济地位的前提下，以主观幸福感为因变量，以学习动机、学习压力为自变量进行回归分析，结果如表3所示，学习动机、学习压力可以共同解释高中生主观幸福感差异的21.9%。高中生的主观幸福感会受到学习动机和学习压力的影响，与学习动机呈现出正相关关系，与学习压力呈现出负相关关系。进一步分析可以发现，学习动机的标准化系数为0.340，学习压力的标准化系数为−0.250，说明学习动机与主观幸福感之间存在积极的线性关系，而学习压力与主观幸福感之间的关系则相反。

（三）阈值研究

1. 高中生主观幸福感与学习动机之间的阈值研究

      通过对主观幸福感和学习动机之间的分段线性回归分析，我们可以得到数据结果：高中生主观幸福感与学习动机之间的截点值x0=2.406(SE=0.101)，第一段线性函数的斜率a1=−0.566(SE=0.192)，第二段线性函数的斜率a2=1.565(SE=0.032)，该分段一次函数模型的R2为0.207。该分段一次函数的图像如图1所示，截点值两端的主观幸福感与学习动机之间的关系存在着一定的差异：当学习动机小于截点值时，学生的学习动机对于其主观幸福感的影响较小且为负值；而当学习动机大于截点值时，学生的学习动机对于其主观幸福感的影响较大且为正值。这一结果说明主观幸福感与学习动机之间可能存在着阈值，学生处于较低的学习动机水平时，其主观幸福感受到学习动机的影响较小，并且是负向的；而学生处于较高的学习动机水平时，其主观幸福感受到学习动机的影响较大，并且是正向的，其斜率为第一段斜率绝对值的2.765倍。

      现在进一步分析学习动机处于截点值两端的高中生在主观幸福感上表现的差异。学习动机低于截点值的高中生共计599名，占总体样本的4.46%，主观幸福感的均值为9.91（SE=4.01）；学习动机高于截点值的高中生共计12843名，占总体样本的95.5%，主观幸福感的均值为12.44（SE=2.53）。学习动机处于截点值两端的高中生在主观幸福感上的分布差异如图2所示，深灰色和浅蓝色分别代表学习动机低于和高于截点值的高中生主观幸福感分布情况，学习动机低于截点值的高中生的主观幸福感整体低于学习动机高于截点值的高中生，两个群体间的主观幸福感存在显著性差异（t=−15.272，p<0.001）。

2. 高中生主观幸福感与学习压力之间的阈值研究

      通过对主观幸福感和学习压力之间的分段线性回归分析，我们可以得到数据结果：高中生主观幸福感与学习压力之间的截点值x0=3.728(SE=0.083)，第一段线性函数的斜率a1=−1.125(SE=0.028)，第二段线性函数的斜率a2=0.332(SE=0.145)，该分段一次函数模型的R2为0.152。函数图像如图3所示，截点值两端的主观幸福感与学习压力之间的关系存在着一定的差异：当学习压力均值小于截点值时，学生的学习压力表现对于其主观幸福感的影响较大且为负值；而当学习压力均值大于截点值时，学生的学习压力对于其主观幸福感的影响很小且为正值。这一结果说明主观幸福感与学习压力之间可能存在着阈值，当学生的学习压力处于较低水平时，其主观幸福感受到学习压力的影响较大，且为负向的；而学生处于较高的学习压力水平时，其主观幸福感受到学习压力的影响很小，且为正向的，第一段斜率是第二段斜率绝对值的3.389倍。

      接下来进一步分析学习压力处于截点值两端的高中生在主观幸福感上表现的差异。学习压力低于截点值的高中生共计12023名，占总体样本的89.4%，主观幸福感的均值为12.48（SE=2.54）；学习压力高于截点值的高中生共计1419名，占总体样本的10.6%，主观幸福感的均值为11.04（SE=3.32）。学习压力处于截点值两端的高中生在主观幸福感上的分布差异如图4所示，深灰色和浅蓝色分别代表学习压力低于和高于截点值的高中生主观幸福感分布情况。学习压力低于截点值的高中生的主观幸福感整体高于学习压力低于截点值的高中生，两个群体间的主观幸福感存在显著性差异（t=−15.720，p<0.001）。

3. 高中生的学习动机和学习压力在主观幸福感上的阈值分析

     将高中生样本按照学习动机和学习压力对主观幸福感的截点值两端进行分类，可以分为四类：学习动机低且学习压力大；学习动机高且学习压力大；学习动机低且学习压力小；学习动机高且学习压力小。四类高中生的统计信息如表4所示，13.9%的高中生的学习动机和学习压力至少有一个达不到阈值，其中男生占比超过一半，而在学习动机和学习压力均达到阈值的高中生中，女生占到了大多数。进一步探索四类学生在主观幸福感、学业成绩等方面的表现，结果如表5所示，从总体上说，学习动机与学习压力没有全部达到阈值的高中生在主观幸福感、学业成绩和网络成瘾三个方面上表现均差于全部达到阈值的学生，说明学习动机较低或学习压力较大的高中生往往会感受到不幸福，而且在学业发展较差并沉迷于网络。具体来看，在主观幸福感、学业成绩以及网络成瘾三个方面上，学习动机和学习压力均未达到阈值的学生表现最差，说明既不想主动学习又被施加了巨大学习压力的学生不仅学业成绩很差，而且感觉自己并不幸福，同时总是沉迷于网络无法自拔。

四、讨论

（一）激发高中生主动学习可能比减轻他们的学习压力对于主观幸福感的提高更加有效

     “减负”是当今基础教育中的热点问题。由于过度的学习压力会对个体的认识、情绪和行为产生负面效应，引起紧张、烦躁、焦虑等一系列不良的心理反应和躯体症状，影响学生的心理健康水平（李晶华，冯晓黎，梅松丽，姚东亮，2007；路海东，2008），政府、教师和家长都在思考如何通过减轻学生的学业压力来改善学生的心理健康状况，更加关注学习压力带来的负面影响（敬钧淇，2017）。但研究结果表明，促进学生正确理解主动学习的意义、提高学生探索新知识的兴趣比减轻学业压力可能为他们带来更强的幸福体验。这一结果体现在教师和家长在关注学生的心理健康和幸福感上，在考虑为学生减轻课业负担的同时，更需要重视激发学生的内部学习动机。具体来说体现在两个方面：

     第一，在高中阶段，提高高中生的学习动机比单纯呼吁学校和家长降低学生学习压力更加容易被接受。高中阶段受到升学压力等多种外部因素的影响，教师和家长能够减轻学生的学习压力幅度并不大。而相比较之下，激发学生的学习动机就可能更加具有可操作性，教师可以通过教学方式的设计、教学内容的呈现、自主课程的选修等很多途径来让学生更加喜欢探索新知，愿意尝试一些具有挑战性的问题，能够理解学习的目的和意义。

     第二，提高学习动机与降低学生学业负担之间并不矛盾。“减负”的目的是为了减轻中小学生过重的学习压力和心理负担，但是也要充分考虑学生们的个性特征，不能“一刀切”。对于一个有上进心的孩子，教师和家长让他花时间动脑筋解决一个难题未必是一种负担，反而有可能提高内在学习动机并提升自己的满足感和幸福感（郑勇，2015）。

（二）高学习动机下的高中生可能更能够感受到主动学习带给自己的幸福感

拥有较高学习动机的高中生，由于自身主动学习的意识不断增强，往往会让他们大幅提升自己的主观幸福感。当高中生整体上对于“学习新知识”保持一种并不厌恶的态度，对于“学习是一件有趣的事情”并不反对，对于“尝试有挑战性的任务”并不排斥，同时对于“学习目的”没有误解时，其学习动机就可以基本达到阈值以上，此时他们才可能体会到主动学习所带来的幸福感的提升。反之，如果高中生的主动学习的动力保持在一个较低的水平，例如依然讨厌学习，对于学习没有形成积极的认识，那么学生可能无法体会到学习动机的提升所带来的幸福感受。此时虽然学生的学习动机可能会在低水平上小幅提高，但是学习动机水平不高的高中生的主观幸福感可能不会受到学习动机提升的影响，也就是说学习动机的增高是在量变中积累，而并没有对幸福感产生质变的影响。

      为了提高高中生的主观幸福感，家长和教师应该让学生能够正确认识学习的目的和意义，让学生从被动学习转化为主动学习，从而通过学习动机有效地提升高中生的主观幸福感。学生的幸福在一定程度上来源于对于学习目的的正确认识以及学习活动的渴望和热爱，教师和家长对于高中生的学习动机的培养不能仅仅局限于被动学习的较低水平，错误地认为被动的学习可以减轻学生主动思考的压力，让学生可以“心无旁骛”地专注学习，但其实低水平的学习动机在提高过程中可能还会对学生的幸福体验产生负面的作用。因此，教师和家长需要让学生正确理解学习的意义，不能够单纯地以考试、升学、就业等非常功利的理由来压迫学生，使他们处于被动的低学习动机水平下进行学习，这样即使可能会在一定程度上提升学生被动的学习动机，但是却可能导致学生更加不幸福。只有让学生将自己学习的内部动机真正转化为主动学习的意愿，才能够切实感受到学习动机为自己带来的幸福感。

（三）为高中生减负需要具有差异性，防止学生感受不到减负带来的幸福体验

      高中生固然学习压力比较大，但并不是只要减轻学习压力就一定会让学生感觉更加幸福。当高中生主观上整体比较认同“老师布置作业太多、太难”“各种考试太多、太难”“学习很紧张”时，学生所承受的学习压力可能就达到了一定阈值，此时他们将很难通过单纯的减负措施来提高自己的主观幸福感。造成这种情况的原因可能是虽然学生的学习压力与主观幸福感呈现出负相关关系（Denovan，A.，& Macaskill，A.，2016；孟林，杨慧，2012），但是并不是简单的线性关系。高中阶段，对于学习压力较大并且已经高过某一特定阈值的学生来说，如果只是在一个较小的范围内减轻学习上的负担和压力，学生幸福感变化实际上并不明显。产生这一现象可能的原因是，当学生长期处于高压之下时，可能会产生一种病态的“充实感”，也即用高强度地工作和学习来换取所谓的“获得感”，此时若只是单纯采用部分缓解压力的方式，学生并不会感受减负带来的幸福感。

      高中生即将面临人生中最为重要的一次考试，肯定会受到社 会、家长和教师给予的压力，此时学业负担或课业压力可能并不再是学生主要的压力来源。如果教育管理部门只是单纯减少学生的课业负担、学业压力，由于学校和家庭在理念上的不同，教师和家长更多秉持“主智教育”理念，更加关注教育的短期利益，考试成绩几乎是唯一的终极目标，那么他们即使对难以承受的学业负担怨声载道，但在行动上从不会有丝毫懈怠。工具理性告诉他们，如果真的执行了减负政策，他们一定会在考试与升学上输得很惨（倪亚红，马陆亭，赵富春，2018）。因此，教师和家长可能会给学生在课外时间增加很多的课业负担和学业压力，单纯的“减负”措施非但没有让学习压力水平较高的高中生感受到幸福，反而可能对于他们的幸福感和身心健康起到了负向作用。

      所以，减负其实不应该只是简单的作业量或是学习时间的减少，而应该是一种思想上的“减负”，这就需要“减负”措施更加具有针对性，不能简单地一概而论。各级各类教育行政部门在实施减负工作的时候，一定要关注理念上的转变，加强教育生态系统内部诸元素之间的理性沟通，实现“人的全面发展”教育目标（倪亚红，马陆亭，赵富春，2018）。对于面临升学压力较大的高中生，在必要地降低学业负担之外，更应该采取相应的措施改变学生及其家长、教师的“唯分数论”的思想，将学生的身心健康和幸福感也纳入到学生的全面发展中。只有这样，才能让减负更加具有针对性，也可以让减负真正落地。

（四）重点关注学习动机、学习压力未达到阈值的高中生发展情况

      对于学习动机较低或学习压力较大的高中生来说，他们不仅在主观幸福感上体验较差，而且还会在学业成绩和网络成瘾等方面表现较差。教师应该重点关注这些学生，防止他们在健康成长和学业发展上出现问题。已有研究发现学生的学习动机、学习压力既与学业倦怠、学习自我效能感、学习自信心、学业成绩等学习方面的变量存在相关关系（张若麟，2016；朱巨荣，2014），也会对幸福感、焦虑、抑郁等心理健康方面产生影响（孟林，杨慧，2012；刘萍，杨宏飞，2016）。但其实在学习动机和学习压力上表现较差的高中生还可能会更加沉迷于网络世界中，更多地卷入到逃避学习的负性事件中来。换个角度来看，教师和家长应当尽量避免这类负性事件对于学生的学习动机和学习压力的不良影响，给学生营造一个利于自身发展的学习和生活环境。

      同时，高中教师应该特别关注既不想主动学习又被施加了巨大学习压力的高中生，防止他们在身心健康方面出现严重的问题。对于学业成绩较差、学习动机较低的高中生，教师往往会给他们施加很大的外部压力，一味地给这部分学生提升压力无法有效地提升他们的学习动机和学业成绩，反而会让他们感觉自身更加不幸福，产生抑郁、焦虑等不良心理情绪，继而产生沉迷于网络或是厌学的情绪。所以，教师对这部分学生应当采用激发学习动机和兴趣的措施，比如更多地采用以学习者为中心的教学方式（赵海兰，龚子兰，2007），并通过更多地采用因材施教、互动教学、鼓励探究的教学方式来提升他们的学业成绩（刘坚，张丹，綦春霞，曹一鸣，2014）。

五、反思与展望

      本研究以高中生的主观幸福感为切入点，将学习生活中的两个重要的心理因素——学习动机、学习压力作为自变量，发现主观幸福感与学习动机、学习压力之间均存在阈值。本研究的结论对于教育管理者、一线教师和家长具有一定的启示意义，提升高中生的主观幸福感不能只是凭感觉地提高学生的学习动机或是降低学习压力，而是应该将高中生的主观幸福感和学习压力控制在一定的阈值之上，这样才能够让学生感觉更加幸福。

      然而，本研究也存在着一些局限和不足。首先，本研究只选取了我国东部某省的高中二年级学生进行抽样调查，虽然在该省的抽样过程中采取了分层抽样和随机抽样相结合的方式，但还是在对高中生群体表现的代表性上存在不足。未来需要再抽取更多不同地区和年级的学生作为样本进行研究和分析，对于高中生群体的主观幸福感、学习动机和学习压力情况和关系进行更加全面的刻画。其次，本研究在阈值分析部分只是采用了分段回归模型，虽然从理论上来说可能寻找到自变量中的“截点”，但是可能因变量与自变量之间存在不止一个阈值或是呈现更加复杂的关系，导致这种方法具有一定的局限性。未来的研究可以采用二次或更复杂的函数模型，试图将存在的“截点”寻找得更加全面，从而更加细致地说明其中的关系。最后，本研究只挑选了学习生活中的学习动机和学习压力两个心理上的变量与主观幸福感之间的关系进行探究，缺乏对于其他高中生可能遇到的学习生活中影响主观幸福感的变量进行研究，比如学习自信心、坚毅品质等，而研究中涉及到的是否寄宿等因素也可能会对高中生的主观幸福感造成影响。未来的研究可以探究高中生学习生活中更多的变量与主观幸福感之间的阈值，更加全面地刻画出高中生的主观幸福感与学习生活之间的关系。

（本文通讯作者为刘坚）

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