1 引言
心理健康双因素模型指出，心理健康包括消除消极心理症状和获取积极心理体验两方面(Petersen et al., 2022)。当前我国中学使用的心理测量工具以症状取向的心理诊断量表为主(如SCL-90)，而针对适应取向及心理健康素质的测量工具较少(王婷婷, 马和民, 2010)，反映出学校心理健康测评偏向学生心理问题识别和症状检出而忽视发展性心理。幸福感是心理健康的本质要求(俞国良, 2022)和良好适应的指标(吴晓靓 等, 2020)，对青少年健康发展有着重要作用。高幸福感对青少年的自我、学业和人际发展具有积极作用(吴捷 等, 2022; Datu & King, 2018; Liang et al., 2024; Roth et al., 2017)，低幸福感则容易引发各种内化和外化问题(吴晓靓 等, 2023; Ding et al., 2024)。幸福作为教育的应然价值追求(陈浩彬, 苗元江, 2012a)，提高学生的幸福感也应成为学校心理健康教育的核心旨归(李冬梅, 2024)。因此考查学生的幸福感水平对于了解其心理健康状况和心理健康教育效果都有着重要意义。
当前对幸福感的研究主要基于快乐论(hedonism)和现实论(eudaimonism)的哲学传统(González-Carrasco & Casas, 2024)，主流指标包括主观幸福感(subjective well-being)、心理幸福感(psychological well-being)和社会幸福感(social well-being)。主观幸福感关注个体对现有生活的积极情感体验和认知评价(佩德罗•孔塞桑 等, 2013)。心理幸福感关注代表个体最佳心理功能的特质，强调自我实现(Waterman, 1993)。社会幸福感聚焦个体与社会的关系，以及个体在社会中的贡献(Keyes, 1998)。随着整合视角兴起，综合幸福感的概念逐渐受到关注。苗元江(2003)最初将综合幸福感定义为主观幸福感和心理幸福感的整合，随后又整合社会幸福感(陈浩彬, 苗元江, 2012b; Keyes, 2002)，认为三者既相对独立又相互关联，共同构成了更为全面的幸福感概念框架；也有研究将心理幸福感和社会幸福感的相关指标纳入主观幸福感的理论结构中(吉楠, 李幼穗, 2006)。在OECD的教育工作论文中，学生的幸福感被定义为与个体和社会目标相关的动态状态，是认知、心理、身体、社会和物质等多个维度的综合体现(Borgonovi & Pál, 2016)。Hossain等(2023)的研究指出，学生幸福感可划分为八个核心维度，即积极情绪、消极情绪、人际关系、投入、成就感、在校目标感、内在因素与外部情境因素。可见，综合幸福感既是对多个主流幸福感指标的整合也是对其的超越，是主观与客观、个体与社会、生理与心理的统一。高中生的综合幸福感不仅涉及个人的情感状态、心理特质和社会性发展，还需要对个人的校园生活、学业情况、生理健康等方面进行全面考量。
通过对现有幸福感测量工具梳理，可归为以下六类。(1)从认知评价角度来测量主观幸福感：如针对一般群体的生活满意度量表(Diener et al., 1985)和针对青少年群体的多维生活满意度量表(张兴贵 等, 2004; Huebner, 1994)。(2)从情感体验角度来测量主观幸福感：如积极消极情绪量表(Watson et al., 1988)，分为积极情绪和消极情绪两个维度，国内引进并改编有多个版本，包括修订版(邱林 等, 2008)、扩展版(郭明珠, 甘怡群, 2010)和儿童版(潘婷婷 等, 2015)。(3)用于测量心理幸福感：较常用的是Ryff心理幸福感量表的42题版本(Ryff, 2014)，中文修订版包括根据84题改编来的18题版本(Li, 2014)，根据54题改编来的32题版本(赵晓晨 等, 2023)。(4)用于测量社会幸福感：如Keyes社会幸福感量表(Keyes, 1998)，国内引进并改编成适用大学生群体(王青华, 2011; 赵欣, 2010)。(5)对2个及以上主流指标整合以测量综合幸福感：如Keyes(2002)编制的心理健康连续体量表，整合情感幸福感、心理幸福感和社会幸福感三个指标，国内引进并改编有成人版(尹可丽, 何嘉梅, 2012)和青少年版(余冰, 2016)。苗元江(2003)编制的综合幸福问卷最初整合主观幸福感和心理幸福感两个指标，后又纳入实现幸福感和社会幸福感，形成了由四个指标共同组成的中国人综合幸福感问卷(苗元江, 陈浩彬, 2020)。(6)涉及多种来源制定相关指标的综合幸福感：Seligman的PERMA幸福模型编制的幸福指数量表(Butler & Kern, 2016)，中文版由Zeng等(2019)修订。针对青少年群体，基于EPOCH模型编制的青少年幸福感量表(Kern et al., 2016)，以及张冲等(2020)基于西方幸福感理论和马克思主义幸福观编制的中国中小学生综合幸福感量表。
总体而言，现有幸福感测量工具种类繁多，但测量内容及标准各异：或侧重于测量幸福感的某一特定方面，或面向一般群体，难以满足特定情境下使用的针对性(Buerger et al., 2023)。我国幸福感测量工具的研制主要依赖于引进、改编国外量表，缺乏本土化研究(何妍, 2020)，这导致部分研究结果不完全适用于国内，如Ryff心理幸福感量表在我国样本中的构想效度并不理想(罗雪峰, 沐守宽, 2017)。同时，这些工具大多基于成人样本开发，如Kern等(2016)认为PERMA模型并不适用于评估青少年群体。此外，由于幸福感的测量存在上述局限性，使相关研究往往难以获取全面详细的数据结果。2023年4月，教育部等十七部门联合印发的《全面加强和改进新时代学生心理健康工作专项行动计划(2023—2025年)》中明确强调“组织研制符合中国儿童青少年特点的心理健康测评工具”。因此，编制适用于测量我国高中生群体幸福感的测量工具已成当务之急。
2 研究方法
2.1 样本选择
2.1.1 开放式问卷调查样本
选取南宁市的1所高中，从各年级随机抽取1个班级的学生共计153人，进行开放式问卷调查。
2.1.2 量表施测样本
本研究采用方便取样，以纸质问卷的形式发放调查问卷，调查内容均获得被试知情同意。(1)样本1用于项目分析和探索性因素分析。在南宁市、河池市和百色市的5所高中进行，共发放问卷926份，获取有效问卷911份，有效率98.38%。其中男生463人，女生448人；高一240人，高二310人，高三361人。(2)样本2用于验证性因素分析和信效度检验。在南宁市和河池市的3所高中进行，共发放问卷1239份，获取有效问卷1199份，有效率96.77%。其中男生622人，女生577人；高一504人，高二254人，高三441人。(3)样本3用于重测信度检验。在南宁市1所高中进行，时隔2周重测，共发放问卷107份，获取有效问卷101份，有效率94.39%。其中男生66人，女生35人；高一50人，高二51人。(4)样本4用于效标效度检验。在南宁市3所高中进行，共发放问卷1250份，获取有效问卷1192份，有效率95.36%。其中男生563人，女生629人，高一379人，高二440人，高三373人。
2.2 量表编制
2.2.1 维度确立
表1 高中生综合幸福感各指标的定义 |
| 指标 | 含义 |
| 自我幸福感 | 个体对自身情绪、心理状态进行积极评估，以及对自身生命和健康行为的重视 |
| 家庭幸福感 | 个体在家庭系统中所获得的积极体验，包括对家庭环境的适应、人际互动和情感联结 |
| 学校幸福感 | 个体在学校场域中所获得的积极体验，包括对学校环境的适应、人际互动、情感联结和学业参与 |
| 社会幸福感 | 个体作为社会主体对自身所属地域社会环境与公共生活的积极感受和评价，包括当地的社会风气和社会资源丰富度 |
结合访谈结果和现有幸福感量表维度认为，自我幸福感需要整合主观幸福感、心理幸福感以及相关生理指标，反映个体对自己整体身心状态的积极评估，认为是由积极情绪、消极情绪、自我价值、自我和谐、自我实现、自我控制、生命安全、身体健康8个二级指标构成。家庭幸福感、学校幸福感和社会幸福感作为学生在特定时空范围中的积极体验，既有社会和物质环境的共性成分，又有具体情景下的独特要素。其中，家庭幸福感依据孟万金等(2020)从家庭角度考察，反映个体在家庭系统中所获得的积极体验，认为是由亲子关系、教养方式、家庭氛围、家庭环境4个二级指标构成。学校幸福感依据田丽丽(2008)从学校角度考察，反映个体在学校场域中所获得的积极体验，认为是由学校环境、学校归属、学业投入、学业成就、师生关系、同伴关系6个二级指标构成。社会幸福感依据Keyes和Shapiro(2004)从社会角度考察，反映个体作为社会主体对所处周边的积极感受和评价，认为是由社会氛围、社会环境2个二级指标构成。
2.2.2 项目编写
在开放式问卷调查中，对20个二级指标给予具体定义，要求学生依据提纲释义及自身日常体验，每个指标撰写至少3句相关描述的语句。随后将这些语句录入汇总，形成约4.2万字的原始数据，经筛选代表性语句后获取条目792个。编写遵循的原则有：表达方式贴合我国高中生理解水平、语句清晰易懂、使用陈述句式、措辞精确，经多次研讨后编制了280题的项目池。其次邀请2名心理学教授、3名一线高中心理健康教师和3名心理健康教育专业研究生对项目进行筛选、评定、删减和语句修改，确保能反映相关幸福感指标，语句表述符合高中生认知水平。从20个二级指标中各保留6题，最终形成120题的初测量表。
2.3 测量工具
2.3.1 高中生综合幸福感量表
预测量表包括4个分量表，20个维度，共120题，反向计分22题(包括消极情绪维度6题)，采用Likert 6点计分法。形成的正式量表共70题，反向计分6题(包括消极情绪维度3题)，其结构和施测方式不变。
自我分量表共有27题，积极情绪(3题，如“我有很多快乐的时刻”)、消极情绪(3题，如“我感到愤怒”)、自我价值(4题，如“我感到自己的人生充满了价值”)、自我和谐(3题，如“我能够清楚地认识自我”)、自我实现(3题，如“我坚信自己的潜力是巨大的”)、自我控制(4题，如“即使结果不尽如人意，我也能够接受”)、生命安全(3题，如“我认为生命是无价的”)、身体健康(4题，如“我的身体状况良好、健康”)。家庭分量表共有15题，亲子关系(4题，如“我与父母情感联系紧密”)、教养方式(3题，如“父母常常以身作则，给我树立榜样”)、家庭氛围(4题，如“我的家庭成员相处和谐融洽”)、家庭环境(4题，如“我认为我家的生活水平良好”)。学校分量表共有20题，学校环境(4题，如“学校绿化丰富，生态环境极好”)、学校归属(3题，如“我认为我是学校的一份子”)、学业投入(3题，如“我能够认真参与课堂活动，积极互动”)、学业成就(3题，如“我在学业上很有成就感”)、师生关系(4题，如“我愿意与老师交流生活、学习和人际交往等方面的话题”)、同伴关系(3题，如“我在班上的人缘很不错”)。社会分量表共有8题，社会和谐(4题，如“我认为民众整体素质高”)、社会环境(4题，如“我所处的城市环境很好，动植物丰富，景色优美”)。
2.3.2 效标工具
效标1：青少年幸福感量表(the EPOCH Measure of Adolescent Well-Being)，由Kern等(2016)编制，共20题，包括投入、毅力、乐观、联结、快乐5个维度。采用Likert 5点计分法，总分越高，表示个体幸福感水平越高。中文翻译版本适用于我国青少年(Zeng & Kern, 2019)。本研究中，总量表Cronbach’s α系数为0.93，维度Cronbach’s α系数范围为0.79～0.92。
2.4 统计方法
使用SPSS26.0进行项目分析、探索性因素分析、信度、结构效度和效标效度检验；使用Mplus8.3进行验证性因素分析、等值性检验和同质性系数检验。
3 结果
3.1 项目分析和探索性因素分析
使用样本1(n=911)进行项目分析和探索性因素分析。以前后27%划分高低分组，结果显示所有项目的临界比值均在10.24～36.04(ps<0.001)，无项目删除。计算项目与维度相关，删除项目T96(r<0.40)。删除后，各相关系数均在0.42～0.85(ps<0.001)。
由于本量表是在参考国内外相关幸福感理论和结构模型的基础上构建的，具有明确维度划分，使用分层面的个别项目进行因素分析，对每个维度分别进行探索性因素分析，提取方法为主成分法，依次筛除因子载荷小于0.40(吴明隆, 2010)。各维度KMO值在0.70～0.87，Bartlett球形检验结果显著(ps<0.001)，数据适合探索性因素分析。第一轮分析删除T7、T17、T22、T27、T37、T66、T103、T108、T116、T120。两轮分析后各维度均只能提取一个成分，特征值在1.89～3.47，累积方差解释率在43.98%～59.27%。项目因子载荷值在0.43～0.86(ps<0.001)。最终保留109个项目。
3.2 验证性因素分析
使用样本2(n=1199)进行验证性因素分析。从实践应用上看，学生作答时间长(120题需20～30分钟)易疲劳而影响答题质量。依据经验法则，各维度题数宜在3～4题，构面应解释测量变量的50%以上(即因子载荷大于0.50)，为提高结构拟合度和使用效率，可通过模型修正(M.I.)缩减题量(张伟豪 等, 2020)。优先保留载荷较高且与维度内涵更为契合的项目，采取逐步迭代法(张冲 等, 2020)，每删一题后重新计算。(1)自我幸福感分量表：剔除载荷小于0.50的项目(T4、T8、T44和T45)，再依据M.I.值和载荷依次删除T63、T6、T64、T104、T107、T85、T105、T61、T101、T62、T42，最终形成27题，载荷在0.52～0.85(ps<0.001)。(2)家庭幸福感分量表：剔除载荷小于0.50的项目(T29、T112和T92)，再依据M.I.值和载荷依次删除T89、T90、T10、T70、T11和T71，最终形成15题，载荷在0.51～0.88(ps<0.001)。(3)学校幸福感分量表：剔除载荷小于0.50的项目(T94、T35和T16)，再依据M.I.值和载荷依次删除T113、T78、T55、T93、T95、T74、T114、T18和T118，最终形成20题，载荷在0.57～0.82(ps<0.001)。(4)社会幸福感分量表：剔除载荷小于0.50的项目(T59和T79)，再依据M.I.值和载荷删除T40，最终形成8题，载荷在0.60～0.80(ps<0.001)。各分量表拟合情况良好(见表2)。
表2 高中生综合幸福感四个分量表模型的拟合指数 |
| χ2/df | TLI | CFI | AIC | BIC | SRMR | RMSEA(90%CI) | |
| 自我幸福感 | 4.665*** | 0.914 | 0.927 | 97296.935 | 97851.663 | 0.038 | 0.055 [0.052, 0.058] |
| 家庭幸福感 | 7.347*** | 0.946 | 0.933 | 51613.089 | 51872.641 | 0.035 | 0.073 [0.067, 0.078] |
| 学校幸福感 | 4.621*** | 0.946 | 0.934 | 72843.152 | 73224.845 | 0.038 | 0.055 [0.051, 0.059] |
| 社会幸福感 | 6.584*** | 0.960 | 0.973 | 28694.926 | 28822.157 | 0.024 | 0.068 [0.057, 0.080] |
3.3 信度检验
使用样本2(n=1199)检验内部一致性信度，样本3(n=101)检验重测信度。结果显示，各维度的Cronbach’s α系数在0.66～0.86，分半信度在0.60～0.86，重测信度在0.71～0.83；各分量表的Cronbach’s α系数为0.94、0.92、0.92和0.86，分半信度为0.93、0.87、0.91和0.80，重测信度为0.87、0.85、0.83和0.82；总量表的Cronbach’s α系数为0.97，分半信度为0.91，重测信度为0.85，均达标(吴明隆, 2010)。
3.4 效度检验
3.4.1 内容效度
本研究在综述国内外有关幸福感的相关理论模型与测量工具的基础上编写项目，在施测前多名心理学教授、一线高中心理健康教师、心理健康教育专业研究生和高中生对项目内容及表述进行了修改和完善。当因子载荷超过0.5时，在一定程度上体现该测验具备良好的内容效度(郑文智, 吴文毅, 2014)。本研究中四个分量表的所有对应项目的载荷在0.51～0.88。
3.4.2 结构效度
验证性因素分析结果显示，4个一阶模型和1个二阶模型的各项拟合指标良好。其次对样本2(n=1199)进行相关分析。结果显示，自我幸福感维度间的相关系数在0.36～0.76，与分量表的相关系数在0.80～0.88(除消极情绪0.57外)；家庭幸福感维度间的相关系数在0.51～0.75，与分量表的相关系数在0.52～0.60；学校幸福感维度间的相关系数在0.35～0.65，与分量表的相关系数在0.69～0.84；社会幸福感维度间的相关系数为0.67，与分量表的相关系数在0.90～0.92。四个分量表之间的相关系数在0.49～0.77，与总量表的相关系数分别为0.93、0.78、0.90、0.77。各分量表内部维度间的相关性中等，各维度与分量表、分量表与总量表的相关性高，表明量表能够有效区分幸福感的不同维度，又能体现所要测量的内容。因此本研究编制的高中生综合幸福感量表具有良好的结构效度。
3.4.3 效标效度
使用样本4(n=1192)将新编量表与效标1～3进行相关分析。结果显示，量表的各维度与三个效标各维度的相关系数分别为0.54～0.85、0.55～0.84、0.63～0.79；各分量表与三个效标总分的相关系数分别为0.54～0.85、0.55～0.84、0.63～0.79；总量表与三个效标总分的相关系数分别为0.84、0.71、0.87。其中积极情绪维度与效标1的快乐维度、效标2的情绪幸福感维度含义接近，相关系数高达0.75、0.71；家庭幸福感与效标3的家庭满意度含义接近，相关系数高达0.86。这表明新编量表与这三个效标既存在共通之处，又能相对独立地评估学生幸福感的不同方面，效标效度较高，同时在测量维度上也更为全面。
3.5 等值性检验
使用样本2(n=1199)来进行跨性别与跨年级的等值性检验。跨性别等值性检验显示，四个分量表形态等值拟合度良好，同时在单位等值、尺度等值和误差方差等值上的ΔCFI、ΔTLI和ΔRMSEA均未超过临界值0.01。跨年级等值性检验显示，四个分量表形态等值拟合良好，自我幸福感、家庭幸福感、社会幸福感在单位等值、尺度等值和误差方差等值上的ΔCFI、ΔTLI和ΔRMSEA均未超过临界值。学校幸福感在单位等值和尺度等值上的ΔCFI和ΔTLI大于0.02，表明不同年级学生在原始分上的差异可能由截距不等值造成。鉴于强等值条件在实际应用中较为严苛，Byrne等(1989)提出采用部分等值性的检验方法，释放部分指标的截距自由估计形成修正尺度模型。随后仅使用满足等值要求的指标进行后续更严格的等值检验(王孟成, 2014)，结果显示各变化量均未超过临界值0.01。这表明自我幸福感、家庭幸福感以及社会幸福感量表在跨性别与跨年级完全等值，学校幸福感量表跨性别完全等值，跨年级部分等值(等值性检验结果见：https://osf.io/yg3hk/files/osfstorage)。
3.6 同质性系数检验
使用Delta法来进行同质性系数检验以验证四个分量表合成总分是否意义(叶宝娟, 温忠麟, 2012)。结果显示，同质性系数为0.89(大于0.5)，95%CI=[0.878, 0.901]，表明将四个分量表的得分相加以代表高中生综合幸福感的总体发展水平是合理且有意义的。
4 讨论
高中生需要应对来自学习、家庭以及社会的多重压力，特别是来自高考升学的压力，这使得高中阶段成为学生心理问题多发易发的时期，心理健康水平也普遍低于小学和初中阶段(陈祉妍 等, 2021)。关注高中生的积极心理健康，实施针对性干预能够有效提升其幸福感和心理健康水平(Margraf et al., 2024)。因此，编制适用于我国高中生群体的综合幸福感量表，在理论发展和实践应用上都具有重要意义。
基于我国幸福感心理结构和高中生的发展特征，本研究构建了包含4个一级指标的综合幸福感。其中，自我是学生个体发展的本质和核心，家庭是学生成长的原生态环境，学校是学生学习生活的主要场所，社会是学生生存发展的必然条件，综合幸福感则是学生感知到的来自自我、家庭、学校和社会四方面的积极体验。参考国内外成熟量表的维度并结合专家意见建构了20个二级指标，其创新之处在于，既保留了积极情绪、消极情绪等公认的维度，增加了身体健康、生命安全的生理指标，又将PERMA模型中的成就、投入维度明确为学业成就、学业投入，人际关系维度具体化为同伴、师生和亲子关系，还将社会幸福感的社会和谐维度延伸至个体形成自我和谐维度等，形成了结构清晰、覆盖全面的高中生综合幸福感结构模型。本研究以开放式问卷收集的文本资料为基础，确保项目贴合高中生的语言习惯与生活情境，通过规范的编制步骤最终确立了70题的正式量表(量表内容见：https://osf.io/yg3hk/files/osfstorage)。与既往仅聚焦主观或心理幸福感的单一取向不同，本量表实现多维度整合，并每个维度仅保留核心题目，减少冗余，能够有效提高施测效率与学生作答质量。
信效度检验结果表明，总量表及各个分量表的Cronbach’s α系数在0.86～0.97，分半信度在0.80～0.91，重测信度在0.82～0.87；各维度的Cronbach’s α系数在0.66～0.86，分半信度在0.60～0.86，重测信度在0.71～0.83，表明量表的信度良好。维度间相关系数在0.35～0.76，分量表与各维度相关系数在0.52～0.92，分量表间相关系数在0.49～0.77，分量表与总量表相关系数分别为0.93、0.78、0.90、0.77，结构效度良好。本量表项目经过多位专家验证通过，各分量表所有对应项目的因子载荷在0.51～0.88，内容效度良好。总量表、各分量表以及各维度均与三个效标呈现显著相关，效标效度良好。
在等值性方面，各分量表的性别模型和修正后的年级模型在单位等值、尺度等值和误差方差等值的ΔCFI、ΔTLI和ΔRMSEA均未超过临界值，表明量表在测量不同性别、不同年级上都具有相同意义和潜在结构，能够用于不同群体的测量。在同质性方面，以各维度为观测变量，各分量表为潜在变量，计算得出的同质性系数为0.89，表明得分相加能够代表高中生综合幸福感发展的整体水平。
最后需要指出的是，本研究的取样可能限制了研究结果的普遍性。后期研究需要扩大样本规模，拓展取样范围，以进一步验证高中生综合幸福感量表结构的稳定性及跨区域的等值性。
5 结论
高中生综合幸福感量表的结构模型由4个一级指标和20个二级指标构成，结构清晰合理；该量表共70题，在信效度检验、等值性检验和同质性系数检验上均达到了心理测量学要求，可作为高中生积极心理健康和幸福感的调查工具。