基于優(yōu)勢的干預(yù)實(shí)驗(yàn)及其機(jī)制研究
——以改善大學(xué)新生心理健康的干預(yù)為例

段文杰 卜禾

關(guān)鍵字：優(yōu)勢視角 干預(yù)實(shí)驗(yàn) 干預(yù)機(jī)制 性格優(yōu)勢

一、問題提出

“優(yōu)勢視角”可以說是專業(yè)社會工作領(lǐng)域中一個毋庸置疑的準(zhǔn)則。對于社會工作者來說，運(yùn)用優(yōu)勢視角開展工作的關(guān)鍵在于動員案主自身的優(yōu)勢和力量，包括他們的興趣、資源、動機(jī)、情感、能力等，來幫助他們尋找到實(shí)現(xiàn)目標(biāo)和理想的途徑，進(jìn)而獲得更好的生活質(zhì)量（薩利貝，2004）。在中國大陸，優(yōu)勢視角被廣泛地運(yùn)用于各類人群解決多種問題，例如社區(qū)矯正介入（付立華，2009）、失獨(dú)老人養(yǎng)老（肖云、楊光輝，2014）、殘疾人家庭問題（潘澤泉、黃業(yè)茂，2013）、農(nóng)村社會工作（張和清、楊錫聰、古學(xué)斌，2008）、青少年抗逆力培養(yǎng)（林少藝，2012）等等。可以說，優(yōu)勢視角有著不可估量的價值。

然而，近來有學(xué)者提出，優(yōu)勢視角在中國大陸的發(fā)展存在著“不暇思索地拿來主義”、“不可小覷的過度倚重”、“不容忽視地生搬硬套”、“缺乏實(shí)證評估”等諸多問題，使優(yōu)勢視角在中國大陸流于形式缺乏深度，優(yōu)勢的概念和受助的效果缺乏操作化的變量，社會工作介入的有效性也缺乏有力的證據(jù)支持（陳友華、祝西冰，2016；何雪松，2004）。本研究以改善大學(xué)新生心理健康的小組工作為例，從優(yōu)勢視角出發(fā)，對個人優(yōu)勢的概念進(jìn)行操作化，并對操作化變量進(jìn)行干預(yù)，通過隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的研究理念和方法，評估干預(yù)策略的有效性，再進(jìn)一步分析干預(yù)產(chǎn)生作用的機(jī)制，以期為基于優(yōu)勢的干預(yù)研究提供更加科學(xué)方案和依據(jù)。

二、性格優(yōu)勢：個人優(yōu)勢的操作化

近年來，積極心理學(xué)在個人優(yōu)勢方面累積了豐富的理論和實(shí)證研究。性格優(yōu)勢（Character Strengths）是積極心理學(xué)的主要研究對象之一，是指通過個體的思想、感情和行為表現(xiàn)出來的積極性格特質(zhì)，包括個人性格中的優(yōu)勢、興趣、天賦、價值觀等（Peterson&Seligman，2004）。研究者們通過對世界范圍多種文化、哲學(xué)、宗教中關(guān)于美德（Virtue）的經(jīng)典著作進(jìn)行回顧和分析，從而確定了六個最被認(rèn)可的人類的美德，即智慧、勇氣、仁慈、節(jié)制、自我超越、公正。在此基礎(chǔ)上，研究者們又將其進(jìn)行細(xì)分，發(fā)現(xiàn)了24種性格優(yōu)勢（如誠實(shí)、善良、好奇心、創(chuàng)造力、幽默等）（段文杰、謝丹、李林、胡衛(wèi)平，2016；Peterson&Seligman，2004）?？梢钥闯?，優(yōu)勢視角的概念框架是基于對缺陷模式的反思而建構(gòu)起來的，它的核心是對案主的優(yōu)勢和資源的洞察；而積極心理學(xué)也主張研究人類的積極特質(zhì)，充分挖掘人固有的、潛在的力量。二者都著重關(guān)注個體的潛能和已有的資源，性格優(yōu)勢是優(yōu)勢視角的體現(xiàn)和個人優(yōu)勢的操作化特征。

作為一種個人優(yōu)勢，性格優(yōu)勢是案主自身具有的重要資源。研究者們發(fā)現(xiàn)，美德和性格優(yōu)勢與個人的自尊、自我效能感、幸福感、生活滿意度、成就感、參與感、人際關(guān)系、意義感、積極情緒、壓力應(yīng)對等等關(guān)系個體精神健康的變量都顯著的相關(guān)（Niemiec，2013）。Seligman等人認(rèn)為，如果個體每天使用自己的性格優(yōu)勢，便能夠極大地促進(jìn)個體的參與感和意義感（段文杰、李婷婷、張永紅，2011；Seligman，Rashid&Parks，2006）。在以往的實(shí)踐中，研究者們開發(fā)了多種基于性格優(yōu)勢的干預(yù)策略，其中識別突出優(yōu)勢（Identifying signature strengths）和運(yùn)用突出優(yōu)勢（Using signature strengths in a new way）是最為典型的兩個活動（Seligman，Steen，Park&Peterson，2005）。

基于性格優(yōu)勢的干預(yù)過程被總結(jié)為“認(rèn)識-探索-運(yùn)用”模型（Aware-Explore-Apply Model，Niemiec，2013）：（1）認(rèn)識——幫助案主認(rèn)識優(yōu)勢及自己現(xiàn)有的優(yōu)勢；（2）探索——幫助案主深入發(fā)掘自己的優(yōu)勢；（3）運(yùn)用——案主制定目標(biāo)和計(jì)劃，并在生活中運(yùn)用優(yōu)勢。從該模型可以看出，社工幫助案主認(rèn)識優(yōu)勢、學(xué)習(xí)技巧、使用優(yōu)勢、促進(jìn)改變的過程與傳統(tǒng)的認(rèn)知行為療法的理念一致，反映了認(rèn)知重構(gòu)、學(xué)習(xí)技巧、運(yùn)用訓(xùn)練等認(rèn)知行為療法的核心過程（段文杰、卜禾，2018）。因此，認(rèn)知行為理論為基于性格優(yōu)勢的干預(yù)作用機(jī)制提供了一種可能的解釋（段文杰、卜禾，2018），即通過提升個體對其優(yōu)勢的認(rèn)識，進(jìn)而促進(jìn)個體使用其優(yōu)勢能夠幫助個體改善心理健康。學(xué)者們用優(yōu)勢知識（Strengths Knowledge）這一概念來描述個體對自身優(yōu)勢的認(rèn)識；優(yōu)勢使用（Strengths Use）則描述的是個體在不同的環(huán)境中使用自己的優(yōu)勢的程度（Govindji&Linley，2007）。優(yōu)勢知識與自尊、自我效能、主觀幸福感、心理健康和主觀活力有顯著的聯(lián)系（Govindji&Linley，2007）；優(yōu)勢使用也能夠預(yù)測生活滿意度、主觀幸福感（Jach,Sun,Loton,Chin,&Waters,2017；Waters，2015）。因此，優(yōu)勢知識和優(yōu)勢使用是在優(yōu)勢干預(yù)中發(fā)揮重要作用的兩個變量。

三、基于優(yōu)勢的干預(yù)實(shí)驗(yàn)

（一）背景

從中學(xué)過渡到大學(xué)對大學(xué)新生來說是一個充滿風(fēng)險與挑戰(zhàn)的過程，適應(yīng)不良、適應(yīng)障礙不僅會影響學(xué)業(yè)，還會導(dǎo)致更加嚴(yán)重的身心疾病。傳統(tǒng)的高校心理健康工作對新生適應(yīng)問題的介入缺乏對學(xué)生自身優(yōu)勢和能力的關(guān)注，存在著消極傾向。因此，學(xué)校社會工作者必須創(chuàng)新高校心理健康工作的方法，為大學(xué)新生提供更加有效的心理健康服務(wù)，彰顯社會工作的價值。

（二）實(shí)驗(yàn)假設(shè)

本研究提出如下假設(shè)：（1）與對照組相比，參與干預(yù)活動后，干預(yù)組的旺盛感提高并顯著高于控制組；（2）與對照組相比，參與干預(yù)活動后，干預(yù)組的負(fù)面情緒降低并顯著低于控制組；（3）優(yōu)勢知識和優(yōu)勢使用是基于性格優(yōu)勢的干預(yù)效果的序列中介（如圖1）。

圖1中介效應(yīng)模型圖

（三）研究對象

本研究在高校中招募了100名大學(xué)新生（M年齡=18.21，SD=0.67）作為研究對象。招募的納入標(biāo)準(zhǔn)包括：（1）參與對象必須是大學(xué)本科一年級全日制在校生；（2）參與對象自愿參加實(shí)驗(yàn)；（3）中文為參與對象的母語；（4）參加本次活動前，參與對象沒有參加任何其他類似的活動。排除標(biāo)準(zhǔn)為患有嚴(yán)重的精神病癥狀或藥物濫用者。將招募到的符合標(biāo)準(zhǔn)的參與對象隨機(jī)分成干預(yù)組和控制組，每組50人。分組后，兩組之間年齡[F（1,98）=1.09，p=0.30]、性別[χ（1,N=100）=1.44，p=0.23]不差異顯著。

（四）小組開展過程

1.準(zhǔn)備階段

準(zhǔn)備階段的工作包括（1）確定小組的性質(zhì)，即成長性小組；（2）明確小組目標(biāo)，即通過基于性格優(yōu)勢的干預(yù)改善小組成員的心理健康水平，從而幫助小組成員提升心理適應(yīng)能力，最終更好地適應(yīng)大學(xué)生活；（3）招募符合納入和排除標(biāo)準(zhǔn)的大學(xué)新生作為參與對象，并進(jìn)行隨機(jī)分組；（4）完成小組成員性格優(yōu)勢和心理健康水平的基線測量。

2.干預(yù)階段

在干預(yù)前兩天實(shí)施基線測量（T1），之后干預(yù)組進(jìn)入干預(yù)程序，控制組不進(jìn)入干預(yù)程序。小組活動分為兩個階段。第一階段是一次90分鐘的簡短干預(yù)，社會工作者的任務(wù)是通過四個核心活動（見表2.1）幫助干預(yù)對象識別其在新生適應(yīng)階段的特定問題和他們自身的優(yōu)勢，探索可能的積極干預(yù)策略；第二階段是在干預(yù)之后，社會工作者鼓勵參與對象在干預(yù)后的一周內(nèi)使用優(yōu)勢策略來促進(jìn)改變，達(dá)成目標(biāo)。為避免干預(yù)對象的期望對實(shí)驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生影響，干預(yù)組和控制組事先均未被告知干預(yù)目的，干預(yù)結(jié)束后再由小組帶領(lǐng)者告知。

3.追蹤階段

干預(yù)進(jìn)行四次后測（90分鐘簡短干預(yù)后立即測試T2、自主活動一周后測試T3、三個月跟蹤測試T4、一年跟蹤測試T5）。

表1 優(yōu)勢干預(yù)的核心活動

（五）測量工具

中文長處問卷（Chinese Virtues Questionnaire，CVQ）（Duan et al.，2012）是一套由96個題目組成的用以測量性格優(yōu)勢的量表。該量表為5分李克特式量表（1=非常不像我，5=非常像我），是針對中國人群開發(fā)的量表，將性格優(yōu)勢分為親和力、生命力和意志力三個維度。該量表具有較高的內(nèi)部一致性（Cronbach's α =0.87-0.92）和重測信度（“r”=0.70-0.76），在大學(xué)生群體中也具有良好的信效度（Duan,Ho,Bai,&Tang，2013）。本研究中問卷的內(nèi)部一致性分別為0.90（親和力）,0.94（求知欲）,0.86（自控力）。

優(yōu)勢知識和優(yōu)勢使用量表（Strengths Knowledge and Use Scale）被用來衡量參與對象識別和使用性格優(yōu)勢的程度。該量表一套7分的李克特式量表（從完全不同意到完全同意）。中文版的量表由7道題目的優(yōu)勢知識量表（ω=.925）和14題的優(yōu)勢使用量表（ω=.959）組成（Duan,Li,&Mu，2017）。本研究中，兩個子量表的內(nèi)部一致性系數(shù)都大于0.83。

抑郁—焦慮—壓力量表（DASS-21）用以測量大學(xué)生的負(fù)面情緒。該量表是由三個子量表組成的自我報告式量表。每個子量表有7道題目，可以通過計(jì)算相應(yīng)項(xiàng)目的總和來衡量抑郁、焦慮和壓力（Lovibond，1995）。每個題目的分值都是從0（根本不適用于我）到3（非常適用于我）。Wang等人（2015）將這一量表的中文版在大學(xué)生群體進(jìn)行測試，結(jié)果也顯示該量表具有較高的內(nèi)部一致性（Cronbach's α分別為抑郁0.83，焦慮0.80和壓力0.82）。在本研究中，三個子量表的內(nèi)部一致性系數(shù)較高（Cronbach's α ＞ 0.83）。

簡短旺盛感量表（Brief Inventory of Thriving,BIT）（Duan,Guan,&Gan，2016）用以測量大學(xué)生的幸福感。該量表是5分李克特式（1=完全不同意，5=完全同意）的綜合幸福感自我報告量表（Su,Tay,&Diener，2014），一共10個題目，旺盛感的水平由總分來表示，即高分意味著高水平的旺盛感。該量表的中文版具有較高的內(nèi)部一致性（Cronbach's α＞0.85）和良好的因子結(jié)構(gòu)（Duan et al.，2016）。在本研究中，此量表也具有較高的內(nèi)部一致性（Cronbach's α＞0.83）。

（六）小組效果評估

干預(yù)實(shí)驗(yàn)的效果評估主要采用量化分析的方式進(jìn)行。數(shù)據(jù)主要通過網(wǎng)絡(luò)平臺收集，數(shù)據(jù)分析主要利用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 25.0進(jìn)行處理。采用均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差對變量進(jìn)行描述，并報告效應(yīng)大?。–ohen'sd）。采用重復(fù)測量方差分析進(jìn)行干預(yù)效果的檢驗(yàn)。組別（干預(yù)組vs控制組）作自變量，旺盛感和負(fù)面情緒作為因變量，因變量在多個時間點(diǎn)上的變化做組內(nèi)比較；干預(yù)組和控制組做組間比較。通過兩兩比較進(jìn)一步明確因變量在具體時間點(diǎn)上的組間差異；通過配對樣本T檢驗(yàn)進(jìn)一步明確因變量在不同組別內(nèi)部的前后差異。本文中僅報告顯著的效應(yīng)及其效應(yīng)大?。é莗2）。序列中介效應(yīng)采用PROCESS（Hayes，2013）的Model 6來執(zhí)行回歸分析，從而檢驗(yàn)中介效應(yīng)。顯著性水平均設(shè)定在p＜.05，Bootstrap設(shè)置為5000。

1.描述統(tǒng)計(jì)與基線分析

描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。采用單因素方差分析結(jié)果顯示，干預(yù)組和控制組的旺盛感和負(fù)面情緒在基線水平上均不差異顯著（p＞0.05），說明兩組參與對象在基線水平上具有同質(zhì)性。

表2優(yōu)勢干預(yù)描述統(tǒng)計(jì)的結(jié)果

2.干預(yù)即時及短期效果（一周）

一周的自主活動后，一共76名新生完成了前測、后測及一周后跟蹤測試，其中干預(yù)組37人，控制組39人。兩組之間年齡[M年齡=18.22,SD=0.65，F(xiàn)（1,74）=0.17，p=0.25]、性別[χ（1,N=76）=0.47，p=0.49]不差異顯著。

旺盛感。重復(fù)測量方差分析的結(jié)果顯示（見表3），組間主效應(yīng)顯著，說明兩組之間的旺盛感水平差異顯著；兩兩比較發(fā)現(xiàn)干預(yù)結(jié)束及一周后兩組在旺盛感水平上差異顯著[T2：F（1,74）=0.70，p=0.02；T3：F（1,74）=2.98，p=0.006]，說明干預(yù)的即時和短期效應(yīng)顯著。時間主效應(yīng)、時間和組別的交互效應(yīng)都不顯著，說明總體上旺盛感隨時間變化不顯著，但從配對樣本T檢驗(yàn)可以看出，干預(yù)組的旺盛感水平從基線到后測[t（36）=-2.27，p=0.03]、從基線到一周后[t（36）=-2.78，p=0.01]產(chǎn)生了顯著的增長，說明干預(yù)組的旺盛感隨時間變化產(chǎn)生了顯著變化，而控制組無顯著變化。綜上所述，在經(jīng)過干預(yù)實(shí)驗(yàn)后，干預(yù)組的旺盛感得到了提升，干預(yù)即時和短期效果顯著。

負(fù)面情緒。重復(fù)測量方差分析的結(jié)果顯示（見表3），組間主效應(yīng)顯著，說明兩組之間的負(fù)面情緒水平差異顯著；兩兩比較可以看出干預(yù)的即時效果不顯著，但干預(yù)之后一周，兩組之間在負(fù)面情緒水平上差異顯著[F（1,74）=3.53，p＜0.001]，說明干預(yù)的短期效應(yīng)顯著。時間主效應(yīng)和時間、組別的交互效應(yīng)顯著，說明總體上負(fù)面情緒隨時間變化顯著，從配對樣本T檢驗(yàn)可以看出，干預(yù)組的負(fù)面情緒水平從基線到一周后[t（36）=5.30，p=0.000]產(chǎn)生了顯著降低，說明干預(yù)組的負(fù)面情緒隨時間變化產(chǎn)生了顯著變化，而控制組無顯著變化。綜上所述，在經(jīng)過干預(yù)實(shí)驗(yàn)后，干預(yù)組的負(fù)面情緒得到了降低，干預(yù)短期效果顯著。

3.干預(yù)的長期效果（三個月、一年）

一共38名新生完成了前測、后測及三次跟蹤測試，其中干預(yù)組19人，控制組19人。兩組之間年齡[M年齡=18.29,SD=0.61，F(xiàn)（1,736）=0.67，p=.43]、性別[χ（1,N=38）=0.95，p=0.33]不差異顯著。

旺盛感。重復(fù)測量方差分析的結(jié)果顯示（見表3），干預(yù)活動三個月和一年后，組間主效應(yīng)均顯著，說明兩組之間的旺盛感水平在干預(yù)活動三個月和一年后差異顯著；時間主效應(yīng)和交互效應(yīng)不顯著，說明總體上旺盛感隨時間變化不顯著。兩兩比較可以看出，在干預(yù)后三個月，兩組之間在旺盛感水平上的差異臨近顯著[F（1,36）=2.05，p=0.05]；而一年之后，兩組之間在旺盛感水平上的差異則不顯著。配對樣本T檢驗(yàn)可以看出，干預(yù)組的旺盛感水平從基線到三個月后[t（18）=-2.23，p=0.04]產(chǎn)生了顯著的增長，而控制組無顯著變化；但一年后干預(yù)組的旺盛感水平與基線之間則無顯著變化。綜上所訴，干預(yù)具有中期和長期效果，但干預(yù)效果在干預(yù)后逐漸減退。

負(fù)面情緒。重復(fù)測量方差分析的結(jié)果顯示（見表3），干預(yù)活動三個月和一年后，組間主效應(yīng)顯著，說明兩組之間的負(fù)面情緒水平在干預(yù)活動三個月和一年后差異顯著。兩兩比較可以看出，在干預(yù)后三個月，兩組之間在負(fù)面情緒水平上的差異顯著[F（1,36）=-4.46，p＜0.001]；而一年之后，兩組之間在旺盛感水平上的差異則不顯著。時間主效應(yīng)、時間和組別的交互效應(yīng)顯著，說明總體上負(fù)面情緒隨時間變化顯著。從配對樣本T檢驗(yàn)可以看出，干預(yù)組的負(fù)面情緒水平從基線到三個月后[t（18）=5.38，p＜0.001]產(chǎn)生了顯著降低，而控制組無顯著變化；一年后干預(yù)組的負(fù)面情緒水平與基線之間的變化臨近顯著[t（18）=-2.14，p=0.05]。綜上所述，干預(yù)具有中期和長期效果，但干預(yù)效果在干預(yù)后逐漸減退。

表3優(yōu)勢干預(yù)重復(fù)測量方差分析結(jié)果

4.干預(yù)作用機(jī)制分析

由上述結(jié)果可知，經(jīng)過90分鐘的小組活動和一周的自主活動后，兩組在T3時旺盛感水平差異顯著；在T3和T4時負(fù)面情緒差異顯著。90分鐘的干預(yù)活動（從T1到T2）幫助小組參與者認(rèn)識了自身的優(yōu)勢，并為后續(xù)使用優(yōu)勢提供了基礎(chǔ)，因此我們計(jì)算了從T1到T2優(yōu)勢知識的變化值（即Δ優(yōu)勢知識）；干預(yù)活動后一周（T3），參與者實(shí)施計(jì)劃并在日常生活中運(yùn)用自身優(yōu)勢，因此，我們計(jì)算了從T1到T3的優(yōu)勢使用的變化值（即Δ優(yōu)勢使用），用來反映在優(yōu)勢干預(yù)過程中優(yōu)勢知識和優(yōu)勢使用增量。

對Δ優(yōu)勢使用、Δ優(yōu)勢知識、旺盛感（T3）、負(fù)面情緒（T3和T4）進(jìn)行相關(guān)分析的結(jié)果顯示，Δ優(yōu)勢知識與因變量之間沒有顯著的相關(guān)性；而Δ優(yōu)勢使用與因變量之間有顯著的相關(guān)性，見表4。

表4相關(guān)分析結(jié)果

旺盛感（T3）。結(jié)果表明（見表5），優(yōu)勢干預(yù)對旺盛感（T3）的總效應(yīng)顯著，Coeff=-0.39，CI∶[-0.6573,-0.1143]；直接效應(yīng)不顯著，Coeff=-0.20，CI∶[-0.4593,0.0650]；總間接效應(yīng)顯著，Coeff=-0.19，CI∶[-0.4033,-0.0390]。其中有兩條間接效應(yīng)的路徑顯著，即組別→Δ優(yōu)勢使用→旺盛感，組別→Δ優(yōu)勢知識→Δ優(yōu)勢使用→旺盛感，說明優(yōu)勢使用是干預(yù)效果的中介，而優(yōu)勢知識的中介效應(yīng)則不顯著。

負(fù)面情緒（T3）。結(jié)果表明（見表5），優(yōu)勢干預(yù)對負(fù)面情緒（T3）的總效應(yīng)顯著，Coeff=0.45，CI∶[0.2451,0.6556]；直接效應(yīng)顯著，Coeff=0.35，CI∶[0.1514,0.5568]；總間接效應(yīng)不顯著，Coeff=0.10，CI∶[-0.0080,0.2350]。但有一條間接效應(yīng)的路徑顯著，即組別→Δ優(yōu)勢使用→負(fù)面情緒，說明優(yōu)勢使用是干預(yù)效果的中介，而優(yōu)勢知識的中介效應(yīng)則不顯著。

負(fù)面情緒（T4）。結(jié)果表明（見表5），優(yōu)勢干預(yù)對負(fù)面情緒（T4）的總效應(yīng)顯著，Coeff=0.62，CI∶[0.3405,0.9093]；直接效應(yīng)顯著，Coeff=0.48，CI∶[0.2006,0.7525]；總間接效應(yīng)不顯著，Coeff=0.15，CI∶[-0.0063,0.4143]。但有一條間接效應(yīng)的路徑顯著，即組別→Δ優(yōu)勢使用→負(fù)面情緒，說明優(yōu)勢使用是干預(yù)效果的中介，而優(yōu)勢知識的中介效應(yīng)則不顯著。

表5間接效應(yīng)分析結(jié)果

四、討論與總結(jié)

（一）優(yōu)勢干預(yù)的有效性

實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，性格優(yōu)勢作為一種個人優(yōu)勢，能夠幫助大學(xué)新生提升旺盛感，降低負(fù)面情緒，干預(yù)具有顯著的短期、中期和長期效果，但干預(yù)效果在干預(yù)后逐漸減退。然而，并非所有的結(jié)果都符合預(yù)期假設(shè)。在負(fù)面情緒的干預(yù)效果上，即時效果不顯著。由于積極干預(yù)策略本身并不直接針對負(fù)面情緒，干預(yù)內(nèi)容是積極的人格特質(zhì)的識別與運(yùn)用，因此對負(fù)面情緒來說，其效果不是立即顯現(xiàn)的。在后測時，兩組的幸福感水平均有所提升，負(fù)面情緒均有所降低。這可能是由于學(xué)生在干預(yù)前就習(xí)得了一些其他自我管理和情緒管理策略，能夠幫助他們來應(yīng)對自己的壓力，并順利過渡到大學(xué)生活（Olesen,Butterworth&Leach，2010）。此外，在干預(yù)一周后，我們并沒有強(qiáng)制要求學(xué)生繼續(xù)干預(yù)活動，也沒有追蹤學(xué)生是否繼續(xù)使用他們的優(yōu)勢。先前的研究指出，參與者在常生活中對優(yōu)勢的使用和自主開展的活動對長期的有效性有很大影響（Seligman et al.，2005）。

（二）優(yōu)勢干預(yù)的機(jī)制

在中介效應(yīng)的分析中，優(yōu)勢使用可以中介干預(yù)對旺盛感的提升和負(fù)面情緒的降低的效果。然而，優(yōu)勢知識并沒有顯示出與因變量之間顯著的相關(guān)性。在以往的研究中，Dubreuil et al.（2016）也發(fā)現(xiàn)優(yōu)勢使用和生活滿意度呈現(xiàn)出顯著的增長，而優(yōu)勢知識并沒有。但這并不代表我們不需要優(yōu)勢知識?！罢J(rèn)識-探索-運(yùn)用”是基于性格優(yōu)勢的干預(yù)的基本流程，優(yōu)勢知識是優(yōu)勢使用發(fā)揮作用的必要的前提，是整個干預(yù)的起點(diǎn)。運(yùn)用優(yōu)勢是一個持續(xù)的過程，隨著時間的推移而不斷重復(fù)。因此，優(yōu)勢使用更有可能在干預(yù)結(jié)束之后，產(chǎn)生持續(xù)的影響。基于性格優(yōu)勢的干預(yù)為何會發(fā)生作用，優(yōu)勢知識與優(yōu)勢使用扮演了怎樣的角色，二者之間究竟又怎樣的關(guān)系，仍需要更多研究加以討論。

（三）研究局限

本研究具有以下局限。首先，由于研究中時所采用的量表全部是自我報告式量表，因此數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和完整性可能受到信息偏倚的影響。第二，本次實(shí)驗(yàn)樣本量較小，流失率較高，因此實(shí)驗(yàn)結(jié)果不僅可能受到異常值的影響，還會因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)效力低而使組別、時間及交互效應(yīng)不顯著。未來的研究中應(yīng)考慮采用更大的樣本，更科學(xué)的抽樣方式，同時納入更多客觀的指標(biāo)（例如學(xué)生成績、GPA等）來對干預(yù)的效果進(jìn)行更加全面和客觀的分析和評估。第三，本研究并未控制安慰劑效應(yīng)。盡管實(shí)驗(yàn)在開始前并未告知參與者實(shí)驗(yàn)?zāi)康囊詼p輕預(yù)期效應(yīng)，但由于參與者是學(xué)生，學(xué)生可能會由于其社會需求特征，而刻意迎合研究者，從而使實(shí)驗(yàn)取得較好的效果。未來研究應(yīng)當(dāng)設(shè)置安慰劑組，使研究結(jié)果更加科學(xué)。第四，不同的性格優(yōu)勢水平的參與者對干預(yù)可能有不同的反應(yīng)，而目前的研究并沒有區(qū)分參與者的不同群體。未來的研究應(yīng)該確定高危參與者，并進(jìn)一步提供更有針對性的干預(yù)措施。

（四）結(jié)論

綜上所述，基于對優(yōu)勢視角在運(yùn)用過程中諸多問題的反思，本研究結(jié)合積極心理學(xué)的研究成果，將個人優(yōu)勢操作化為性格優(yōu)勢，通過隨機(jī)對照試驗(yàn)驗(yàn)證了基于性格優(yōu)勢干預(yù)策略的有效性，并進(jìn)一步分析了其產(chǎn)生作用的關(guān)鍵機(jī)制，從而為基于優(yōu)勢的社會工作服務(wù)提供了更科學(xué)的方案和評估手段。