劉文俐 凌 宇
Proshansky 根據(jù)自我和物理環(huán)境之間的認知聯(lián)結(jié),從概念上定義了地方認同,他認為地方認同是自我的一部分,是通過人們意識和無意識中存在的想法、信念、偏好、情感、價值觀、目標、行為趨向及技能的復雜交互作用,形成的與物理環(huán)境相關的個人認同(Personal identity)[1]。近年來,湖南省城鎮(zhèn)化水平和質(zhì)量有了顯著提升,城鎮(zhèn)化率從2007年的40.45%提高到2012年的46.65%[2]。城鎮(zhèn)化進程帶來了農(nóng)村青少年成長環(huán)境的巨大變化。鄭杭生從社會學的社會互構(gòu)論視角闡述了中國轉(zhuǎn)型期個人與社會的關系,認為一切現(xiàn)代化社會生活的現(xiàn)象,都是個人與社會互構(gòu)共變的產(chǎn)物[3]。青少年正處于自我認同的關鍵期,地方認同作為與物理環(huán)境密切相關的一種自我認同,其作用機制在這一群體中也得到了部分澄清[4]:地方認同中介了學生對學校的意象評估和學業(yè)自尊之間的關系[5],地方認同感的發(fā)展有助于個體完成他們的社會與個人目標,提升孩子及家庭的幸福感[6]。城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)村青少年地方認同感的形成是個體與環(huán)境交互作用的產(chǎn)物,影響其心理與行為的發(fā)展,而自尊與生活滿意水平是衡量青少年積極心理發(fā)展的重要指標,在城鎮(zhèn)化進程中開展以學校環(huán)境為背景的農(nóng)村青少年地方認同感研究,探究地方認同與青少年自尊與生活滿意的關系,澄清地方認同感特點及其對青少年心理發(fā)展的作用機制,能夠促進城鎮(zhèn)化背景下的農(nóng)村青少年地方認同感的形成與健康發(fā)展,為預防其心理問題的發(fā)生提供理論指導和實證范例。
自湖南省所屬的隆回、祁陽、長沙、望城、江華、湘鄉(xiāng)、桃源6個縣農(nóng)村青少年來。采樣在當?shù)刂袑W進行,以班級為單位,采用團體施測。所有被試簽署知情同意書并填答人口統(tǒng)計學資料。每個班級由兩名心理學本科生和班主任擔任主試。共調(diào)查1084人,其中男生537人,女生547人;年齡在12~19(15.53±1.76)歲,其 中12~14歲 組316人(29.2%),15~16歲組435人(40.2%),17~19歲組333人(30.6%);獨生子女357人(32.9%),非獨生子女727人(67.1%)。漢族984人(90.8%),少數(shù)民族100人(9.2%)。
1.2.1 地方認同感量表(Place identification scale,PIS)[7]該量表由A Marcouyeux和G Fleury-Bahi在原有地方認同感量表的基礎上根據(jù)青少年特點予以修訂,共18個條目,分為3個維度,分別為地方依戀、地方依賴和群體認同。量表采用5級評分,從非常不同意到非常同意,分別計1~5分。在本次測評中,地方認同感總量表的Cronbach a 系數(shù)為0.82,3個分量表的Cronbach a 系數(shù)分別為0.87、0.72和0.77。驗證性因素分析結(jié)果顯示,該量表三因子模型的擬合指數(shù)GFI(擬合優(yōu)度指數(shù))為0.94,χ2/df為1.82,REMEA(標準化殘差平方根)為0.04,表明該量表具有良好的信效度。
1.2.2 自尊量表(SES)該量表于1965年由Rosenberg 編制[8],共10個條目,分值越高,自尊程度越高。量表采用4級評分,從“很不符合”到“非常符合”,分別記1~4分。
1.2.3 生活滿意度量表(Satisfaction-with-life Scale)[9]該量表由5個條目構(gòu)成,采用7級評分,從“完全不符合”到“完全符合”分別計1~7分,得分越高則生活滿意度越高,該量表具有良好的信效度。
采用SPSS 18.0和Amos 7.0 統(tǒng)計軟件進行分析。
采用方差分析和獨立樣本t 檢驗對農(nóng)村青少年地方認同感、自尊和生活滿意度的年齡和性別差異進行分析,見表1。不同年齡農(nóng)村青少年之間在地方依戀、地方依賴和群體認同三方面存在顯著性差異。進一步的多重比較結(jié)果顯示:12~14歲組農(nóng)村青少年地方依戀得分顯著低于15~16歲組青少年(P<0.001)和17~19歲組農(nóng)村青少年(P<0.001);15~16歲組農(nóng)村青少年地方依賴得分顯著低于12~14歲組青少年(P<0.001)和17~19歲組青少年(P<0.01);同時12~14歲組農(nóng)村青少年群體認同得分顯著低于15~16歲組青少年(P<0.05)和17~19歲組農(nóng)村青少年(P<0.01)。此外,不同性別青少年在地方依戀和自尊兩個方面存在顯著性差異,表現(xiàn)為女生的地方依戀和自尊均顯著高于男生。
表1 不同性別、年齡農(nóng)村青少年地方認同感、自尊與生活滿意度的差異比較(±s)
表1 不同性別、年齡農(nóng)村青少年地方認同感、自尊與生活滿意度的差異比較(±s)
注:* P<0.05,**P<0.01,***P<0.01,下同
對農(nóng)村青少年的地方依戀、地方依賴、群體認同、自尊與生活滿意度進行相關分析(見表2),結(jié)果顯示,農(nóng)村青少年的地方依戀、地方依賴、群體認同、自尊與生活滿意度之間均呈顯著正相關(P<0.001),說明地方認同感越高,青少年的自尊和生活滿意度水平也會越高。
表2 農(nóng)村青少年地方認同感與自尊、生活滿意度的相關(r)
Baron和Kenny[10]提出中介效應檢驗必須滿足以下條件:①自變量(X)能顯著預測中介變量(W)和因變量(Y);②控制自變量(X)后,中介變量(W)能顯著預測因變量(Y);③控制中介變量(W)后,自變量(X)對因變量(Y)的預測作用明顯降低。如果控制中介變量(W)后,自變量(X)對因變量(Y)仍有顯著的預測,就存在部分中介效應,如果控制中介變量(W)后,自變量(X)對因變量(Y)無顯著的預測,就存在完全中介效應。
本研究依次對自尊在地方依戀(X1)、地方依賴(X2)和群體認同(X3)與生活滿意度關系中的中介效應進行了分析(見表3)。以地方依戀為例,首先,將變量中心化,其次,建立3個回歸方程:自尊(W)對地方依戀(X1)的回歸方程、生活滿意(Y)對地方依戀(X1)的回歸方程、生活滿意(Y)對地方依戀(X1)和自尊(W)的回歸方程。結(jié)果顯示,地方依戀可以分別預測生活滿意與自尊(P<0.01),滿足條件①。在控制了地方依戀(自變量X)后,自尊(中介變量W)仍可顯著預測生活滿意(因變量Y),滿足了條件②。同時,控制自尊后,地方依戀對生活滿意的預測作用明顯降低,地方依戀對生活滿意的標準化回歸系數(shù)由中介變量引入前的0.166 下降到中介變量引入后的0.084,說明存在中介效應,由于此時的地方依戀仍能顯著預測生活滿意,所以是部分中介效應,而非完全中介效應,中介效應所占總效應的百分比為0.185×0.443/0.166=49.37%。自尊在地方依賴、群體認同與生活滿意的關系中也為部分中介效應,中介效應所占總效應的百分比分別為41.43%和32.48%。
表3 自尊在地方認同與生活滿意關系中的中介效應檢驗
埃里克森在《同一性:青少年與危機》中指出,“自我認同就是指青少年對自己的本質(zhì)、信仰和一生中的重要方面前后一致及較完善的意識,也即個人的內(nèi)部狀態(tài)與外部環(huán)境的整合和協(xié)調(diào)一致”[11]。地方認同作為與物理環(huán)境密切相關的一種自我認同,其地方依戀和群體認同兩個維度在本研究的農(nóng)村青少年群體中表現(xiàn)出了隨著年齡增長而提高的發(fā)展趨勢。說明隨著年齡的增長,青少年認知水平不斷提升,其認同水平也會得到實質(zhì)性的提高。而地方認同的地方依賴維度卻表現(xiàn)出中間年齡組青少年的地方依賴顯著低于低年齡組和高年齡組青少年。探究地方依賴的發(fā)生機制,有學者認為人們之所以會對某些環(huán)境產(chǎn)生依賴性,是因為這些地方具有獨特的能力來滿足人們需要的經(jīng)歷[12]。且自我認同具有連續(xù)性,這種連續(xù)性發(fā)生在人與環(huán)境的交互作用中,隨著年齡的增長這種聯(lián)系也在增長[13]。本研究中,12~14歲組農(nóng)村青少年群體認同得分低于其他兩組,此年齡組青少年正是經(jīng)歷從初中到高中的轉(zhuǎn)折時期,其穩(wěn)定性可能會偏低,提示這一時期青少年心理狀況值得關注。
地方依戀指的是對特定地區(qū)的情感性聯(lián)系,如人們更喜歡呆在某個地方,并感到舒適和安全[14]。本研究中,農(nóng)村青少年群體中的女生較男生有著更強烈的地方依戀,這可能體現(xiàn)了情緒加工方式的性別差異。有研究顯示,女性對情緒事件顯示出更快的回憶速度以及對情緒線索存在更強的敏感性,且女性在情緒識別、情緒抑制、情緒記憶等情緒加工方面的優(yōu)勢及其更強的情緒障礙易感性,都可能與女性更大的“情緒腦”有關[15]。本研究結(jié)論與相關研究一致,有研究者[16]等認為個體對居住地的依戀越強,對地方認同的影響作用更顯著。作為與物理環(huán)境密切相關的一種自我認同,地方認同可能會對青少年的自我概念如自尊等產(chǎn)生影響。農(nóng)村青少年群體中的女生具有更強的地方依戀,且女生較男生有更高的自尊水平,說明兩者之間可能存在一定的關系,其作用機制值得進一步探討。
認知聯(lián)結(jié)理論認為地方認同是自我認同的一部分,是“客觀世界社會化的自我”(Physical world socialization of the self)[17]。自尊是一種包含著個體自我認知的價值判斷,是個體對自我價值、重要性和成功的積極情感體驗。對于地方認同造成的影響結(jié)果國內(nèi)外也有相關的研究,弗勒里-巴等人認為,地方認同對居住滿意度有顯著的正向預測作用[5]。莊春萍等也發(fā)現(xiàn)城市認同水平會影響到人們的生活幸福感,認同水平越高,生活幸福感水平也越高[1]。在本研究中,以學校環(huán)境為背景的農(nóng)村青少年群體的地方認同的3個維度都與自尊、生活滿意度呈顯著正相關,說明地方認同感越高,青少年的自尊和生活滿意度水平也會越高,與相關研究結(jié)果一致。但三者關系為何尚不明確。為此,本研究嘗試驗證個體的自尊在地方認同的3個維度與生活滿意關系中的中介效應。
中國城市化的進程帶來了人口的巨大流動,人與環(huán)境之間的情感聯(lián)結(jié)關系也被改變,人們對地方的認同感與歸屬感也受到了影響。在這一進程中,農(nóng)村青少年地方認同感的形成也將影響其心理與行為發(fā)展,由此產(chǎn)生的社會心理后果也值得關注。本研究對農(nóng)村青少年地方認同與自尊、生活滿意度的中介效應分析結(jié)果表明,地方認同在一定程度上可以預測農(nóng)村青少年的生活滿意度,地方認同通過自尊的部分中介作用影響農(nóng)村青少年的生活滿意度。國外有研究表明地方認同影響人們對當?shù)丨h(huán)境的態(tài)度[18]。本研究也發(fā)現(xiàn),農(nóng)村青少年地方認同的3個維度均會影響其生活滿意度,且自尊在地方認同對生活滿意度的影響中起到部分中介作用。因此,可以從地方認同的形成入手,增強農(nóng)村青少年對所居住地區(qū)、學校的情感聯(lián)結(jié),培養(yǎng)學生的良好自尊水平,以提高其生活滿意度和促進其心理健康發(fā)展。
[1]莊春萍,張建新.地方認同:環(huán)境心理學視角下的分析[J].心理科學進展,2011,19(9):1387-1396
[2]http://www.hn.xinhuanet.com/2013-05/14/c_115760021.htm
[3]鄭杭生,楊敏.社會互構(gòu)論:世界眼光下的中國特色社會學理論的新探索:當代中國“個人與社會關系研究”[M].北京:中國人民大學出版社,2010
[4]池麗萍,蘇謙.青少年的地方依戀:測量工具及應用[J].中國健康心理學雜志,2012,19(12):1523-1525
[5]Fleury‐Bahi G,Marcouyeux A.Place evaluation and self‐esteem at school:The mediated effect of place identification[J].Educational Studies,2010,36(1):85-93
[6]Green C.A Sense of Autonomy in Young Children's Special Places[J].International Journal for Early Childhood Environmental Education,2013,1(1):8-31
[7]Marcouyeux A,F(xiàn)leury-Bahi G.Place-identity in a school setting:Effects of the place image[J].Environment and Behavior,2011,43(3):344-362
[8]季益富,于欣,汪向東,等.自尊量表(Rosenberg self-esteem scale.SES)[M].北京:中國心理衛(wèi)生雜志社,1999:318-318
[9]Suh E,Diener E,Oishi S,et al.The shifting basis of life satisfaction judgments across cultures:Emotions versus norms[J].Journal of Personality and Social Psychology,1998,74(2):482-482
[10]Baron R M,Kenny D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research:Conceptual,strategic,and statistical considerations[J].Journal of personality and social psychology,1986,51(6):1173-1173
[11]埃里克.Ho 埃里克森[J].同一性:青少年與危機,1998,1(9):9-9
[12]Moore R L,Graefe A R.Attachments to recreation settings:The case of rail‐trail users[J].Leisure Sciences,1994,16(1):17-31
[13]Korpela K M.Place-identity as a product of environmental self-regulation[J].Journal of Environmental psychology,1989,9(3):241-256
[14]Hidalgo M C,Hernandez B.Place attachment:Conceptual and empirical questions[J].Journal of environmental psychology,2001,21(3):273-281
[15]Gur R C,Gunning-Dixon F,Bilker W B,et al.Sex differences in temporo-limbic and frontal brain volumes of healthy adults[J].Cerebral cortex,2002,12(9):998-1003
[16]Knez I.Attachment and identity as related to a place and its perceived climate[J].Journal of environmental psychology,2005,25(2):207-218
[17]Proshansky H M,F(xiàn)abian A K,Kaminoff R.Place-identity:Physical world socialization of the self[J].Journal of environmental psychology,1983,3(1):57-83
[18]Hernández B,Martín A M,Ruiz C,et al.The role of place identity and place attachment in breaking environmental protection laws[J].Journal of Environmental Psychology,2010,30(3):281-288