1. 引言
个人奋斗表现为个体通过努力以期望达到一组目标(Pervin & Cervone, 2008)，是个体目标导向的连贯模式(Emmons, 1986)，既包括要尽力做到或经历的事，也包括尽力避免的事，既可以是积极的，也可以是消极的(张钊，郭永玉，2006)。Emmons (1986)指出，拥有有意义的生活目标并为之奋斗是个体主观幸福感的重要途经。从目前国内关于大学生的调查研究中发现，我国大学生的生活和学习状态表现出一定问题。首先，对挫折的承受能力较低，一些大学生在毕业聚会之时，或者感情受挫之后，精神受到了刺激，就大量酗酒，导致酒精中毒的发生率越来越高，对身体造成了极大的损害(徐晓梅，2003)，而且影响了大学生的正常学习和生活。其次，课外时间管理混乱。常言道“一寸光阴一寸金”、“时间就是效益”，但是调查发现，面对每周两天的闲暇时间，52%的大学生感到无所适从，宝贵的时间在疏懒中蹉跎而过(陈诗军，孙丽，2005)。其中“逛街”和“聊天”占去了大学生业余时间的大部分时间，“听音乐”“访友”比“玩电脑”的人多，玩牌下棋的大有人在(唐点权，2002)。最后，自信心是大学生向前发展的原动力，信心不足困扰着很多大学生，缺乏这种自信导致了大学生失去了前进发展的内在动力(艾丽容，2010)。大学生心理自信状况的问卷调查结果表明，有近相当比例的在读大学生仍然存在着自信心不足的状况，一部分学生甚至有强烈的自卑感(梁筱梅，2006)。综上所述，从积极心理学的角度去探讨大学生的个人奋斗，不仅能够针对目前大学生生活和学习中出现的一些问题寻求解决对策，而且能够从积极向上的一面去引导学生建立自己的个人奋斗系统，促进大学术人格的健康发展。
幸福感是人们自古至今追求的永恒话题。学者们基于快乐论与实现论的观点把幸福感分为主观幸福感和心理幸福感，主观幸福感主要是自我潜能和价值的实现(Ryff & Keyes, 1995)。本研究认为，幸福感是一个整体，包括个人的主观体验和自我实现。国内学者研究发现个人奋斗和主观幸福感及生活满意度之间存在显著正相关(米豆豆，郑莉君，2012)。主观幸福感是积极心理学研究的重要领域，是评价者根据自己的标准对其生活质量的整体性评估(范翠英，孙晓军，刘华山，2012)。
时间管理倾向是个体在对待时间功能和价值上、在运用时间方式上表现出来的心理和行为特征，包括时间价值感、时间监控感和时间效能感等方面(黄希庭，张志杰，2001b)。部分大学生感叹时间白驹过隙自己却碌碌无为，说明一些大学生缺乏时间管理倾向的能力。国内外的相关研究表明，个体的时间管理能力与学业拖延、压力、焦虑、抑郁等呈负相关(Schraw et al., 2007; 陈本友，邓凌，黄希庭，辛增友，2006；陈本友，张锋，邹枝玲，杨勋，黄希庭，2005；范翠英等，2012；周永红，吕催芳，杨于岑，2014)，与成就动机、自信、自我效能感、心理健康、幸福感(陈本友等，2006；古玉，谭小宏，2004；江君，2011；秦启文，张志杰，2002)等呈正相关。可见优化大学生的时间管理倾向，对提高学习成绩，培养优良品质，提高主观幸福感有重要意义。处于成年社会早期阶段的大学生，虽是风华正茂，幸福感指数水平却往往不容盲目乐观。一般来说，时间自我管理能力越强，学习效率和生活质量相应就会越高，幸福感水平随之就越强。因此，对这些大学生特有的时间管理倾向与幸福感高低之间错综复杂的关系进行较为科学的考察，有针对性地寻找提高幸福感的方法和策略，有相当重要的现实意义。以往出版的文献主要内容是根据时间管理倾向、个人奋斗、幸福感中的某两个变量来做研究，较少同时考察上述三者之间的内在联系。基于上述的背景分析和现实问题，本研究内容将会以大学生为被试，进一步假设时间管理倾向在个人奋斗与主观幸福感之间有中介效应，即时间管理能力较弱会使得个人奋斗减弱，并进一步降低主观幸福感。
2. 研究对象与方法
2.1. 研究对象
从各省高校随机选取大学生本科生作为样本来源，调查对象年龄限制在18~22岁之间。问卷发放时间为2022年3月29日~2022年4月16日共接收发放问卷共62份，回收62份，回收完成后再对问卷信息进行筛选，剔除标准为：1) 问卷没有完整填写；2) 问卷中连续出现10个相同答案的问题。不合格问卷7份，有效问卷55份，占回收问卷总数的88.7%。按性别、年级、是否独生子女、地区进行分类，样本的详细情况见表1。
Table 1. Descriptive statistical analysis of questionnaire demographic variables
表1. 问卷人口变量描述性统计分析
2.2. 研究工具
本研究选取了《个人奋斗量表》(Striving Assessment Scales, SAS) (杨慧芳，郭永玉，2008)、《总体幸福感量表》(General Well- Being Schedule, GWBS) (段建华，1996)、《时间管理倾向量表》(Adolescence Time Management Disposition Scale, ATMD) (黄希庭，张志杰，2001a)共三套量表作为本研究测量问卷。
2.2.1. 个人奋斗量表
本研究所使用的问卷是由Emmons (1986)编制的个人奋斗量表SAS (Striving Assessment Scales)该量表由杨慧芳和郭永玉(2008)翻译修订。原量表要求被试列出15条个人奋斗条目，并对每个个人奋斗从15个维度进行评价。考虑到调查的实际情况，让大学生列出15条个人奋斗目标已经很难。根据研究需要，本研究拟要求被试列出5条个人奋斗条目，采用5点计分，各维度得分在1~5分范围内，研究中该量表的克隆巴赫α系数为0.789。
2.2.2. 总体幸福感量表
本研究使用由美国心理学家Fazio在1977年修订的GWBS (General Well- Being Schedule)该量表由段建华(段建华，1996)修订，原量表共有33个项目，修订后共18个项目，分数越高，表明被试的幸福感水平越高。研究中量表的克隆巴赫α系数为0.702。
2.2.3. 时间管理倾向量表
本研究使用由我国学者黄希庭(黄希庭，张志杰，2001b)综合国内外时间管理相关研究，编制的青少年时间管理倾向量表ATMD (Adolescence Time Management Disposition Scale)。该量表共44个项目，采用5点法计分，从“完全不符合”到“完全符合”，完全不符合计1分，完全符合计5分。内部一致性信度为0.62~0.81，重测信度为0.71~0.85，可以作为评定青少年时间管理倾向的有效工具，得到了广泛应用。
2.3. 数据收集与统计分析
数据采用问卷星线上答题进行收集，将收集的有效数据导入Excel表格，使用SPSS25.0对三个变量间进行相关、差异检验、中介效应等统计分析。
3. 研究结果
3.1. 问卷的信效度检验
本研究中所使用的主观幸福感调查问卷、时间管理倾向问卷均来源于国内外已经成熟的量表，个人奋斗问卷系使用2006年杨慧芳修订改编的个人奋斗问卷。对各个问卷的信度效度进行检验，以保证后续研究的质量。
信度(Reliability)指测量工具和结论的可靠性程度，也就是测量工具是否能稳定的测量出它要测量的事项的程度。本研究采用Coronbach’s α系数来考察问卷的内在信度。效度(Validity)是指测量的正确程度，即测验或测量工具在多大程度上反映了我们所要测量的概念的真实含义。本研究将用效度分析主要是通过内容效度和结构效度进行测量。
3.1.1. 主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向的信度检验
Table 2. Reliability analysis of subjective well-being, personal striving, and time management disposition scales
表2. 主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向量表的信度分析
一般来说，问卷的Coronbach’s α系数在0.70以上的问卷才具有使用价值，Coronbach’s α系数达0.80以上，表明问卷信度良好。信度又被称为测验的可信程度。主要表现测量结果的可靠性与稳定性，是评价问卷质量的重要指标。本问卷采用Coronbach’s α系数来考察问卷的内在信度。一般来说，Coronbach’s α系数在0.90以上说明问卷信度极好；在0.8以上说明问卷的信度较好，不用删减任何题目；0.70说明问卷信度是可以接受的。结果显示(见表2)，本研究的Coronbach’s α系数为0.934，说明该问卷总体信度可以接受，说明问卷的信度较好，不用删减任何题目。
3.1.2. 主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向的效度分析
结构效度是指题项衡量所测变量的能力，通过收集回来的数据进行探索性因素分析检验来证明量表的结构有效性。当KMO值高于0.9表示非常适合；0.8表示适合；0.7表示一般；0.6表示不太适合；低于0.5表示极不适合。一般在进行效度检验需要满足两个条件：一是KMO的值需要大于0.7；二是Bartlett，S球形检验显著即Sig小于0.05。从结果可知，本次调查问卷的各量表KMO值分别为0.798、0.724和0.730，大于0.8，且Bartlett，S球形检验显著Sig都小于0.05，均具有显著性。结果显示(见表3)，调查问卷中题项设计是合理的，问卷数据效度适合。
Table 3. KMO and Bartlett’s sphericity test for subjective well-being, personal striving, and time management disposition scales
表3. 主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向量表的KMO和Bartlett球形度检验
3.2. 个人奋斗、主观幸福感与时间管理倾向的人口学差异
3.2.1. 个人奋斗、主观幸福感与时间管理倾向在性别上的差异检验
本研究采用独立样本T检验考察不同性别大学生在主观幸福感、个人奋斗与时间管理倾向上的差异。结果显示(见表4)，不同性别对于主观幸福感，个人奋斗，时间管理倾向全部均不会表现出显著性(p > 0.05)，意味着不同性别对于主观幸福感，个人奋斗，时间管理倾向全部均表现出一致性，并没有差异性。
Table 4. Comparison of differences in subjective well-being, personal striving, and time management disposition by gender
表4. 不同性别在主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向的差异比较
3.2.2. 个人奋斗、主观幸福感与时间管理倾向在是否独生子女上的差异检验
本研究采用独立样本T检验考察是否独生子女在大学生主观幸福感、个人奋斗与时间管理倾向上的差异。结果显示(见表5)，不同是否独生子女对于主观幸福感，个人奋斗，时间管理倾向全部均不会表现出显著性(p > 0.05)，意味着不同是否独生子女对于主观幸福感，个人奋斗，时间管理倾向全部均表现出一致性，并没有差异性。
Table 5. Comparison of differences in subjective well-being, personal striving, and time management disposition between having only one child or not
表5. 是否独生子女对主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向的差异比较
3.2.3. 个人奋斗、主观幸福感与时间管理倾向在年级上的差异比较
本研究采用方差分析考察年级在大学生主观幸福感、个人奋斗与时间管理倾向上的差异。结果显示(见表6)，不同年级对于个人奋斗，时间管理倾向不会表现出显著性(p > 0.05)，意味着不同年级对于个人奋斗，时间管理倾向全部均表现出一致性，并没有差异性。年级对于主观幸福感呈现出显著性(p < 0.05)，意味着不同年级对于主观幸福感有着差异性。年级对于主观幸福感呈现出0.01水平显著性(F = 5.403, p = 0.003)，以及具体对比差异可知，有着较为明显差异的组别平均值得分对比结果为“大一 > 大四；大二 > 大四；大三 > 大四”。
Table 6. Comparison of college students’ subjective well-being, personal striving, and time management disposition by grade level
表6. 大学生主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向在年级上的差异比较
注：**p < 0.01。
3.2.4. 个人奋斗、主观幸福感与时间管理倾向在地区上的差异比较
本研究采用独立样本T检验考察年级在大学生主观幸福感、个人奋斗与时间管理倾向上的差异。结果显示(见表7)，不同地区对于主观幸福感，个人奋斗不会表现出显著性(p > 0.05)，意味着不同地区对于主观幸福感，个人奋斗全部均表现出一致性，并没有差异性。地区对于时间管理倾向呈现出显著性(p < 0.05)，意味着不同地区对于时间管理倾向有着差异性。地区对于时间管理倾向呈现出0.05水平显著性(t = 2.312, p = 0.025)，以及具体对比差异可知，城镇的平均值(3.49)，会明显高于农村的平均值(3.06)。
Table 7. Comparison of differences in subjective well-being, personal striving, and time management disposition among college students for different regions
表7. 大学生主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向对不同地区的差异比较
注：*p < 0.05。
3.3. 大学生在个人奋斗、主观幸福感与时间管理倾向的关系研究
3.3.1. 主观幸福感、个人奋斗与时间管理倾向的相关分析
为了了解大学生个人奋斗、主观幸福感、时间管理倾向之间的关系，对问卷调查结果进行相关系数分析，采用Pearson系数来表述其两两相关程度。
Table 8. Correlation analysis of subjective well-being, personal striving, and time management disposition
表8. 主观幸福感、个人奋斗、时间管理倾向的相关分析
注：*p < 0.05 **p < 0.01。
结果显示(见表8)，个人奋斗与主观幸福感(r = 0.405, p < 0.01)之间存在显著相关，时间管理倾向与主观幸福感(r = 0.504, p < 0.01)之间也存在相关，时间管理倾向与个人奋斗(r = 0.317, p < 0.05)均在相关。
3.3.2. 个人奋斗、主观幸福感与时间管理倾向的综合分析
为研究个人奋斗对主观幸福感的影响，以及时间管理倾向的中介效应，采用逐步回归法进行验证。第一步，对个人奋斗与时间管理倾向进行回归，第二步采用分层回归分析的方法检验个人奋斗、时间管理倾向与主观幸福感之间的关系。回归分析结果显示：三个模型F值均显著(p < 0.05)，模型R2分别为0.100、0.164、0.320，说明三个模型整体显著，模型有效。
1) 个人奋斗在时间管理倾向上的回归分析
Table 9. Regression analysis of personal striving in time management disposition
表9. 个人奋斗在时间管理倾向的回归分析
注：**p < 0.01。
模型1 (见表9)显示个人奋斗对时间管理倾向有显著正向影响(B = 0.328, p < 0.05)。
2) 个人奋斗在主观幸福感上的回归分析及时间管理倾向在主观幸福感上的回归分析
Table 10. Regression analysis of personal striving, time management disposition and subjective well-being
表10. 个人奋斗、时间管理倾向与主观幸福感的回归分析
注：**p < 0.01。
模型2 (见表10)显示个人奋斗对主观幸福感有显著正向影响(B = 2.570, p < 0.05)；模型3 (见表10)可知个人奋斗对主观幸福感存在显著影响(B = 1.730, p < 0.05)，时间管理倾向对主观幸福感有显著正向影响(B = 2.557, p < 0.05)，说明个人奋斗显著正向影响主观幸福感。
3.3.3. 时间管理倾向在个人奋斗与主观幸福感的中介效应结构模型
前面回归分析结果表明，个人奋斗、主观幸福感和时间管理倾向三者之间存在密切关系，可推测时间管理倾向在个人奋斗对主观幸福感的影响中存在部分中介作用。为了进一步验证它们之间的关系，本研究根据前面的论述及结果，来建立包含三个变量的建设模型(见图1)。
注：**p < 0.01。
Figure 1. Percentage of mediating effect of time management disposition in personal striving and subjective well-being
图1. 时间管理倾向在个人奋斗与主观幸福感的中介效应占比
Table 11. Analysis of the mediating effect of time management disposition in personal striving and subjective well-being as a percentage
表11. 时间管理倾向在个人奋斗与主观幸福感的中介效应占比分析
以个人奋斗为自变量，时间管理倾向为中介变量，主观幸福感为因变量进行中介效应检验，表11为时间管理倾向在个人奋斗与主观幸福感间的中介效应检验，由表11可知，大学生时间管理倾向在个人奋斗对主观幸福感的影响中存在部分中介效应，其中时间管理倾向的中介效应占比为32.67%。
本研究以大学生为例，探讨了个人奋斗、主观幸福感及时间管理倾向三者间的关系，并且研究了时间管理倾向在个人奋斗和主观幸福感之间的中介作用。得出以下结论：
1) 大学生个人奋斗对主观幸福感有直接的正向影响
2) 大学生时间管理倾向对主观幸福感有直接的正向影响
3) 大学生时间管理倾向可以作为个人奋斗影响主观幸福感的中介作用影响主观幸福感
4. 讨论与分析
4.1. 大学生个人奋斗及主观幸福感状况分析
总体来看，大学生重视自己的个人奋斗，并对实现个人奋斗有较清晰的思路，从被试列出的个人奋斗内容进行分析发现，大致分为以下几类：① 学业，包括考试、学习、考研、写论文等，出现率超过30%；② 找工作；③ 改善人际关系；④ 合理规划作息，保证身体健康；⑤ 建立婚恋关系，还有一些大学生把孝敬父母、提高行动力、帮助别人等作为自己的个人奋斗。每个人都会有自己努力追求的目标和想要去做的事情，虽然每个阶段的个人奋斗具体内容会有所差异，但总体的模式和趋向是稳定的。通过对在校大学生个人奋斗的分析，可以进一步了解大学生的生存状态和个体需求。从已有研究来看，国外的奋斗研究则更多是从微观视角切入，对个人奋斗的心理结构及其影响展开研究。而国内的奋斗研究则从宏观视角切入，对奋斗精神及其意义展开研究。如黄小琴研究发现的大学生个人奋斗包括健康奋斗、关系奋斗、学业奋斗、控制奋斗四维结构，实质指的是奋斗的目标结构类型(黄小琴，2011)。还有研究认为(陈红敏，2020)，个人奋斗的核心特质是其动机性，是个体在奋斗目标的直接驱使下，依据自身对奋斗的价值认知，积极调动意志、情感和承诺等心理资源，去努力实现奋斗目标的心理过程。这一心理过程既包括奋斗目标的确立，也包括知、情、行等共同参与的奋斗心理过程。后者在实践中更多地体现为一个人的奋斗状态。张钊、郭永玉认为个人奋斗是高度情景化的“认知–动机”单元，反映了个体为改变或适应当前的某种环境或生活状态而采取的一种有意识地行为趋向(张钊，郭永玉，2006)。大学生提及频次较多的提高学习绩点、考研、通过四六级、赚钱等奋斗目标，普遍与个人当下的迫切需要有关，而没有从更为远大的理想来设定个人目标。
研究显示，个人奋斗与主观幸福感显著相关，这与以往研究基本一致(杨慧芳，郭永玉，2008)。不同年级大学生在个人奋斗和主观幸福感中没有表现出差异，作为大学生，如果自我目标清晰，便会按照自己的既定路线规划好自己的学习和生活，而不会让自己的生活混乱，因此生活状态会较为良好，也对自己的生活状态也较满意，同时不会被过多杂乱的事情牵扯精力，因此主观幸福感得分也会较高。同样较高的主观幸福感也会影响学生对个人目标的追求，逐渐形成一个良性循环。
4.2. 时间管理倾向、个人奋斗与主观幸福感的关系分析
4.2.1. 时间管理倾向与个人奋斗
个人奋斗对时间管理倾向有预测作用，这可能说明，当个人奋斗更加具有实现可能性并且对个人很重要时，个体能够更好地利用时间，付出努力去实现自己的个人奋斗。大学生意识到个人奋斗的重要性时，个体能够觉察实现奋斗目标所需的时间的珍贵性。同时，个人奋斗的可行性会影响个体利用、运筹时间的观念以及对利用好时间的信心。
4.2.2. 时间管理倾向与主观幸福感
结果表明，时间管理倾向对主观幸福感有显著的正向影响。这说明通常情况下，时间管理倾向得分高的个体表现出强的时间管理能力，能够恰当地安排和处理好各种生活事件。因此，他们通常感受到一种充实感，自我态度也较为积极，负面情绪较少，主观幸福感也较高。高校对学生的管理不同于高中教育阶段的紧迫，学习方式也更加灵活自由。能否设立目标、合理规划和利用时间，对大学生未来生涯发展和幸福体验有着重要的作用。
4.2.3. 时间管理倾向在个人奋斗与主观幸福感间的中介效应
研究结果显示，大学生个人奋斗、时间管理倾向与主观幸福感呈两两显著相关。大学生个人奋斗、时间管理倾向对主观幸福感有显著的预测作用，时间管理倾向在个人奋斗与主观幸福感间存在部分中介效应。时间管理倾向作为个人奋斗对主观幸福感产生影响的中介作用，说明了如果个体时间管理能力较弱的话，生活就容易陷入混乱，做事情的时候顾此失彼，很可能哪件事情都做不好，没有清晰的目标，自然不可能获得很高的主观幸福感。本研究揭示了时间管理倾向在大学生个人奋斗与主观幸福感之间是一个较为重要的中介变量，提示人们建立合理的、清晰的时间规划表的重要性，并努力达到预期目标。