1 問題提出
青少年心理健康一直是心理學界研究的熱點，近年來隨著積極心理學的興起，幸福感逐漸成為青少年心理健康和積極發展的重要指標而受到廣泛關注。幸福感是個體依據自己設定的標準對其生活質量所作的總體評價，是一個整體性、綜合性的心理指標( Diener，1984) 。目前，國外已有大量關於青少年幸福感的研究( Tay & Diener，2011; Deci & Ryan，2008; Lucas & Diener，2008; Schrodt，Ledbetter，&Ohrt，2007) ，而國內對青少年幸福感等積極發展結果的關注較少，且為數不多的研究中並未得到一致的結論，有研究發現青少年的總體幸福感在中等偏上水平( 王極盛，丁新華，2003) ，但也有研究指出青少年的總體幸福感水平在中等以下( 胡芳，馬迎華，胡利明，鄧新龍，梅金鳳，2010) 。更值得關注的是，正處於社會轉型期的農村青少年，由於受到農村經濟相對落後、生活條件較差、教育資源相對不足等因素的影響，其健康成長面臨著諸多困境和挑戰( 金潔，2006; 劉萬里，2006) 。但目前有關該群體心理健康發展的研究偏少，更缺少對他們的幸福感等積極發展結果的關注和重視。因此，有必要對中國文化背景下農村青少年的幸福感開展深入研究，進一步了解其實際狀況，並在此基礎上探索其幸福感的影響因素及作用機制，這對提升農村青少年幸福感並促進該群體的積極發展具有一定的理論和實踐意義。
國內外對青少年幸福感影響因素的研究主要從人格特質、認知方式、基本心理需要滿足等個體因素和家庭、文化差異等環境因素兩個角度進行分析( Lucas & Diener，2008; Hasida，2003; 丁新華，王極盛，2004) 。從環境層面看，家庭對青少年心理發展的重要性已被眾多的研究所證實。親子溝通作為家庭因素中的重要方面，對青少年的積極發展和健康成長發揮著極為關鍵的作用( Liu，Fang，Deng，&Zhang，2012; Schrodt et al． ，2007; 方曉義，戴麗瓊，房超，鄧林園，2006) 。親子溝通是指父母與子女通過信息、觀點、情感或態度的交流，以達到增強情感聯繫或解決問題等目的的過程 ( Galvin，Bylund，&Brommel，2004) 。早期有關親子溝通的研究中，多將親子溝通作為多種家庭環境因素之一加以考察，近年來研究者們將焦點轉向從生態系統理論的角度來探討親子溝通對青少年發展的影響。該理論將所有影響青少年發展的外在因素看成一個由微觀環境、中環境、外環境和宏觀環境四個子系統組成的完整生態系統，並進一步指出親子溝通是微觀環境系統中的重要組成部分，是環境層面中影響個體發展的最直接因素( Bronfenbrenner，1998; 王爭艷，劉紅雲，張雷，雷靂，2002) 。但在實際中，由於親子溝通是在父母與子女互動過程中產生的，很難從第三者的角度進行客觀測量，除了少數研究採用觀察法進行質性分析外，大部分研究主要運用被試自我報告的方式來間接測量，如國內一系列有關親子溝通與青少年社會適應的研究中均採用了這種測量方法( 方曉義等，2006; 方曉義，林丹華，孫莉，房超，2004; 王爭艷，雷靂，劉紅雲，2004; 雷靂，王爭艷，劉紅雲，張雷，2002) ，也有研究者指出這種自評的測量方法確實有其獨特優勢( 池麗萍，俞國良，2010) 。
據此，本研究擬採用青少年自我報告其感知到的與父母的溝通來間接測量親子溝通，並探討親子溝通與幸福感的關係。
國內外關於親子溝通與青少年幸福感關係的研究主要集中在兩個方面。一是聚焦在親子溝通對青少年幸福感的直接作用上。國外大量研究發現親子溝通對青少年幸福感有顯著的預測作用( Hasida，2003; Jackson，Bijstra，Oostra，& Bosma，1998; Dixson，1995) 。而國內有關親子溝通的研究主要集中在探討親子溝通與學業成就、社會適應等的關係上( 方曉義等，2006; 方曉義等，2004; 王爭艷等，2004; 雷靂等，2002) 。只有少數研究涉及到親子溝通與幸福感的關係，這些研究在流動兒童和大學生群體中均發現親子溝通可以顯著預測幸福感( 陳麗，劉艷，2012; 高艷苹，魏俊彪，2009 ) 。二是越來越多的研究開始關注親子溝通與幸福感關係中的一些中介變量的作用( Koesten，Schrodt，& Ford，2009; Schrodt etal． ，2007) ，有研究發現親子溝通還可以通過基本心理需要滿足、認知靈活性等個體層面因素間接地作用於青少年的幸福感( Koesten et al． ，2009; Ryan &Deci，2000) 。
近年來，基本心理需要滿足對幸福感的意義越來越受到研究者們的重視。其中，Ryan 和 Deci( 2000) 提出的自我決定理論 ( Self-DeterminationTheory) 頗具影響力。該理論認為，人類具有自主( autonomy) 、勝任( competence) 與關係( relatedness)三種基本心理需要。自主需要指個體有按自己的意志去選擇，並認可自己的選擇，體驗到可以主宰自己行為的需要; 勝任需要指個體需要體驗到有能力完成一定難度的活動或任務; 關係需要指個體需要來自環境或他人的關愛、理解和支持，體驗到一種歸屬感和 親 近 感 ( Ryan & Deci，2000; Deci & Ryan，2000a，2000b) 。這三種基本心理需要是與生俱來、不可或缺的，如果環境或個體自身能使其基本心理需要得到滿足將會帶來積極的發展結果，個體幸福感上升，反之則會使個體心理健康和發展在一定程度上受損( Ryan & Deci，2008; Deci & Ryan，2000a) 。
基於自我決定理論，國內外研究的角度和切入點主要包括以下兩個方面: 一是探討基本心理需要滿足對幸福感的直接作用; 二是深入挖掘基本心理需要滿足在環境因素與個體發展關係中的中介機制。
首先，大量研究發現，三種基本需要的滿足能顯著預測個體的幸福感水平 ( Ryan & Deci，2008，2000; Deci & Ryan，2008; Vansteenkiste，Lens，Soenens，& Luyckx，2006) 。Diener( 2012) 總結了 30多年來關於幸福感跨文化研究的結果，也得出一致的結論，指出基本心理需要滿足是少數穩定預測幸福感的重要因素之一。另一方面，Deci 和 Ryan 指出基本心理需要的滿足方式和程度不僅僅受到個體自身能力的制約，更重要的是來自個體所處環境中多種因素的影響( Ryan & Deci，2000; Deci & Ryan，2000a，2000b) 。已有研究發現良好的親子溝通有利於創設滿足基本心理需要的家庭環境，從而有效促進青少年基本心理需要的滿足( Von & Grotevant，2011; Levin & Currie，2010) 。
在此基礎之上，自我決定理論有機地整合了外在環境因素和個體內在因素對個體心理發展的作用，指出個體的基本心理需要滿足是一個重要的中介變量，來自學校、家庭等的環境因素可以通過滿足個體的基本心理需要，促使其保持積極的心理狀態，從而更好地成長並產生積極的心理和行為發展結果( Deci & Ryan，2008，2000a，2000b; Deci & Vansteenkiste，2004; Ryan & Deci，2000) 。已有研究證實了這一中介機制的合理性，如有研究發現，三種基本心理需要的滿足部分中介了被試運動放鬆時間對其幸福感的作用，其中勝任需要的滿足中介效應最大( Gunnell，Mack，Wilson，& Adachi，2011 ) 。 另外，Niemiec 和Ryan( 2009) 通過研究也發現教師支持可以滿足學生的自主、勝任和關係需要，進而提高他們的學習成績和幸福感。而在國內，以自我決定理論為基礎的實證研究偏少，但有研究發現，基本心理需要滿足是感恩與病理性網絡使用行為關係中的重要中介變量，感恩通過滿足青少年自主、勝任和關係三大基本心理需要來減少病理性網絡使用行為( 喻承甫，張衛，曾毅茵，葉婷，胡諫萍等，2012) 。
綜上，儘管國內外有關青少年幸福感的研究很多，但該領域的研究尚存在以下問題: 第一，目前有關農村青少年幸福感的研究很少，這與關注其積極發展結果的重要意義不符，有必要對其進行深入研究; 第二，少有研究綜合考慮個體因素與環境因素對幸福感的作用; 第三，根據自我決定理論，青少年基本心理需要滿足是一個重要的中介變量，但國內研究尚未將其運用於農村青少年群體中。為此，本研究以農村青少年為研究對象，在簡要分析親子溝通、基本心理需要滿足及其幸福感特點的基礎上，結合自我決定理論，著重探討三種基本心理需要滿足在親子溝通與幸福感之間的中介作用，以期對未來農村青少年幸福感干預研究提供一定的實證基礎。本研究假設，親子溝通對農村青少年的幸福感存在顯著的直接正向預測作用，並能通過自主、勝任、關係三種基本心理需要滿足的中介對其幸福感產生間接作用。
2 對象與方法
2. 1 被試
採用整班抽樣、自願參加的方式，抽取廣西玉林地區的農村小學和初中各兩所，選取 1257 名學生，共獲得 1164 名有效被試。其中男生 562 人，女生595 人，性別信息缺失 7 人; 五年級 372 人，初一 386人，初二 406 人。被試年齡為 10 ～ 17 歲，平均年齡是 14. 12 ±1. 39 歲。此外，以被試報告的父親受教育水平( 0 －“小學及以下”，1 －“初中及以上”) 、母親受教育水平( 0 －“小學及以下”，1 －“初中及以上”) 和家庭經濟狀況( 0 －“貧困”，1 －“非貧困”)三部分之和作為衡量其家庭社會經濟地位( SES) 的指標，取值範圍為 0 ～3，平均得分 0. 92 ±0. 69，分數越高表明家庭社會經濟地位越高。
2. 2 測量工具
2. 2. 1 親子溝通量表採用 Barnes 和 Olson( 1985) 編制的親子溝通量表( Parent-child Communication Scale) ，分別從青少年日常生活、學習、人際關係、安全問題和情緒問題五個方面，測量親子溝通的開放性程度和存在溝通問題的程度。該量表共 20 個項目，包括父子溝通和母子溝通兩個分量表，每個分量表都有 10 個項目。
採用五點評分，從“非常不同意”到“非常同意”，分別對被試與父親/母親的溝通情況進行評估，分數越高，表示青少年與父母的溝通越好。該量表已在國內青少年群體中使用，具有良好的信效度( Liu etal． ，2012) 。在本研究樣本中，量表的內部一致性信度( Cronbach's α) 為 0. 74，分量表的 α 係數分別為0. 70( 父子溝通) 和 0. 65( 母子溝通) ，驗證性因素分析顯示，量表結構的整體擬合指數為: χ2/ df = 3. 01，GFI = 0. 91，NFI = 0. 94，IFI = 0. 96，TLI = 0. 95，CFI = 0. 96，RMSEA = 0. 042。
2. 2. 2 基本心理需要滿足量表採用 Deci 和 Ryan ( 2001) 編制的基本心理需要滿足量表( Basic Needs Satisfaction Scale in GeneralScale) 測量個體基本心理需要的滿足程度，包括自主、勝任和關係需要滿足三個維度，共 21 個項目。
其中自主維度 7 個項目( 如“我覺得我能自由地決定怎樣過自己的生活。”) ，勝任維度 6 個項目( 如“認識我的人說我很擅長自己正在做的事。”) ，關係維度 8 個項目 ( 如“我與我接觸的人們相處愉快。”) 。五點計分，得分越高，表示被試基本心理需要的滿足程度越高。該量表已在國內青少年群體中使用，具有良好的信效度( 喻承甫等，2012) 。本研究樣本中，該量表的內部一致性信度( Cronbach's α)為 0. 88，各維度的 α 係數分別為 0. 69( 自主) 、0. 67( 勝任) 和 0. 74( 關係) 。驗證性因素分析顯示，量表結構的整體擬合指數為: χ2/ df = 2. 36，GFI =0. 98，NFI = 0. 95，IFI = 0. 97，TLI = 0. 95，CFI = 0. 97，RMSEA = 0. 052。
2. 2. 3 牛津幸福感問卷簡版採用 Hills 和 Argyle( 2002) 編制的牛津幸福感問 卷 簡 版 ( Oxford Happiness Questionnaire-ShortScale) 測量被試的總體幸福感。該量表由研究團隊( 包括數名心理學教授和研究生) 對問卷進行英譯漢，並在此基礎上回譯為英文，再反覆比較其內涵的差異，經過多次直譯和回譯，保證其準確性。共 8 個項目( 如“我對我生活中的每件事都很滿意”) 。採用六點計分，1 代表“完全不符合”，6 代表“完全符合”，得分越高，表示被試的幸福感越強。本研究中，其內部一致性信度( Cronbach's α) 為 0. 87，驗證性因素分析顯示，問卷的整體結構模型擬合指數為:χ2/ df = 4. 74，GFI = 0. 99，NFI = 0. 96，IFI = 0. 97，TLI = 0. 94，CFI = 0. 97，RMSEA = 0. 057。
2. 3 統計分析
採用 SPSS18. 0 和 AMOS17. 0 軟體對數據進行統計分析。
3 結果與分析
3. 1 親子溝通、基本心理需要滿足及幸福感的特點
分別對父子溝通、母子溝通、自主、勝任、關係三種需要滿足程度及幸福感進行單樣本 t 檢驗，將其總體均值( 見表 1) 與理論中值進行比較。結果發現各觀測指標總體均值都顯著高於其理論中值( 幸福感為 3. 50，其它均為 3. 00) ，且均在 p ＜ 0. 001 水平上達到顯著。
不同性別、年級、家庭社會經濟地位( SES) 的農村青少年各觀測指標的平均數和標準差見表 1。
以性別( 男生、女生) 、年級( 五年級、初一、初二) 、SES 為分組變量，分別對親子溝通 ( 父子溝通、母子溝通) 、基本心理需要滿足( 自主、勝任、關係) 進行 MANOVA 分析，對幸福感進行 UNIANOVA 分析。結果 顯 示，在 親 子 溝 通 方 面，性 別 × 年 級( Wilks'λ =0. 99，F =2. 83，p ＜0. 05) 的交互作用顯著。進一步分析結果顯示，性別 × 年級僅在父子溝通上交互作用顯著，F( 2，1094) = 4. 03，p ＜0. 05，五年級和初一女生與父親的溝通顯著高於初二女生( MD 分別為 0. 16 和 0. 14，p ＜ 0. 05) ，對男生而言則未發現此差異。在基本心理需要滿足和幸福感方面，性別、年級和 SES 的主效應及所有交互作用均不顯著。【表1】
3. 2 親子溝通、基本心理需要滿足和幸福感的相關分析
從表 2 可知，父子溝通、母子溝通、三種基本心理需要滿足及幸福感六個變量兩兩之間均呈顯著正相關。【表2】
3. 3 親子溝通、基本心理需要滿足與幸福感的關係
在相關分析的基礎上，為了更加整合、深入地反映各個變量之間的關係，本研究採用結構方程模型對三種基本心理需要滿足的中介作用進行檢驗，並用極大似然法對假設模型進行估計。模型評估結果顯示，χ2/ df = 1. 914，NFI = 0. 998，CFI = 0. 999，GFI= 0. 998， IFI = 0. 999，TLI = 0. 995， RMSEA =0. 028，各項擬合指數均符合標準，模型擬合良好。
進一步考察模型的參數估計值，發現所有路徑係數均在 p ＜0. 001 水平上達到顯著( 見圖 1) 。【圖1】
由圖 1 可知，親子溝通對農村青少年幸福感存在顯著的直接正向預測作用( β = 0. 14) 。此外，親子溝通可以通過自主、勝任和關係三種基本心理需要滿足的部分中介作用正向預測農村青少年的幸福感，中介效應量分別是 0. 03、0. 04 和 0. 06，Sobel 檢驗的 z 值分別為 4. 33 ( p ＜ 0. 001) 、4. 41 ( p ＜0. 001) 和 5. 60 ( p ＜ 0. 001) ，說明三種基本心理需要滿足的中介效應均顯著。其中，關係需要滿足的中介效應最大，占總效應的 20. 5%; 其次是勝任需要滿足，占總效應的 14. 5%; 而自主需要滿足的中介效應僅占總效應的 11. 3%。簡而言之，親子溝通不僅對農村青少年幸福感有直接預測作用，而且還會通過自主、勝任和關係三種基本心理需要滿足的中介對農村青少年幸福感產生間接作用，其中關係需要滿足的中介效應最大。
4 討論
4. 1 農村青少年親子溝通及其總體幸福感的特點
本研究發現，農村青少年父子溝通、母子溝通均處於中等偏上水平。這與以往研究結果一致，如方曉義等( 2006) 的研究發現青少年報告的親子溝通問題總體上並不嚴重。同時，本研究還發現農村青少年的總體幸福感處於中等以上水平，這與以往研究結果基本一致，如 Huebner 等的一系列研究結果表明大多數青少年的幸福感處於中等以上水平( Huebner，Drane，& Valois，2000; Huebner，2000) 。
國內也有對北京市初中生的調查研究發現，青少年學生的幸福感處於中等水平以上( 王極盛，丁新華，2003) 。可見，我國農村青少年的總體狀況相對較好，儘管他們生活在偏遠的農村，諸如家庭經濟地位不高、教育條件相對落後等客觀不利因素長期存在，但他們仍可以感覺到與父母較好的溝通，其幸福感能維持在中等水平以上。這提示我們要更加關注他們的積極方面而不僅僅只是一些消極因素。這也正是近年來頗受關注的積極的青少年發展領域所倡導的，要重視青少年身上表現出的積極發展潛能，而非問題( Damon，2004) 。因此，從促進積極發展的角度探討如何減少不利因素對他們的影響，提高保護性因素對他們的作用具有重要意義。
4. 2 親子溝通與幸福感的關係及中介效應的驗證
相關分析結果顯示，父子溝通、母子溝通與幸福感均呈顯著正相關，結構方程模型分析結果也發現，親子溝通對農村青少年幸福感具有顯著的直接預測作用，親子溝通越好，幸福感就越高。這說明親子溝通對農村青少年幸福感有明顯的促進作用，這與以往研究結果基本一致( Schrodt et al． ，2007; 陳麗，劉艷，2012) 。而且有研究指出良好的親子溝通有利於親子雙方的互相了解，營造輕鬆、自在的家庭氛圍，形成健康和諧的親子關係，是青少年身心健康成長的重要社會支持性因素( Tabak et al． ，2012) 。
Pittman 及其同事也提出健康的親子關係是青少年必不可少的發展性資源之一( Pittman，Irby，Tolman，Yohalem，& Ferber，2001) 。
同時，本研究也發現，農村青少年自主、勝任和關係三大基本心理需要的滿足對其幸福感均具有顯著的直接預測作用。這與 Diener( 2012) 的研究結論一致，他的一系列跨文化研究表明基本需要的滿足、信任感和掌控感可以有效預測個體的幸福感。自我決定理論認為基本心理需要是人的內在心理營養，對心理發展、整合和幸福感都起到關鍵作用，一旦受到威脅或被剝奪，就可能導致不良的發展結果( Deci& Ryan，2000a) 。大量研究檢驗了該理論在多領域、多文化中的穩定性和適用性，研究者們發現無論是在教育、運動、工作等多種領域中，還是在東西方不同國家( 如美國、西班牙、日本等) 的多種文化背景下，三種基本心理需要的滿足均對個體幸福感具有重要預測作用( Deci & Ryan，2011，2008; Niemiec& Ryan，2009; Ryan & Deci，2008) 。而本研究是其運用在中國文化背景下農村青少年群體中的首次嘗試，且發現了三大基本心理需要的滿足對提升該群體幸福感的重要作用，這也為從積極角度促進該群體的健康發展提供了一定的理論依據和可能的新途徑。
值得一提的是，結構方程模型分析結果發現，三種基本心理需要滿足在親子溝通與幸福感的關係中起部分中介作用，通過三種基本心理需要滿足的中介效應占總效應的 46. 3%( 自主、勝任、關係三種基本心理需要滿足的中介效應占總效應的比例之和) 。可見，親子溝通和三種基本心理需要滿足與幸福感的關係不僅僅體現在它們對幸福感的直接作用上，更體現在親子溝通作為環境因素通過滿足青少年基本心理需要而間接對其幸福感產生促進作用。這與 Hasida( 2003) 的研究結果一致，他也指出溫暖、親近的親子關係能促進青少年內在資源( 個體因素) 的發展從而影響其幸福感。這也進一步驗證了自我決定理論所強調的，基本心理需要滿足在環境因素影響個體心理健康發展中的中介作用( Ryan & Deci，2008; Deci & Ryan，2000a) 。而積極青少年發展研究領域中，發展資源理論的觀點也與此不謀而合，該理論主張將外部資源( 環境因素) 與內部資源( 個體因素) 聯繫起來，二者共同促進個體獲得充分發展、增強復原力或提升幸福感等多種形式的成功發展( Benson，Scales，Hamilton，& Sesma，2006) 。
進一步對三種基本心理需要滿足的中介效應量比較分析還發現，關係需要滿足的中介效應量最大，占總效應的 20. 5%。這一結果說明，親子溝通作為一種親子互動的過程，本身就以增強親子之間的情感聯繫或解決問題為目的，良好的親子溝通可以直接促使青少年獲得與父母的親近感和對家庭的歸屬感，即獲得關係需要的滿足，進而提升其幸福感( Galvin et al． ，2004) 。即使如此，勝任、自主需要滿足的中介效應也不容忽視，已有研究指出只有三種基本心理需要同時得到滿足，才能獲得更高的幸福感( Ryan & Deci，2008，2000) 。此外，自我決定理論的最新研究還發現，當環境因素能滿足個體基本心理需要時，其幸福感就得以提升，而當現有環境不能滿足其基本心理需要時，個體還可以尋找或創造能滿足其需要的其他環境或利用其他方式獲得替代滿足 ( Deci & Ryan，2011; Derrick，Gabriel，&Hugenberg，2009) 。這對農村青少年干預研究的啟示在於，要綜合考慮影響其積極發展的多種個體和環境因素，營造多層面有利於其基本心理需要滿足的良好環境，並給予足夠的支持和適當的引導，從而提升其幸福感，促進其積極發展。
本研究還存在不足之處有待改進: 一方面，未來應採用縱向研究方法深入考察親子溝通、基本心理需要與幸福感的關係，以克服橫斷研究不能揭示三者因果關係的不足。另一方面，本研究樣本均取自廣西農村，考慮到各地價值觀念、生活方式和文化傳統等社會文化環境的不同，親子溝通和青少年的幸福感可能會有一定程度上的差異，因而將該結果進行推廣時需更加謹慎。
5 結論
( 1) 農村青少年的基本心理需要滿足、幸福感在不同性別、年級和 SES 上沒有顯著差異，但親子溝通存在年級和性別交互作用差異，即五年級和初一女生與父親的溝通質量顯著高於初二女生，對男生而言則此差異不顯著。
( 2) 農村青少年的父子溝通、母子溝通與自主、勝任和關係三大基本心理需要的滿足及其幸福感均呈顯著正相關。
( 3) 親子溝通不僅對農村青少年幸福感有直接預測作用，而且還會通過自主、勝任和關係三種基本心理需要滿足對農村青少年幸福感產生間接作用，其中關係需要滿足的中介效應最大。
青少年心理健康一直是心理學界研究的熱點，近年來隨著積極心理學的興起，幸福感逐漸成為青少年心理健康和積極發展的重要指標而受到廣泛關注。幸福感是個體依據自己設定的標準對其生活質量所作的總體評價，是一個整體性、綜合性的心理指標( Diener，1984) 。目前，國外已有大量關於青少年幸福感的研究( Tay & Diener，2011; Deci & Ryan，2008; Lucas & Diener，2008; Schrodt，Ledbetter，&Ohrt，2007) ，而國內對青少年幸福感等積極發展結果的關注較少，且為數不多的研究中並未得到一致的結論，有研究發現青少年的總體幸福感在中等偏上水平( 王極盛，丁新華，2003) ，但也有研究指出青少年的總體幸福感水平在中等以下( 胡芳，馬迎華，胡利明，鄧新龍，梅金鳳，2010) 。更值得關注的是，正處於社會轉型期的農村青少年，由於受到農村經濟相對落後、生活條件較差、教育資源相對不足等因素的影響，其健康成長面臨著諸多困境和挑戰( 金潔，2006; 劉萬里，2006) 。但目前有關該群體心理健康發展的研究偏少，更缺少對他們的幸福感等積極發展結果的關注和重視。因此，有必要對中國文化背景下農村青少年的幸福感開展深入研究，進一步了解其實際狀況，並在此基礎上探索其幸福感的影響因素及作用機制，這對提升農村青少年幸福感並促進該群體的積極發展具有一定的理論和實踐意義。
國內外對青少年幸福感影響因素的研究主要從人格特質、認知方式、基本心理需要滿足等個體因素和家庭、文化差異等環境因素兩個角度進行分析( Lucas & Diener，2008; Hasida，2003; 丁新華，王極盛，2004) 。從環境層面看，家庭對青少年心理發展的重要性已被眾多的研究所證實。親子溝通作為家庭因素中的重要方面，對青少年的積極發展和健康成長發揮著極為關鍵的作用( Liu，Fang，Deng，&Zhang，2012; Schrodt et al． ，2007; 方曉義，戴麗瓊，房超，鄧林園，2006) 。親子溝通是指父母與子女通過信息、觀點、情感或態度的交流，以達到增強情感聯繫或解決問題等目的的過程 ( Galvin，Bylund，&Brommel，2004) 。早期有關親子溝通的研究中，多將親子溝通作為多種家庭環境因素之一加以考察，近年來研究者們將焦點轉向從生態系統理論的角度來探討親子溝通對青少年發展的影響。該理論將所有影響青少年發展的外在因素看成一個由微觀環境、中環境、外環境和宏觀環境四個子系統組成的完整生態系統，並進一步指出親子溝通是微觀環境系統中的重要組成部分，是環境層面中影響個體發展的最直接因素( Bronfenbrenner，1998; 王爭艷，劉紅雲，張雷，雷靂，2002) 。但在實際中，由於親子溝通是在父母與子女互動過程中產生的，很難從第三者的角度進行客觀測量，除了少數研究採用觀察法進行質性分析外，大部分研究主要運用被試自我報告的方式來間接測量，如國內一系列有關親子溝通與青少年社會適應的研究中均採用了這種測量方法( 方曉義等，2006; 方曉義，林丹華，孫莉，房超，2004; 王爭艷，雷靂，劉紅雲，2004; 雷靂，王爭艷，劉紅雲，張雷，2002) ，也有研究者指出這種自評的測量方法確實有其獨特優勢( 池麗萍，俞國良，2010) 。
據此，本研究擬採用青少年自我報告其感知到的與父母的溝通來間接測量親子溝通，並探討親子溝通與幸福感的關係。
國內外關於親子溝通與青少年幸福感關係的研究主要集中在兩個方面。一是聚焦在親子溝通對青少年幸福感的直接作用上。國外大量研究發現親子溝通對青少年幸福感有顯著的預測作用( Hasida，2003; Jackson，Bijstra，Oostra，& Bosma，1998; Dixson，1995) 。而國內有關親子溝通的研究主要集中在探討親子溝通與學業成就、社會適應等的關係上( 方曉義等，2006; 方曉義等，2004; 王爭艷等，2004; 雷靂等，2002) 。只有少數研究涉及到親子溝通與幸福感的關係，這些研究在流動兒童和大學生群體中均發現親子溝通可以顯著預測幸福感( 陳麗，劉艷，2012; 高艷苹，魏俊彪，2009 ) 。二是越來越多的研究開始關注親子溝通與幸福感關係中的一些中介變量的作用( Koesten，Schrodt，& Ford，2009; Schrodt etal． ，2007) ，有研究發現親子溝通還可以通過基本心理需要滿足、認知靈活性等個體層面因素間接地作用於青少年的幸福感( Koesten et al． ，2009; Ryan &Deci，2000) 。
近年來，基本心理需要滿足對幸福感的意義越來越受到研究者們的重視。其中，Ryan 和 Deci( 2000) 提出的自我決定理論 ( Self-DeterminationTheory) 頗具影響力。該理論認為，人類具有自主( autonomy) 、勝任( competence) 與關係( relatedness)三種基本心理需要。自主需要指個體有按自己的意志去選擇，並認可自己的選擇，體驗到可以主宰自己行為的需要; 勝任需要指個體需要體驗到有能力完成一定難度的活動或任務; 關係需要指個體需要來自環境或他人的關愛、理解和支持，體驗到一種歸屬感和 親 近 感 ( Ryan & Deci，2000; Deci & Ryan，2000a，2000b) 。這三種基本心理需要是與生俱來、不可或缺的，如果環境或個體自身能使其基本心理需要得到滿足將會帶來積極的發展結果，個體幸福感上升，反之則會使個體心理健康和發展在一定程度上受損( Ryan & Deci，2008; Deci & Ryan，2000a) 。
基於自我決定理論，國內外研究的角度和切入點主要包括以下兩個方面: 一是探討基本心理需要滿足對幸福感的直接作用; 二是深入挖掘基本心理需要滿足在環境因素與個體發展關係中的中介機制。
首先，大量研究發現，三種基本需要的滿足能顯著預測個體的幸福感水平 ( Ryan & Deci，2008，2000; Deci & Ryan，2008; Vansteenkiste，Lens，Soenens，& Luyckx，2006) 。Diener( 2012) 總結了 30多年來關於幸福感跨文化研究的結果，也得出一致的結論，指出基本心理需要滿足是少數穩定預測幸福感的重要因素之一。另一方面，Deci 和 Ryan 指出基本心理需要的滿足方式和程度不僅僅受到個體自身能力的制約，更重要的是來自個體所處環境中多種因素的影響( Ryan & Deci，2000; Deci & Ryan，2000a，2000b) 。已有研究發現良好的親子溝通有利於創設滿足基本心理需要的家庭環境，從而有效促進青少年基本心理需要的滿足( Von & Grotevant，2011; Levin & Currie，2010) 。
在此基礎之上，自我決定理論有機地整合了外在環境因素和個體內在因素對個體心理發展的作用，指出個體的基本心理需要滿足是一個重要的中介變量，來自學校、家庭等的環境因素可以通過滿足個體的基本心理需要，促使其保持積極的心理狀態，從而更好地成長並產生積極的心理和行為發展結果( Deci & Ryan，2008，2000a，2000b; Deci & Vansteenkiste，2004; Ryan & Deci，2000) 。已有研究證實了這一中介機制的合理性，如有研究發現，三種基本心理需要的滿足部分中介了被試運動放鬆時間對其幸福感的作用，其中勝任需要的滿足中介效應最大( Gunnell，Mack，Wilson，& Adachi，2011 ) 。 另外，Niemiec 和Ryan( 2009) 通過研究也發現教師支持可以滿足學生的自主、勝任和關係需要，進而提高他們的學習成績和幸福感。而在國內，以自我決定理論為基礎的實證研究偏少，但有研究發現，基本心理需要滿足是感恩與病理性網絡使用行為關係中的重要中介變量，感恩通過滿足青少年自主、勝任和關係三大基本心理需要來減少病理性網絡使用行為( 喻承甫，張衛，曾毅茵，葉婷，胡諫萍等，2012) 。
綜上，儘管國內外有關青少年幸福感的研究很多，但該領域的研究尚存在以下問題: 第一，目前有關農村青少年幸福感的研究很少，這與關注其積極發展結果的重要意義不符，有必要對其進行深入研究; 第二，少有研究綜合考慮個體因素與環境因素對幸福感的作用; 第三，根據自我決定理論，青少年基本心理需要滿足是一個重要的中介變量，但國內研究尚未將其運用於農村青少年群體中。為此，本研究以農村青少年為研究對象，在簡要分析親子溝通、基本心理需要滿足及其幸福感特點的基礎上，結合自我決定理論，著重探討三種基本心理需要滿足在親子溝通與幸福感之間的中介作用，以期對未來農村青少年幸福感干預研究提供一定的實證基礎。本研究假設，親子溝通對農村青少年的幸福感存在顯著的直接正向預測作用，並能通過自主、勝任、關係三種基本心理需要滿足的中介對其幸福感產生間接作用。
2 對象與方法
2. 1 被試
採用整班抽樣、自願參加的方式，抽取廣西玉林地區的農村小學和初中各兩所，選取 1257 名學生，共獲得 1164 名有效被試。其中男生 562 人，女生595 人，性別信息缺失 7 人; 五年級 372 人，初一 386人，初二 406 人。被試年齡為 10 ～ 17 歲，平均年齡是 14. 12 ±1. 39 歲。此外，以被試報告的父親受教育水平( 0 －“小學及以下”，1 －“初中及以上”) 、母親受教育水平( 0 －“小學及以下”，1 －“初中及以上”) 和家庭經濟狀況( 0 －“貧困”，1 －“非貧困”)三部分之和作為衡量其家庭社會經濟地位( SES) 的指標，取值範圍為 0 ～3，平均得分 0. 92 ±0. 69，分數越高表明家庭社會經濟地位越高。
2. 2 測量工具
2. 2. 1 親子溝通量表採用 Barnes 和 Olson( 1985) 編制的親子溝通量表( Parent-child Communication Scale) ，分別從青少年日常生活、學習、人際關係、安全問題和情緒問題五個方面，測量親子溝通的開放性程度和存在溝通問題的程度。該量表共 20 個項目，包括父子溝通和母子溝通兩個分量表，每個分量表都有 10 個項目。
採用五點評分，從“非常不同意”到“非常同意”，分別對被試與父親/母親的溝通情況進行評估，分數越高，表示青少年與父母的溝通越好。該量表已在國內青少年群體中使用，具有良好的信效度( Liu etal． ，2012) 。在本研究樣本中，量表的內部一致性信度( Cronbach's α) 為 0. 74，分量表的 α 係數分別為0. 70( 父子溝通) 和 0. 65( 母子溝通) ，驗證性因素分析顯示，量表結構的整體擬合指數為: χ2/ df = 3. 01，GFI = 0. 91，NFI = 0. 94，IFI = 0. 96，TLI = 0. 95，CFI = 0. 96，RMSEA = 0. 042。
2. 2. 2 基本心理需要滿足量表採用 Deci 和 Ryan ( 2001) 編制的基本心理需要滿足量表( Basic Needs Satisfaction Scale in GeneralScale) 測量個體基本心理需要的滿足程度，包括自主、勝任和關係需要滿足三個維度，共 21 個項目。
其中自主維度 7 個項目( 如“我覺得我能自由地決定怎樣過自己的生活。”) ，勝任維度 6 個項目( 如“認識我的人說我很擅長自己正在做的事。”) ，關係維度 8 個項目 ( 如“我與我接觸的人們相處愉快。”) 。五點計分，得分越高，表示被試基本心理需要的滿足程度越高。該量表已在國內青少年群體中使用，具有良好的信效度( 喻承甫等，2012) 。本研究樣本中，該量表的內部一致性信度( Cronbach's α)為 0. 88，各維度的 α 係數分別為 0. 69( 自主) 、0. 67( 勝任) 和 0. 74( 關係) 。驗證性因素分析顯示，量表結構的整體擬合指數為: χ2/ df = 2. 36，GFI =0. 98，NFI = 0. 95，IFI = 0. 97，TLI = 0. 95，CFI = 0. 97，RMSEA = 0. 052。
2. 2. 3 牛津幸福感問卷簡版採用 Hills 和 Argyle( 2002) 編制的牛津幸福感問 卷 簡 版 ( Oxford Happiness Questionnaire-ShortScale) 測量被試的總體幸福感。該量表由研究團隊( 包括數名心理學教授和研究生) 對問卷進行英譯漢，並在此基礎上回譯為英文，再反覆比較其內涵的差異，經過多次直譯和回譯，保證其準確性。共 8 個項目( 如“我對我生活中的每件事都很滿意”) 。採用六點計分，1 代表“完全不符合”，6 代表“完全符合”，得分越高，表示被試的幸福感越強。本研究中，其內部一致性信度( Cronbach's α) 為 0. 87，驗證性因素分析顯示，問卷的整體結構模型擬合指數為:χ2/ df = 4. 74，GFI = 0. 99，NFI = 0. 96，IFI = 0. 97，TLI = 0. 94，CFI = 0. 97，RMSEA = 0. 057。
2. 3 統計分析
採用 SPSS18. 0 和 AMOS17. 0 軟體對數據進行統計分析。
3 結果與分析
3. 1 親子溝通、基本心理需要滿足及幸福感的特點
分別對父子溝通、母子溝通、自主、勝任、關係三種需要滿足程度及幸福感進行單樣本 t 檢驗，將其總體均值( 見表 1) 與理論中值進行比較。結果發現各觀測指標總體均值都顯著高於其理論中值( 幸福感為 3. 50，其它均為 3. 00) ，且均在 p ＜ 0. 001 水平上達到顯著。
不同性別、年級、家庭社會經濟地位( SES) 的農村青少年各觀測指標的平均數和標準差見表 1。
以性別( 男生、女生) 、年級( 五年級、初一、初二) 、SES 為分組變量，分別對親子溝通 ( 父子溝通、母子溝通) 、基本心理需要滿足( 自主、勝任、關係) 進行 MANOVA 分析，對幸福感進行 UNIANOVA 分析。結果 顯 示，在 親 子 溝 通 方 面，性 別 × 年 級( Wilks'λ =0. 99，F =2. 83，p ＜0. 05) 的交互作用顯著。進一步分析結果顯示，性別 × 年級僅在父子溝通上交互作用顯著，F( 2，1094) = 4. 03，p ＜0. 05，五年級和初一女生與父親的溝通顯著高於初二女生( MD 分別為 0. 16 和 0. 14，p ＜ 0. 05) ，對男生而言則未發現此差異。在基本心理需要滿足和幸福感方面，性別、年級和 SES 的主效應及所有交互作用均不顯著。【表1】
3. 2 親子溝通、基本心理需要滿足和幸福感的相關分析
從表 2 可知，父子溝通、母子溝通、三種基本心理需要滿足及幸福感六個變量兩兩之間均呈顯著正相關。【表2】
3. 3 親子溝通、基本心理需要滿足與幸福感的關係
在相關分析的基礎上，為了更加整合、深入地反映各個變量之間的關係，本研究採用結構方程模型對三種基本心理需要滿足的中介作用進行檢驗，並用極大似然法對假設模型進行估計。模型評估結果顯示，χ2/ df = 1. 914，NFI = 0. 998，CFI = 0. 999，GFI= 0. 998， IFI = 0. 999，TLI = 0. 995， RMSEA =0. 028，各項擬合指數均符合標準，模型擬合良好。
進一步考察模型的參數估計值，發現所有路徑係數均在 p ＜0. 001 水平上達到顯著( 見圖 1) 。【圖1】
由圖 1 可知，親子溝通對農村青少年幸福感存在顯著的直接正向預測作用( β = 0. 14) 。此外，親子溝通可以通過自主、勝任和關係三種基本心理需要滿足的部分中介作用正向預測農村青少年的幸福感，中介效應量分別是 0. 03、0. 04 和 0. 06，Sobel 檢驗的 z 值分別為 4. 33 ( p ＜ 0. 001) 、4. 41 ( p ＜0. 001) 和 5. 60 ( p ＜ 0. 001) ，說明三種基本心理需要滿足的中介效應均顯著。其中，關係需要滿足的中介效應最大，占總效應的 20. 5%; 其次是勝任需要滿足，占總效應的 14. 5%; 而自主需要滿足的中介效應僅占總效應的 11. 3%。簡而言之，親子溝通不僅對農村青少年幸福感有直接預測作用，而且還會通過自主、勝任和關係三種基本心理需要滿足的中介對農村青少年幸福感產生間接作用，其中關係需要滿足的中介效應最大。
4 討論
4. 1 農村青少年親子溝通及其總體幸福感的特點
本研究發現，農村青少年父子溝通、母子溝通均處於中等偏上水平。這與以往研究結果一致，如方曉義等( 2006) 的研究發現青少年報告的親子溝通問題總體上並不嚴重。同時，本研究還發現農村青少年的總體幸福感處於中等以上水平，這與以往研究結果基本一致，如 Huebner 等的一系列研究結果表明大多數青少年的幸福感處於中等以上水平( Huebner，Drane，& Valois，2000; Huebner，2000) 。
國內也有對北京市初中生的調查研究發現，青少年學生的幸福感處於中等水平以上( 王極盛，丁新華，2003) 。可見，我國農村青少年的總體狀況相對較好，儘管他們生活在偏遠的農村，諸如家庭經濟地位不高、教育條件相對落後等客觀不利因素長期存在，但他們仍可以感覺到與父母較好的溝通，其幸福感能維持在中等水平以上。這提示我們要更加關注他們的積極方面而不僅僅只是一些消極因素。這也正是近年來頗受關注的積極的青少年發展領域所倡導的，要重視青少年身上表現出的積極發展潛能，而非問題( Damon，2004) 。因此，從促進積極發展的角度探討如何減少不利因素對他們的影響，提高保護性因素對他們的作用具有重要意義。
4. 2 親子溝通與幸福感的關係及中介效應的驗證
相關分析結果顯示，父子溝通、母子溝通與幸福感均呈顯著正相關，結構方程模型分析結果也發現，親子溝通對農村青少年幸福感具有顯著的直接預測作用，親子溝通越好，幸福感就越高。這說明親子溝通對農村青少年幸福感有明顯的促進作用，這與以往研究結果基本一致( Schrodt et al． ，2007; 陳麗，劉艷，2012) 。而且有研究指出良好的親子溝通有利於親子雙方的互相了解，營造輕鬆、自在的家庭氛圍，形成健康和諧的親子關係，是青少年身心健康成長的重要社會支持性因素( Tabak et al． ，2012) 。
Pittman 及其同事也提出健康的親子關係是青少年必不可少的發展性資源之一( Pittman，Irby，Tolman，Yohalem，& Ferber，2001) 。
同時，本研究也發現，農村青少年自主、勝任和關係三大基本心理需要的滿足對其幸福感均具有顯著的直接預測作用。這與 Diener( 2012) 的研究結論一致，他的一系列跨文化研究表明基本需要的滿足、信任感和掌控感可以有效預測個體的幸福感。自我決定理論認為基本心理需要是人的內在心理營養，對心理發展、整合和幸福感都起到關鍵作用，一旦受到威脅或被剝奪，就可能導致不良的發展結果( Deci& Ryan，2000a) 。大量研究檢驗了該理論在多領域、多文化中的穩定性和適用性，研究者們發現無論是在教育、運動、工作等多種領域中，還是在東西方不同國家( 如美國、西班牙、日本等) 的多種文化背景下，三種基本心理需要的滿足均對個體幸福感具有重要預測作用( Deci & Ryan，2011，2008; Niemiec& Ryan，2009; Ryan & Deci，2008) 。而本研究是其運用在中國文化背景下農村青少年群體中的首次嘗試，且發現了三大基本心理需要的滿足對提升該群體幸福感的重要作用，這也為從積極角度促進該群體的健康發展提供了一定的理論依據和可能的新途徑。
值得一提的是，結構方程模型分析結果發現，三種基本心理需要滿足在親子溝通與幸福感的關係中起部分中介作用，通過三種基本心理需要滿足的中介效應占總效應的 46. 3%( 自主、勝任、關係三種基本心理需要滿足的中介效應占總效應的比例之和) 。可見，親子溝通和三種基本心理需要滿足與幸福感的關係不僅僅體現在它們對幸福感的直接作用上，更體現在親子溝通作為環境因素通過滿足青少年基本心理需要而間接對其幸福感產生促進作用。這與 Hasida( 2003) 的研究結果一致，他也指出溫暖、親近的親子關係能促進青少年內在資源( 個體因素) 的發展從而影響其幸福感。這也進一步驗證了自我決定理論所強調的，基本心理需要滿足在環境因素影響個體心理健康發展中的中介作用( Ryan & Deci，2008; Deci & Ryan，2000a) 。而積極青少年發展研究領域中，發展資源理論的觀點也與此不謀而合，該理論主張將外部資源( 環境因素) 與內部資源( 個體因素) 聯繫起來，二者共同促進個體獲得充分發展、增強復原力或提升幸福感等多種形式的成功發展( Benson，Scales，Hamilton，& Sesma，2006) 。
進一步對三種基本心理需要滿足的中介效應量比較分析還發現，關係需要滿足的中介效應量最大，占總效應的 20. 5%。這一結果說明，親子溝通作為一種親子互動的過程，本身就以增強親子之間的情感聯繫或解決問題為目的，良好的親子溝通可以直接促使青少年獲得與父母的親近感和對家庭的歸屬感，即獲得關係需要的滿足，進而提升其幸福感( Galvin et al． ，2004) 。即使如此，勝任、自主需要滿足的中介效應也不容忽視，已有研究指出只有三種基本心理需要同時得到滿足，才能獲得更高的幸福感( Ryan & Deci，2008，2000) 。此外，自我決定理論的最新研究還發現，當環境因素能滿足個體基本心理需要時，其幸福感就得以提升，而當現有環境不能滿足其基本心理需要時，個體還可以尋找或創造能滿足其需要的其他環境或利用其他方式獲得替代滿足 ( Deci & Ryan，2011; Derrick，Gabriel，&Hugenberg，2009) 。這對農村青少年干預研究的啟示在於，要綜合考慮影響其積極發展的多種個體和環境因素，營造多層面有利於其基本心理需要滿足的良好環境，並給予足夠的支持和適當的引導，從而提升其幸福感，促進其積極發展。
本研究還存在不足之處有待改進: 一方面，未來應採用縱向研究方法深入考察親子溝通、基本心理需要與幸福感的關係，以克服橫斷研究不能揭示三者因果關係的不足。另一方面，本研究樣本均取自廣西農村，考慮到各地價值觀念、生活方式和文化傳統等社會文化環境的不同，親子溝通和青少年的幸福感可能會有一定程度上的差異，因而將該結果進行推廣時需更加謹慎。
5 結論
( 1) 農村青少年的基本心理需要滿足、幸福感在不同性別、年級和 SES 上沒有顯著差異，但親子溝通存在年級和性別交互作用差異，即五年級和初一女生與父親的溝通質量顯著高於初二女生，對男生而言則此差異不顯著。
( 2) 農村青少年的父子溝通、母子溝通與自主、勝任和關係三大基本心理需要的滿足及其幸福感均呈顯著正相關。
( 3) 親子溝通不僅對農村青少年幸福感有直接預測作用，而且還會通過自主、勝任和關係三種基本心理需要滿足對農村青少年幸福感產生間接作用，其中關係需要滿足的中介效應最大。
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