王玉龍，蘇慧娟*

（1.湖南師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410081；2.湖南省心理健康教育研究基地，湖南 長(zhǎng)沙 410081）

一、問(wèn)題提出

自尊是個(gè)體對(duì)自我是否有價(jià)值的或積極的或消極的態(tài)度，反映了個(gè)體對(duì)自己的欣賞、重視、認(rèn)可或喜歡的程度[1]。作為自我系統(tǒng)的重要部分，個(gè)體的自尊水平與情緒（如焦慮）、認(rèn)知（如自我效能感、學(xué)業(yè)成就）以及行為表現(xiàn)（如問(wèn)題行為）密切相關(guān)[2]。初中階段青少年的心理發(fā)展任務(wù)是完成自我同一性，獲得自我認(rèn)同，而自尊的發(fā)展是其中的重要內(nèi)容之一。研究顯示，自尊水平越高的青少年往往能夠發(fā)展出更積極的自我認(rèn)知、自我判斷及自我概念，自尊直接關(guān)系到青少年的人格塑造和心理健康水平[3]。

眾多研究顯示，自尊在青少年時(shí)期是一個(gè)動(dòng)態(tài)發(fā)展的過(guò)程，但對(duì)于具體的發(fā)展趨勢(shì)尚未取得一致結(jié)果。一部分研究顯示，青少年時(shí)期的自尊呈下降趨勢(shì)。一項(xiàng)選取9—90 歲的大樣本被試，采用橫斷研究方法，考察自尊畢生發(fā)展年齡特點(diǎn)的研究發(fā)現(xiàn)，從童年晚期開(kāi)始，整個(gè)青少年期的自尊水平都呈下降趨勢(shì)[4]。Robin 和Trzeniewski 在一篇綜述中指出，9—18 歲青少年的自尊水平呈現(xiàn)穩(wěn)定的下降趨勢(shì)[5]。也有研究發(fā)現(xiàn)，青少年時(shí)期的自尊呈上升趨勢(shì)。Erol 和Orth 對(duì)7100 多名美國(guó)青少年整體自尊水平的追蹤研究顯示，歐洲裔、非洲裔和拉丁美洲裔青少年的整體自尊水平從14 歲至青年早期呈現(xiàn)一致的穩(wěn)中有升的增長(zhǎng)趨勢(shì)[6]。潘穎秋對(duì)初中生自尊的追蹤顯示，自尊水平從初一到初三呈現(xiàn)顯著的上升趨勢(shì)[7]。還有研究認(rèn)為，不同青少年的自尊有不同的發(fā)展趨勢(shì)。Birkeland 等對(duì)1083 名挪威青少年的整體自尊水平做了追蹤分析，發(fā)現(xiàn)7.1%的被試自尊水平呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢(shì)，5.5%的被試自尊始終處于較低的水平，7.4%的被試呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)[8]?？梢?jiàn)，青少年自尊的發(fā)展趨勢(shì)是個(gè)有待進(jìn)一步考察的問(wèn)題。

國(guó)家認(rèn)同是個(gè)體對(duì)自己與國(guó)家之間聯(lián)系的意識(shí)，主要表現(xiàn)為對(duì)自己所屬國(guó)家的政治結(jié)構(gòu)、精神價(jià)值等的主觀認(rèn)知以及由此形成的憂患意識(shí)和國(guó)家自豪感等主觀感受[9]，是衡量愛(ài)國(guó)的重要指標(biāo)。根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，個(gè)體自尊的發(fā)展在一定程度上依賴于個(gè)體的群體身份或者社會(huì)認(rèn)同，那些對(duì)自己所處群體有著積極評(píng)價(jià)的人比消極評(píng)價(jià)的人有更高的自尊。國(guó)家是人們用來(lái)定義自己身份最重要的群體之一。國(guó)家認(rèn)同是社會(huì)認(rèn)同的一種特殊形式，是自我概念的核心成分[10]。一項(xiàng)針對(duì)回、漢兩族高中生的研究顯示，兩族高中生的國(guó)家認(rèn)同均對(duì)自尊有顯著的預(yù)測(cè)作用，且其預(yù)測(cè)力大于民族認(rèn)同的預(yù)測(cè)力[11]。Sher-Censo 等以193 名猶太以色列人為被試，發(fā)現(xiàn)國(guó)家認(rèn)同越高的個(gè)體，自尊水平也越高[12]。王玉龍等通過(guò)追蹤研究考察青少年國(guó)家認(rèn)同與自尊的交叉滯后效應(yīng)顯示，國(guó)家認(rèn)同與自尊存在一個(gè)互相促進(jìn)互為因果的雙向關(guān)系[13]。因此，我們推測(cè)，國(guó)家認(rèn)同對(duì)青少年自尊的發(fā)展有促進(jìn)作用，即愛(ài)國(guó)有助于青少年發(fā)展出積極的自我感覺(jué)。

為此，本研究將采用追蹤研究設(shè)計(jì)，對(duì)青少年從初一到初三連續(xù)3 年進(jìn)行施測(cè)，探討國(guó)家認(rèn)同對(duì)青少年自尊發(fā)展的影響。

二、研究方法

（一）被試

采取整群抽樣的方式，在湖南省兩個(gè)地區(qū)抽取9 所中學(xué)共27 個(gè)班級(jí)的初一年級(jí)青少年作為被試。為了排除升學(xué)適應(yīng)期的干擾，本研究第一次施測(cè)的時(shí)間為2018 年12 月，收取有效問(wèn)卷1134 份，第二次施測(cè)的時(shí)間為2019 年10 月，收取有效問(wèn)卷1102 份，第三次施測(cè)時(shí)間為2020 年10 月，收取有效問(wèn)卷956 份，篩選三次均參與施測(cè)的青少年882名作為研究樣本，首次施測(cè)的年齡為12.20±0.49 歲。

（二）研究工具

1.國(guó)家認(rèn)同感問(wèn)卷

采用的問(wèn)卷由李春玲和劉森林[14]編制，用于測(cè)量個(gè)體的國(guó)家認(rèn)同感。該量表由5 道題構(gòu)成，分別為：“當(dāng)別人批評(píng)中國(guó)人的時(shí)候，我覺(jué)得像是在批評(píng)我自己”“我經(jīng)常因國(guó)家現(xiàn)存的一些問(wèn)題而感到丟臉”“我經(jīng)常為國(guó)家取得的成就而感到自豪”“如果有下輩子，我還是愿意做中國(guó)人”“不管中國(guó)發(fā)生什么事情，即使有機(jī)會(huì)離開(kāi)，我也會(huì)留在中國(guó)”。5 道題得分加總，產(chǎn)生一個(gè)復(fù)合變量“國(guó)家認(rèn)同感”。問(wèn)卷采用李克特五點(diǎn)計(jì)分（完全不符、不太符合、有點(diǎn)符合、比較符合和完全符合，分別記為1～5 分），得分越高，表示國(guó)家認(rèn)同感越強(qiáng)。在本研究的三次測(cè)量中，量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.609、0.685 和0.737。

2.自尊量表

采用Rosenberg[15]編寫的自尊量表測(cè)量被試的整體自尊水平，共計(jì)10 個(gè)項(xiàng)目，其中3、5、8、9、10 題為反向計(jì)分題目，采用四點(diǎn)計(jì)分（非常不符合、不符合、符合、非常符合，分別記為1～4 分），該量表是目前使用最為廣泛的測(cè)量青少年整體自尊的工具之一，在中國(guó)青少年樣本中有著良好的信效度[16]。在本次研究的三次測(cè)量中，量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.866、0.898 和0.877。

（三）研究程序

本研究以班級(jí)為單位進(jìn)行集體施測(cè)，主試為2名心理學(xué)專業(yè)的研究生，在施測(cè)之前均經(jīng)過(guò)培訓(xùn)合格。問(wèn)卷調(diào)查取得學(xué)校、家長(zhǎng)以及學(xué)生的知情同意。在施測(cè)過(guò)程中，統(tǒng)一主試的指導(dǎo)語(yǔ)，對(duì)研究對(duì)象申明研究目的及意義，強(qiáng)調(diào)保密原則，強(qiáng)調(diào)作答時(shí)的注意事項(xiàng)。施測(cè)時(shí)間選擇的是學(xué)生自習(xí)課的時(shí)候，在學(xué)生時(shí)間充裕、獨(dú)立自愿的情況下完成，結(jié)束后問(wèn)卷由主試當(dāng)場(chǎng)回收，并給被試發(fā)放小禮物表示感謝。

（四）統(tǒng)計(jì)方法

采用SPSS25.0 軟件包進(jìn)行數(shù)據(jù)整理與分析。采用HLM6.06 軟件構(gòu)建多層線性模型，分析青少年在初中階段自尊的發(fā)展趨勢(shì)及國(guó)家認(rèn)同感對(duì)自尊發(fā)展趨勢(shì)的作用。把三次測(cè)試根據(jù)時(shí)間點(diǎn)分別編碼為0，1，2。

（五）共同方法偏差分析

本研究所用工具皆為自陳量表，容易出現(xiàn)共同方法效應(yīng)，為了盡量避免共同方法效應(yīng)，研究采用了如下控制方法：（1）采用不同時(shí)間、不同地點(diǎn)進(jìn)行測(cè)量。（2）向?qū)W生強(qiáng)調(diào)保密原則，所有數(shù)據(jù)僅作研究之用。（3）使用Harman 單因子分別對(duì)3 次施測(cè)數(shù)據(jù)的共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，在三次測(cè)量中，特征值大于1 的因子總數(shù)分別為4、3 和3，第一個(gè)因子的解釋率分別為30.93%、35.21%和33.00%，均小于40%，說(shuō)明共同方法偏差控制在可接受的范圍之內(nèi)。

三、研究結(jié)果

（一）青少年自尊隨時(shí)間變化的趨勢(shì)

重復(fù)測(cè)量分析結(jié)果顯示，青少年在初中三年的自尊存在顯著的年級(jí)差異，F(xiàn)（2，774）=34.132，p＜0.001。隨后的多重比較發(fā)現(xiàn)，T1 與T2、T3 均有顯著差異，且T1 均顯著大于T2、T3 的自尊；T2 與T3 間的差異顯著，T2 顯著大于T3 的自尊。青少年國(guó)家認(rèn)同感的也存在顯著的年級(jí)差異，F(xiàn)（2，788）=8.558，p＜0.001。隨后的多重比較發(fā)現(xiàn)，T1 與T2 有顯著差異，T2 顯著大于T1 的國(guó)家認(rèn)同，T1 與T3 的國(guó)家認(rèn)同差異不顯著，從均值上來(lái)看，T3 的國(guó)家認(rèn)同均值大于T1；T2 的國(guó)家認(rèn)同與T3 的差異顯著，T2 顯著大于T3 國(guó)家認(rèn)同。

從圖1 可以看出，青少年自尊的平均分有隨時(shí)間下降的趨勢(shì)。

圖1 初中生自尊的發(fā)展趨勢(shì)

（二）青少年自尊在初中階段的線性增長(zhǎng)模型

以青少年自尊為因變量建立無(wú)條件均值模型（零模型），結(jié)果顯示，ICC=30.20/（30.20+44.57）=0.44（V=29.73，χ2=2521.71，df=783，p＜0.001）。零模型結(jié)果表明，自尊的總變異中有44%的方差變異是由于個(gè)體間的差異造成的，即不同的青少年自尊水平存在顯著差異。這說(shuō)明有必要建立多層線性模型[17]。

首先，構(gòu)建無(wú)條件線性增長(zhǎng)模型，第一層方程表示個(gè)體內(nèi)變化，第二層則是檢驗(yàn)個(gè)體間變化的方程。具體方程可表示為：第一層，Y（自尊）=π0+π1×（時(shí)間）+r；第二層，π0=β00+μ0；π1=β10+μ1。

從表1 固定部分可知，從初一上學(xué)期首次測(cè)試到初三上學(xué)期這一段時(shí)間內(nèi)，青少年自尊存在顯著的線性下降趨勢(shì)（p＜0.001），其斜率系數(shù)為-1.13。從隨機(jī)部分可知，截距和斜率在青少年個(gè)體之間的變異非常顯著（p＜0.001），方差分別為44.57和6.11，說(shuō)明最后一次測(cè)試在青少年之間差異顯著，自尊的發(fā)展軌跡有明顯的個(gè)體差異，即并不是所有的青少年都出現(xiàn)自尊的下降。為了探討這種個(gè)體間差異的影響因素，需進(jìn)一步分析個(gè)體變量特征對(duì)其自尊變化的影響。

表1 青少年自尊的無(wú)條件線性增長(zhǎng)模型

（三）青少年自尊發(fā)展的人口學(xué)差異

為了探討這種個(gè)體間差異的影響因素，需進(jìn)一步分析個(gè)體變量特征對(duì)其自尊變化的影響，預(yù)分析表明，性別和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)青少年自尊有顯著的預(yù)測(cè)作用。因此，我們定義條件模型1，在無(wú)條件模型的第二層加入性別和家庭經(jīng)濟(jì)地位，即π0=β00+β01（性別）+β02（家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）+μ0；π1=β10+β11（性別）+β12（家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）+μ1。

模型1 結(jié)果（見(jiàn)表2）表明，添加了性別和家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位兩個(gè)人口學(xué)變量到模型后，截距和斜率的方差變成38.97 和5.58。從固定效應(yīng)結(jié)果來(lái)看，青少年自尊的初始水平存在顯著的性別差異（β01=-2.37，SE=0.66，p=0.001），女生的自尊顯著高于男生，而自尊的斜率不存在顯著的性別差異（ps＞0.05）。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位顯著預(yù)測(cè)自尊的截距（β02=2.89，SE=0.56，p＜0.001）和斜率（β12=-0.83，SE=0.24，p=0.001），即家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的青少年，自尊的初始水平較高，且下降趨勢(shì)較緩慢。

表2 多層線性模型分析結(jié)果

（四）國(guó)家認(rèn)同對(duì)青少年自尊發(fā)展的影響

為考察國(guó)家認(rèn)同對(duì)自尊發(fā)展的預(yù)測(cè)作用，在模型1 的基礎(chǔ)上建立模型2，第一層模型分析個(gè)體內(nèi)自變量國(guó)家認(rèn)同的發(fā)展變化對(duì)因變量自尊發(fā)展變化的影響，自變量和因變量皆為時(shí)間變化變量，包括3 個(gè)不同測(cè)驗(yàn)時(shí)間點(diǎn)的數(shù)據(jù)，自變量進(jìn)行組均值中心化。在第二層模型中，考察自變量對(duì)因變量預(yù)測(cè)的個(gè)體間效應(yīng)，以第一層模型中的截距（π0）和斜率作為因變量，自變量的數(shù)值為3 個(gè)不同測(cè)驗(yàn)時(shí)間點(diǎn)數(shù)據(jù)的均值，自變量進(jìn)行總均值中心化。模型如下：

第一層：Y（自尊）=π0+π1×（時(shí)間）+π2×（國(guó)家認(rèn)同）+r；

第二層：π0=β00+β01（性別）+β02（家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）+β03（國(guó)家認(rèn)同）+μ0；π1=β10+β11（性別）+β12（家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位）+β13（國(guó)家認(rèn)同）+μ1；π2=β20。

模型2 結(jié)果顯示，在個(gè)體內(nèi)水平上，國(guó)家認(rèn)同的發(fā)展對(duì)青少年自尊的發(fā)展存在顯著的預(yù)測(cè)作用（β20=0.20,SE=0.05，p＜0.001），從隨機(jī)部分的結(jié)果來(lái)看，國(guó)家認(rèn)同的發(fā)展可以解釋青少年自尊發(fā)展方差變異的0.13%。在個(gè)體間水平上，國(guó)家認(rèn)同顯著正向預(yù)測(cè)青少年自尊的截距（β03=0.52,SE=0.16,p=0.002）,對(duì)青少年自尊斜率的預(yù)測(cè)作用不顯著(β13=0.03,SE=0.07,p=0.676)。從隨機(jī)部分的結(jié)果來(lái)看，在第二層加入國(guó)家認(rèn)同后，青少年自尊截距的方差變異減少，即國(guó)家認(rèn)同可以解釋青少年自尊截距方差變異的10.39%。

四、討論

本研究采取追蹤研究設(shè)計(jì)考察了青少年自尊的發(fā)展趨勢(shì)及國(guó)家認(rèn)同在其中的作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，青少年自尊在整個(gè)初中階段整體上呈下降趨勢(shì)，國(guó)家認(rèn)同除了能夠顯著預(yù)測(cè)初中階段青少年自尊的初始水平，還能顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自尊的下降趨勢(shì)，即國(guó)家認(rèn)同能夠明顯減緩青少年在初中階段自尊的下降速度。

（一）青少年自尊在初中階段的發(fā)展趨勢(shì)

對(duì)青少年自尊的三年追蹤結(jié)果顯示，在初中階段，青少年的整體自尊水平總體上呈下降趨勢(shì)。以往的一些研究也得出了同樣的結(jié)果[18-19]。一般認(rèn)為，初中階段青少年自尊的下降與多種因素有關(guān)，如自我意識(shí)的增強(qiáng)、生理上的劇變和學(xué)習(xí)壓力的增大等。與剛剛進(jìn)入初中的青少年相比，初二和初三的學(xué)生自我意識(shí)進(jìn)一步增強(qiáng)，他們?cè)絹?lái)越關(guān)心自己的形象和別人對(duì)自己的看法，并經(jīng)常與其他人進(jìn)行社會(huì)性比較，同時(shí)隨著身高體重的急劇增長(zhǎng)和第二性征的出現(xiàn)，體態(tài)相貌也往往成為引發(fā)這一階段青少年自卑心理的重要因素。此外，由于第一次施測(cè)是在剛?cè)雽W(xué)不久，學(xué)生尚未充分感受到學(xué)業(yè)帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)壓力，但隨著時(shí)間的推移，學(xué)習(xí)內(nèi)容的難度越來(lái)越高，學(xué)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的壓力也越來(lái)越大，很多學(xué)生不可避免地在學(xué)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)中遭受挫敗，從而使自尊的發(fā)展受到威脅[18-19]。

然而，已有研究也發(fā)現(xiàn)了完全相反的結(jié)果，即青少年在初中階段的自尊呈上升趨勢(shì)[6-7]。尤其是潘穎秋的研究與本研究使用的工具是一樣的，追蹤的對(duì)象也是初一學(xué)生，但結(jié)果卻截然相反[7]。盡管調(diào)查時(shí)間上是春季入學(xué)，不同于本研究的秋季入學(xué)，但這不足以解釋整個(gè)三年發(fā)展趨勢(shì)的不同。我們認(rèn)為，這可能與近幾年才開(kāi)始實(shí)行的初中畢業(yè)后的升學(xué)分流政策有關(guān)，由于近一半學(xué)生只能讀職業(yè)學(xué)校，而在人們的觀念中，初中畢業(yè)后就讀職業(yè)學(xué)校就意味著學(xué)業(yè)的失敗，這無(wú)疑會(huì)讓相當(dāng)一部分學(xué)生越臨近中考，挫敗感越強(qiáng)烈。當(dāng)然，是否的確如此，還有待進(jìn)一步研究。

（二）國(guó)家認(rèn)同對(duì)青少年自尊及其發(fā)展趨勢(shì)的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)家認(rèn)同對(duì)青少年自尊有顯著的正向預(yù)測(cè)作用，且國(guó)家認(rèn)同的發(fā)展能夠顯著預(yù)測(cè)自尊的發(fā)展。也就是說(shuō)，國(guó)家認(rèn)同水平越高的青少年，其自尊水平也越高，而且國(guó)家認(rèn)同的發(fā)展對(duì)初中階段青少年自尊的發(fā)展有促進(jìn)作用。國(guó)家認(rèn)同與自尊之間的正向關(guān)系已經(jīng)得到一些研究的證實(shí)[11-12]。這符合社會(huì)認(rèn)同理論的基本觀點(diǎn)，即那些能夠認(rèn)同并對(duì)自己所處群體的態(tài)度越積極的個(gè)體通常也能夠發(fā)展出更高水平的自尊。國(guó)家認(rèn)同是人們對(duì)于自己國(guó)家身份的理性認(rèn)知和情感依賴，深層根植于人類普遍存在的結(jié)群意識(shí)和歸屬需要，集中表征為“一個(gè)人或一個(gè)群體的自我認(rèn)識(shí)”[20]。初中階段的青少年正處于自我意識(shí)的飛躍期，“我是誰(shuí)？”是每一個(gè)青少年都在努力探索和回答的問(wèn)題，而國(guó)家認(rèn)同是這一問(wèn)題答案的一部分。國(guó)家認(rèn)同作為一種集體自我的確立和完善，當(dāng)個(gè)體認(rèn)同并為其所在的國(guó)家感到自豪時(shí)，實(shí)質(zhì)上就是為自我的集體身份而自豪。在這個(gè)意義上，國(guó)家認(rèn)同對(duì)自尊發(fā)展的影響，也就是青少年通過(guò)建構(gòu)國(guó)家身份以確認(rèn)自我完善自我的過(guò)程。

鑒于自尊是自我結(jié)構(gòu)的核心成分，是衡量個(gè)體自我同一性完成水平的重要指標(biāo)，這一結(jié)果說(shuō)明，在青少年階段的國(guó)家認(rèn)同發(fā)展過(guò)程可能也是一個(gè)自我同一性探索和自我身份認(rèn)同的過(guò)程?！皣?guó)家認(rèn)同作為個(gè)體的心靈性活動(dòng)，不僅僅是我們看待自己國(guó)家的方式，更基本的是關(guān)涉我們存在的方式，關(guān)涉?zhèn)€體的自我建構(gòu)和自身規(guī)定?！盵21]因此，發(fā)展青少年的國(guó)家認(rèn)同絕不只是一個(gè)知識(shí)教育的認(rèn)知提升過(guò)程，甚至也不只是一個(gè)加強(qiáng)體驗(yàn)的情感升華過(guò)程，而是一個(gè)整體自我的建構(gòu)過(guò)程。

（三）教育啟發(fā)

國(guó)家認(rèn)同與青少年自尊發(fā)展的關(guān)系為青少年國(guó)家認(rèn)同的培育提供了新的意蘊(yùn)。關(guān)于國(guó)家認(rèn)同的培育問(wèn)題不只涉及思想政治教育的目標(biāo)，也關(guān)涉?zhèn)€體心理健康成長(zhǎng)的旨?xì)w。初中階段青少年的自我同一性發(fā)展性任務(wù)決定了個(gè)體的國(guó)家認(rèn)同不是形成一般意義上的愛(ài)國(guó)情感，而是對(duì)自我的一種確認(rèn)。作為集體自我的一部分，國(guó)家認(rèn)同是個(gè)體獲得自我同一性的重要內(nèi)容，是自我存在的一部分。個(gè)體只有“把自己融入國(guó)民國(guó)家的現(xiàn)實(shí)生活中，在心理上確立對(duì)自己國(guó)家的歸屬感和忠誠(chéng)感，才能最終在統(tǒng)一的身份認(rèn)同狀態(tài)下獲得自己的社會(huì)角色歸屬感并最終實(shí)現(xiàn)自我的價(jià)值”[22]。為此，在國(guó)家認(rèn)同的教育實(shí)踐中，不應(yīng)只是簡(jiǎn)單地將國(guó)家相關(guān)的知識(shí)灌輸給受教育者，而應(yīng)著力于在個(gè)體和國(guó)家之間建立一種內(nèi)在關(guān)聯(lián)，即讓一個(gè)國(guó)家的文化傳統(tǒng)、生活方式和精神價(jià)值成為個(gè)體自我的一部分，并讓個(gè)體為之自豪。這就意味著在國(guó)家認(rèn)同的培育過(guò)程中必須將有關(guān)國(guó)家的一切（尤其是精神價(jià)值）滲透到青少年的日常生活中，讓他們意識(shí)到每個(gè)人固然是國(guó)家的一部分，國(guó)家又何嘗不是每個(gè)人的一部分。要實(shí)現(xiàn)這一培育目標(biāo)，就應(yīng)“積極地引導(dǎo)個(gè)體融入實(shí)際的生活之中，生動(dòng)地活出個(gè)體與家國(guó)的真實(shí)關(guān)聯(lián)以至創(chuàng)造性聯(lián)系，由此而活出個(gè)體健全的生命個(gè)性以及我們之于國(guó)家社會(huì)的真實(shí)責(zé)任，也活出我們基于國(guó)家視域的文化自信與生命自信”[21]。

結(jié)論

青少年自尊從初一上學(xué)期到初三上學(xué)期呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢(shì)，國(guó)家認(rèn)同能夠預(yù)測(cè)青少年的自尊水平，國(guó)家認(rèn)同的發(fā)展對(duì)青少年自尊的發(fā)展有促進(jìn)作用。