初中青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)及影響因素的追蹤分析*

潘穎秋

(廈門(mén)大學(xué)公共政策研究院心理學(xué)研究所, 廈門(mén) 361005)

1 引言

自尊是個(gè)體在社會(huì)化的過(guò)程中形成的對(duì)自我價(jià)值的情感體驗(yàn)和評(píng)價(jià)。Huang (2010)對(duì)自尊文獻(xiàn)的元分析結(jié)果顯示, 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)及行為表現(xiàn)(如問(wèn)題行為)密切相關(guān), 較高的自尊對(duì)個(gè)體的心理發(fā)展有著積極的促進(jìn)作用。Mruk (2013)指出, 青少年時(shí)期是個(gè)體自我發(fā)展的重要階段, 自尊對(duì)青少年的自我認(rèn)知、自我判斷及自我概念的發(fā)展有著重要影響, 并直接關(guān)系著青少年的人格塑造和心理健康水平。理解青少年的自尊發(fā)展趨勢(shì)、特點(diǎn)及影響機(jī)制對(duì)促進(jìn)青少年的自我發(fā)展有著積極的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

1.1 青少年自尊發(fā)展的趨勢(shì)與特點(diǎn)

已有研究顯示, 我國(guó)青少年的自尊發(fā)展趨勢(shì)呈現(xiàn)“U”字形特點(diǎn), 然而關(guān)于青少年自尊發(fā)展“U”字形的低谷期, 不同研究之間則存在明顯分歧。一些學(xué)者的研究顯示, 青少年的自尊水平在初二年級(jí)顯著下降, 在初一和初三年級(jí)相對(duì)較高(張文新, 1997;張麗華, 張索玲, 侯文婷, 2009)。黃希庭、鳳四海和王衛(wèi)紅(2003)的研究表明, 從中學(xué)到大學(xué)期間,青少年的自我價(jià)值感總體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì), 在高三年級(jí), 學(xué)生的自我價(jià)值感顯著下降, 然后逐步提高,到大學(xué)三年級(jí), 學(xué)生在人際關(guān)系、家庭等維度的自尊達(dá)到最高水平。張林(2004)的研究顯示, 15歲和17～18歲是青少年自尊發(fā)展的兩個(gè)低谷期。不同于國(guó)內(nèi)學(xué)者多采用橫向研究考察青少年的自尊發(fā)展趨勢(shì), 國(guó)外學(xué)者近年來(lái)對(duì)青少年的自尊發(fā)展趨勢(shì)開(kāi)展了一系列的追蹤研究。Erol和Orth (2011)對(duì)7100余名美國(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歲至青年早期階段呈現(xiàn)一致的穩(wěn)中有升的增長(zhǎng)趨勢(shì)。Birkeland, Melkevik, Holsen和Wold (2012)對(duì)1083名挪威青少年的整體自尊水平做了追蹤(13～30歲)分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)絕大多數(shù)被試(87.1%)的自尊水平呈現(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)。與上述追蹤研究結(jié)果不同的是, Robin和Trzesniewski (2005)在總結(jié)先前自尊發(fā)展文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上, 指出在9歲至18歲期間, 男女青少年的自尊水平呈現(xiàn)穩(wěn)定的下降趨勢(shì)。然而, 需要指出的是,該研究分析的主要是未發(fā)表的論文、已發(fā)表的橫向研究或同儕序列追蹤研究(cohort-sequential longitudinal study)文獻(xiàn)。

現(xiàn)有研究關(guān)于青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)及其特點(diǎn)的分歧反映了個(gè)體自尊發(fā)展的復(fù)雜性和已有研究在研究方法上的一些特點(diǎn)：首先, 自尊測(cè)量工具呈現(xiàn)多樣性, 如張文新(1997)使用的是Coopersmith自尊調(diào)查表; 張麗華等人(2009)使用的是自編的《青少年自尊評(píng)定問(wèn)卷》; 黃希庭等人(2003)使用了自編的《青少年學(xué)生自我價(jià)值感量表》; 張林(2004)則采用積極和消極屬性詞構(gòu)建了72對(duì)兩極對(duì)偶詞表, 讓學(xué)生按照符合程度給出自我評(píng)價(jià);Erol和Orth (2011)與Birkeland等人(2012)使用的是Rosenberg自尊量表。毋庸置疑, 已有研究在自尊測(cè)量工具上的多樣性在一定程度上影響了不同研究結(jié)果之間的一致性。其次, 已有的青少年自尊發(fā)展研究, 尤其是國(guó)內(nèi)的自尊研究以橫斷研究為主, 不同年級(jí)或年齡組的被試各不相同, 使得被試差異對(duì)個(gè)體自尊發(fā)展水平的影響無(wú)法排除, 限制了對(duì)青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)及特點(diǎn)的準(zhǔn)確把握。

鑒于已有青少年自尊發(fā)展研究的特點(diǎn)與不足,本研究認(rèn)為使用有著良好信效度的自尊測(cè)量工具,開(kāi)展長(zhǎng)期追蹤研究, 將有助于準(zhǔn)確把握我國(guó)特定文化背景下的青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)及特點(diǎn)。此外, 本研究試圖在追蹤研究的基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步分析影響青少年自尊發(fā)展的外部因素和內(nèi)在需求因素, 以期更深入地理解影響我國(guó)青少年自尊發(fā)展的機(jī)制。

1.2 自尊發(fā)展與社會(huì)學(xué)習(xí)

Cooley (1902)最早提出了自尊形成的鏡像(self-glass)觀點(diǎn), 即在人際互動(dòng)過(guò)程中, 他人或社會(huì)如同是個(gè)體的一面鏡子, 個(gè)體的自我判斷取決于個(gè)體如何看待自己在他人或社會(huì)眼中的“我” (也就是社會(huì)鏡像中的“我”)。Mead (1934)秉承了這一觀點(diǎn)并指出, 重要他人的認(rèn)可是個(gè)體自尊的重要來(lái)源。沿著這一思路, 后繼的研究者進(jìn)一步提出了自尊的社會(huì)學(xué)習(xí)觀點(diǎn), 認(rèn)為自尊是個(gè)體學(xué)習(xí)和內(nèi)化他人行為、態(tài)度和觀點(diǎn), 獲得社會(huì)支持或認(rèn)可的結(jié)果,其核心是自我價(jià)值感(Coopersmith, 1967; Rosenberg& Simmons, 1971)。Harter (2012)總結(jié)道, “自我” (self)是社會(huì)構(gòu)建的結(jié)果, 在社會(huì)化的人際互動(dòng)過(guò)程中,尤其是個(gè)體與主要照顧者之間的關(guān)系以及對(duì)照顧者和重要他人評(píng)價(jià)的內(nèi)化, 使得個(gè)體的“自我”內(nèi)容與價(jià)值逐步確定, 并最終實(shí)現(xiàn)積極和消極自我評(píng)價(jià)之間的平衡。在自尊發(fā)展的鏡像和社會(huì)學(xué)習(xí)觀點(diǎn)的影響下, 社會(huì)性因素(如社會(huì)關(guān)系與社會(huì)認(rèn)可)對(duì)青少年自尊發(fā)展的影響引起了研究者的廣泛重視。

研究結(jié)果顯示, 來(lái)自家長(zhǎng)、同伴和教師的肯定與支持、陪伴和親密對(duì)初中和高中青少年在學(xué)業(yè)、外貌等方面的自尊水平及整體自尊水平有著顯著的積極影響(劉春梅, 鄒泓, 2007)。張麗華等人(2009)分析了同伴關(guān)系和親子關(guān)系對(duì)青少年自尊發(fā)展的作用機(jī)制, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)同伴關(guān)系對(duì)青少年的自尊發(fā)展有著直接的促進(jìn)作用, 師生關(guān)系對(duì)青少年自尊發(fā)展的影響相對(duì)較弱, 其影響主要是通過(guò)同伴關(guān)系間接實(shí)現(xiàn)的。一些學(xué)者對(duì)同伴關(guān)系在青少年自尊發(fā)展中的作用進(jìn)行了更為細(xì)致的分析, 發(fā)現(xiàn)同伴侵害(范翠英, 王明忠, 周宗奎, 孫曉軍, 2012)和同伴之間的沖突、自私行為會(huì)阻礙青少年的自尊發(fā)展, 而同伴之間的友愛(ài)互助對(duì)青少年的自尊發(fā)展則起著積極的促進(jìn)作用(賴(lài)建維, 鄭鋼, 劉鋒, 2008)。此外,研究表明良好的親子依戀關(guān)系(Laible, Carlo, &Roesch, 2004; Parker & Benson, 2004)與教師在教室的行為對(duì)青少年的自尊水平有著顯著的積極影響(Barrow, Bradshaw, & Newton, 2012)。

上述研究結(jié)果顯示, 來(lái)自外部的社會(huì)性支持以及親密的社會(huì)關(guān)系是促進(jìn)青少年自尊發(fā)展的重要社會(huì)性因素。遺憾的是, 因追蹤研究的匱乏, 青少年感知到的社會(huì)性支持因素的變化趨勢(shì)及其對(duì)青少年自尊影響的持續(xù)性尚不明確。

1.3 自尊發(fā)展與個(gè)體成就

與Cooley同時(shí)期的James提出了自尊發(fā)展的能力觀點(diǎn), 認(rèn)為個(gè)體在社會(huì)化過(guò)程中, 在歷史、文化、社會(huì)和家庭背景等因素的共同作用下, 通過(guò)反復(fù)的自我認(rèn)同, 逐步確認(rèn)出對(duì)自我有著重要價(jià)值的特定領(lǐng)域, 如學(xué)業(yè)、運(yùn)動(dòng)。個(gè)體的自尊源于個(gè)人的成就與個(gè)人在特定領(lǐng)域期望達(dá)成的目標(biāo)或抱負(fù)水平之間的匹配程度(見(jiàn)Mruk, 2013)。換言之, 個(gè)體所重視的特定領(lǐng)域的成功或失敗經(jīng)歷是影響個(gè)體自尊水平的核心要素。與自尊發(fā)展的鏡像或社會(huì)學(xué)習(xí)觀點(diǎn)相類(lèi)似, 自尊的能力觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)自尊源于個(gè)體對(duì)外部社會(huì)標(biāo)準(zhǔn)的滿(mǎn)足, 即社會(huì)認(rèn)可或界定的成功標(biāo)準(zhǔn)。

與自尊發(fā)展的能力觀點(diǎn)相一致, 研究者發(fā)現(xiàn)為維護(hù)自己的自尊水平, 青少年會(huì)選擇忽視負(fù)面反饋或降低自己表現(xiàn)不夠突出的領(lǐng)域的重要性(Loose,Régner, Morin, & Dumas, 2012)。對(duì)成人的自尊研究顯示, 大學(xué)生的狀態(tài)自尊(state self-esteem)水平隨著學(xué)業(yè)成績(jī)的好壞而波動(dòng)(Crocker, Karpinski,Quinn, & Chase, 2003)。Koch和Shepperd (2008)則同時(shí)考察了社會(huì)接受和個(gè)體能力在大學(xué)生自尊發(fā)展中的作用, 指出社會(huì)接受和個(gè)體在重要領(lǐng)域的能力共同影響著大學(xué)生的自尊水平, 當(dāng)詢(xún)問(wèn)被試導(dǎo)致他們自尊水平下降的真實(shí)事件時(shí), 被試更多地回憶起社會(huì)接受定向的事件; 當(dāng)被問(wèn)至對(duì)他們的自尊水平有提升影響的真實(shí)事件時(shí), 被試不僅會(huì)想起社會(huì)接受定向的事件, 亦會(huì)想起能力定向的相關(guān)事件。Harter (2012)指出,在人生發(fā)展的不同階段, 個(gè)體所關(guān)注的重要領(lǐng)域會(huì)隨著年齡增長(zhǎng)而發(fā)生變化, 如學(xué)業(yè)是兒童和青少年普遍重視的個(gè)人領(lǐng)域, 而工作對(duì)成人的重要性更為突出, 但個(gè)體在重要領(lǐng)域的能力始終是影響個(gè)體自尊水平的重要變量。

綜上所述, 無(wú)論是社會(huì)性因素, 如社會(huì)肯定,親密的社會(huì)關(guān)系, 還是能力因素, 如個(gè)人在特定重要領(lǐng)域的應(yīng)對(duì)水平或成就, 在個(gè)體一生的自尊發(fā)展中皆起著舉足輕重的作用。

1.4 自尊發(fā)展與內(nèi)在心理需求

社會(huì)支持和個(gè)體在特定領(lǐng)域的成功對(duì)個(gè)體自尊發(fā)展的重要性獲得了研究者的廣泛認(rèn)可, 學(xué)界通常將滿(mǎn)足這些外在標(biāo)準(zhǔn)而發(fā)展起來(lái)的自尊稱(chēng)為“條件自尊” (contingent self-esteem) (Harter, 2012)。然而, 當(dāng)研究者試圖以社會(huì)學(xué)習(xí)或能力觀點(diǎn)解釋個(gè)體的自尊發(fā)展特點(diǎn)時(shí), 卻遇到了困境。例如Birkeland等人(2012)和Erol和Orth (2011)的研究一致表明,青少年的自尊發(fā)展總體上呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢(shì)。依據(jù)上述觀點(diǎn), 這意味著絕大多數(shù)青少年在十余年間持續(xù)地獲得重要社會(huì)對(duì)象的認(rèn)可或在重要領(lǐng)域內(nèi)獲得持續(xù)的成功, 這一解釋顯然過(guò)于單薄而難以令人信服。此外, 研究者還發(fā)現(xiàn), 自尊的社會(huì)學(xué)習(xí)或能力觀點(diǎn)難以解釋個(gè)體追求高自尊過(guò)程中表現(xiàn)出來(lái)的不良社會(huì)適應(yīng)性, 如低成就、較差的人際關(guān)系、自戀傾向、暴力行為、言語(yǔ)防御等(Baumeister, Campbell,Krueger, & Vohs, 2003; Crocker & Parker, 2004;Kernis, Lakey, & Heppner, 2008; Vonk & Smit, 2012)。

鑒于“條件自尊”的局限性, Deci和Ryan (1995)依據(jù)自我決定理論提出,當(dāng)個(gè)體的三種基本內(nèi)在心理需求—社會(huì)聯(lián)結(jié)(在真實(shí)自我被接受的基礎(chǔ)上發(fā)展和形成的人際間安全可靠的社會(huì)關(guān)系)、能力(個(gè)體在活動(dòng)中的自我效能感體驗(yàn))、自主(行為體現(xiàn)個(gè)體的內(nèi)在意志)得到滿(mǎn)足時(shí), 會(huì)獲得“真實(shí)自尊”(true self-esteem), 即個(gè)體對(duì)真實(shí)自我的內(nèi)在認(rèn)可和接納。依據(jù)該觀點(diǎn), 當(dāng)個(gè)體的自尊建立在自主判斷和選擇的基礎(chǔ)之上, 與真實(shí)自我相吻合而非依賴(lài)外在的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)時(shí), 可降低個(gè)體的防御性或避免個(gè)體追求“條件自尊”時(shí)容易出現(xiàn)的不良后果(如自戀等)?；诖? 認(rèn)可和接納真實(shí)自我(authentic self)被研究者視作是最優(yōu)自尊(optimal self-esteem)的核心內(nèi)容(Kernis, 2003; Ryan & Brown, 2006)。Schimel,Arndt, Pyszczynski和Greenberg (2001)比較了不同自我(真實(shí)自我vs. 成就自我)被接受的條件下被試的反應(yīng)。結(jié)果表明, 在真實(shí)自我被接受的情形下,被試不易出現(xiàn)對(duì)較差社會(huì)比較結(jié)果的防御或抵制,伴隨的負(fù)面情緒也更少。然而, Vonk和Smit (2012)指出, “真實(shí)自尊”雖在概念上有著一定的優(yōu)越性,但如果一個(gè)人無(wú)論行為結(jié)果或外界評(píng)價(jià)如何, 始終保持著自尊, 則可能導(dǎo)致促進(jìn)自我發(fā)展和自我提高誘因的缺失。因此, 他們認(rèn)為“真實(shí)自尊”對(duì)個(gè)體心理發(fā)展的積極性取決于個(gè)體行為在多大程度上是以自我發(fā)展、自我聯(lián)系和自主為目標(biāo)的。

綜合自尊發(fā)展的不同觀點(diǎn), 不難發(fā)現(xiàn)自尊不僅源于外在標(biāo)準(zhǔn)的滿(mǎn)足, 亦源于個(gè)體內(nèi)在心理需求的滿(mǎn)足。遺憾的是, 迄今為止學(xué)界對(duì)外部社會(huì)性因素、能力和內(nèi)在需求如何共同作用于個(gè)體的自尊發(fā)展并不清楚。為更深入地理解青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)及特點(diǎn), 本研究試圖從整合和發(fā)展的視角, 采用縱向追蹤研究設(shè)計(jì),考察初中青少年(初一到初三)的自尊發(fā)展趨勢(shì), 分析外部因素(社會(huì)關(guān)系支持和學(xué)業(yè)壓力)與內(nèi)在需求因素(認(rèn)知自主的發(fā)展)對(duì)初中青少年自尊發(fā)展水平和趨勢(shì)的影響。此外, 已有研究發(fā)現(xiàn), 性別是影響青少年自尊發(fā)展水平的重要個(gè)體因素, 但不同研究對(duì)男、女中學(xué)生的自尊差異水平存在分歧（張麗華等, 2009; 張文新, 1997）。本研究將結(jié)合追蹤數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析性別和家庭背景變量（如家長(zhǎng)受教育程度）對(duì)初中青少年自尊發(fā)展的影響。

1.5 研究假設(shè)

在青少年早期階段, 個(gè)體的自我意識(shí)日益增強(qiáng),家長(zhǎng)和教師的權(quán)威性逐步降低, 但作為社會(huì)支持的重要來(lái)源, 家長(zhǎng)和教師對(duì)青少年的自尊發(fā)展仍有著重要影響(劉春梅, 鄒泓, 2007; Rueger, Malecki, &Demaray, 2010), 如良好的親子依戀關(guān)系對(duì)青少年的自尊水平有著明顯的促進(jìn)作用(Laible et al., 2004;Parker & Benson, 2004), 教師在教室的行為對(duì)青少年的自尊水平亦有著顯著的積極影響(Barrow et al.,2012)?；诖? 本研究假設(shè), 隨著年級(jí)增長(zhǎng), 初中青少年與家長(zhǎng)和教師關(guān)系的親密度顯著下降; 較高的親子關(guān)系和師生關(guān)系親密度對(duì)青少年的自尊水平有顯著的促進(jìn)作用。

學(xué)業(yè)是初中青少年的重要發(fā)展任務(wù), 學(xué)業(yè)成就是評(píng)價(jià)學(xué)生在校表現(xiàn)的重要內(nèi)容。與之相應(yīng), 在眾多的生活事件中, 在校青少年感知到的學(xué)業(yè)壓力往往最為突出(馮永輝, 周愛(ài)保, 2002; 李文道, 鈕麗麗, 鄒泓, 2000)。Mruk (2013)指出, 個(gè)體在重要領(lǐng)域內(nèi)感受到的壓力反映了個(gè)體在既定領(lǐng)域的應(yīng)對(duì)水平或成就, 是影響初中青少年自尊發(fā)展的重要外部因素。本研究將學(xué)業(yè)壓力定義為青少年在應(yīng)對(duì)外部環(huán)境的學(xué)習(xí)要求(如成績(jī)、同學(xué)競(jìng)爭(zhēng)、家長(zhǎng)期望等)時(shí)感知到的壓力, 并假設(shè)隨著年級(jí)增長(zhǎng), 初中青少年感知到的學(xué)業(yè)壓力日漸增大, 對(duì)自尊水平有著顯著的負(fù)面影響。

依據(jù)自我決定理論, 個(gè)體內(nèi)在心理需求的滿(mǎn)足是自尊的重要來(lái)源(Deci & Ryan, 1995)。在青少年階段, 隨著高級(jí)認(rèn)知能力的日趨成熟, 青少年的自主意識(shí)和需求日益增強(qiáng)(Beckert, 2007)?；诖? 本研究假設(shè), 青少年的認(rèn)知自主水平隨著年級(jí)增長(zhǎng)穩(wěn)步提高, 較高的認(rèn)知自主水平對(duì)青少年的自尊發(fā)展有著顯著的促進(jìn)作用。綜上所述, 本研究假設(shè)在家長(zhǎng)和教師的關(guān)系支持、學(xué)業(yè)壓力、認(rèn)知自主發(fā)展等內(nèi)外部因素的共同作用下, 初中青少年的自尊發(fā)展呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢(shì)。

2 研究方法

2.1 被試

從某地區(qū)3所普通中學(xué)的初一年級(jí)隨機(jī)抽取了7個(gè)班級(jí)(每所學(xué)校隨機(jī)抽取2～3個(gè)班級(jí))的321名學(xué)生參加了問(wèn)卷調(diào)查。第二批（初二年級(jí)）和第三批（初三年級(jí)）數(shù)據(jù)的流失樣本分別為34人和29人, 其中無(wú)效問(wèn)卷人數(shù)分別為7人和5人, 共計(jì)258名學(xué)生(女生128人, 男生130人)參加了全部的3次問(wèn)卷調(diào)查, 樣本年均流失率約為8～10%。樣本流失的主要原因是由于學(xué)生轉(zhuǎn)學(xué)、拒絕參加問(wèn)卷調(diào)查或問(wèn)卷收集的時(shí)間沒(méi)有出勤等。

被試在第一次填寫(xiě)問(wèn)卷時(shí)的平均年齡為13.26歲, 標(biāo)準(zhǔn)差為0.55。學(xué)生家長(zhǎng)中, 28%的母親和32%的父親受過(guò)大專(zhuān)或大專(zhuān)以上的高等教育, 家庭年收入的中位數(shù)為5～6萬(wàn)元。

2.2 研究程序

問(wèn)卷的收集工作在每年的春季學(xué)期展開(kāi), 學(xué)生在約定的自習(xí)課時(shí)間集體參加問(wèn)卷填寫(xiě), 時(shí)間約為20分鐘。全部問(wèn)卷的施測(cè)工作由同一位研究人員監(jiān)督完成。學(xué)生依據(jù)自愿原則參加問(wèn)卷的填寫(xiě)。

2.3 研究工具

本研究使用的主要研究工具為調(diào)查問(wèn)卷, 問(wèn)卷題目的回答采用5點(diǎn)計(jì)分制, 1代表完全不符合/完全不同意, 5代表完全符合/完全同意。本研究所使用的問(wèn)卷在先前研究中都有著良好的信效度。

自尊

：采用Rosenberg (1965)編寫(xiě)的自尊量表測(cè)量被試的整體自尊水平, 即總體上, 青少年在多大程度上接受、尊重并積極評(píng)價(jià)自己, 共計(jì)10個(gè)項(xiàng)目, 如“我覺(jué)得自己有許多優(yōu)點(diǎn)”。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(Zhao, Kong,& Wang, 2013)。在本研究的3次測(cè)量中, 該問(wèn)卷的項(xiàng)目?jī)?nèi)在一致性信度系數(shù)(Cronbach α)分別為0.88,0.89, 0.89。

親子關(guān)系

：采用家庭問(wèn)卷中的親子親合量表(Olson, Sprenkle, & Russell, 2004), 測(cè)量青少年感知到的與家長(zhǎng)之間的親密與和諧程度, 共計(jì)12個(gè)項(xiàng)目, 如“我感覺(jué)與其他人比與父母更親近(反向計(jì)分)”。先前研究表明, 該問(wèn)卷在中國(guó)青少年樣本中有著良好的信效度(張文新, 王美萍, Fuligni,2006)。在本研究中, 該問(wèn)卷在3次測(cè)量中的項(xiàng)目?jī)?nèi)在一致性信度系數(shù)分別為0.89, 0.90, 0.90。

師生關(guān)系

：改編自鄭鋼(2005)編制的師生和諧關(guān)系調(diào)查表, 測(cè)量青少年感知到的教師信任及親近程度, 共計(jì)6個(gè)項(xiàng)目, 如“老師很關(guān)心我”。在本研究中, 該問(wèn)卷項(xiàng)目在3次測(cè)量中的內(nèi)在一致性信度系數(shù)(Cronbach α)分別為0.89, 0.90, 0.89。

學(xué)業(yè)壓力

：該問(wèn)卷改編自中學(xué)生學(xué)業(yè)壓力問(wèn)卷(陳旭, 2004), 測(cè)量學(xué)生在課業(yè)學(xué)習(xí)、同學(xué)競(jìng)爭(zhēng)及成績(jī)期望等方面感受到的壓力, 共計(jì)15個(gè)項(xiàng)目, 如“我經(jīng)常感到學(xué)習(xí)任務(wù)太重”。該問(wèn)卷在本研究3次測(cè)量中的項(xiàng)目?jī)?nèi)在一致性信度系數(shù)分別為0.87,0.90, 0.89。

認(rèn)知自主

：該問(wèn)卷改編自Beckert (2007)編寫(xiě)的認(rèn)知自主問(wèn)卷, 通過(guò)青少年對(duì)自己獨(dú)立思考、發(fā)表觀點(diǎn)、決策能力等方面的自我感知和評(píng)估, 測(cè)量青少年的認(rèn)知自主水平, 共計(jì)27個(gè)項(xiàng)目, 如“我喜歡評(píng)估、反省自己的行為是否成熟、妥當(dāng)”。先前研究表明, 該問(wèn)卷在中國(guó)青少年的樣本中有著良好的信效度(Beckert, Lee, & Uaterlaus, 2012)。在本研究的3次測(cè)量中, 該問(wèn)卷的項(xiàng)目?jī)?nèi)在一致性信度系數(shù)分別為0.88, 0.89, 0.91。

3 研究結(jié)果

在初始的數(shù)據(jù)分析中, 我們首先對(duì)流失樣本是否存在系統(tǒng)差異進(jìn)行了考察,對(duì)第二批和第三批數(shù)據(jù)中的流失樣本和追蹤樣本在親子關(guān)系、師生關(guān)系、認(rèn)知自主、學(xué)業(yè)壓力和自尊水平等變量上的平均數(shù)差異做了多變量方差分析(MANOVA)。結(jié)果表明, 兩批數(shù)據(jù)的流失樣本和追蹤樣本的變量平均數(shù)沒(méi)有顯著差異,

F

(5, 289) = 1.47,

p

> 0.05;

F

(5, 255) =1.06,

p

> 0.05; 隨后的數(shù)據(jù)分析顯示, 流失樣本對(duì)本研究的重復(fù)方差檢驗(yàn)及HLM數(shù)據(jù)分析結(jié)果沒(méi)有明顯影響。之后, 我們對(duì)上述變量的被試內(nèi)缺省值(within participant missing)做了Little’s MCAR(Missing Completely at Random)檢驗(yàn), 結(jié)果顯示缺省值完全是隨機(jī)的, 且各個(gè)變量的缺省數(shù)據(jù)比例較低(< 5%)。為減小缺省值對(duì)數(shù)據(jù)分析結(jié)果的影響,我們使用EM (Expectation-Maximization)算法對(duì)缺省值做了插補(bǔ)(Schafer & Graham, 2002)。

隨后的數(shù)據(jù)分析主要包括兩個(gè)部分：使用2×3(性別×年級(jí))重復(fù)方差檢驗(yàn)分析因變量青少年自尊發(fā)展水平及自變量青少年感知到的社會(huì)關(guān)系支持(包括親子關(guān)系和師生關(guān)系)、學(xué)業(yè)壓力、認(rèn)知自主的變化趨勢(shì)及性別差異; 對(duì)上述變量進(jìn)行相關(guān)分析, 使用多層線性模式(Hierarchical Linear Modeling, HLM)分析自變量對(duì)因變量的預(yù)測(cè)效應(yīng)。

3.1 青少年自尊水平、關(guān)系支持、認(rèn)知自主和學(xué)業(yè)壓力的變化趨勢(shì)

如表1所示, 青少年在初一、初二和初三年級(jí)的自尊水平均值分別為

M

= 3.89,

M

= 3.95,

M

=4.09。重復(fù)方差檢驗(yàn)的分析結(jié)果表明, 青少年的自尊水平存在顯著的年級(jí)差異,

F

(2, 512) = 15.48,

p

<0.001; 對(duì)不同年級(jí)自尊水平的線性關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示,

F

(1,256) = 26.47,

p

< 0.001。隨后的Bonferroni

t

檢驗(yàn)結(jié)果表明, 青少年在初三年級(jí)的自尊水平顯著高于初二年級(jí),

t

= 4.36,

p

< 0.001; 在初一、初二年級(jí)的自尊水平?jīng)]有顯著差異,

t

= 1.50,

p

> 0.05。由上述分析結(jié)果可知, 初中青少年的自尊發(fā)展總體上呈現(xiàn)穩(wěn)中有升的趨勢(shì)。男、女生的自尊水平?jīng)]有顯著差異,

F

(2, 512) = 0.19,

p

> 0.05。

青少年感知到的親子關(guān)系親密程度在初中三年相對(duì)穩(wěn)定, 在初一、初二和初三年級(jí)的均值分別為

M

= 3.53,

M

= 3.53,

M

= 3.59,

F

(2, 512) = 1.48,

p

> 0.05。被試間性別差異檢驗(yàn)結(jié)果表明, 女生感知到的親子關(guān)系親密程度顯著高于男生,

F

(1, 256) =5.82,

p

< 0.05。青少年感知到的師生關(guān)系親密度存在顯著的年級(jí)差異, 在初一、初二、初三年級(jí)的平均值分別為

M

= 3.80,

M

= 3.65,

M

= 3.57,

F

(2,512) = 10.61,

p

< 0.001。隨后的Bonferroni

t

檢驗(yàn)結(jié)果表明, 青少年在初一年級(jí)感知到的師生關(guān)系親密程度顯著高于初二年級(jí),

t

= 3.08,

p

< 0.01; 在初二和初三年級(jí)之間沒(méi)有明顯差異,

t

= 1.61,

p

> 0.05。男、女學(xué)生感知到的師生關(guān)系親密度沒(méi)有顯著差異,

F

(1, 256) = 0.23,

p

> 0.05。

青少年感知到的學(xué)業(yè)壓力從初一到初三年級(jí)相對(duì)穩(wěn)定,

M

= 3.16,

M

= 3.14,

M

= 3.12,

F

(2, 512) =0.54,

p

> 0.05。男、女初中生感知到的學(xué)業(yè)壓力沒(méi)有顯著差異,

F

(1, 256) = 0.01,

p

> 0.05。青少年的認(rèn)知自主水平存在顯著的年級(jí)差異, 在初一、初二和初三年級(jí)的均值分別為

M

= 3.51,

M

= 3.78,

M

=3.85,

F

(2, 512) = 72.16,

p

< 0.001。Bonferroni

t

檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 青少年在初二年級(jí)的認(rèn)知自主水平顯著高于初一年級(jí),

t

= 8.97,

p

< 0.001; 在初三年級(jí)的認(rèn)知自主水平顯著高于初二年級(jí),

t

= 2.60,

p

<0.05。由此可見(jiàn), 初中青少年的認(rèn)知自主水平呈現(xiàn)隨著年級(jí)增長(zhǎng)穩(wěn)步提高的趨勢(shì)。男、女初中生的認(rèn)知自主水平?jīng)]有顯著差異,

F

(1, 256) = 1.39,

p

>0.05。

3.2 關(guān)系支持、學(xué)業(yè)壓力及認(rèn)知自主對(duì)青少年自尊水平的影響

相關(guān)分析的結(jié)果顯示, 從初一到初三年級(jí), 青少年感知到的關(guān)系支持、認(rèn)知自主、學(xué)業(yè)壓力和自尊水平總體上彼此顯著相關(guān)(見(jiàn)表2)。在此基礎(chǔ)上,本研究使用HLM進(jìn)一步分析了被試內(nèi)變量(年級(jí)、親子關(guān)系、師生關(guān)系、認(rèn)知自主、學(xué)業(yè)壓力)和被試間變量(性別、母親受教育程度)對(duì)青少年自尊發(fā)展水平和趨勢(shì)的影響。

在進(jìn)行HLM分析之前, 首先依據(jù)零模型的殘差方差計(jì)算了組內(nèi)相關(guān)系數(shù), ICC =τ/(τ+σ) =0.29/(0.29+0.20) = 0.59。這表明, 本研究中因變量青少年自尊水平的59%的方差可由被試間變量所解釋, 41%的方差可由被試內(nèi)變量所解釋, 使用多層線性模型分析青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)是合適的。

如回歸方程(1)所示, HLM的第一層模型著重分析被試內(nèi)自變量(年級(jí)、親子關(guān)系、師生關(guān)系、認(rèn)知自主、學(xué)業(yè)壓力)對(duì)因變量青少年自尊發(fā)展水平的影響, 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)。年級(jí)變量包括3個(gè)水平, 即初一、初二、初三年級(jí), 分別用1、2、3代替。為使得截距B的解釋更為合理, 我們對(duì)年級(jí)變量進(jìn)行了去中心化處理, 即將原先的年級(jí)數(shù)值分別減去1, 轉(zhuǎn)變?yōu)?、1、2。轉(zhuǎn)換后, B代表青少年在初一時(shí)的自尊發(fā)展水平。

表1 初中青少年的自尊水平、親子關(guān)系、師生關(guān)系、認(rèn)知自主、學(xué)業(yè)壓力的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及重復(fù)方差檢驗(yàn)結(jié)果

表2 初中青少年在不同年級(jí)的自尊水平、親子關(guān)系、師生關(guān)系、認(rèn)知自主和學(xué)業(yè)壓力的相關(guān)系數(shù)

表3 內(nèi)外部因素影響青少年自尊水平和變化趨勢(shì)的HLM分析結(jié)果

在第二層模型中, 以第一層模型中的截距(B)以及各自變量的斜率為因變量,考察被試間變量性別和母親受教育程度對(duì)青少年自尊變化趨勢(shì)的影響, 方程如下(2～7)：

多層線性模型的分析結(jié)果如表3所示, 親子關(guān)系(γ)和認(rèn)知自主(γ)對(duì)青少年的自尊發(fā)展水平有著積極的促進(jìn)作用, 回歸系數(shù)分別為0.26和0.40;學(xué)業(yè)壓力(γ)對(duì)青少年的自尊發(fā)展水平有著顯著的抑制作用, 回歸系數(shù)為–0.23。師生關(guān)系(γ)對(duì)青少年自尊發(fā)展水平?jīng)]有顯著影響。母親受教育程度較高的青少年相對(duì)于母親受教育程度較低的青少年,在初一時(shí)的自尊水平較高(γ= 0.05), 但母親的受教育程度對(duì)青少年初中三年的自尊發(fā)展趨勢(shì)有著負(fù)向影響(γ= –0.02)。男、女生初中三年的自尊變化趨勢(shì)(γ= 0.05)沒(méi)有明顯差異。

4 討論

為更深入地理解我國(guó)青少年的自尊發(fā)展趨勢(shì)和特點(diǎn), 探討影響青少年自尊發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制, 本研究對(duì)初中青少年的自尊發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行了追蹤研究, 并從整合的視角重點(diǎn)考察了外部因素(關(guān)系支持和學(xué)業(yè)壓力)和內(nèi)在需求因素(認(rèn)知自主)對(duì)初中青少年自尊發(fā)展水平和趨勢(shì)的影響。

4.1 青少年自尊水平、關(guān)系支持、學(xué)業(yè)壓力及認(rèn)知自主的變化趨勢(shì)

結(jié)果顯示, 在青少年早期階段, 個(gè)體的整體自尊水平總體上呈現(xiàn)穩(wěn)中有升的趨勢(shì)。這表明, 盡管初中青少年面臨環(huán)境適應(yīng)和課業(yè)難度加大等方面的挑戰(zhàn), 但大多數(shù)青少年整體上的自我評(píng)價(jià)仍朝著積極的方向發(fā)展。這一研究結(jié)果與黃希庭等人(2003)關(guān)于青少年自尊水平的全國(guó)大規(guī)模橫向調(diào)查結(jié)果基本一致, 與國(guó)外學(xué)者關(guān)于青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)的長(zhǎng)期追蹤研究結(jié)果亦一致（Birkeland et al.,2012; Erol & Orth, 2011)。然而, 需要指出的是, 本研究結(jié)果與張文新(1997)和張麗華等人(2009)的橫向研究結(jié)果不同, 他們發(fā)現(xiàn)初中青少年的自尊水平在初二年級(jí)顯著下降。既有研究對(duì)青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)的分歧, 在一定程度上反映了青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)的復(fù)雜性和多樣性, 而不同研究使用的自尊測(cè)量工具的差異以及不同研究設(shè)計(jì)(如橫向與縱向研究設(shè)計(jì))對(duì)研究結(jié)果的影響則進(jìn)一步增加了不同研究之間的分歧。我們認(rèn)為, 在未來(lái)開(kāi)展更多的長(zhǎng)期追蹤研究, 使用穩(wěn)定、可靠的自尊測(cè)量工具以及對(duì)自尊發(fā)展趨勢(shì)個(gè)體差異的關(guān)注將有助于進(jìn)一步準(zhǔn)確把握我國(guó)青少年自尊的發(fā)展趨勢(shì)和特點(diǎn)。

就關(guān)系支持而言, 親子關(guān)系在初中階段相對(duì)穩(wěn)定, 這表明盡管在青少年階段家長(zhǎng)的權(quán)威性日趨下降(陳會(huì)昌, 辛浩力, 葉子, 1998), 但相對(duì)穩(wěn)定的家庭環(huán)境及基于血緣關(guān)系的情感紐帶使得青少年與家長(zhǎng)之間仍舊能保持一定的親密關(guān)系。而女生與家長(zhǎng)之間更為親密的親子關(guān)系可能得益于女生比男生更注重和擅長(zhǎng)與家長(zhǎng)的語(yǔ)言溝通, 有利于親子關(guān)系的改善。初中青少年的師生關(guān)系親密程度呈現(xiàn)隨著年級(jí)增長(zhǎng)而下降的趨勢(shì), 這可能是因?yàn)樵谶@一階段青少年的自我意識(shí)日益增強(qiáng), 對(duì)教師的認(rèn)同感受到挑戰(zhàn), 又缺乏類(lèi)似于親子之間基于血緣關(guān)系的情感維系, 師生關(guān)系的親密度相應(yīng)下降。

與研究假設(shè)相反, 初中青少年感知到的學(xué)業(yè)壓力保持在一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)。在高考指揮棒下,國(guó)內(nèi)孩子在開(kāi)始正式的學(xué)校教育以后, 就承受著相對(duì)激烈的學(xué)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和家庭期望, 學(xué)業(yè)壓力已成為一種常態(tài); 而日常的作業(yè)、考試成績(jī)、同伴比較及教師評(píng)價(jià), 使得青少年對(duì)自己的學(xué)業(yè)狀況有著較為清晰和穩(wěn)定的認(rèn)識(shí), 學(xué)業(yè)壓力不易出現(xiàn)顯著波動(dòng)。此外, 與研究假設(shè)一致, 初中青少年的認(rèn)知自主水平隨著年級(jí)增長(zhǎng)顯著提升。Beckert (2007)指出, 青少年時(shí)期個(gè)體的高級(jí)認(rèn)知能力日趨成熟, 使得個(gè)體行為更可能成為個(gè)人內(nèi)在意志的體現(xiàn), 是自主發(fā)展的關(guān)鍵期。本研究結(jié)果為該觀點(diǎn)提供了支持性證據(jù)。依據(jù)自我決定理論, 自主需求的滿(mǎn)足是個(gè)體自尊的重要來(lái)源(Deci & Ryan, 1995), 在這一意義上, 穩(wěn)定提升的認(rèn)知自主水平是促進(jìn)青少年自尊發(fā)展的重要潛在推動(dòng)力。

4.2 關(guān)系支持、學(xué)業(yè)壓力和認(rèn)知自主對(duì)青少年自尊發(fā)展水平和趨勢(shì)的影響

與先前研究結(jié)果一致(Laible et al., 2004;Parker & Benson, 2004), 親子關(guān)系對(duì)初中青少年的自尊發(fā)展有著顯著的促進(jìn)作用。這表明盡管青少年的自我意識(shí)日趨增強(qiáng), 但在長(zhǎng)期的潛移默化過(guò)程中,青少年形成的對(duì)父母的信任、認(rèn)同及家庭歸屬感使得家長(zhǎng)在他們的自我探索和自我價(jià)值感的評(píng)價(jià)中依舊起著舉足輕重的作用。結(jié)合上文初中階段親子關(guān)系相對(duì)穩(wěn)定這一研究結(jié)果, 可以得知親子關(guān)系支持對(duì)青少年自尊發(fā)展的積極影響在初中三年相對(duì)穩(wěn)定。值得關(guān)注的是, 在初一年級(jí), 母親受教育程度較高的青少年與母親受教育程度較低的青少年相比, 自尊水平更高; 然而, 隨著孩子年級(jí)的增長(zhǎng),母親受教育程度對(duì)青少年自尊的發(fā)展趨勢(shì)卻呈現(xiàn)負(fù)向影響。我們認(rèn)為這可能是因?yàn)殡S著升學(xué)時(shí)間的迫近, 受教育程度較高的家長(zhǎng)與受教育程度較低的家長(zhǎng)相比, 對(duì)孩子的期望值更高, 使得孩子更容易感受到壓力, 進(jìn)而不利于孩子積極自我評(píng)價(jià)的發(fā)展。

與研究假設(shè)不一致, 師生關(guān)系對(duì)初中青少年的自尊發(fā)展水平?jīng)]有明顯影響。教師在初中青少年的生活中, 承擔(dān)著傳授知識(shí), 指導(dǎo)和監(jiān)督行為規(guī)范的職責(zé), 并在特定體制下對(duì)青少年的學(xué)業(yè)和行為等方面的表現(xiàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。然而, 隨著青少年自主意識(shí)的增強(qiáng), 教師的權(quán)威性隨之下降, 在一定程度上可能弱化了師生關(guān)系對(duì)青少年自尊水平的影響。需要指出的是, 先前研究表明, 教師在教室的行為或?qū)W(xué)生的肯定與青少年的自尊發(fā)展密切相關(guān)(Barrow et al., 2012; 劉春梅, 鄒泓, 2007)。這表明, 盡管師生的關(guān)系支持對(duì)初中青少年的自尊發(fā)展水平?jīng)]有明顯影響, 但教師的積極行為和對(duì)學(xué)生的肯定對(duì)初中青少年的自尊發(fā)展仍舊重要。結(jié)合親子關(guān)系支持對(duì)青少年自尊發(fā)展有著積極影響這一結(jié)果, 本研究認(rèn)為重要社會(huì)關(guān)系對(duì)個(gè)體自尊發(fā)展的影響與個(gè)體的成長(zhǎng)階段有著密切關(guān)系。在未來(lái)的研究中, 研究者在探討外部支持與個(gè)體自尊發(fā)展之間的關(guān)系時(shí), 需對(duì)來(lái)自不同對(duì)象及不同類(lèi)型的支持進(jìn)行更為細(xì)致地考察。

在影響青少年自尊發(fā)展的外部因素中, 學(xué)業(yè)壓力對(duì)初中青少年的自尊水平有著顯著的負(fù)面影響。這一結(jié)果與自尊研究先驅(qū)James在一個(gè)世紀(jì)以前所提出的自尊能力觀點(diǎn)一致, 個(gè)體的自尊水平隨著個(gè)體在重要領(lǐng)域的成功與失敗而起伏。對(duì)在校青少年而言, 課業(yè)內(nèi)容的挑戰(zhàn), 同學(xué)之間的激烈競(jìng)爭(zhēng)以及家長(zhǎng)和教師的期望使得學(xué)業(yè)成為學(xué)生感受到的壓力最為突出的生活事件(馮永輝, 周愛(ài)保, 2002)。學(xué)業(yè)壓力反映了青少年對(duì)外部環(huán)境要求的應(yīng)對(duì)困難,即感知到學(xué)業(yè)表現(xiàn)低于外界要求或預(yù)期, 降低了青少年在學(xué)業(yè)領(lǐng)域的成功體驗(yàn), 因而不利于青少年的自尊發(fā)展。基于此, 本研究認(rèn)為在家庭和學(xué)校教育中, 引導(dǎo)青少年正確地看待自己的學(xué)業(yè)表現(xiàn), 對(duì)青少年的自尊發(fā)展將有著積極影響。

此外, 研究結(jié)果顯示, 認(rèn)知自主的發(fā)展對(duì)青少年的自尊發(fā)展有著非常顯著的促進(jìn)作用。依據(jù)自我決定理論, 自主是個(gè)體內(nèi)在心理需求的核心構(gòu)成,與社會(huì)聯(lián)結(jié)和能力一起被視為個(gè)體的三大基本心理需求。這些心理需求的滿(mǎn)足是個(gè)體自尊, 尤其是真實(shí)自尊的重要來(lái)源(Deci & Ryan, 1995)。認(rèn)知自主對(duì)初中青少年整體自尊的顯著促進(jìn)作用, 一方面為自尊發(fā)展的內(nèi)在需求觀點(diǎn)提供了支持性證據(jù); 另一方面, 該結(jié)果為先前研究(Birkeland et al., 2012;Erol & Orth, 2011; 黃希庭等, 2003)和本研究發(fā)現(xiàn)的青少年穩(wěn)中有升的自尊發(fā)展趨勢(shì)提供了良好的注解, 即盡管初中青少年面臨著學(xué)業(yè)壓力等不利因素, 但受益于內(nèi)在認(rèn)知自主水平的顯著提升, 使得大多數(shù)個(gè)體在青少年階段自尊水平的提高成為可能。換言之, 自主內(nèi)在需求的滿(mǎn)足在青少年自尊發(fā)展的過(guò)程中可能發(fā)揮著“穩(wěn)定器”和“推進(jìn)器”的作用。這在一定層面上彌補(bǔ)了自尊的社會(huì)鏡像觀點(diǎn)和能力觀點(diǎn)在解釋個(gè)體自尊發(fā)展趨勢(shì)時(shí)的不足。

本研究與大多數(shù)研究一樣, 存在一些局限性。首先, 本研究對(duì)青少年自尊水平的三次追蹤數(shù)據(jù)顯示, 在青少年早期階段, 個(gè)體的自尊水平呈現(xiàn)穩(wěn)定的線性增長(zhǎng)趨勢(shì), 但需要指出的是, 三次追蹤數(shù)據(jù)不足以考察青少年自尊發(fā)展趨勢(shì)是否存在更為復(fù)雜的變化趨勢(shì), 如U型變化趨勢(shì)。其次, 本研究的樣本以城市青少年為主, 其結(jié)果是否適用于農(nóng)村青少年, 有待于進(jìn)一步研究。

5 結(jié)論

本研究的主要結(jié)論如下：(1)總體上, 初中青少年的自尊發(fā)展呈現(xiàn)穩(wěn)中有升的趨勢(shì); (2)初中三年,青少年的親子關(guān)系相對(duì)穩(wěn)定, 對(duì)青少年的自尊發(fā)展有著積極的促進(jìn)作用; 師生關(guān)系呈現(xiàn)下降趨勢(shì), 對(duì)青少年的自尊發(fā)展沒(méi)有明顯影響; (3)初中青少年感知到的學(xué)業(yè)壓力相對(duì)穩(wěn)定, 對(duì)自尊發(fā)展有著明顯的抑制作用; 認(rèn)知自主水平逐年提高, 對(duì)自尊水平有著顯著的促進(jìn)作用。

簡(jiǎn)言之, 本研究認(rèn)為外部社會(huì)關(guān)系支持、學(xué)業(yè)壓力和內(nèi)在自主發(fā)展需求共同影響著初中青少年穩(wěn)步上升的自尊發(fā)展軌跡。其中, 內(nèi)在的自主發(fā)展需求在初中青少年的自尊發(fā)展中發(fā)揮著“穩(wěn)定器”和“推進(jìn)器”的作用; 而外在因素, 如親子關(guān)系、學(xué)業(yè)壓力和師生關(guān)系, 則分別起著促進(jìn)、抑制作用或無(wú)顯著影響。

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