辛素飞 梁鑫 盛靓 赵智睿：我国内地教师主观幸福感的变迁(2002～2019)：

　　原标题：辛素飞 梁鑫 盛靓 赵智睿：我国内地教师主观幸福感的变迁(2002～2019)：横断历史研究的视角

　　

　　▲ 辛素飞

　　文章来源：《心理学报》2021 年第 8 期，第 875-889 页。

　　人大复印资料：《心理学》2021 年 12 期

　　摘要：教师主观幸福感作为衡量教师群体心理健康状况的一项关键指标，对其现状的调查和分析至关重要，同时，对其随社会变迁的动态变化趋势及其与社会变迁的关系的监测也不可忽视。本研究对2002至2019年间的51篇采用总体幸福感量表(GWB)测量教师主观幸福感的研究报告(共包括13600名教师)进行横断历史的元分析。研究发现：(1)教师主观幸福感均值与年代呈显著负相关，这说明我国教师主观幸福感在逐年下降。(2)来自社会经济条件(居民消费水平、房价、老年抚养比和教育经费)、社会联结(家庭规模数、离婚率和城镇化水平)和社会威胁(犯罪率)三方面的8项宏观社会指标的变化能显著预测教师主观幸福感的下降。(3)中小学教师的主观幸福感随年代下降的趋势更明显，其主观幸福感得分要显著低于高校教师。本研究不仅探究了我国教师主观幸福感近20年的变迁趋势，而且结合社会宏观发展的指标，提出了影响我国教师主观幸福感的三维理论框架，对群体社会心理的研究思路进行了纵向(随时代变迁)及横向(宏观社会指标)的拉伸，拓展理论基础的同时，在实践上，为干预调节我国教师群体主观幸福感提供决策依据。

　　关键词： 教师/ 主观幸福感/ 总体幸福感量表/ 社会变迁/ 横断历史研究/ 元分析/

　　分类号B849：C91

　　基金资助：国家社会科学基金青年项目（20CSH070）资助。

　　1引言

　　主观幸福感(subjective well-being)通常是指个体根据自定的标准对其生活质量的总体评估，是衡量个体生活质量的综合性心理指标(Diener，1984)，对个体发展具有重要意义。教师承担着教书育人、培养现代化建设接班人的重任，其主观幸福感不仅会影响自身的身心健康与职业发展(郑红渠等，2011)，还关系到学生心理健康、教育教学质量、学校建设及教育事业的可持续发展(罗小兰，韩娟，2019；张冲，2011)。因此，教师幸福感的问题得到了各领域众多研究者的关注，但一直以来研究结果存在较大差异，有的研究者认为中国教师的幸福感处于中等及偏上的高水平(罗小兰，王静，2016；邱秀芳，2007)，还有些研究显示中国教师的幸福感状况不容乐观(郑红渠等，2011)。研究结果不一致的原因有以下几点：第一，研究的对象呈现多元化，包括各学段(幼儿园、小学、中学或高等学校)，各类型(普通或特殊教育)以及来自不同性质的地区(城市、农村或特殊地区，比如地震灾区)的学校教师；第二，虽然都是对教师幸福感这个核心概念的测量调查，但不同研究者测量的侧重点不同，其中包括教师主观幸福感、职业幸福感、心理幸福感、工作幸福感以及包含多维度指标的综合幸福感(姚茹，2019)；第三，教师幸福感的测量工具多样化，包括修订国外学者的总体幸福感量表(GWB)、整体生活满意度问卷(SWLS)及国内研究者自编问卷(测量工具情况统计见：罗小兰，王静，2016)。然而，造成研究结果不一致的最重要也最易被忽略的原因是现有研究均为横断面研究，即只对教师幸福感的某一个或不同时间段的状况进行了调查，而对近20年来教师主观幸福感是否随时代变迁而变化这一问题不得而知。另外，几乎所有现有研究均从教师个体和生活及工作环境的层次讨论影响教师幸福感的因素(Chan，2013；Hung et al.，2016；Renshaw et al.，2015；Tang，2018)，还没有研究关注社会宏观因素对教师主观幸福感的影响。本研究将使用横断历史的元分析(cross-temporal meta-analysis，又称“横断历史研究”)方法，探究我国教师主观幸福感随年代的变化趋势；更重要的是，结合相关社会宏观指标，对影响教师主观幸福感的因素进行分析与讨论，并提出区分个体的群体社会心理变量的三维影响机制框架。

　　1.1我国教师主观幸福感的变迁

　　改革开放40多年来，我国经济、社会、文化等方面发展成就卓著，在生产、生活方式发生巨大改变的同时，也出现了一些负面的社会问题(池丽萍，辛自强，2020；Xin et al.，2020)，例如，城镇化水平提升和家庭规模缩小使个体孤独感增加以及人际支持减少，犯罪率上升造成个体对社会秩序不稳定的主观知觉增强，从而引起安全感的降低等。人们在对上述社会问题进行适应的过程中，可能会产生焦虑、抑郁等诸多心理问题。因此，在社会剧烈变迁的同时，人们的心理状况也普遍地表现出规律性变化(即心理随时代发生变迁)。近年来，不同群体的心理健康状况随时代变化的趋势日渐受到研究者的关注(如，黄四林等，2015；杨睿娟，2013；衣新发等，2014)，教师群体承担着培养现代化建设接班人的重要责任，探究、了解其心理健康状况的变化尤为重要。已有研究发现，我国教师的心理健康水平呈逐年下降趋势(肖桐，邬志辉，2018；杨睿娟，2013；衣新发等，2014)。同时，这些研究还发现，导致该群体心理健康状况变差的主要因素不仅有教师个体压力(工作和家庭)的增加和压力应对能力提升的缺乏，也包括教师职业倦怠感的增加及职业专业素质能力的要求日益提升(如需应对的问题学生的增多)等近端因素，甚至一些远端的社会宏观因素(如教学改革的实施和民族教育理念的转变)也对教师群体的心理健康这个微观变量产生了负面影响(田丽丽，2016)。主观幸福感作为衡量教师群体心理健康状况的一个重要积极指标，国内外均有研究涉及(Pretsch et al.，2013)。已有研究显示，教师主观幸福感与心理健康水平呈显著正相关(郑红渠等，2011；Greenspoon & Saklofske，2001)。那么，同样处在社会变迁的背景下，教师的主观幸福感是否也会呈现逐年下降的变化轨迹呢?本研究通过横断历史的元分析方法考查我国教师主观幸福感随时代的变化趋势，同时，针对目前研究仅探讨教师个体和职业水平等近端影响因素的现状，着重探究影响该变化趋势的远端社会宏观因素，为进一步讨论中间的潜在影响机制拓展思路，从而更有效地干预提升教师群体的主观幸福感。

　　1.2影响我国教师主观幸福感的社会因素

　　关于我国教师的幸福感，最初的研究从人口统计学的变量影响进行讨论(比如性别、教龄、职称等)(刘文华，2011；杨婉秋，2003；郑红渠等，2011)，后来则从其他影响因素的中介或调节作用的角度探讨(比如内部教学动机、教学效能感等)(陈美荣，曾晓青，2008；李亚真等，2010)。近年来，研究者对我国教师幸福感的影响因素进行了更全面深入的思考和讨论，除对教师个体因素(人口统计学变量及人格特征等)及教师职业本身相关因素的认识之外，还关注到社会和环境等因素的影响(如经济条件、人际关系、工作家庭冲突及环境支持等)(罗小兰，王静，2016；孙彬，2018)。另外，国外学者对教师幸福感的影响因素从多维度、多学科的角度进行了更加系统化的理论探讨和实证研究(Dzuka & Dalbert，2007；Albuquerque et al.，2012)。未来研究应将教师幸福感结合更广阔宏观的社会背景，拓展探讨在社会、工作和生活环境以及个体心理等多领域的影响因素间的相互作用机制(裴淼，李肖艳，2015)。通过梳理总结国内外关于教师幸福感的理论及影响因素的研究，并结合以往对其他群体幸福感及社会影响因素的讨论(龙斧，梁晓青，2019；Cartwright et al.，2018；Yu et al.，2016)，本研究从社会经济条件、社会联结以及社会威胁三个方面探究宏观社会环境变化对我国教师主观幸福感变迁的影响。

　　首先，已有研究表明，教师群体的经济收入水平显著影响其幸福感：一方面，高收入教师的幸福感水平明显高于低收入教师(冯用军 等，2010)；另一方面，相对具有可比性的其他群体(如医护人员、国企员工等)来说，我国教师的经济收入水平较低(杨睿娟，游旭群，2017)，导致教师群体生活条件相对较差，这是解释教师幸福感不容乐观的一个重要因素(郑红渠等，2011)。事实上，最近关于我国教师幸福感的一项大范围的调查显示，中小学教师的财务幸福感维度得分堪忧(姚茹，2019)，该研究同时指出教师的经济待遇“缺乏社会竞争力”，极大影响了教师的综合幸福感水平。经济因素是一个复杂的综合因素，对教师主观幸福感的影响不仅体现在与其他群体的横向比较上，也不应忽略社会变迁带来的纵向变化。近年来，虽然我国教师工资水平逐年增长(国家统计局，2020)，但影响主观幸福感的重要经济因素并不是单一的某项经济指标，而取决于该群体对自己的所处的社会角色和消费模式的主观综合感知(董洁，2016)。工资水平增长的同时，我国居民消费水平也在不断增长，居民购买力日渐增强(张庆，2019)，这也意味着日常消费支出在不断增长(毛中根，叶胥，2016)。而且，随着经济体制改革的深入，房价、养老等核心消费价格在市场化作用下也普遍上涨(龙斧，梁晓青，2019)。上述与其他群体的横向比较及社会发展带来的纵向变化而综合产生的现状可能会使教师群体产生相对经济收入减少的主观认知，进而对其主观幸福感产生影响(孙计领，胡荣华，2017)。除了对教师个人生活质量的影响，在工作资源方面，教育经费的投入可能对教师的主观幸福感产生影响。因此，本研究选取居民消费水平、房价、老年抚养比和教育经费作为社会经济条件方面影响我国教师主观幸福感变化的潜在社会指标。

　　其次，大量研究显示，教师所获得的社会联结和支持影响其幸福感，具体体现在人际关系、婚姻状况和工作家庭冲突几个重要方面(唐志强，2012；薛峰等，2014)。从整体来看，社会变迁影响着人际交往方式的变化，呈现选择性增强、稳定性弱化及家庭核心化等特点(张云武 等，2020)。现代社会的家庭规模逐渐缩小，核心家庭日益成为主流，使得以往由大家族或扩展家庭提供的支持和联结功能减弱(池丽萍，辛自强，2020；Xin & Xin，2016)。而全国范围内持续上升的离婚率(国家统计局，2020)增加了家庭环境的不稳定性，使本已弱化的初级群体交往的亲密性降低。而对教师群体来说，家庭的需求与冲突以及支持和陪伴会作为一种重要的情景特征影响其工作成就感、认同感、责任感和价值感，进而影响其主观幸福感(李雪松，2011)。此外，城镇化进程在中国社会的不断推进，从两方面可能对教师群体的主观幸福感产生影响。一方面，为优化和平衡城乡校际之间的师资配置，国家于1996年出台教师轮岗交流的政策，随后的20多年间，各类政策、计划的制订逐步发展和完善了教师轮岗的具体机制(孙刚成，翟昕昕，2016)。但在政策实施的过程中，由于配套支持和管理机制的不健全，使教师在承担轮岗职责时产生“软抵抗”“无动力”“强制性命令执行”等问题，导致与学校领导及同事间人际关系的恶化。参与轮岗教师在陌生环境的不适应、与原有工作环境的落差以及相应支持的缺乏，都影响着教师群体在人际联结方面的状况(徐玉特，2016)。另一方面，城镇化水平的逐年提高使整体人际环境因人口迁移不断发生变化，儿童及青少年的孤独感、无助感和焦虑水平都显著增加(Liu & Xin，2015；Xin et al.，2020)。而教师工作的对象主要是儿童及青少年群体，他们的心理健康水平直接影响着教师工作的难度和压力，其主观幸福感也会随之变化。因此，本研究选取家庭规模数、离婚率和城镇化水平作为影响我国教师主观幸福感变化在社会联结方面的潜在社会指标。

　　再次，已有研究显示，我国教师的压力较大、消极情绪水平较高(杨宏飞，2002；姚茹，2019)。探究原因，研究者认为我国教师工作任务重、工作对象复杂，需要面对多个群体，学生家长和学校都对教师有很高的期待和要求。除了学生，还需处理家长和学校的问题及相互间的矛盾，长期、多方面的人际冲突处理使教师群体对社会环境威胁的感知更敏感。因此，近年来我国犯罪率的上升(国家统计局，2020)在总体上使人们(尤其是教师群体)的焦虑或不安全感增加(辛自强，张梅，2009；Twenge，2000)，导致主观幸福感随之降低(鲁元平，王韬，2011；Davies & Hinks，2010)。因此，本研究选取犯罪率作为社会威胁层面中影响教师主观幸福感变化的社会指标。

　　综上，关于教师主观幸福感的影响因素，目前为止都是从教师个体和职业层面探讨的横断面研究，而横断历史的元分析方法从方法层面解决了心理变迁研究的难点，利用已有研究，从宏观层面探究影响教师主观幸福感的潜在社会指标，进而完善对于群体(区别于群体中的个体)社会心理的影响机制的认识。

　　1.3横断历史的元分析

　　横断历史的元分析最早是由Twenge(2000)提出的一种新的元分析技术，它采用“事后追认的”横断研究设计(即将孤立的已有研究按照时间顺序加以连贯，从而使这些研究成为关于历史发展的横断取样)对大跨度时间内的心理变量进行研究，从宏观上揭示心理变量随年代的变化趋势。此外，该方法还可以将社会变迁层面的宏观变量(社会指标)与心理发展层面的微观变量(心理指标)连接起来，以揭示心理发展与社会变迁的关系(辛自强，池丽萍，2008；Twenge & Campbell，2001；Xin & Xin，2017)。当前，我国已开展了一系列针对教师不同心理指标(心理健康和职业倦怠等)变迁的横断历史研究(刘贤敏等，2014；肖桐，邬志辉，2018；杨睿娟，2013；衣新发等，2014)。本研究拟采用此方法探讨我国教师主观幸福感的纵向变化趋势以及相关社会因素的影响。

　　综上所述，在本研究中，除了运用横断历史的元分析这一方法考察教师整体以及不同群体(高校与中小学教师)主观幸福感随年代的变化趋势，还将运用直接相关和滞后相关分析的方法来考察社会经济条件(居民消费水平、房价、老年抚养比和教育经费)、社会联结(家庭规模数、离婚率及城镇化水平)与社会威胁(犯罪率)对教师主观幸福感的预测作用。此外，本研究还将采用传统元分析的方法考察教师主观幸福感得分是否存在学段差异。当前，虽然学者们已对教师主观幸福感进行了大量实证研究，但在学段差异方面缺乏相关研究结论，已有关于教师主观幸福感的研究大都是针对某一具体学段的教师群体，而缺少跨学段比较的相关研究结论。比如，高校教师与中小学教师群体所处的学段不同，其面对的教育对象、教学任务及工作环境等也有所不同，这可能会使高校与中小学教师的主观幸福感存在一定差异(马多秀，2014)。为此，本研究希望运用传统元分析的方法探究教师主观幸福感的学段差异。

　　2研究方法

　　2.1研究工具：总体幸福感量表(GWB)

　　近20年来，教师幸福感研究所用测量工具有近20种，无论是对国外学者相关问卷的修订改编，还是国内学者的自编问卷，幸福感的概念界定都在很大程度上影响着不同量表的编制开发。彭怡和陈红(2010)对幸福感的含义进行了分析和探讨，提出了整合视角的内涵模型，该模型建立在对幸福感认知的两个主要取向上，即主观幸福感(subjective well-being，SWB)和心理幸福感(psychological well-being，PWB)。前者强调包括个体身心的愉悦体验、情绪感受以及满意度的综合主观评价，而后者是一种由内在的、自我实现的潜能发挥所达到的深层体验。因此，众多用于测量教师幸福感的工具量表，大致可以分为以下几类：第一类倾向于将主观幸福感(SWB)等同于幸福感，其中有些专门且综合测量主观幸福感，比如Fazio(1977)的总体幸福感量表(General Well-Being Schedule，GWB)，该量表测量个体的正性和负性情绪体验及平衡，还包括对健康状况的认知和评估，综合反映个体对生活质量的主观感受。另外，还有一些量表针对主观幸福感中的一项或几项指标，比如对情绪情感(情感平衡量表)、生活满意度(整体生活满意度问卷)或者两者综合(幸福感指数量表)的测量(罗小兰，王静，2016)；第二类量表涉及的内容更多与心理幸福感(PWB)相关，其中有专门针对心理幸福感的量表，例如Ryff和Keyes(1995)编制的心理幸福感量表，也有针对心理幸福感中某一指标的量表，比如教师职业幸福感量表(赵斌 等，2012)；第三类量表为SWB和PWB均有涉及的多维度整合型量表，其中以苗元江编制的综合幸福感问卷(MHQ)为代表，该问卷编制的一个重要理论基础就是SWB和PWB的统一，即幸福感的主观与客观、快乐与意义以及享受与发展的统一(苗元江，2009)。综上，到目前为止，在众多测量教师主观幸福感的工具中，总体幸福感量表(GWB)是专门并综合测量主观幸福感的工具(李双双，李雪平，2015)，而且，该量表信效度较高，使用频率最高，现有使用该量表测量教师主观幸福感的文献数量最多。因此，在本研究中将选取使用段建华(1996)修订的总体幸福感量表(GWB)测量教师主观幸福感的文献作为分析对象，并采用量表总分均值作为衡量主观幸福感水平高低的指标。得分越高，表示主观幸福感水平越高。

　　2.2文献搜集

　　2.2.1文献搜集标准

　　在文献搜集时采取如下标准：(1)所有研究使用同一测量工具，即总体幸福感量表(GWB)；(2)研究报告中有明确的量化指标数据(一般包括样本量、均值和标准差)；(3)所研究对象是中国内地的各类学校(幼儿园、中小学、高校等)教师，不包括港澳台地区的被试；(4)文献搜集截止时间为2020年11月；(5)同一作者发表的不同文章，如果数据取自同一批样本，那么只选用数据完整且发表时间最早的一篇文章参与元分析。

　　2.2.2文献检索结果

　　在中国知网(CNKI)、万方数据库、维普资讯和Elsevier、ProQuest、Wiley等中外文数据库中，分别以“教师”、“幸福感”、“teacher”、“subjective well-being”、“happiness”等中英文词汇进行全文检索，然后从检索到的文献中选取符合上述标准的文献，最终共得到符合要求的51篇中文文献(无符合要求的英文文献)，由于有1篇文献的数据从两个不同质的被试群体获得，只能拆开录用，因此最终获得52组数据，各年度所对应的数据组和被试数量如表1所示。由于2004年之前并没有满足上述标准的文献，最终所有文献的发表时间在2004至2020年间。根据以往横断历史研究方法的惯例，除去注明数据具体收集年代的文献，其余文献的数据收集年代(下文简称“年代”)均按照发表年减去两年的方式计算(辛自强，张梅，2009；Twenge，2000)。因此本研究的年代为2002至2019年，共18年。这些研究共涉及13600名教师，文献的具体情况见表1。

　　表1教师主观幸福感所用文献历年分布情况

　　发表年代

　　总体

　　学段

　　篇数

　　样本量

　　中小学

　　高校

　　2005

　　1

　　131

　　1

　　0

　　2007

　　2

　　340

　　1

　　1

　　2008

　　1

　　724

　　0

　　1

　　2010

　　2

　　1013

　　2

　　0

　　2011

　　2

　　455

　　2

　　0

　　2012

　　3

　　525

　　2

　　1

　　2013

　　8

　　2242

　　4

　　3

　　2014

　　3

　　842

　　1

　　3

　　2015

　　3

　　604

　　2

　　1

　　2016

　　9

　　2000

　　5

　　4

　　2017

　　9

　　2829

　　8

　　1

　　2018

　　1

　　232

　　1

　　0

　　2019

　　4

　　980

　　3

　　1

　　2020

　　2

　　273

　　1

　　0

　　总计

　　51

　　13600

　　34

　　16

　　注：表中数据从第四列起表示不同学段教师群体的文献篇数。中小学教师包括幼儿园、特殊教育学校、普通中小学、成人初等中等教育机构、职业中学以及其他教育机构的教师；高校教师包括普通本科、高等职业学院、高等专科学校的教师。

　　2.3文献编码及数据整理

　　基于以往横断历史研究的经验(辛自强，张梅，2009；Twenge，2000)，本研究采SPSS 22.0软件进行文献编码、数据录入和分析工作。首先赋予每篇文献唯一编号，把所有文献的基本数据(包括样本量、主观幸福感均值和标准差)、发表年代、数据收集年代、文献所发期刊类型、数据收集地区和教师所属学段等信息进行编码(见表2)并录入数据库。此外，还要把文献中含有被试学段的分组报告结果(如表1所示)作为子研究进行编码也一并录入数据库。文献编码过程由2名编码者各自根据事先确定的编码标准进行单独编码(Kappa值为0.96)，并进行交叉检验，对有争议的文献进行讨论并达成一致，确保了本研究编码准确。具体文献信息和编码情况见表2。

　　2.4社会指标的数据来源

　　如前所述，本研究从社会经济条件(居民消费水平、房价、老年抚养比和教育经费)、社会联结(家庭规模数、离婚率和城镇化水平)和社会威胁(犯罪率)三大方面选取了8项社会指标作为衡量教师所感受到的宏观社会变迁方面的指标(即与教师主观幸福感更直接相关的指标)，并考察这8项社会指标对教师主观幸福感的“预测”作用。这些社会指标的数据均来自于我国历年的《中国统计年鉴》和《中国法律年鉴》。

　　3研究结果

　　3.1教师主观幸福感随年代的整体变化

　　为直观地描述教师主观幸福感随年代的变化趋势，本研究将数据收集年代作为横坐标、主观幸福感均值为纵坐标绘制散点图。如图1所示，2002至2019年间，我国教师主观幸福感是逐年下降的。

　　为了更加准确地量化描述教师主观幸福感的年代效应，我们将数据收集年代作为自变量，以教师主观幸福感均值为因变量进行简单回归分析。结果表明，年代能显著地负向预测教师主观幸福感均值的变化(β=-0.33，p＜0.05；F(1，50)=6.02，p＜0.05)，年代可以解释主观幸福感11％的变异。同时，为了控制样本量大小的影响，本研究把年代作为自变量，以教师主观幸福感均值为因变量进行加权最小二乘回归分析。结果发现，加权样本量后，年代对教师主观幸福感均值的负向预测作用显著(β=-0.40，p＜0.01；F(1，50)=9.35，p＜0.01)，年代对主观幸福感的解释作用达到16％。

　　表2纳入分析的原始文献的基本信息和变量编码赋值表

　　第一作者

　　发表年代

　　收集年代

　　样本量

　　均值

　　标准差

　　男性比例

　　期刊类型

　　地区

　　学段

　　潘贤权

　　2004

　　2002

　　410

　　77.55

　　11.43

　　0.41

　　3

　　1

　　1

　　苏娟娟

　　2005

　　2003

　　131

　　85.52

　　11.10

　　0.31

　　2

　　0

　　1

　　王保军

　　2007

　　2005

　　61

　　76.62

　　13.66

　　NA

　　1

　　1

　　1

　　毛荆利

　　2007

　　2005

　　279

　　80.79

　　15.00

　　0.58

　　1

　　2

　　2

　　周末

　　2008

　　2006

　　724

　　80.58

　　12.29

　　0.42

　　2

　　2

　　2

　　孙建

　　2010

　　2008

　　365

　　76.95

　　13.11

　　0.52

　　2

　　3

　　1

　　梁斌

　　2010

　　2008

　　648

　　76.71

　　9.46

　　0.45

　　1

　　3

　　1

　　咸桂彩

　　2011

　　2009

　　363

　　76.26

　　9.90

　　0.39

　　1

　　4

　　1

　　王煜青

　　2011

　　2009

　　92

　　77.82

　　9.81

　　NA

　　1

　　3

　　1

　　杨扬

　　2012

　　2010

　　366

　　75.64

　　NA

　　NA

　　1

　　2

　　2

　　李进江

　　2012

　　2010

　　67

　　67.45

　　10.59

　　0.75

　　1

　　2

　　1

　　姚桂招

　　2012

　　2010

　　92

　　70.63

　　10.80

　　0.24

　　2

　　2

　　1

　　毛湘颖

　　2013

　　2011

　　345

　　72.17

　　8.85

　　0.14

　　3

　　2

　　0

　　李恒

　　2013

　　2011

　　246

　　76.30

　　NA

　　0.54

　　2

　　2

　　2

　　刘菂斐

　　2013

　　2011

　　171

　　78.15

　　10.97

　　NA

　　2

　　2

　　2

　　周伟珍

　　2013

　　2011

　　90

　　83.05

　　11.44

　　0.48

　　2

　　1

　　2

　　代照甜

　　2013

　　2011

　　511

　　69.93

　　15.16

　　0.32

　　3

　　2

　　1

　　张文强

　　2013

　　2011

　　328

　　80.12

　　17.66

　　0.41

　　1

　　2

　　1

　　麦贝吉

　　2013

　　2011

　　252

　　78.92

　　12.84

　　0.52

　　2

　　1

　　1

　　刘希

　　2013

　　2011

　　299

　　79.40

　　8.15

　　0.66

　　3

　　1

　　1

　　李超

　　2014

　　2012

　　504

　　79.90

　　12.28

　　0.51

　　1

　　2

　　2

　　章红英

　　2014

　　2012

　　121

　　79.26

　　8.84

　　NA

　　2

　　2

　　2

　　章红英

　　2014

　　2012

　　31

　　77.68

　　9.33

　　NA

　　2

　　2

　　2

　　李建芹

　　2014

　　2012

　　186

　　81.20

　　14.08

　　0.55

　　2

　　2

　　1

　　谭蔚

　　2015

　　2013

　　137

　　78.57

　　13.02

　　0.32

　　3

　　2

　　1

　　田仕芹

　　2015

　　2013

　　285

　　79.74

　　12.24

　　0.56

　　1

　　2

　　2

　　陈曦

　　2015

　　2013

　　182

　　72.26

　　13.21

　　0.30

　　3

　　2

　　1

　　王安颀

　　2016

　　2014

　　34

　　79.94

　　10.07

　　NA

　　3

　　1

　　1

　　陈炜

　　2016

　　2014

　　186

　　70.94

　　8.91

　　0.54

　　2

　　1

　　2

　　韩旭

　　2016

　　2014

　　232

　　71.36

　　9.67

　　0.50

　　3

　　1

　　1

　　曹卿

　　2016

　　2014

　　96

　　85.46

　　14.22

　　0.42

　　2

　　1

　　2

　　韩黎

　　2016

　　2014

　　467

　　71.94

　　10.33

　　0.57

　　1

　　3

　　1

　　公艳艳

　　2016

　　2014

　　60

　　78.63

　　NA

　　NA

　　1

　　3

　　2

　　王霞

　　2016

　　2014

　　312

　　75.19

　　15.45

　　0.52

　　2

　　1

　　2

　　郭云贵

　　2016

　　2014

　　316

　　71.82

　　13.50

　　0.32

　　1

　　2

　　1

　　宋志斌

　　2016

　　2014

　　297

　　65.57

　　11.40

　　0.34

　　3

　　1

　　1

　　么洪福

　　2017

　　2015

　　58

　　82.29

　　12.24

　　NA

　　2

　　1

　　1

　　谭华英

　　2017

　　2015

　　205

　　70.35

　　14.63

　　0.37

　　3

　　3

　　1

　　李晶

　　2017

　　2015

　　308

　　72.88

　　8.91

　　0.38

　　3

　　3

　　1

　　梁彦蕊

　　2017

　　2015

　　303

　　74.84

　　13.02

　　0.34

　　2

　　0

　　2

　　张旭东

　　2017

　　2015

　　651

　　74.42

　　11.69

　　0.31

　　2

　　1

　　1

　　任雪

　　2017

　　2015

　　275

　　73.03

　　13.24

　　0.20

　　3

　　4

　　1

　　宁嘉鹏

　　2017

　　2015

　　312

　　75.72

　　12.59

　　0.25

　　3

　　4

　　1

　　郭爱鸽

　　2017

　　2015

　　434

　　75.65

　　15.69

　　0.25

　　2

　　2

　　1

　　唐芳

　　2017

　　2015

　　283

　　73.40

　　13.66

　　0.36

　　3

　　2

　　1

　　李春林

　　2018

　　2016

　　232

　　65.03

　　14.02

　　0.55

　　3

　　3

　　1

　　张古月

　　2019

　　2017

　　176

　　74.80

　　13.89

　　0.13

　　3

　　2

　　1

　　钱泓埔

　　2019

　　2017

　　300

　　79.85

　　NA

　　0.25

　　1

　　1

　　2

　　苏文静

　　2019

　　2017

　　276

　　81.70

　　13.57

　　0.52

　　2

　　0

　　1

　　王海涛

　　2019

　　2017

　　228

　　74.36

　　14.27

　　0.34

　　3

　　1

　　1

　　罗瑞

　　2020

　　2018

　　100

　　71.07

　　5.87

　　0.44

　　2

　　3

　　1

　　秦春婷

　　2020

　　2019

　　173

　　72.00

　　14.62

　　0.09

　　2

　　3

　　0

　　注：(1)为减少篇幅，表中只列出了第一作者。(2)期刊类型一列：1=核心期刊，2=一般期刊，3=学位论文或论文集。(3)地区一列：0=无明确地区信息，1=东部地区，2=中部地区，3=西部地区，4=包含两类及以上地区。(4)学段一列：0=无明确学段信息，1=中小学教师，2=高校教师。(5)NA表示文献没有提供相应数据信息。

　　此外，除出版年代外，横断历史研究的结果还可能受到期刊类型、被试来源地和性别比例等方面的影响(辛自强，张梅，2009；Twenge & Campbell，2001)。为控制这些因素的影响，以教师主观幸福感均值为因变量，将期刊类型、被试所在地区和学段3个因素重新编码为哑变量，连同数据收集年代和男性比例2个因素作为自变量进行逐步回归分析(先将被试来源地、期刊类型、男性比例和学段作为自变量同时放入回归模型的第一层中，然后再将数据收集年代作为自变量放入回归模型的第二层中)。结果表明，在加权样本量的同时，纳入被试来源地、期刊类型、男性比例和学段4个自变量后，年代对教师主观幸福感的预测效应依然显著(β=-0.34，p＜0.05；F(10，32)=2.99，p＜0.01)，年代可以解释主观幸福感12％的变异，这说明我国教师主观幸福感与年代之间的关系不受期刊类型、地区、性别比例和学段等因素的明显影响。综合上述结果可知，2002至2019年间，我国教师主观幸福感整体呈显著下降趋势。

　　

　　图1我国教师主观幸福感的变化(2002～2019)

　　表3当年、1年前、3年前和5年前社会指标与教师主观幸福感的相关

　　社会指标

　　当年

　　1年前

　　3年前

　　5年前

　　β

　　R[2]

　　β

　　R[2]

　　β

　　R[2]

　　β

　　R[2]

　　社会经济条件

　　房价

　　-0.37**

　　0.14

　　-0.39**

　　0.15

　　-0.40**

　　0.16

　　-0.39**

　　0.15

　　老年抚养比

　　-0.34*

　　0.12

　　-0.35*

　　0.12

　　-0.35*

　　0.12

　　-0.35**

　　0.13

　　居民消费水平

　　-0.37**

　　0.14

　　-0.37**

　　0.14

　　-0.39**

　　0.15

　　-0.33*

　　0.11

　　教育经费

　　-0.38**

　　0.14

　　-0.37**

　　0.14

　　-0.41**

　　0.17

　　-0.37*

　　0.14

　　社会联结

　　离婚率

　　-0.38**

　　0.15

　　-0.40**

　　0.16

　　-0.39**

　　0.16

　　-0.38**

　　0.14

　　家庭规模数

　　0.25

　　0.06

　　0.36**

　　0.13

　　0.42**

　　0.18

　　0.41**

　　0.17

　　城镇化水平

　　-0.38**

　　0.15

　　-0.38**

　　0.15

　　-0.41**

　　0.17

　　-0.37**

　　0.14

　　社会威胁

　　犯罪率

　　-0.38**

　　0.15

　　-0.42**

　　0.18

　　-0.34*

　　0.12

　　-0.34*

　　0.12

　　3.2教师主观幸福感随年代的变化量

　　综上所述，教师的主观幸福感呈现逐年下降的趋势。为了探究18年来教师主观幸福感均值的下降幅度，我们根据以往研究(辛自强，张梅，2009；Twenge & Im，2007)的做法，通过计算其变化幅度的效果量(d)来衡量。具体计算过程如下：首先，以教师主观幸福感均值为因变量，以年代为自变量，对样本量进行加权，从而建立回归方程(y=Bx+C，其中y为教师主观幸福感总分的平均分，B为偏回归系数，x为数据收集年代，C为常数)；然后，分别将2002和2019代入回归方程获得这两年的均值；最后，求得M[，2002]和M[，2019]之差，再除以18年间的平均标准差(M[，SD])，即可得到主观幸福感均值变化量的d值(d=(M[，2019]-M[，2002])/MSD)。经计算，2002和2019年的教师主观幸福感均值分别为80.63分和73.20分，18年间教师主观幸福感均值下降了7.43分，平均标准差为12.10，也就是下降了0.61个标准差(d=-0.61)。根据Cohen(1977)的标准，d值(绝对值)为0.80属于“大效果量”，0.50属于“中效果量”，0.20属于“小效果量”。由此可知，本研究中教师主观幸福感均值的下降幅度介于中效果量与大效果量之间。

　　3.3教师主观幸福感与社会指标之间的关系

　　由上述结果可知，近20年来我国教师主观幸福感呈逐年下降趋势。那么，这种趋势是否与社会变迁有关呢?如前所述，横断历史研究除了可以描述心理指标随年代的变化趋势外，还能通过心理指标与社会指标的关系来解释社会变迁对心理发展的影响，即选择与某一群体的心理指标关系密切的社会指标(如离婚率等)与心理指标的均值进行直接相关或滞后相关分析。例如，如果当年或5年前的社会指标与心理指标(如主观幸福感得分)的相关显著，那么可以说明社会变迁对心理变迁具有一定的“影响”(辛自强，张梅，2009；Twenge，2000)。结果如表3所示，在对样本量进行加权后，除了家庭规模数这一指标，当年其他社会指标对主观幸福感均具有显著的预测作用。为了更加详细地刻画社会变迁可能给教师主观幸福感带来的影响，参考以往研究的做法(辛自强，张梅，2009；Xin & Xin，2017)，将历年的教师主观幸福感均值分别与1年前、3年前和5年前的社会指标匹配进行滞后相关分析。结果发现，1年前、3年前和5年前的所有社会指标均能显著预测教师主观幸福感的变化。由此可知，社会经济条件(居民消费水平、房价、老年抚养比和教育经费)、社会联结(家庭规模数、离婚率和城镇化水平)和社会威胁(犯罪率)可能是“影响”教师主观幸福感的重要因素。

　　3.4不同学段教师主观幸福感随年代的变化及差异

　　为探究高校与中小学教师的主观幸福感变化趋势，我们对其主观幸福感均值与年代之间的关系进行了分析。结果表明，在分别加权中小学和高校教师的样本量后，年代能显著负向预测中小学教师的主观幸福感均值(β=-0.38，p＜0.05)，年代可以解释其14％的变异；而年代对高校教师主观幸福感均值的负向预测作用却不显著(β=-0.38，p＞0.05)，年代的解释率为14％。另外，为保证亚群体纵向分析的样本可比性，分别以不同学段教师主观幸福感均值为因变量，将期刊类型、被试所在地区2个因素编码为哑变量，连同数据收集年代和男性比例2个因素作为自变量进行逐步回归分析。结果显示，在分别加权中小学和高校教师样本量的同时，纳入被试所在地区、期刊类型和男性比例3个自变量后，年代对中小学教师主观幸福感的预测效应依然显著(β=-0.37，p＜0.05，R[2]=0.14)，而年代仍不能显著预测高校教师主观幸福感的变化(β=-0.50，p＞0.05，R[2]=0.25)。同样地，根据上述做法，计算了不同学段教师主观幸福感均值随年代变化的效果量d。结果发现，中小学教师主观幸福感均值的变化量(d=-0.58)介于中效果量与大效果量之间，而高校教师主观幸福感均值的变化量(d=-0.44)介于小效果量与中效果量之间。综合上述结果可知，与高校教师相比，中小学教师主观幸福感的下降幅度更大。

　　此外，由于中小学与高校教师的样本不对等，本研究采用CMA 2.0(Comprehensive Meta-analysis Version 2.0)软件进行亚组分析(以不同学段教师主观幸福感均值作为效应值录入分析)，以对两个群体在主观幸福感得分上的差异进行检验。结果发现，高校教师的主观幸福感均值显著高于中小学教师(Q值(组间)=8.54，p＜0.01)。

　　4讨论

　　本研究采用横断历史的元分析方法考查了2002至2019年间教师主观幸福感的变化趋势，结果发现，我国教师主观幸福感呈下降趋势。从整体变化幅度来看，近20年来我国教师主观幸福感得分下降了0.61个标准差，这与许多学者关于教师主观幸福感状况较为悲观的观点基本一致(王保军等，2007；郑红渠等，2011)。但与前人横断面研究不同之处在于：首先，本研究加入了时间这一维度，考查了教师主观幸福感的变化趋势，在纵向上拉伸了以往对于这一变量的实证调查及理论探讨。其次，以往研究的研究对象均为教师个体，除非样本量很大或者包含范围很广，否则得出教师“群体”的相关结论终究是有些牵强的；而本研究采用横断历史的元分析方法，以每一项前人研究为研究对象，18年间的来自全国各地的51项研究可以使本研究结果更好地体现教师这个“群体”的主观幸福感状况，在横向上拓宽了对群体心理变量的理解广度。因此，在讨论影响教师主观幸福感的各类因素时，不应忽略群体这一抽象概念，即影响不仅作用于教师群体中的个体，还作用于教师群体本身，即教师群体的特征、属性及价值等。以往对于群体心理健康或者社会心理的研究探讨都只关注群体中的个体层面，忽略群体作为一个整体本身的存在，而在社会心理领域，很多研究者指出，社会心理或者社会心态(包括社会情绪)是一种不等同于个体心理叠加的群体现象(蓝刚，蒲瑶，2016；辛自强，2020)。然而，这些观点都只是单独的理论论证，并没有结合实证研究的结果区分群体中的个体与群体本身对于群体社会心理的不同影响。通过对结果的讨论，本研究提出包含宏观的远端环境因素和微观的近端环境因素、个体和群体以及时代变迁的三维理论框架，为探讨提升我国教师主观幸福感的应用对策提供更完善的思路。

　　4.1影响教师主观幸福感的三维理论框架

　　对于教师群体主观幸福感的调查研究，在二维平面上(即某一特定时段)应考虑如下两点：其一，分析的对象不仅应包括教师群体中的具体个体，而且还应考虑教师群体这个抽象的概念，即教师群体的属性、特征及社会文化赋予该群体的价值从而使该群体拥有的共同意识观念和集体心态标准(杨宜音，2006)；其二，探索影响因素的范围应包含近端因素，即与群体密切接触的微观环境因素(如学校和家庭)，还应包含社会宏观的各方面远端因素(如社会经济条件和社会联结等)(Xin et al.，2020)。更为关键的是，群体社会心理并不是特质性的静态概念，应从建构的视角去看待，群体不断对周围环境中的信息进行加工处理，而外部的社会环境随时代不断变化。因此，教师主观幸福感影响机制的理论模型(见图2)应该包括时间这个动态维度，不仅可以考察关键变量的总体变化趋势，而且还考虑了群体心理变量与社会宏观变量的相互关系。另外，根据在二维平面上的十字模型，未来研究可充分探讨在某一个时段下，模型中各组成部分间的交互作用，即近端与远端因素以及群体中的个体和群体抽象概念之间的相互影响，而三维模型加入时间这一要素，调查探索各组成部分随时代变迁的变化轨迹，为提升教师主观幸福感这一社会心理变量提供更完整的思考框架。

　　综上所述，本研究结果在解释个体心理发展的生态系统理论(Bronfenbrenner，1979)的基础上提出了与之相区别的解释群体心理发展的三维模型。两者都是在加入时间维度(时代变迁)的基础上解释心理发展的模型，而且在同一时间维度下，均有对各因素间相互作用的探讨，如生态系统理论中的中间系统(mesosystem)以及三维模型中近、远端环境因素间的影响。究其不同之处，除针对个体与群体之外，关于系统间相互作用的探讨，生态系统理论主要聚焦于同一系统中的各因素间的相互影响，如微观系统中的学校与家庭等，而三维理论模型关注不同系统中的各因素间的相互作用，如远端环境的社会因素可通过近端环境因素的中介和调节作用对群体心理变量产生影响。具体影响机制讨论如下：

　　首先，我国教师主观幸福感的下降可能与其所面临的经济压力增大有关。本研究发现，当年、1年前、3年前和5年前的3项社会经济条件指标(居民消费水平、房价与老年抚养比)均显著负向预测教师主观幸福感。这说明，教师面临的经济压力增大对其幸福感产生了负面影响。当前，虽然我国教师的工资水平在逐年提高(安雪慧，2014)，但工资的涨幅低于我国房价、物价等生活成本上涨的趋势(孙彬，2018；衣新发 等，2014)。维系家庭、抚养孩子及赡养老人等会有相应的消费支出，教师当前的工资水平无法适应消费水平的提升(孙计领，胡荣华，2017)。而且，根据国家统计局历年发布的数据显示，与同属于公共部门就业人员相比，教师工资收入低于国企员工，也明显低于医护人员。参照从业要求和受教育水平相当的职业群体，教师群体不仅实际报酬最低，而且对于报酬是否感到公平的主观认知也不乐观，这种经济报酬与付出不匹配的失衡状态是教师心理健康状况变差的重要原因(杨睿娟，游旭群，2017)。因此，基于社会经济因素的综合性以及教师群体收入状况的考量，尽管工资水平随社会发展逐年提升，但教师群体在个人生活上反而产生相对经济收入减少的主观认知，出现更多的消极情绪(焦虑、紧张等)，整体上降低了教师的心理健康水平。已有研究显示，我国教师心理健康水平呈下降趋势(肖桐，邬志辉，2018；杨睿娟，2013)，而主观幸福感与心理健康水平呈显著正相关(郑红渠 等，2011；Greenspoon & Saklofske，2001)。因此，社会变迁使以上3项宏观层面的经济指标随之变化，教师群体感知到的经济压力日渐增大，使教师的心理健康状况变差，进而影响其主观幸福感。

　　

　　图2教师主观幸福感影响机制的三维理论模型

　　除对个人生活质量的影响，社会经济条件对教师主观幸福感的影响还体现在工作资源方面。近20年来，国内生产总值(GDP)稳步增长的同时，教育经费的总投入也逐年增长(年平均增长率为13.28％)(国家统计局，2020)。然而，根据教育部发布的历年教育经费执行公告数据显示，国家财政性教育经费占GDP的比例于2012年才首次达标(即4％以上，根据1993年国家颁布的《中国教育改革和发展纲要》的标准)。另外，自1993年国家正式颁布实施《中华人民共和国教师法》起，直至2010年的《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010-2020年)》才提出提高教师待遇的要求，而2018年《关于全面深化新时代教师队伍建设改革的意见》才明确夯实提高教师地位待遇，真正让教师成为令人羡慕的职业。近20多年来，各类相关政策法规主要关注教师的专业技能、素质水平及教育质量的提高，而教师的待遇和社会地位的保障并不是重点。因此，教育经费总投入的数额虽然在逐年增长，但是相较于GDP的比值和有助于提升教师幸福感的资源分配比例都还没有得到相应的提高，进而使教师群体的主观幸福感呈逐年下降趋势。

　　综合以上讨论，社会经济条件的变化可能通过以下潜在中间因素对教师群体的主观幸福感产生影响：(1)教师的经济报酬与付出不匹配的失衡心理状态和主观认知；(2)收入可换取的实际收益较低，或者说相对的消费支出水平是更高的(因为居民消费水平、房价和赡养老人的成本升高更快)。关于这一点，多项实证研究都有所发现，比如，中小学教师的工资水平逐年提升，但其财务幸福感维度得分反倒不乐观(姚茹，2019)。总的来说，经济状况这类社会宏观因素是一个综合的因素，而当这类因素对群体或个体产生作用时，也更是一个相对主观的因素。正是由于这种“综合性”和“主观性”，才可以根据以上所讨论的潜在中间因素的作用，在提升教师群体主观幸福感的实践上，更有针对性和方向性地进行调整。比如，一方面给予教师群体除在金钱和社会地位之外的补偿和鼓励，多提倡给予他们在实际生活中的优惠待遇(现在很多商家或者经济平台提供了专门的教师优惠等)；另一方面，不能忽视且日后要着重培养教师群体感知幸福的能力，将“主观幸福感”这一概念从当成名词来研究，逐步发展到对其动词的研究，即“感知幸福的能力”。而对于中间潜在作用机制的讨论，可以帮助此类培养在方向和内容上的精准确立，保证教师主观幸福感提升的有效性，如拓宽主观幸福感的哲学内涵，引导教师群体对幸福感在心理方面的潜能发挥和自我实现部分的体验和认知(Ryff & Keyes，1995)，在提升教师工资水平的基础上，适当调整报酬与付出失衡的心理状态。

　　其次，我国教师主观幸福感的下降也可能与社会联结的弱化有关。第一，改革开放以来，城镇化水平的提高使人们从家族群居的生活方式转变到核心家庭的独立生活方式。而家庭规模变小使个体只与核心家庭少数成员有联结，与大家族的家庭成员的物理距离越来越远，获取的家庭支持相对减少，家族的联结功能减弱(池丽萍，辛自强，2020)。另外，逐年升高的离婚率使个体从核心家庭所获取的支持与陪伴在数量和质量上也都有所减少，家庭结构的稳定性降低(王晶等，2010；喻轲等，2017)。人们的心理健康水平因家庭联结程度和稳定性的减弱而普遍下降。教师是承担巨大压力的少数职业之一(张忠华，苏静雷，2012；Pretsch et al.，2013)，家庭功能的重要性格外明显，研究表明家庭的情感和工具性支持都在工作-家庭冲突与教师主观幸福感之间起调节作用(李雪松，2011)。因此，社会变迁带来的家庭功能的减弱使教师主观幸福感的体验也随之降低。第二，城镇化水平的提高引起社会群体的迁移，地区流动性增强，人际环境变得更为复杂。教师群体因国家出台的轮岗政策，改变了其职业原本的相对稳定性，工作环境的变化使家庭稳定性也受到影响。对参加轮岗的教师缺乏相应的补偿和支持政策，很多教师产生心理不平衡的负面情绪。加之轮岗政策的执行管理监督体系的不完善，教师与同事之间的人际关系也受到影响，导致其主观幸福感的降低。另一方面，前人研究表明，城镇化水平的提升能显著预测成年人及青少年心理健康问题的增多(辛自强，张梅，2009；Xin et al.，2020)。而教师工作的对象主要为青少年群体，学生的问题增多使教师在工作中的人际关系质量降低、人际互动中的消极情绪增加(衣新发等，2014)，进而对其主观幸福感产生负面影响。因此，与社会联结相关的3项社会指标(家庭规模数、离婚率和城镇化水平)通过影响教师群体的家庭支持、工作对象和工作环境相关的社会支持显著预测其主观幸福感的下降。

　　最后，我国教师主观幸福感的下降还可能与其面临的社会威胁增加有关。本研究还发现，当年、1年、3年和5年前的社会威胁指标(犯罪率)能显著负向预测教师主观幸福感。一方面，犯罪率的上升在一定程度上标志着社会不安定因素的增多，加上现代媒体传播的全时性、全域性和全渠道性(黄健，蓝玉，2007)使人们感知到的社会威胁增多。对于教师群体来说，社会变迁带来的社会威胁的增加，可能从以下几个方面影响其主观幸福感。第一，教育的产业化和市场化使社会对教育结果的期望大幅增加，家长和学校将此“期望压力”以最直接简单的“分数”“升学率”的形式转移在教师和学生身上，这种单一的标准使教师与其工作对象中的多个群体产生长期对立的矛盾冲突。学校和家长对教师“非好即坏”的二维评价，学生因“唯成绩论”产生的多方面压力导致安全需求的欠缺也都转移到教师身上，这些都增加了对教师职业的安全威胁。第二，随社会的变迁，我国中小学生的心理健康状况令人担忧，问题学生数量和学生问题种类的增加都使教师感知工作环境中的矛盾冲突更多，降低其安全感，增加消极情绪，主观幸福感体验也随之下降(蒋小群，李超平，2020)。第三，现有研究显示，教师的职业怠倦逐年增加(刘贤敏等，2014)，而焦虑是其表现的主要症状之一，教师群体的焦虑在职业上的体现以弥散性、非特异性的广泛性焦虑为主，具体表现为高度警觉、过分担心自己的人身安全等(柳翔浩，2017)。而随社会的发展及教育改革的推进，只对教师专业教学能力发展的重视，使教师应对上述负面情绪的能力并没有得到相应的提升，导致其主观幸福感下降。

　　由上述可见，随时代的变迁，在对特定群体的特定心理变量(如本研究中的教师主观幸福感)的预测中，体现社会发展状况的代表性宏观因素(如社会经济条件、社会联结及社会威胁)是不可忽略的重要因素。而且，其作用方式并不是某项单一指标的直接影响，而是多项指标的综合影响，并通过该群体近端的环境因素(家庭、工作场所或其他可比群体等)及个体因素(人格特征等)的中介或调节的方式最终发挥作用，如本研究中教师群体的工资收入绝对数值是随年代的变迁而增加的，而最终对该群体如何感知自身经济条件发挥作用的是其他社会经济指标(如居民消费水平、教育经费等)与教师群体相关的近端环境因素结合后的综合结果。也正是因为如此，相同的社会环境变化对不同群体的社会心理状况可能产生不同的影响，比如同一社会背景下的体现社会变迁宏观状况的典型因素(包括社会经济条件、社会联结以及社会威胁等)可能对不同群体的主观幸福感产生不同的影响。而结合本研究结果，对于潜在中间因素(相关近端环境因素和个体因素)的讨论体现了教师群体的特异性，比如本研究中教师群体的家庭支持的有效性和工作对象(儿童或青少年)的心理健康状况这些潜在中间因素，可能会调节社会整体的高离婚率和高城镇化水平对教师主观幸福感产生的影响。因此，通过横断历史的元分析方法得出的研究结果，不仅可以聚焦与特定群体心理变量相关的社会宏观指标，更为重要的是，可以对特定群体更有针对性地探讨潜在中间因素，从而为调整特定群体的特定心理变量水平提供更精准的思路。

　　4.2不同学段教师主观幸福感的变化及差异

　　本研究发现，与高校教师相比，中小学教师的主观幸福感随年代下降的趋势要更为明显；而且，中小学教师的主观幸福感得分显著低于高校教师。其原因可能是中小学教师会面临着提高学生成绩和升学率的巨大压力，频繁的考试竞争使中小学教师长期处于超负荷运转状态(汪海彬等，2013；杨睿娟，2013)，这可能会增加中小学教师的职业倦怠，使其逐渐丧失工作的主动性与积极性。而高校教师脱离了升学率的枷锁，工作时间相对宽松，可以更好地平衡家庭与事业间的关系(邱秀芳，2007)。另外，高校教师社会地位较高，有一定职业成就感，社会支持等要普遍优于中小学教师(杨睿娟，2013)。而且，一些重要的对教师幸福感体验有所影响的政策(如轮岗政策)并不针对高校教师，因此，上述诸多原因均可能导致中小学教师主观幸福感随年代下降的趋势更明显。此外，关于学段亚群体(尤其是高校教师)的文献数量相对较少，这在一定程度上可能会影响亚群体结果的准确性，可待将来文献数量充足时再对其进行验证。

　　4.3本研究的局限及未来展望

　　本研究结果显示，远端宏观社会因素对教师主观幸福感有重要的影响(比如城镇化水平和犯罪率等)，而其作用机制可通过各近端环境因素交互产生影响。因此，虽然对宏观指标介入和调控的难度较大，但我们可以着重从教师个体及其近端微观环境层面进一步探讨提升教师主观幸福感的对策，从而调控宏观因素对其产生的影响。

　　虽然取得了如上所述的有价值的成果，但本研究仍存在一些局限。其一，除了总体幸福感量表(GWB)外，还有《幸福感指数量表》《综合幸福感问卷(MHQ)》等其他测量幸福感的量表(罗小兰，王静，2016)，将来可以对使用其他相关工具的文献进行横断历史研究，与本研究的结果进行对比。其二，本研究分析了我国教师主观幸福感随时代的变迁趋势，并在理论上探讨了社会宏观远端因素通过相关潜在近端因素的影响作用，但并没有对具体影响机制进行进一步的验证。因此，未来可开展对教师主观幸福感的追踪调查研究，从而更准确地揭示其变化趋势。同时，根据本研究提出的针对群体社会心理的三维理论框架，结合影响教师主观幸福感的个体因素及近端环境因素(学校及家庭等)，对远端环境因素的具体影响机制进行更精准的探究，更有效地助力解决实际问题。其三，本研究选取的社会指标均采用全国范围的数据，在一定程度上影响了社会宏观因素与教师主观幸福感这个群体微观心理变量间直接相关的严谨性，但由于本研究参与分析的文献中的被试来自24个省、自治区和直辖市，较广的地域范围减轻了该局限性的不足，尽管如此，未来针对某一特定教师群体的追踪研究，可更为严谨精确地探究影响因素的直接相关性。

　　5结论

　　本研究采用横断历史的元分析方法对我国教师主观幸福感(2002～2019年)进行探究，结果发现：(1)我国教师的主观幸福感水平呈逐年下降趋势；(2)社会经济条件、社会联结和社会威胁可能是预测教师主观幸福感变化的重要因素；(3)中小学教师主观幸福感的下降趋势更为明显，高校教师主观幸福感得分显著高于中小学教师。根据以上结果，本研究探究了近20年来我国教师主观幸福感的变迁趋势，并结合社会宏观发展的指标，提出了影响我国教师主观幸福感的三维理论框架，为进一步研究群体社会心理变量提供基础。

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