为探求初中生良心与社会支持以及主观幸福感之间的关系，及社会支持在良心对主观幸福感所起到的作用机制。采用问卷法对600名初中生进行施测，研究结果揭示，良心与社会支持、主观幸福感两两之间存在相关；良心分维度孝敬心、诚信心、是非心、宽容心以及感恩心正向预测了初中生主观幸福感；而孝敬心、责任心、感恩心以及恻隐心正向预测了社会支持；此外，家庭支持、朋友支持、其他支持均正向预测初中生主观幸福感；而良心的分维度宽容心、是非心、诚信心与家庭支持、朋友支持和其他支持均可以正向预测初中生主观幸福感。另外，社会支持在良心对主观幸福感作用过程中起部分中介。据此，初中生良心与主观幸福感、社会支持均呈正相关，且社会支持在良心与主观幸福感之间起部分中介作用。 The paper is proposed to study the relationship between conscience, social support and subjective well-being. It also expounds the role of social support in the relationship between conscience and subjective well-being. Six hundred junior middle school students were tested by questionnaire. Conscience, social support and subjective well-being are significantly related. Self-respecting, sincere, sincere, tolerance and gratitude can positively predict subjective well-being; honor, sense of responsibility, gratitude, and hopefulness can positively predict social support; family support, friend support, and other support can be positive predictions of the subjective well-being; a tolerant heart, non-heart, sincere heart and family support, friend support and other support can positively predict subjective well-being at the same time. Mediating effect test analysis shows that social support plays a partial mediating role in the relationship of conscience and subjective well-being. Hence, the conscience and subjective well-being of junior high school students are positively correlated with social support. Social support plays a part in mediating between conscience and subjective well-being.
邓洁，周蓉，燕良轼
湖南师范大学教育科学学院，湖南师范大学文化心理与行为研究中心，湖南 长沙
收稿日期：2019年6月21日；录用日期：2019年7月5日；发布日期：2019年7月16日
为探求初中生良心与社会支持以及主观幸福感之间的关系，及社会支持在良心对主观幸福感所起到的作用机制。采用问卷法对600名初中生进行施测，研究结果揭示，良心与社会支持、主观幸福感两两之间存在相关；良心分维度孝敬心、诚信心、是非心、宽容心以及感恩心正向预测了初中生主观幸福感；而孝敬心、责任心、感恩心以及恻隐心正向预测了社会支持；此外，家庭支持、朋友支持、其他支持均正向预测初中生主观幸福感；而良心的分维度宽容心、是非心、诚信心与家庭支持、朋友支持和其他支持均可以正向预测初中生主观幸福感。另外，社会支持在良心对主观幸福感作用过程中起部分中介。据此，初中生良心与主观幸福感、社会支持均呈正相关，且社会支持在良心与主观幸福感之间起部分中介作用。
关键词 :初中生，良心，社会支持，主观幸福感
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良心(conscience)是指已经内化了的社会价值感和道德准则，孟子最早提出良心概念，他表示良心就是仁义之心，有四端：恻隐、羞恶、是非、辞让(《孟子·公孙丑》)，当代有学者运用现代测量技术与方法提炼出良心包括：是非心、恻隐心、羞耻心、诚信心、孝敬心、宽容心、责任心、感恩心等八个维度(邱小艳，燕良轼，2016)。
前人研究表明，良心的部分维度与主观幸福感存在相关。如罗利，周天梅(2015)的研究发现感恩与主观幸福感显著相关，并且感恩能够正向预测主观幸福感；吴月利(2008)发现孝道与主观幸福感存在显著正相关；DeNeve和Cooper (1998)研究发现，责任心与主观幸福感之间存在正相关且相关系数为0.21；薛静华(2011)发现诚信心与主观幸福感极显著相关，且诚信心对主观幸福感有显著预测作用。
前人的研究也表明良心部分维度与社会支持存在相关。如：黄瑞苗(2012)研究发现责任心与社会支持显著正相关。朱莹(2015)研究发现，人际交往关系与良心存在极显著相关，支持性人际关系与良心正相关；同时，高感恩心、高责任心或高恻隐心的个体往往拥有积极的、支持性的人际关系。王玉(2014)研究发现，倾向于宽恕的个体，更有可能获取社会支持。同时有学者发现羞耻感与社会支持成显著负相关(雷励，王建峰，2015；冯鳗，刘燕，2016)，感恩心与领悟社会支持呈正相关并且有一定的预测作用(李莹莹，2013；彭秀，2015)。这说明倾向于对受到恩情予以感谢的个体，其社会支持更多，且对此感知和领悟水平也更高。
同时，前人研究结果发现良心的部分维度与社会支持、主观幸福感存在相关，且社会支持在其中起着中介作用。首先，Bronfenbrenner & Ceci (1994)和Fredrickson (2004)的相关理论给予了理论支持。其次，相关研究给予了实证支持。如：彭秀(2015)研究发现领悟社会支持在感恩心与主观幸福感中发挥部分中介作用。王玉(2014)发现个体宽恕倾向既能直接预测生活满意度和消极情感，还可以通过社会支持间接预测生活满意度和消极情感，而个体宽恕倾向对积极情感的作用则完全是通过社会支持起作用。为此，本研究旨在探讨初中生良心的总体状况和特点、初中生良心与主观幸福感两者之间的关系以及社会支持在良心与主观幸福感之间的作用。
采用方便取样从湘潭市、县两所初中(初一、初二、初三各年级，年龄11~15岁)共抽取被试600名，剔除无效问卷后剩余有效问卷560份，有效率为93.3%，其中家庭所在地城市195人，农村358人。
包括学校名称、年龄、性别、年级、家庭住址等基本情况。
该量表由邱小艳、燕良轼于2016年编制，问卷分是非心、恻隐心、羞耻心、诚信心、孝敬心、宽容心、责任心和感恩心八个维度，共42个项目，每个项目采用五点计分(1表示完全不符合，5表示完全符合)，并且以所有维度的总分反应个体的良心水平。其中，包括5道测谎题，测谎题分数不计入总分，测谎分高于平均分一个标准差代表可能说谎，考虑剔除。总问卷内部一致性系数达到0.90，各分问卷内部一致性系数在0.63~0.81之间，总体而言问卷信效度良好(邱小艳，燕良轼，2016)。
该量表在1987年由Zmie编制，我国学者姜乾金2001年对其进行修订，共12个项目，每个项目采用七点计分(1表示极不同意，7表示极同意)，并以总分计算个体总的社会支持度。量表分为三个分量表，分别为家庭支持(4个项目)、朋友支持(4个项目)和他人支持(4个项目) (贺俊杰，2011)。根据研究对象的实际情况，参照吕学巧的研究，将量表中的支持人员稍作改变(即将“同事和领导”分别改为“同学和老师”)。改动之后，总问卷和三个维度的同质性系数分别为:0.864、0.813、0.859、0.874；各维度与总分之间的相关系数分别为：0.755、0.756、0.804；各维度之间的相关系数0.335、0.433、0.457。由此可知，信效度良好(吕学巧，2013)。
该量表在1976年由Campbell编制。总共9个项目分成两个子量表。前8个项目组成第一个子量表，主要针对个体目前的情绪状态，计分权重为1。最后剩下的一个项目组成第二个子量表，主要针对个体的生活满意度，计分权重为1.1。总分由两部分子量表加权后相加计算得出(范围是2.1~14.7)。该量表的两个子量表一致性为0.55 (Campbell, 1976)。根据姚春生的研究发现其重测一致性系数0.849，可知该量表信效度良好(姚春生，何耐灵，沈琪，1995)。
将个人基本信息问卷、《青少年良心问卷》、《领悟社会支持量表》以及《幸福感指数量表》装订成册，集中施测。测试一律采用匿名方式作答，时间控制在20分钟。测试完成后，当场回收问卷。最后采用SPSS19.0对数据进行统计分析。
描述统计分析发现，被试的良心总分平均值为4.08，大于良心得分理论中值 3。由此可见初中生的良心总体水平普遍较高。各个维度的平均值由大到小的排序依次为：恻隐心 > 感恩心 > 责任心 > 羞耻心 > 诚信心 > 是非心 > 宽容心 > 孝敬心，结果见表1；采用独立样本t检验发现良心在性别上存在极显著差异(t = −4.84, p < 0.01)，并且女生的良心得分显著高于男生的良心得分。从各维度来看，恻隐心、诚信心、责任心、孝敬心、宽容心在性别上存在极显著差异(p < 0.01)，羞耻心在性别上存在显著差异(p < 0.05)，而是非心、感恩心则在性别上不存在显著差异(p > 0.05)，结果见表2。
| 题目数量 | 平均值 | 标准差 | 理论区间 | 理论中值 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 良心 | 37 | 4.08 | 0.47 | 1~5 | 3 |
| 感恩心 | 3 | 4.46 | 0.65 | 1~5 | 3 |
| 恻隐心 | 4 | 4.47 | 0.65 | 1~5 | 3 |
| 诚信心 | 4 | 4.01 | 0.86 | 1~5 | 3 |
| 责任心 | 4 | 4.37 | 0.69 | 1~5 | 3 |
| 是非心 | 5 | 4.00 | 0.85 | 1~5 | 3 |
| 羞耻心 | 5 | 4.29 | 0.80 | 1~5 | 3 |
| 孝敬心 | 6 | 3.46 | 0.59 | 1~5 | 3 |
| 宽容心 | 6 | 3.98 | 0.81 | 1~5 | 3 |
表1. 初中生良心状况的总体描述
| 男女 | t | p | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| M | SD | M | SD | |||
| 良心 | 3.99 | 0.50 | 4.18 | 0.40 | −4.84 | 0.00 |
| 感恩心 | 4.41 | 0.69 | 4.53 | 0.58 | −2.21 | 0.01 |
| 恻隐心 | 4.40 | 0.69 | 4.55 | 0.57 | −2.72 | 0.01 |
| 诚信心 | 3.90 | 0.94 | 4.13 | 0.76 | −3.18 | 0.00 |
| 责任心 | 4.25 | 0.75 | 4.51 | 0.57 | −4.58 | 0.00 |
| 是非心 | 3.94 | 0.86 | 4.08 | 0.81 | −1.86 | 0.12 |
| 羞耻心 | 4.25 | 0.84 | 4.34 | 0.73 | −1.35 | 0.03 |
| 孝敬心 | 3.36 | 0.64 | 3.58 | 0.51 | −4.45 | 0.00 |
| 宽容心 | 3.85 | 0.87 | 4.12 | 0.72 | −4.01 | 0.00 |
表2. 初中生良心在性别上的差异分析
采用单因素方差分析发现，不同年级的初中生在良心总分上存在极显著差异(F = 39.59, p < 0.01)。就
| ①初一 | ②初二 | ③初三 | F | p | 事后检验 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| M | SD | M | SD | M | SD | ||||
| 良心 | 4.30 | 0.44 | 3.96 | 0.42 | 3.96 | 0.44 | 39.59 | 0.00 | ① > ②，① > ③ |
| 感恩心 | 4.55 | 0.71 | 4.39 | 0.59 | 4.44 | 0.61 | 2.91 | 0.06 | |
| 恻隐心 | 4.63 | 0.56 | 4.46 | 0.66 | 4.33 | 0.66 | 12.60 | 0.00 | ① > ②，① > ③ |
| 诚信心 | 4.59 | 0.55 | 3.78 | 0.85 | 3.62 | 0.82 | 96.36 | 0.00 | ① > ② > ③ |
| 责任心 | 4.57 | 0.62 | 4.23 | 0.74 | 4.30 | 0.65 | 13.89 | 0.00 | ① > ②，① > ③ |
| 是非心 | 4.23 | 0.80 | 3.78 | 0.88 | 3.95 | 0.80 | 13.69 | 0.00 | ① > ②，① > ③ |
| 羞耻心 | 4.30 | 0.90 | 4.30 | 0.74 | 4.29 | 0.72 | 0.02 | 0.99 | |
| 孝敬心 | 3.65 | 0.55 | 3.36 | 0.55 | 3.37 | 0.60 | 15.59 | 0.00 | ① > ②，① > ③ |
| 宽容心 | 4.30 | 0.76 | 3.83 | 0.85 | 3.78 | 0.73 | 27.83 | 0.00 | ① > ②，① > ③ |
表3. 初中生良心在年级上的差异分析
其维度而言，恻隐心、诚信心、责任心、是非心、孝敬心、宽容心亦存在极显著的年级差异(p < 0.01)，而感恩心和羞耻心则不存在显著差异(p > 0.05)。在良心总分、恻隐心、责任心、是非心、孝敬心和宽容心上，初一学生显著高于初二和初三学生；而诚信心维度上，则是初一学生显著高于初二学生，初二学生显著高于初三学生，结果见表3。
采用t检验发现，初中生良心总分在城乡上不存在显著差异(t = 5.71, p > 0.05)。就维度而言，恻隐心、羞耻心和宽容心维度得分上也不存在显著差异(p > 0.05)，但在诚信心、是非心的维度得分上城乡存在极显著差异(p < 0.01)，在感恩心、责任心、孝敬心维度上城乡存在显著差异(p < 0.05)，具体见表4。
| 城市农村 | t | p | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| M | SD | M | SD | |||
| 良心 | 4.23 | 0.43 | 4.00 | 0.47 | 5.71 | 0.10 |
| 感恩心 | 4.61 | 0.58 | 4.38 | 0.67 | 4.02 | 0.04 |
| 恻隐心 | 4.53 | 0.64 | 4.44 | 0.64 | 1.61 | 0.94 |
| 诚信心 | 4.31 | 0.76 | 3.85 | 0.88 | 6.06 | 0.00 |
| 责任心 | 4.54 | 0.59 | 4.29 | 0.71 | 4.16 | 0.02 |
| 是非心 | 4.25 | 0.66 | 3.88 | 0.90 | 5.01 | 0.00 |
| 羞耻心 | 4.38 | 0.73 | 4.25 | 0.82 | 1.88 | 0.15 |
| 孝敬心 | 3.62 | 0.52 | 3.38 | 0.60 | 4.69 | 0.04 |
| 宽容心 | 4.08 | 0.82 | 3.94 | 0.79 | 1.91 | 0.95 |
表4. 初中生良心在城乡上的差异分析
采用Pearson相关对初中生良心、社会支持与主观幸福感进行分析发现，其中初中生良心和社会支持在总体上存在显著相关(r = 0.49, P < 0.001)，并且社会支持的3个维度(家庭支持、朋友支持、其他支持)与良心的8个维度(是非心、恻隐心、羞耻心、诚信心、孝敬心、宽容心、责任心和感恩心)都存在显著相关。总体而言，良心和主观幸福感存在极显著相关(r = 0.45, P < 0.001)。其中，主观幸福感与良心的7个维度(是非心、恻隐心、诚信心、孝敬心、宽容心、责任心和感恩心)在0.001水平上存在相关，与羞耻心在0.05水平上相关。社会支持和初中生主观幸福感总体水平上存在极显著相关(r = 0.56, P < 0.001)。其中，社会支持的3个维度均与主观幸福感在0.001水平上显著相关。
在控制了性别和年级后，良心对于主观幸福感的解释具有统计学意义(F = 22.43, P < 0.001)，此外，回归方程的解释率提高了21%。其中，孝敬心、诚信心、是非心、宽容心、感恩心可以进入回归方程，其回归系数均为正值，表明其对主观幸福感有正向预测作用；良心对社会支持的解释具有统计学意义(F = 38.11, P < 0.001)，且回归方程的解释率提高了29%。其中，孝敬心、责任心、感恩心、恻隐心可以进入回归模型，其回归系数均为正值，表明其正向预测社会支持；社会支持对主观幸福感的解释具有统计学意义(F = 52.03, P < 0.001)，此外，回归方程的解释率提高了32%。社会支持中所有3个维度都可以进入回归模型，且回归系数均为正数，说明其对主观幸福感有正向预测作用。良心和社会支持两者对于主观幸福感的解释具有统计学意义(F = 39.27, P < 0.001)，回归方程的解释率提高了36%。当良心和社会支持一起预测主观幸福感时，宽容心、是非心、诚信心以及社会支持的3个维度均可以进入回归方程，且回归系数均为正数，说明其对主观幸福感有正向预测作用，结果见表5。
| 因变量 | 主观幸福感 | ||
|---|---|---|---|
| 模型1 | 模型2 | ||
| 第一步 | 控制变量 | ||
| 性别 | 0.10* | 0.00 | |
| 年级 | −0.19 *** | 0.02 | |
| 第二步 | 自变量 | ||
| 家庭支持 | 0.26*** | ||
| 其他支持 | 0.18*** | ||
| 宽容心 | 0.11** | ||
| 是非心 | 0.11** | ||
| 朋友支持 | 0.12** | ||
| 诚信心 | 0.10* | ||
| F | 12.97*** | 39.27*** | |
| △R2 | 0.04 | 0.36 | |
表5. 初中生主观幸福感对良心、社会支持各维度的回归
注：*p < 0.05；**p < 0.01；***p < 0.001。
在中介效应分析中，选取良心作为自变量(X)，主观幸福感为因变量(Y)，分析社会支持(变量M)在良心与主观幸福感之间的中介作用。依据温忠麟的中介效应检验法，本研究依次检验了社会支持在良心与主观幸福感之间的中介效应(温忠麟，叶宝娟，2014)。
研究结果发现初中生良心对两者均有显著预测作用，当回归方程纳入社会支持时，良心的标准化回归系数由0.43下降到0.23 (见图1)，且显著，说明社会支持在良心与主观幸福感之间起部分中介作用。结果如表6所示：
| Step 1：主观幸福感 | Step 2：社会支持 | Step 3：主观幸福感 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| β | t | β | t | β | t | |
| 性别 | 0.01 | 0.26 | 0.03 | 0.85 | −0.00 | −0.12 |
| 年级 | −0.05 | −1.24 | −0.07 | −1.66 | −0.02 | −0.57 |
| 良心 | 0.43 | 10.38*** | 0.45 | 11.04*** | 0.23 | 5.59*** |
| 社会支持 | 0.44 | 11.33*** | ||||
| F | 46.21*** | 54.84*** | 74.76*** | |||
| ΔR2 | 0.20 | 0.23 | 0.35 | |||
表6. 社会支持对良心和主观幸福感的中介作用
注：*p < 0.05；**p < 0.01；***p < 0.001。
图1. 社会支持的中介效应模型
初中生的良心总分和各维度平均分均高于理论中值，这说明初中生的道德观念在此阶段正逐渐发育成熟，并且在总体上仍然表现出积极向上的精神风貌。在各维度上，其中得分最高的是恻隐心，表明相对其他维度来说恻隐心的发展水平最好。孝敬心得分最低，说明孝敬心的发展水平有待提高。研究发现，男女初中生的良心水平在总体上存在显著差异，其中女生得分显著高于男生，这与以前的研究结果是一致的(严逸云，2015)。
年级对初中生良心水平的影响存在显著差异，这与以前的研究结果是一致的(胡欣月，2013)。根据皮亚杰的认知发展理论，初中生个体道德水平应随年级增长而升高，但我们的研究结果表明初三年级在良心总分及各个维度上均得分最低。原因可能是初中生个体的需要与家长、老师的给予存在着激烈的矛盾，进而在心理上表现出抗拒(张晓慧，冯金平，段国甫，2005)。因此，这其实并不是意味着初中生良心水平真的下降了，它只是一种“叛逆”时期的消极对抗。感恩心不存在显著差异，原因可能是所选被试样本量大小、年级分布比例等存在误差，而导致其结果呈现边缘显著(P = 0.06)。羞耻心不存在显著差异，原因可能是前人认为羞耻心是人类在进化的过程被保留和发展的一种心理保护机制，而本研究所涉及的初中阶段与人类进化的过程相比是微不足道的(Sznycer, Tooby, Shalvi, & Halprein, 2016)。
初中生良心总分、恻隐心、羞耻心和宽容心上不存在显著的城乡差异，这与以前的研究结果是一致的(严逸云，2015；胡欣月，2013)。而诚信心、是非心、感恩心、责任心、孝敬心存在显著差异，且城市被试在这些维度上的得分显著高于农村被试的得分。这与前人的研究结果不一致，原因可能是“重智育轻德育”一直是我国教育中存在的严重问题，城市因其得天独厚的优势，这一矛盾在逐渐缓解。而农村的德育工作发展滞后，忽视了对中学生感恩心、诚信心、责任心、是非心、孝敬心等的培养(孙勇，2015)。因此，从某种程度上来说，中学生良心在城乡上的差异反映的是城乡之间德育方面的教育差异。
初中生良心与主观幸福感之间存在相关，且良心能预测主观幸福感。具体来说，诚信心可以通过满足个体的高级需要而提升个体的主观幸福感。是非心可以明辨是非，减少对自身的伤害，增加对“真善美”的享受，获得心理的愉悦感(刘会驰，吴明霞，2011；Thompson et al., 2010)。有宽恕心的人，总是能积极的看待自己和他人，并且能够更乐观、积极的应对困难，从而拥有更高的主观幸福感。感恩心是感谢和回馈他人对自身所给予的帮助和恩典，有感恩心的人积极乐观，从而拥有更高的主观幸福感。
初中生良心与社会支持之间存在相关，且良心能预测社会支持，这与以前的研究结果是一致的(朱莹，2015)。具体来说，孝敬心水平较高的人，其感知到的家庭支持水平更高，一定程度上就意味着其感知到的社会支持也将更多。社会责任感高的人更受同伴群体的欢迎，也更可能感知到朋友的支持，因此，社会责任感高的人感知到的社会支持也更多。感恩心水平较高的人总是对他人的付出和回报常怀感激之心，并给予相应的回应，因此，社会支持程度和感恩心水平高低成正比，换句话说，感恩心水平越高拥有的社会支持程度也就越高(彭秀，2015)。相对于恻隐心水平低的个体，恻隐心水平越高其共情能力越高，从而更能收获良好的人际关系，因此，恻隐心水平高的人感知到的社会支持也更多。
初中生社会支持与主观幸福感之间存在相关，且社会支持能预测主观幸福感，这与以前的研究结果是一致的。跨域缓冲区理论表明，当面对困难时，社会支持可以缓解个体受到的压力并且在个体遭受挫折时增强其自信心，从而提高个体主观幸福感。主观幸福感主要体现在对自己和所处环境中生活质量的评价和感受上，其中，家庭和睦是生活质量评价的重要内容(崔红霞，张英俊，2013)。初中生的主要生活场所是学校，除父母以外，主要的接触对象是同学和朋友，而拥有理想同伴关系的个体往往可以感知到更多的帮助与关怀，由此产生对生活的积极评价(张军华，朱雪梅，2012)。
社会支持在初中生良心与主观幸福感中发挥中介作用，其中良心既能直接影响主观幸福感，也能通过社会支持影响主观幸福感。究其原因：首先，高良心水平的个体能够拥有更多的社会支持(刘秋萍，2016)，同时社会支持也可以正向预测主观幸福感(王玉，2014)。其次，Bronfenbrenner & Ceci (1994)强调个体一生的发展是渗透在一系列相互影响的环境系统中的，环境系统与个体交织在一起，并融入到个体的发展之中。这就意味着个体与社会这个大环境相互影响。
初中生良心与主观幸福感、社会支持均存在呈正相关，且社会支持在良心与主观幸福感之间起部分中介作用。
本研究发现初中生良心的八个维度中，孝敬心普遍偏低，这种现象应当引起学校、教师、家长的高度重视。中国从古至今都有“百善孝为先”的观念，因此，为了提高学生的良心水平及让其能感知到更多的主观幸福感，提高孝敬心水平是不可或缺的。为此，教育应采取一列措施让孩子尊重、理解父母。首先，教师可以引导学生观察和理解他们的父母，只有深入了解才能深入体会。学生在观察和理解父母的过程中，学生可以感受到父母的艰辛，并萌发为父母做点什么的想法；其次，萌发孝心，最重要的是要体验孝心，情感体验强调人的内心感受，它具有主观、个体、真实、情境性，是本人亲历的。因此学校心理健康教育要开展各种孝心体验活动，让学生在实践中学会感动、体谅、孝敬。最后，学校应积极争取家长合作，通过各种途径开展孝敬心活动，例如进行亲子关系讲座，协助家长分析亲子关系；组织系列主题班会，鼓励和引导学生自己教育自己。
良好的社会支持系统既有利于初中生良心成长，也有利于他们幸福感的增加。为此首先教师要多与学生交流，建立平等的师生关系；多组织师生集体活动，如春游、心理咨询等活动。二要多鼓励学生走出书本，说出自己的心声、想法，主动积极地参与校外校内开展的各项活动，从学生的身心发展特点和以及该阶段的需求出发，相对应的设计学校心理课程，可从了解家人、学会化解同伴冲突、增进友谊、增加与老师的互动等方面设计干预课，并且应适当吸纳学生的意见与建议，鼓励学生踊跃发言，使其感受到应有的尊重；最后，多和家长沟通，普及积极教养方式对家庭教育的重要性，多开展亲子活动，让学生感受到来自家庭和学校的温暖与照顾。这样，学生得到的关注和支持越多，越能为良心发展提供有效保障，更好的提升其主观幸福感。
研究发现中学生的良心水平并非完全如教育者所愿随年级升高而提高，在某种程度上甚至随年级升高而下降，这是非常值得关注的。因此，无论是家长、教师千万不要一门心思抓分数，一定要关注中学生的良心成长，教师可以针对不同年级的实际选择某一维度作为重点，可以先从培养学生感恩心，也可以先从学生的诚信心或责任心突破，带动其他各维度全面提升。由此，首先，教师不能光说不练，要做到身教重于言传。其次，也可以创设情境，用课堂教育作为一个渠道，教学生多换位思考，同时结合学科特点，从各方面多角度培养学生的良知，也可以利用在黑板报上张贴榜单进行宣传，开展关于良心各方面的竞赛。最后，亦应与家长多沟通，并在不同场合如社会实践、家长会中创造家长与学生多协作的机会。这样通过多方位多角度有针对性的提高初中生良心水平从而达到提升其主观幸福感的目标。
国家社会科学基金项目“当代青少年良心发展轨迹及干预研究”(14BSH083)、教育部社科基金项目(13YJA190017)、“认知与人类行为”湖南省重点实验室。
邓 洁,周 蓉,燕良轼. 初中生良心与主观幸福感的关系：社会支持的中介作用The Relationship between Conscience and Subjective Well-Being among Junior High School Students: Mediator Role of Social Support[J]. 心理学进展, 2019, 09(07): 1230-1239. https://doi.org/10.12677/AP.2019.97151
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https://doi.org/10.1037/0003-066X.31.2.117
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https://doi.org/10.1098/rstb.2004.1512
https://doi.org/10.1073/pnas.1514699113
https://doi.org/10.1111/j.1467-6494.2005.00311.x