◎ 黃日麗 張妮花 陳美芬 周麗榮（.溫州大學(xué)教育學(xué)院心理系，溫州 35035；.廣東省佛山希望小學(xué)，佛山 5399）

一、引言

自我認(rèn)同，立足于吉登斯[1]的自我認(rèn)同理論（self-identity theory），指?jìng)€(gè)體在與周圍環(huán)境互動(dòng)的過(guò)程中，對(duì)自己身體、性格、道德等方面的認(rèn)同和評(píng)價(jià)。自我認(rèn)同困境和自卑等心理問(wèn)題，會(huì)較多較早出現(xiàn)在家庭結(jié)構(gòu)不良、家庭教育資源缺乏的環(huán)境中或社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位處于不利境地的兒童身上[2-3]。有研究表明，留守兒童的自我認(rèn)同建構(gòu)逐漸導(dǎo)向低層次化和個(gè)體化，家庭、學(xué)校和自我的不良發(fā)展因素會(huì)讓蒙古族留守兒童產(chǎn)生自我認(rèn)同困境[4]。而高水平的自我認(rèn)同對(duì)處境不利兒童具有保護(hù)作用。研究表明，流動(dòng)兒童的認(rèn)同整合會(huì)調(diào)節(jié)歧視知覺(jué)、學(xué)業(yè)自我妨礙對(duì)學(xué)業(yè)倦怠的影響[5]。探究自我認(rèn)同的影響因素，能在心理教育和心理輔導(dǎo)方面為小學(xué)生的健康成長(zhǎng)提供指導(dǎo)方向。

在家庭微觀生態(tài)系統(tǒng)理論中，外部的家庭環(huán)境會(huì)影響個(gè)體自我的發(fā)展。親子親合源于Olson 以家庭結(jié)果為取向的家庭功能理論，是衡量親子關(guān)系的一個(gè)基本維度，指父母與子女間親密和諧的情感聯(lián)結(jié)狀態(tài)，具體表現(xiàn)為雙方積極良好的交流互動(dòng)行為和內(nèi)心對(duì)彼此間的親密感受[6-9]。親子親合是青少年心理健康成長(zhǎng)的重要保護(hù)性因素，可以減少不良因素的消極影響，可以調(diào)節(jié)青少年的積極情感和學(xué)校適應(yīng)間的關(guān)系，能在農(nóng)村留守兒童歧視知覺(jué)對(duì)積極情緒的影響上起保護(hù)作用[10-12]。已有研究表明，親子關(guān)系可以顯著預(yù)測(cè)自我認(rèn)同，親子溝通能預(yù)測(cè)中學(xué)生的自我同一性發(fā)展?fàn)顟B(tài)，親子依戀也有助于大學(xué)生自我同一性的形成[13-15]。

如果親子關(guān)系的需求無(wú)法得到滿足，會(huì)加強(qiáng)青少年的孤獨(dú)感[16]。孤獨(dú)感指?jìng)€(gè)體由于在現(xiàn)實(shí)中的人際關(guān)系需求未得到滿足，進(jìn)而產(chǎn)生的一種不愉快的情緒體驗(yàn)，如落寞、孤單等主觀心理體驗(yàn)[17-19]。已有研究發(fā)現(xiàn)，青少年的孤獨(dú)感會(huì)加劇抑郁和社交焦慮還會(huì)引導(dǎo)青少年的問(wèn)題行為和認(rèn)識(shí)失敗[20-23]。而良好的親子關(guān)系可以負(fù)向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感，積極的親子親合能夠緩解孤獨(dú)感[24-25]。此外，也有研究表明，孤獨(dú)感與初中生的自我認(rèn)同、大學(xué)生的同一性狀態(tài)存在顯著的相關(guān)關(guān)系[25-27]。

基于已有的研究成果，假設(shè)小學(xué)高年級(jí)學(xué)生親子親合和孤獨(dú)感能影響其自我認(rèn)同，而且孤獨(dú)感在親子親合對(duì)自我認(rèn)同的影響中具有中介作用。具體的路徑模型見(jiàn)圖 1。

圖1 親子親合、孤獨(dú)感和自我認(rèn)同的路徑圖

二、研究方法

（一）研究對(duì)象

采用方便取樣的方法，向廣東省清遠(yuǎn)市連山壯族瑤族自治縣某民族小學(xué)高年級(jí)學(xué)生（該小學(xué)采用五四學(xué)制的教育模式，小學(xué)高年級(jí)只包括四年級(jí)和五年級(jí)）發(fā)放320 份問(wèn)卷，剔除無(wú)效問(wèn)卷后，共回收306 份有效問(wèn)卷，有效回收率為95.6%。其中，男生161 人，女生145 人；四年級(jí)119 人，五年級(jí)187 人。平均年齡為10.87（SD=0.729）。

（二）研究工具

1.親子親合量表

采用王美萍和張文新[28]根據(jù)Olson 的家庭親密度和適應(yīng)性量表改編的親子親合量表，由母子親子親合和父子親子親合兩個(gè)分量表構(gòu)成，各5 道題，采用5 點(diǎn)計(jì)分（1 代表“從不”，5 代表“總是”）。本研究中，該量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.76。

2.兒童孤獨(dú)感量表

采用汪向東、王希林和馬弘[29]據(jù)Asher 等編制的兒童孤獨(dú)感量表的修訂版，共24 個(gè)題目，其中16 個(gè)用于評(píng)定兒童孤獨(dú)感，其余8 個(gè)關(guān)于個(gè)人愛(ài)好，是為了讓被試回答更為坦誠(chéng)放松。適用于3～6 年級(jí)的學(xué)生，并采取5 點(diǎn)計(jì)分（1 代表“一直如此”，5 代表“并非如此”）。本研究中，該量表的Cronbach's α 系數(shù)為 0.81。

3.自我認(rèn)同量表

采用林邦杰根據(jù)Fitts1965 年編制的田納西自我概念量表的修訂版中的自我認(rèn)同分量表（Identity），包括生理自我、道德自我、心理自我、家庭自我、社會(huì)自我和自我批判6 個(gè)維度，共24 道題，采取5 點(diǎn)計(jì)分（1 代表“完全不同”5 代表“完全相同”）。本研究中，該量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.61。

（三）數(shù)據(jù)收集與處理

主試以班級(jí)為單位，在課余時(shí)間統(tǒng)一向?qū)W生宣讀指導(dǎo)語(yǔ)和測(cè)試要求，然后逐一發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷。等學(xué)生完成后，回收問(wèn)卷。施測(cè)時(shí)間約為15 分鐘。

主試對(duì)回收的問(wèn)卷進(jìn)行篩選，剔除空白、未填完整、一題多答的無(wú)效問(wèn)卷。隨后，在SPSS 17.0 上錄入有效問(wèn)卷的數(shù)據(jù)，并對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行Harman 單因素分析、描述性統(tǒng)計(jì)、單因素分析、相關(guān)分析和回歸分析，同時(shí)，通過(guò)運(yùn)行PROCESS 插件檢驗(yàn)中介效應(yīng)，通過(guò)Amos 17.0 檢驗(yàn)路徑系數(shù)。

三、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗(yàn)

對(duì)研究中三個(gè)量表的全部題項(xiàng)采用Harman 單因素分析法進(jìn)行檢驗(yàn)，通過(guò)主成分分析提取出18個(gè)特征值大于1 的成分，首因子方差變異解釋量為12.22%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。因此研究中的三個(gè)量表可以同時(shí)使用，且不具有嚴(yán)重的共同方法偏差。

（二）小學(xué)高年級(jí)學(xué)生自我認(rèn)同的特點(diǎn)

1.自我認(rèn)同的總體特點(diǎn)

親子親合的均值為64.99，方差為9.66。根據(jù)自我認(rèn)同分量表的理論總分，確定自我認(rèn)同的理論中值為72，因此親子親合的總體均值低于理論中值。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，僅有2.9%學(xué)生的自我認(rèn)同低于理論中值。但方差較大，最大值（109）和最小值（44）相差65。總的來(lái)說(shuō)，兒童的自我認(rèn)同偏低且個(gè)體間的差距較大，需進(jìn)一步分析人口學(xué)變量對(duì)自我認(rèn)同的影響情況。

2.在年級(jí)和留守類型上自我認(rèn)同的差異檢驗(yàn)

由單因素方差分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在年級(jí)和留守類型上少數(shù)民族地區(qū)兒童的自我認(rèn)同不具有顯著的主效應(yīng)（p＞0.05）。只在年級(jí)×留守類型上存在顯著的交互作用（F（2，373）=4.090，p＜0.05），隨后進(jìn)行簡(jiǎn)單兩兩比較，發(fā)現(xiàn)僅當(dāng)留守類型為非留守時(shí)存在顯著性差異（F（1，642）=7.031，p=0.008＜0.01），五年級(jí)顯著高于四年級(jí)（平均值差值等于4.274，p=0.008＜0.01，95%置信區(qū)間為[1.102，7.447]）。統(tǒng)計(jì)結(jié)果具體如表1、圖2。

表1 在年級(jí)和留守類型上自我認(rèn)同的差異檢驗(yàn)

圖2 自我認(rèn)同在留守類型和年級(jí)上的交互作用圖

3.在撫養(yǎng)類型和性別上自我認(rèn)同上的差異檢驗(yàn)

單因素方差分析的結(jié)果表明，在撫養(yǎng)類型和性別×撫養(yǎng)類型上，少數(shù)民族地區(qū)學(xué)生的自我認(rèn)同差異均不顯著（p＞0.05）。只有在性別的主效應(yīng)上兒童的自我認(rèn)同差異顯著（F（1，409）=4.418，p＜0.05），女生的自我認(rèn)同顯著高于男生的自我認(rèn)同（平均值差值等于4.023，p=0.036＜0.05，95%置信區(qū)間為[0.257，7.790]）。具體見(jiàn)表2。

表2 在撫養(yǎng)類型和性別上自我認(rèn)同的差異檢驗(yàn)

（三）小學(xué)高年級(jí)學(xué)生親子親合、孤獨(dú)感和自我認(rèn)同的關(guān)系

1.親子親合、孤獨(dú)感與自我認(rèn)同的相關(guān)

鑒于親子親合、孤獨(dú)感和自我認(rèn)同及其維度都是連續(xù)變量，故采用Pearson 相關(guān)檢驗(yàn)變量?jī)蓛芍g及其維度間的相關(guān)性。據(jù)相關(guān)分析結(jié)果，親子親合與孤獨(dú)感呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.122，p＜0.05），親子親合與自我認(rèn)同呈顯著正相關(guān)（r=0.203，p＜0.05），孤獨(dú)感與自我認(rèn)同呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.222，p＜0.05）。（見(jiàn)表3）

表3 親子親合、孤獨(dú)感與自我認(rèn)同的相關(guān)性檢驗(yàn)

2.親子親合、孤獨(dú)感與自我認(rèn)同的回歸關(guān)系

采用線性回歸中的逐步回歸，進(jìn)一步分析親子親合、孤獨(dú)感和自我認(rèn)同三者間的回歸關(guān)系，詳見(jiàn)表 4。從親子親合、孤獨(dú)感和自我認(rèn)同的回歸關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知，親子親合顯著負(fù)向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感（β=-0.122，t=-2.136，p＜0.05），親子親合僅能解釋孤獨(dú)感1.2%的變異；親子親合顯著正向預(yù)測(cè)自我認(rèn)同（β=0.203，t=3.606，p＜0.01），親子親合能解釋自我認(rèn)同3.8%的變異；孤獨(dú)感顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自我認(rèn)同（β=-0.222，t=-3.978，p＜0.01），孤獨(dú)感能解釋自我認(rèn)同4.6%的變異；孤獨(dú)感和親子親合能共同解釋自我認(rèn)同7.5%的變異，其中孤獨(dú)感顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自我認(rèn)同（β=-0.201，t=-3.618，p＜0.01），親子親合顯著正向預(yù)測(cè)自我認(rèn)同（β=0.178，t=3.210，p＜0.01）。

表4 親子親合、孤獨(dú)感和自我認(rèn)同的回歸關(guān)系檢驗(yàn)

3.孤獨(dú)感在小學(xué)高年級(jí)學(xué)生親子親合和自我認(rèn)同之間的中介效應(yīng)

采用SPSS 17.0 的PROCESS 插件，運(yùn)用非參數(shù)百分位法Bootstrap 5000 次的方法，以親子親合為自變量、孤獨(dú)感為中介變量、自我認(rèn)同為因變量，進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。若95%置信區(qū)間不包括0，則存在中介效應(yīng)[30]。經(jīng)中介效應(yīng)檢驗(yàn)后得知，孤獨(dú)感作為間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間為[0.0024，0.0694]，95% 置信區(qū)間不包含0。孤獨(dú)感在親子親合和自我認(rèn)同間存在中介效應(yīng)，中介效應(yīng)為0.0313，效應(yīng)量占12.1%，起著部分中介的作用。具體結(jié)果如表 5。

表5 中介路徑分析表

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)親子親合、孤獨(dú)感和自我認(rèn)同間的路徑系數(shù)，進(jìn)行路徑系數(shù)擬合，結(jié)果如圖 3。親子親合顯著正向預(yù)測(cè)自我認(rèn)同（p＜0.01），親子親合→孤獨(dú)感→自我認(rèn)同的路徑系數(shù)顯著（p＜0.05）。

圖3 中介路徑系數(shù)圖

四、討論

（一）小學(xué)高年級(jí)學(xué)生自我認(rèn)同的特點(diǎn)分析

研究結(jié)果顯示，小學(xué)高年級(jí)學(xué)生自我認(rèn)同總體處于偏低的水平，且自我認(rèn)同間的個(gè)體差異較大。這可能是受到個(gè)體間人口學(xué)變量差異的影響，需進(jìn)一步探究自我認(rèn)同的影響機(jī)制。

根據(jù)研究數(shù)據(jù)，年級(jí)和留守類型在自我認(rèn)同上不具有顯著的主效應(yīng)。這與已有研究結(jié)果部分一致，年級(jí)的主效應(yīng)顯著不一致，留守類型的主效應(yīng)顯著不一致[31]。但是，年級(jí)和留守類型在自我認(rèn)同上存在顯著的交互作用，隨后的簡(jiǎn)單兩兩比較發(fā)現(xiàn)，僅當(dāng)留守類型為非留守時(shí)，五年級(jí)顯著高于四年級(jí)。這可能是由于小學(xué)高年級(jí)正是孩子思維和自我意識(shí)發(fā)展的轉(zhuǎn)折期，父母的陪伴與教育更有利于孩子在思維和自我意識(shí)方面的發(fā)展，也更能增強(qiáng)他們的自我認(rèn)同。對(duì)于非留守的學(xué)生，父母都陪伴在自己的身邊，相較于四年級(jí)，即將面臨小升初的五年級(jí)由于思維和自我意識(shí)的逐步發(fā)展，更能從多方面意識(shí)到父母對(duì)自己的鼓勵(lì)和關(guān)愛(ài)，對(duì)自我的認(rèn)同也隨之顯著提升。對(duì)于單留守或雙留守的孩子，一方或雙方父母的教育缺席，以及同伴群體間不成熟的觀點(diǎn)，可能會(huì)讓這些處境相似的孩子很難在自我認(rèn)同上呈現(xiàn)顯著性的差異。

根據(jù)單因素方差分析的結(jié)果，撫養(yǎng)類型的主效應(yīng)及與性別的交互效應(yīng)都不能顯著影響小學(xué)高年級(jí)兒童的自我認(rèn)同。一般來(lái)說(shuō)，不具備一定教育資源的撫養(yǎng)人，更多時(shí)候僅作為一個(gè)照顧者而非全面的教育者，更多的是滿足孩子情感上的需求，而不能很好地促進(jìn)男孩或女孩自我認(rèn)同的發(fā)展。所以，撫養(yǎng)類型的差異不能顯著地影響學(xué)生的自我認(rèn)同。此外，性別的主效應(yīng)在自我認(rèn)同上具有顯著性差異，女生的自我認(rèn)同顯著高于男生。這可能是因?yàn)閭鹘y(tǒng)文化中，男孩會(huì)比女孩有更多和更高的教育期待和成長(zhǎng)目標(biāo)，可當(dāng)資源和優(yōu)勢(shì)的比較打破了時(shí)空的局限時(shí)，男孩會(huì)比女孩更快速地認(rèn)識(shí)到自己的不完美和與期待（自己的和長(zhǎng)輩的）的差距之大，進(jìn)而男生的自我認(rèn)同會(huì)顯著低于女生。

（二）小學(xué)高年級(jí)學(xué)生親子親合、孤獨(dú)感與自我認(rèn)同的關(guān)系分析

根據(jù)研究結(jié)果，親子親合與孤獨(dú)感呈顯著負(fù)相關(guān)，親子親合顯著負(fù)向預(yù)測(cè)孤獨(dú)感，這與其他研究者的研究發(fā)現(xiàn)一致[32]。據(jù)已有研究，親子間情感上的不安全依戀類型會(huì)受到不良家庭功能的影響，尤其是情感溝通與聯(lián)結(jié)的功能[33]。基于家庭功能理論和社交需要理論，和諧的親子關(guān)系能發(fā)揮家庭的情感聯(lián)系和有效應(yīng)對(duì)外部事件的家庭功能，滿足孩子社交的情感需求，進(jìn)而降低孤單寂寞的情感體驗(yàn)。

研究結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，親子親合與自我認(rèn)同呈顯著正相關(guān)，親子親合顯著正向預(yù)測(cè)少數(shù)民族地區(qū)兒童的自我認(rèn)同，這與前人的研究結(jié)果一致[13]。根據(jù)家庭的微觀生態(tài)系統(tǒng)理論和吉登斯的自我認(rèn)同理論，外部的家庭環(huán)境會(huì)影響個(gè)體的心理發(fā)展，個(gè)體的自我認(rèn)同是在不斷與外部環(huán)境的交互中動(dòng)態(tài)形成的。良好的親子關(guān)系可以提升兒童對(duì)自我的認(rèn)同水平，促進(jìn)兒童認(rèn)同心理的健康發(fā)展。

根據(jù)研究結(jié)果，孤獨(dú)感與自我認(rèn)同呈顯著負(fù)相關(guān)，孤獨(dú)感顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自我認(rèn)同，這與前人的研究成果一致[26]。根據(jù)孤獨(dú)感的認(rèn)知加工理論和吉登斯的自我認(rèn)同理論，當(dāng)自我覺(jué)知到外部的社交數(shù)量和質(zhì)量都無(wú)法滿足自己的情感需要時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生孤獨(dú)等消極的情感體驗(yàn)。而這種外部環(huán)境與自我認(rèn)知的作用，會(huì)促使個(gè)體隨著外部環(huán)境和自我意識(shí)的變化，不斷塑造和更新自我認(rèn)同的水平和內(nèi)容。

根據(jù)研究結(jié)果，親子親合和孤獨(dú)感能共同顯著預(yù)測(cè)自我認(rèn)同，這與已有的研究結(jié)果一致[27]。根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論和社會(huì)認(rèn)知加工理論，外部的生態(tài)環(huán)境與個(gè)體內(nèi)部的心理環(huán)境是相互作用的，個(gè)體通過(guò)感知外部環(huán)境的關(guān)系現(xiàn)狀，基于認(rèn)知的機(jī)制進(jìn)而產(chǎn)生不同的情緒體驗(yàn)，而這種內(nèi)外部的交互影響會(huì)促使個(gè)體重新思考自我，更新自我認(rèn)同。此外，根據(jù)中介效應(yīng)和路徑分析的檢驗(yàn)結(jié)果，小學(xué)高年級(jí)學(xué)生孤獨(dú)感在親子親合和自我認(rèn)同間存在部分中介效應(yīng)，親子親合→自我認(rèn)同和親子親合→孤獨(dú)感→自我認(rèn)同的路徑全部顯著。這與其他研究所發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的孤獨(dú)感在親子親合與自我同一性之間起著中介作用的結(jié)果一致[27]。根據(jù)家庭功能理論、生態(tài)系統(tǒng)理論、孤獨(dú)感的社交需求理論和吉登斯的自我認(rèn)同理論，家庭作為以個(gè)體為中心的微觀生態(tài)系統(tǒng)，當(dāng)微觀家庭能有效發(fā)揮情感連接、處理外部事件、親子溝通等功能時(shí)，不僅可以直接作用于個(gè)體內(nèi)部的認(rèn)同環(huán)境，增強(qiáng)個(gè)體的自我認(rèn)同；還可以通過(guò)滿足個(gè)體的社交情感需求，降低個(gè)體的孤獨(dú)體驗(yàn)，間接影響個(gè)體的自我認(rèn)同。

五、教育建議

首先，關(guān)注處境不利兒童自我認(rèn)同的發(fā)展。心理健康教育教師或班主任在調(diào)研學(xué)生的人口學(xué)變量的基礎(chǔ)上，可以對(duì)處境不利的兒童給予心理支持、學(xué)習(xí)與生活方面的幫助。另外，可以根據(jù)不同主題活動(dòng)和心理技術(shù)開(kāi)展心理小組活動(dòng)，促進(jìn)和發(fā)展小學(xué)高年級(jí)兒童的自我認(rèn)同。

其次，提升兒童感知到的親子親合水平。一方面，教師可以通過(guò)家長(zhǎng)會(huì)、家訪或線上與家長(zhǎng)溝通學(xué)生的學(xué)習(xí)和心理發(fā)展情況，鼓勵(lì)家長(zhǎng)多鼓勵(lì)孩子、欣賞孩子的優(yōu)點(diǎn)；另一方面，可以通過(guò)心理主題班會(huì)或心理健康教育活動(dòng)課程，鼓勵(lì)孩子多與父母交流，幫助孩子掌握基礎(chǔ)的親子溝通技巧，提高母子親密度和父子溝通頻率。

最后，緩解兒童體驗(yàn)到的孤獨(dú)感強(qiáng)度。良好的同伴關(guān)系可以降低孤獨(dú)感，因?yàn)楣陋?dú)感直接或間接影響自我認(rèn)同的機(jī)制，教師可以通過(guò)開(kāi)展豐富多樣的班集體活動(dòng)或小組活動(dòng)發(fā)展學(xué)生之間的友誼，增強(qiáng)學(xué)生的班集體歸屬感和榮譽(yù)感，進(jìn)而降低他們的孤獨(dú)感[34]。

六、結(jié)論

小學(xué)高年級(jí)學(xué)生的自我認(rèn)同在年級(jí)×留守類型上具有簡(jiǎn)單交互作用，在性別上具有顯著的主效應(yīng)。親子親合、孤獨(dú)感和自我認(rèn)同之間兩兩顯著相關(guān)，親子親合和孤獨(dú)感都能顯著預(yù)測(cè)自我認(rèn)同，而且親子親合既可以直接，也可以通過(guò)孤獨(dú)感間接影響小學(xué)高年級(jí)學(xué)生的自我認(rèn)同發(fā)展。因此，加強(qiáng)家校合作，改善兒童感知到的親子親合水平和孤獨(dú)感強(qiáng)度，能夠助力他們的自我認(rèn)同發(fā)展，促進(jìn)他們的健康成長(zhǎng)。