藏族中學生社會贊許性與自尊的關系：成就動機的中介效應

(四川師范大學 教師教育學院，成都 610066)

一 問題提出

自尊是個體人格的核心因素之一，青少年時期則是個體人格發(fā)展的關鍵期。自尊作為重要的人格成分，與個體健康人格以及良好社會適應能力的形成密切相關[1]。研究證實，在個體社會化發(fā)展的各個階段，自尊可能會發(fā)生相應的改變[2]，青少年期自尊呈下降趨勢，到成年早期開始逐步上升[3-5]。

當要求進行自我評價時，個體通常都會對自己作出積極偏好的評價[6]，這就涉及到社會贊許性的問題。社會贊許性是指個體為了得到認可、維護自尊，使自己看起來更適合社會需要，傾向于使自己的態(tài)度、行為符合社會的要求和愿望的一種動機性傾向。低贊許情境下被試不知道測驗的真正目的，不受社會期望的影響，完全按照自己固有的贊許特征做出反應；而中或高贊許情境下，贊許動機偏高的被試在了解測驗目的的同時，受到情境壓力的影響，對情境反應更敏感[7]。近年來，有研究者將社會贊許性視為一種人格特質(zhì)，探討其與自尊的關系[8]。嚴順琴和張寧發(fā)現(xiàn)社會贊許性能預測自尊[9]。陳紅花也發(fā)現(xiàn)外顯自尊可以預測受社會贊許影響程度[10]20。

余安邦和楊國樞基于文化背景發(fā)現(xiàn)，個體成就動機的差異主要表現(xiàn)在成就動機取向上，他們依據(jù)文化特質(zhì)把成就動機分為個我取向和社會取向兩種類型，在東方集體主義社會中，人們主要以社會取向為主[11]。然而張興貴研究我國漢、藏、回、維族大學生的成就動機發(fā)現(xiàn)，中國當代大學生以個我取向成就動機為主，并且顯著高于社會取向成就動機[12][13]。研究者圍繞自尊水平與動機的關系展開了研究，發(fā)現(xiàn)成就動機能夠預測自尊水平[14][15]。

社會贊許性可以是刻意造成的，也可以是不自覺的反應[16]。趙志裕等人通過對中美文化的研究發(fā)現(xiàn)，社會贊許反應的文化差異體現(xiàn)在人們按相應的文化要求以不同的自我呈現(xiàn)方式來加強追求個人目標的動機[17]。楊國樞發(fā)現(xiàn)，在中國人們通常以能徹底地遵守與實踐某些主要的社會規(guī)范作為人生的最大成就[18]21-54。由此可見，社會贊許性影響個體的成就動機。考察社會贊許性、成就動機與自尊三者關系可以發(fā)現(xiàn)社會贊許性能預測自尊[9][10]，成就動機也能預測自尊[14][15]，而社會贊許性影響個體的成就動機。因此，可建立社會贊許性通過成就動機影響自尊的路徑模型。

人們不僅是通過他們移植的、獲得的觀念來維持價值，形成自我尊重，同時也依靠文化生成的價值觀念標準來判斷其行為[19]。因此，漢、藏民族的文化差異將會導致漢、藏族個體的自尊水平的差異性?；厮菀延醒芯课墨I，發(fā)現(xiàn)關于自尊的研究對象大多為漢族學生，極少專門涉及獨特文化背景下的藏族兒童青少年。因此，本研究以藏族中學生為對象，從文化發(fā)展心理學的視角探討藏族中學生社會贊許性、成就動機與自尊三者之間的關系。

自尊作為人格要素，其發(fā)展存在著顯著的年齡特征，初中逐漸上升，高三明顯下降，隨后又上升[2-5]。也有研究表明成就動機在年級上有顯著差異，高中生成就動機低于初中生[20][21]。從發(fā)展角度看，社會贊許性作為一種人格特質(zhì)，也會隨年齡增長而改變。因此，考察社會贊許性、成就動機與自尊三者關系時還需考慮年齡特征，而中學階段正是個體追求自我同一性的關鍵時期，因此，本研究選取初、高中藏族學生，同時從發(fā)展的角度探討不同年齡段三者間的關系。

二 研究方法

(一)被試

采用整群隨機抽樣的方法，2013年5月從玉樹某民族中學抽取藏族學生281人，刪除無效問卷后，有效被試260人，其中男生124人、女生136人，初中107人(男生58人、女生49人)、高中153人(男生66人、女生87人)。

(二)研究工具

1.自尊量表

采用羅森伯格自尊量表(SES)，共10題，為5點記分，從“1”到“5”表示“完全不是這樣”到“完全是這樣”，其中正向、負向計分題各5道題。量表得分越高，表明自尊水平越高。在本次測量中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

2.成就動機量表

取自余安邦與楊國樞編制的成就動機量表，分為個我取向成就動機量表(SIOAM)和社會取向成就動機量表(SSOAM)兩部分，各選10道題，采用Likert式5點記分。本次測量的內(nèi)部一致性系數(shù)：成就動機量表為0.95，個我取向成就動機分量表0.93，社會取向成就動機分量表為0.90。

3.社會贊許量表

采用Marlowe-Crowne社會贊許量表(MCSD)，由楊國樞翻譯修訂，共8個題目，其目的在于測量個人在不知不覺中意欲符合社會期望的程度[22]484-485。分數(shù)越高，表示個人的社會贊許性越強；分數(shù)越低，表示個人的社會贊許性越弱。在本次測量中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。

(三)施測程序

團體施測，當場收回問卷，被試完成問卷約需15分鐘。

(四)數(shù)據(jù)處理

采用SPSS17.0統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)整理與統(tǒng)計分析。

三 結(jié)果與分析

(一)各變量的描述統(tǒng)計及在性別和年級上的差異性檢驗

表1.各變量的描述統(tǒng)計

注：*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001,下同。

表1列出了各主要變量的平均分和標準差以及在性別和年級上的差異性檢驗。正如獨立樣本t檢驗結(jié)果所示，藏族中學生自尊、社會贊許性在性別上差異顯著，自尊、個我取向成就動機在年級上差異顯著，其余變量的差異不顯著。

(二)社會贊許性、成就動機與自尊的關系

各變量間的相關分析顯示(見表2)，藏族中學生社會取向成就動機與社會贊許性、自尊的相關均不顯著，因此不作進一步的分析。藏族中學生個我取向成就動機、社會贊許性與自尊間存在顯著正相關，r的絕對值在0.15-0.38之間，預示著三者間可能存在中介效應。

表2.各變量的相關矩陣

為檢驗藏族中學生成就動機在社會贊許性與自尊間的中介作用，根據(jù)溫忠麟、張雷等提出的中介效應檢驗程序進行檢驗[23]。首先做自尊對社會贊許性的回歸，結(jié)果顯示藏族中學生社會贊許性能顯著預測自尊，β為0.13(p<0.05)。其次，做個我取向成就動機對社會贊許性的回歸，結(jié)果顯示藏族中學生社會贊許性能顯著預測個我取向成就動機，β為0.17(p<0.01)。然后，以自尊為結(jié)果變量、社會贊許性為預測變量、個我取向成就動機為中介變量，構(gòu)建中介作用模型(如圖1)。當個我取向成就動機進入方程后，社會贊許性對自尊的直接效應(β=0.07)不顯著，方差解釋率從4.6%提高到15.1%，說明藏族中學生個我取向成就動機在社會贊許性與自尊間起完全中介作用，中介效應占總效應的48.4%。

圖1.藏族中學生個我取向成就動機的中介模型

(三)不同年齡階段社會贊許性、成就動機與自尊的關系

表4.藏族中學生個我取向成就動機、社會贊許性與自尊的相關矩陣

本研究把被試分為初、高中兩個組，以考察不同階段的藏族中學生社會贊許性、成就動機與自尊的關系。首先，對各個組的變量做相關分析。結(jié)果表明，藏族初中生，除自尊與個我取向成就動機的相關顯著外，其余變量間均無相關；藏族高中生，除自尊與社會取向成就動機間無相關外，其余變量間的相關均顯著，r絕對值在0.16～0.36之間。

圖2.藏族初中生社會贊許性、個我取向成就動機與自尊關系的路徑圖

圖3.藏族高中生社會贊許性、個我取向成就動機與自尊關系的路徑圖

通過回歸分析建立各組的路徑分析圖(圖2、3)，可以看出，藏族初中生，社會贊許性對自尊的路徑系數(shù)不顯著，個我取向成就動機對自尊的預測作用顯著，β為0.37(p<0.001)，說明此階段個我取向成就動機與自尊的關系更明顯。藏族高中生，社會贊許性對自尊的獨立預測作用(β=0.16)顯著，方差的解釋率為2.7%。當個我取向成就動機進入模型后，社會贊許性對自尊的間接作用(γ=0.22×0.36=0.0792)顯著，而直接作用(β=0.09)不顯著，方差的解釋率提高到13.0%，說明藏族高中生個我取向成就動機在社會贊許性與自尊間起完全中介作用,中介效應占總效應的49.5%。

四 討論

(一)藏族中學生成就動機在社會贊許性與自尊間的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，藏族中學生社會贊許性、個我取向成就動機與自尊間的相關均顯著，社會贊許性與個我取向成就動機均能顯著預測自尊，個我取向成就動機在社會贊許性與自尊間起中介作用。這與本課題另一研究“漢族青少年成就動機、社會贊許性與自尊關系”結(jié)果不一致。在漢族青少年群體中的研究發(fā)現(xiàn)：社會贊許性、社會取向成就動機與自尊間的相關均顯著；社會贊許性、社會取向成就動機能獨立預測自尊；社會贊許性在社會取向成就動機與自尊間起中介作用。

對于藏、漢族學生在路徑模型上的差異，其原因可能是由于藏、漢族學生處于不同的環(huán)境中，受到不同文化、社會規(guī)范、價值觀、家庭教養(yǎng)方式等的影響，因此，兩族學生在心理發(fā)展、思維方式、價值取向等方面會有所不同。漢族學生受儒家文化影響，逐步把道德標準與社會規(guī)范內(nèi)化而完成自我發(fā)展，通過自我反省與自我批評等手段來避免社會批評、逃避懲罰[18]。這使他們傾向于以社會規(guī)范與準則來衡量自己的行為，因此，他們做出的反應更多地符合社會的要求和標準。在社會化過程中，藏族學生受藏傳佛教文化的影響，藏族文化強調(diào)行善修好、謙讓知足、與世無爭、安貧樂道、博愛[5]；佛教主張人們在現(xiàn)世中忍耐、克己、順從、受難才能頓出“苦?！盵13][24]，他們逐步形成一種約束個人行為與價值的內(nèi)在標準。藏族學生從小生活在宗教朝圣文化的環(huán)境中，而宗教朝圣的基本功能則是消除自己的原罪感、應對現(xiàn)實的挫折感、獲得來生的希望感[25][26]。換句話講，藏傳佛教的朝圣文化更多的是對信徒自我的規(guī)范，這樣會更多地影響他們個我的內(nèi)在價值判斷標準的發(fā)展，因此，藏族學生的個我取向成就動機與自尊的關系表現(xiàn)得更為緊密。

(二)不同年級藏族中學生成就動機、社會贊許性與自尊間的關系

本研究還發(fā)現(xiàn)，藏族初、高中學生的社會贊許性、成就動機與自尊之間的關系存在差異。初中階段，藏族學生個我取向成就動機與自尊的相關顯著，個我取向成就動機能顯著正向預測自尊，這與“漢族青少年成就動機、社會贊許性與自尊關系”結(jié)果一致。此階段，初中生個體自我意識迅速發(fā)展，自尊心強，自我評價有所發(fā)展卻還不能全面地評價自己，他們一方面渴望自主獨立，表現(xiàn)出強烈的“成人感”；另一方面敏感、主觀、偏激，表現(xiàn)出“自我中心”，又渴望受人尊重，希望獲得一定的社會地位和尊嚴[27][28]。初中生對社會規(guī)范及價值體系還比較模糊，還不能根據(jù)社會標準來判斷自己的行為或反應，因而，其社會贊許性與自尊的關系不明顯。個我取向成就動機是一種個人想要超越某種內(nèi)在決定的目標或優(yōu)秀標準的動機心理傾向[29]。選擇什么樣的目標或標準以及對其行為結(jié)果作什么樣的評價，都是由個體自己決定的。由于文化背景和民族習俗的不同，藏族家庭一般不會對孩子從小就過度照顧，過度保護，藏族孩子的自主意識和獨立能力要強于漢族孩子[30]。且藏族學生從小受宗教文化的影響，把宗教倫理當成其價值核心，并以此對社會作出價值上的判斷和認同。由此可見，藏族學生的個人取向自我，即個人的自主、獨立及自足能力非常明顯，其自尊受到個我取向成就動機的影響也比較顯著。

藏族高中生的社會贊許性與個我取向成就動機對自尊的獨立預測作用均顯著，可以看出，社會贊許性對自尊的作用開始彰顯。通過層級回歸檢驗中介效應，個我取向成就動機進入方程后，社會贊許性對自尊的直接作用不顯著，說明個我取向成就動機在社會贊許性與自尊間起完全中介作用。青少年自尊的發(fā)展與其所處的環(huán)境密不可分，家庭、學校、同伴團體等都會對其產(chǎn)生影響。家庭是主要和直接影響兒童社會化的機構(gòu)及場所，在藏族社會，父母的宗教信仰、虔誠態(tài)度和宗教情感都會潛移默化滲透到兒童的思想行為之中。藏區(qū)極為普遍的隔代撫育的家庭教養(yǎng)模式，通過祖輩加強了兒童的宗教信仰和宗教道德觀念[31]。家庭、社區(qū)和社會對藏族青少年一致的宗教期望，使他們不僅僅在社會期望中實踐相應的行為，而且還在自己不斷的行為和所獲得的社會評價中認識自我，并最終確定自我形象[26]。在藏族學生社會化過程中，隨著年齡的增長，個體社會化逐漸成熟，同時高中生的自我意識也高度發(fā)展，自治、獨立的愿望也進一步增強，更加關注自我的發(fā)展，對自己的評價更為客觀、深刻[32]6-8。因此，藏族高中生的社會贊許性通過個我取向成就動機對自尊的間接作用更為明顯。

五 結(jié)論

本研究主要得出以下結(jié)論：

(一)藏族中學生的個我取向成就動機在社會贊許性與自尊間起中介作用；

(二)藏族初中生的自尊與個我取向成就動機的相關顯著，與社會贊許性相關不顯著，個我取向成就動機能顯著正向預測自尊；

(三)藏族高中生的個我取向成就動機在社會贊許性與自尊間起完全中介作用。

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