大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對責(zé)任感的影響：自尊的中介作用*

黃四林 韓明躍 寧彩芳 林崇德

(1北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究所,北京 100875)(2中央財(cái)經(jīng)大學(xué)心理學(xué)系,北京 100081)

1 引言

責(zé)任感是實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo)、國家興盛和社會良好風(fēng)尚的重要品質(zhì),更是大學(xué)生個(gè)人全面發(fā)展、幸福生活和成就人才的核心素養(yǎng)。責(zé)任感(sense of responsibility)是指個(gè)體積極承擔(dān)責(zé)任或者幫助他人的一種比較穩(wěn)定的心理品質(zhì)。大學(xué)生責(zé)任感越高,其學(xué)業(yè)成就(Singg&Ader,2001)、積極自我的形成(劉海濤,鄭雪,聶衍剛,2011;Singg&Ader,2001),人格健全發(fā)展(劉海濤,鄭雪,2010)和利他行為(Such&Walker,2004)等方面就更為突出?！秶抑虚L期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要(2010?2020)》將“著力提高學(xué)生服務(wù)國家人民的社會責(zé)任感”作為未來教育的戰(zhàn)略重點(diǎn)。于是,有關(guān)大學(xué)生責(zé)任感的研究和培養(yǎng)成為當(dāng)前眾多學(xué)科和社會關(guān)注的焦點(diǎn)問題。因此,本研究試圖采用問卷調(diào)查和實(shí)驗(yàn)相結(jié)合的方法,考察大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感的影響及其作用機(jī)制,為責(zé)任感的培養(yǎng)提供心理學(xué)上的依據(jù)。

學(xué)校認(rèn)同(school identity)是指個(gè)體認(rèn)識到自己屬于該學(xué)校群體,并且意識到成為此學(xué)校成員會給自己帶來的情感和價(jià)值意義,是對學(xué)校的歸屬感(Middlebrook,2010;Osterman,2000)。根據(jù)社會認(rèn)同(social identity)理論,學(xué)校認(rèn)同是學(xué)校組織影響學(xué)生的重要心理機(jī)制,是研究和解釋學(xué)生群體行為的一個(gè)重要概念和視角。學(xué)校認(rèn)同對學(xué)生的學(xué)校適應(yīng)、學(xué)業(yè)成就、學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)具有明顯的正向預(yù)測作用(Faircloth&Hamm,2005;Middlebrook,2010),影響其自信心、探索能力和自我認(rèn)同的發(fā)展(Rich&Schachter,2012),提高學(xué)生自尊和生命愿景(Jetten et al.,2015;林輝,潘小焮,陳新苗,2015),影響其價(jià)值觀的形成(趙志裕,溫靜,譚儉邦,2005),甚至可以預(yù)測學(xué)生集體行為(薛婷,陳浩,樂國安,姚琦,2013;樂國安,賴凱聲,姚琦,薛婷,陳浩,2014)。由此可見,學(xué)校認(rèn)同是學(xué)生發(fā)展的重要影響因素。

根據(jù)社會認(rèn)同理論,當(dāng)個(gè)體形成了對某個(gè)群體的認(rèn)同之后,體驗(yàn)到個(gè)人重視的價(jià)值與群體的核心價(jià)值相符時(shí),不僅會積極內(nèi)化社群的規(guī)范,遵守紀(jì)律,而且會正面評價(jià)和支持群體,尤其是在群體的聲譽(yù)和安全受損時(shí)能夠挺身而出,捍衛(wèi)群體的利益,積極承擔(dān)群體的責(zé)任(殷融,張菲菲,2015;趙志裕等,2005;Roth&Steffens,2014;Tajfel,1982)。多項(xiàng)有關(guān)香港青少年社會認(rèn)同的調(diào)查結(jié)果一致發(fā)現(xiàn),自稱是香港人的青少年不認(rèn)為他們對中國的前途有責(zé)任,但是認(rèn)同中國人身份的青少年覺得自己對中國的前途有責(zé)任(Lam,Lau,Chiu,&Hong,1998)。研究者以中日撞船事件等現(xiàn)象為背景研究發(fā)現(xiàn),國家認(rèn)同和學(xué)校認(rèn)同對大學(xué)生參與集體示威活動(dòng)具有明顯的影響(樂國安等,2014;薛婷等,2013)。同時(shí),傳統(tǒng)美德認(rèn)同對大學(xué)生責(zé)任行為傾向具有明顯的正向預(yù)測作用(朱秋飛,何貴兵,2011)。由這些研究結(jié)果可以推測,大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感具有明顯的影響效應(yīng),但是到目前為止,仍然缺乏對該問題的實(shí)證研究。該問題的研究有助于深入揭示學(xué)校對學(xué)生發(fā)展的影響機(jī)制,尤其是對責(zé)任感的培養(yǎng)具有重要借鑒意義。為此,本研究首先采用問卷調(diào)查法確定大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與其責(zé)任感之間的相關(guān)關(guān)系,然后在此基礎(chǔ)上,采用實(shí)驗(yàn)法操縱學(xué)校認(rèn)同,揭示二者之間的因果關(guān)系。

自尊(self-esteem)是社會認(rèn)同對其成員心理和行為影響的重要解釋變量(殷融,張菲菲,2015;Aberson,Healy,&Romero,2000;Rubin&Hewstone,1998;van Veelen,Otten,Cadinu,&Hansen,2016)。根據(jù)自我分類理論(self-categorization theory),人們通過群體間的社會比較來肯定內(nèi)群體相對于其他群體的優(yōu)勢,從而透過所認(rèn)同的群體提高自尊(Aberson et al.,2000;Crocker&Luhtanen,1990)。由此推測,自尊是大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與其責(zé)任感之間的中介變量。

然而,社會認(rèn)同理論認(rèn)為,自尊包括個(gè)體自尊和集體自尊兩個(gè)方面,前者是個(gè)體對自我進(jìn)行的整體性積極評價(jià)和接納,后者是個(gè)體對于自己所在群體價(jià)值的評價(jià)和感知,它強(qiáng)調(diào)的是集體價(jià)值感、尊重感和良好感(Crocker&Luhtanen,1990;van Veelen et al.,2016)。雖然個(gè)體自尊與集體自尊之間存在顯著相關(guān),但是相關(guān)系數(shù)僅在0.25～0.36之間(Luhtanen&Crocker,1992)。因此,在自我概念的結(jié)構(gòu)中個(gè)體自尊與集體自尊雖然存在著交集或相關(guān),共同形成了個(gè)人的總體價(jià)值感以及整體上的積極自我概念,但是二者之間存在明顯差異(van Veelen et al.,2016)。

那么,學(xué)校認(rèn)同是通過集體自尊,還是個(gè)體自尊,抑或是二者的多重中介間接影響責(zé)任感呢？該問題的回答有助于進(jìn)一步揭示社會認(rèn)同對群體成員的影響機(jī)制。已有結(jié)果顯示,大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同可以正向預(yù)測集體自尊(林輝等,2015),集體自尊可以維護(hù)和促進(jìn)個(gè)體自尊(Luhtanen&Crocker,1992),并且在社會認(rèn)同與個(gè)體自尊之間發(fā)揮完全中介作用(Jetten et al.,2015),而個(gè)人自尊與其責(zé)任感之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(Ader,1997;Plante,1977;楊紹清,朱小茼,薄建柱,2013)。由此推測,集體自尊與個(gè)體自尊在學(xué)校認(rèn)同與責(zé)任感之間可能是串行多重中介變量,如圖1所示。

圖1 學(xué)校認(rèn)同與責(zé)任感之間關(guān)系的假設(shè)模型

綜上,為揭示大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感的影響,以及集體自尊和個(gè)體自尊的中介作用,首先,本研究采用問卷調(diào)查法探討大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與其責(zé)任感之間的相關(guān)關(guān)系;其次,采用實(shí)驗(yàn)法操縱大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同,確定二者之間的因果關(guān)系;最后,檢驗(yàn)集體自尊和個(gè)體自尊在二者之間是否發(fā)揮著中介作用。

2 研究1 大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與其責(zé)任感之間的相關(guān)關(guān)系

2.1 研究方法

2.1.1 被試

以北京、蘇州、杭州和安慶的4所高校大學(xué)生為被試,共發(fā)放問卷680份,回收有效問卷649份,有效回收率為95.44%。其中,女生563人,男生84人,2人性別缺失;年齡在17～25歲之間,平均年齡為21.27±1.15歲。

2.1.2 研究工具

(1)學(xué)校認(rèn)同。采用丁甜 (2012)在組織認(rèn)同量表和群體認(rèn)同量表的基礎(chǔ)上開發(fā)的大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同量表進(jìn)行測量,例如,“我認(rèn)為我所在學(xué)校是一所優(yōu)秀的大學(xué)”。該量表共包括20個(gè)項(xiàng)目,采用7點(diǎn)計(jì)分,從1(完全不同意)到7(完全同意),得分越高表明學(xué)校認(rèn)同程度就越高。以往研究表明該量表具有良好信效度(丁甜,2012),本研究中該量表的α系數(shù)為0.90。

(2)責(zé)任感。采用Singg和Ader(2001)編制的學(xué)生責(zé)任感問卷(Student Personal Responsibility Seale-10)進(jìn)行評定,問卷共包含10個(gè)項(xiàng)目,例如,“當(dāng)我承諾參與某個(gè)項(xiàng)目時(shí),我會堅(jiān)持到底。”所有項(xiàng)目采用4點(diǎn)計(jì)分,從1(完全不符合)到4(完全符合),得分越高說明大學(xué)生責(zé)任感越強(qiáng)。以往研究表明該量表具有良好的信效度(Singg&Ader,2001),本研究中α系數(shù)為0.66。

2.2 共同方法偏差控制

由于本研究均是采用自我報(bào)告法收集數(shù)據(jù),可能會導(dǎo)致共同方法偏差效應(yīng)(周浩,龍立榮,2004)。本研究采用了程序方法進(jìn)行控制,具體包括：(1)所有問卷采用匿名調(diào)查。(2)采用的量表或問卷具有較高信效度,從而盡可能地減少或避免測量上的系統(tǒng)誤差。(3)問卷中的部分項(xiàng)目使用反向計(jì)分。(4)被試來自不同學(xué)校,增加被試來源空間的差異。此外,數(shù)據(jù)收集完成后,進(jìn)一步采用Harman單因子檢驗(yàn)對共同方法偏差進(jìn)行診斷,結(jié)果發(fā)現(xiàn),未旋轉(zhuǎn)情況下共有7個(gè)因子的特征值大于1,并且第一個(gè)因子解釋的變異量為24.84%,小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。這表明該研究共同方法偏差問題不明顯。

2.3 結(jié)果與分析

相關(guān)分析發(fā)現(xiàn),大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同(5.18±0.78)與其責(zé)任感(3.25±0.36)之間存在顯著的正相關(guān)(

r

=0.21,

p

<0.001)。為排除被試的學(xué)校類型、性別、年級等因素對二者之間關(guān)系的影響,采用線性回歸分析對這些無關(guān)變量進(jìn)行控制。結(jié)果發(fā)現(xiàn),在只有學(xué)校認(rèn)同為預(yù)測變量的回歸方程中,其回歸系數(shù)顯著(

B

=0.10,

SE

=0.02,

t

=5.57,

p

<0.001),然后再納入性別、年級和學(xué)校類型等控制變量之后,學(xué)校認(rèn)同的回歸系數(shù)仍然顯著(

B

=0.10,

SE

=0.02,

t

=5.44,

p

<0.001)。這說明大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與其責(zé)任感之間的相關(guān)關(guān)系具有明顯的穩(wěn)定性,不受被試的性別、年級和學(xué)校類型等因素的影響。

3 研究2 大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感的影響

3.1 研究方法

3.1.1 被試

以北京市某大學(xué)的110名大學(xué)生為正式被試,其中男生41人,女生69人,年齡范圍為17至20歲之間,平均年齡為18.53±0.79歲。所有被試都自愿參加實(shí)驗(yàn),且未參加過類似實(shí)驗(yàn)。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用單因素被試間設(shè)計(jì),自變量為學(xué)校認(rèn)同,分為高認(rèn)同組與對照組,因變量為責(zé)任感。

3.1.3 研究工具

(1)學(xué)校認(rèn)同的啟動(dòng)。本研究通過自編的兩篇文字材料來啟動(dòng)學(xué)校認(rèn)同,高認(rèn)同組閱讀的材料是有關(guān)該學(xué)校的顯著成就與地位,并通過與其他學(xué)校的比較突出該學(xué)校的社會與學(xué)術(shù)聲望?？刂平M是一篇有關(guān)植物介紹的科普材料。兩組材料字?jǐn)?shù)相當(dāng),500字左右。

(2)責(zé)任感。根據(jù)Singg和Ader(2001)的學(xué)生責(zé)任感問卷,自編了學(xué)校情境責(zé)任問卷,設(shè)置的情境與大學(xué)生日常學(xué)習(xí)、生活密切相關(guān),比如“教室投影壞掉”、“宿舍洗澡熱水器壞掉”和“幫助整理圖書館資料”等6種情境,其中有2個(gè)情境反向計(jì)分。通過這些情境下被試的反應(yīng)來測量責(zé)任感,采用5點(diǎn)計(jì)分,從 1(從不)到5(一定),得分越高表示個(gè)體的責(zé)任感越高。本研究中該問卷的α系數(shù)為0.61。

3.1.4 研究程序

整個(gè)研究分預(yù)實(shí)驗(yàn)與正式實(shí)驗(yàn)兩部分：預(yù)實(shí)驗(yàn)是檢驗(yàn)學(xué)校認(rèn)同啟動(dòng)的有效性,選取44名大學(xué)本科生為被試,隨機(jī)分為高認(rèn)同組和控制組,被試完成問卷的順序是：學(xué)校認(rèn)同前測、閱讀材料、學(xué)校認(rèn)同后測和閱讀材料記憶測試。學(xué)校認(rèn)同的前、后測均采取學(xué)校認(rèn)同單項(xiàng)題目進(jìn)行測量“我在很大程度上認(rèn)同我現(xiàn)在的學(xué)?！?采用5點(diǎn)計(jì)分,得分越高表示認(rèn)同感越強(qiáng)。閱讀材料記憶測試是檢驗(yàn)被試是否認(rèn)真閱讀材料。

在預(yù)實(shí)驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證啟動(dòng)有效性之后開始正式實(shí)驗(yàn)。首先讓隨機(jī)分配的兩組被試閱讀對應(yīng)的實(shí)驗(yàn)材料,為保證被試能夠認(rèn)真閱讀,采用單盲實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),告訴被試這是一個(gè)記憶測驗(yàn)。指導(dǎo)語是：“請你仔細(xì)閱讀以下材料并盡量記憶,在一些日常生活調(diào)查題目之后,有一個(gè)針對該材料的詞匯辨認(rèn)測驗(yàn),用來測量你的記憶水平。”在材料閱讀之后,首先,調(diào)查被試對閱讀材料的熟悉程度,以篩選被試是否接觸過類似的資料。其次,分別測量被試的學(xué)校認(rèn)同和責(zé)任感,學(xué)校認(rèn)同的測量題目同預(yù)實(shí)驗(yàn),而且僅有后測。最后,是一個(gè)簡單的詞匯辨認(rèn)測驗(yàn),需要被試對10個(gè)詞匯進(jìn)行辨認(rèn),判斷是否在前面的閱讀材料中出現(xiàn)過,其中5個(gè)來自于實(shí)驗(yàn)材料。

3.1.5 數(shù)據(jù)處理

通過對正式實(shí)驗(yàn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理,將有以下任何一種情況的被試進(jìn)行刪除,不納入正式數(shù)據(jù)處理中：(1)對實(shí)驗(yàn)材料非常熟悉的被試。因?yàn)樵趯?shí)驗(yàn)之前對材料內(nèi)容比較了解的被試,學(xué)校認(rèn)同感操縱有效性比較差。(2)在詞匯辨認(rèn)測驗(yàn)中沒有填答和錯(cuò)誤率達(dá)到90%及其以上的被試。因?yàn)檫@些被試很可能沒有閱讀或者沒有認(rèn)真閱讀實(shí)驗(yàn)材料,無法達(dá)到操縱學(xué)校認(rèn)同的效果。(3)在情境責(zé)任問卷中所有填答一致的被試。因?yàn)樵搯柧碛袃身?xiàng)是反向題目,如果6個(gè)情境都填答一致,說明被試沒有認(rèn)真填答問卷。共有119名被試參加了正式實(shí)驗(yàn),根據(jù)上述三個(gè)原則刪除了9名不符合實(shí)驗(yàn)要求的被試,有效被試共110名,其中實(shí)驗(yàn)組56人,控制組54人。

3.2 結(jié)果與分析

3.2.1 學(xué)校認(rèn)同啟動(dòng)有效性的檢驗(yàn)

首先,對預(yù)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn),學(xué)校認(rèn)同啟動(dòng)分組為自變量,學(xué)校認(rèn)同單項(xiàng)題目的前測為協(xié)變量,后測為因變量進(jìn)行單因素協(xié)方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),高認(rèn)同組的學(xué)校認(rèn)同得分(

M

=3.64,

n

=22)顯著高于控制組(

M

=3.05,

n

=22),

F

(1,41)=9.74,

p

=0.003,偏η=0.192。這表明,對學(xué)校認(rèn)同的啟動(dòng)是有效的,可以用于正式實(shí)驗(yàn)。其次,以正式實(shí)驗(yàn)的數(shù)據(jù)再次檢驗(yàn)學(xué)校認(rèn)同操縱的有效性。以高認(rèn)同組與控制組為分組變量,學(xué)校認(rèn)同單項(xiàng)題目得分為因變量,進(jìn)行獨(dú)立樣本

t

檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn),高認(rèn)同組的得分(

M

=3.82,

n

=56)顯著高于控制組(

M

=3.44,

n

=54),

t

(108)=2.28,

p

=0.025。該結(jié)果再次驗(yàn)證了學(xué)校認(rèn)同啟動(dòng)的有效性。

3.2.2 大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感的影響

對正式實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,以責(zé)任感為因變量,學(xué)校認(rèn)同啟動(dòng)為自變量,將被試的年齡和在學(xué)校認(rèn)同單項(xiàng)題目得分為協(xié)變量,進(jìn)行單因素被試間協(xié)方差分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),高認(rèn)同組大學(xué)生的責(zé)任感顯著高于控制組,

F

(1,103)

=

5.50,

p

=0.021,偏

η

=0.051,如圖2所示。該結(jié)果表明,大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的提高,可以顯著增強(qiáng)其責(zé)任感。

圖2 學(xué)校認(rèn)同對責(zé)任感的影響

已有研究指出提高成員的群體認(rèn)同可以從兩方面著手,一是強(qiáng)調(diào)群體的成就和杰出之處,令個(gè)體能以身為該群體的成員而驕傲;二是轉(zhuǎn)移社會比較的對象,令成員覺得自己的群體比其他群體優(yōu)勝(趙志裕等,2005)。據(jù)此,本研究編制了大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同啟動(dòng)材料和控制材料。通過預(yù)試驗(yàn)和正式試驗(yàn)的結(jié)果分析一致發(fā)現(xiàn),該研究對學(xué)校認(rèn)同的操縱是有效的。

研究1采用問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與其責(zé)任感之間存在顯著的正相關(guān),為進(jìn)一步確定二者之間的因果關(guān)系,研究2采用實(shí)驗(yàn)法通過實(shí)驗(yàn)材料啟動(dòng)大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同,結(jié)果發(fā)現(xiàn),與控制組相比,高認(rèn)同組大學(xué)生的責(zé)任感明顯更高。由此說明,大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感具有顯著的正向作用。

4 研究3 檢驗(yàn)集體自尊和個(gè)體自尊的中介效應(yīng)

4.1 研究方法

4.1.1 研究被試

4.1.2 研究材料

(1)學(xué)校認(rèn)同。選用涂薇(2008)編制的學(xué)校認(rèn)同問卷,如“我感覺整個(gè)學(xué)校就像個(gè)大家庭”,包含16個(gè)項(xiàng)目,其中有2個(gè)項(xiàng)目是反向計(jì)分,采用5點(diǎn)計(jì)分法,從1(非常不同意)到5(非常同意),得分越高表示個(gè)體的學(xué)校認(rèn)同就越高。本研究中該問卷的α系數(shù)為0.91。

(2)集體自尊。采用Luhtanen和Crocker(1992)的集體自尊量表(CSES),例如“一般來說,我對自己是學(xué)校這個(gè)大集體里的一員感到高興?！痹摿勘碛?6道題組成,8道題目為反向計(jì)分題,采用7點(diǎn)計(jì)分法,從1(非常不符合)到7(非常符合),得分越高表示集體自尊程度越高。該量表在已有研究中顯示具有良好的信、效度(林輝等,2015),本研究的α系數(shù)為0.87。

(3)個(gè)體自尊。采用Rosenberg(1965)編制的自尊量表(SES),如“我覺得我有許多優(yōu)點(diǎn)。”由10道題組成,5道題目為反向計(jì)分題,采用4點(diǎn)計(jì)分法,從 1(很不符合)到4(非常符合),得分越高表示個(gè)體自尊越高。該量表在國內(nèi)外廣泛使用,并且具有良好的信、效度,本研究的α系數(shù)為0.87。

(4)責(zé)任感。同研究2,該量表在本研究的α系數(shù)為0.67。

4.2 共同方法偏差的控制

本研究采用程序方法進(jìn)行控制,具體包括：(1)統(tǒng)一采用匿名調(diào)查。問卷調(diào)查完全采用匿名方式,讓被試能夠根據(jù)自己的情況據(jù)實(shí)填寫。(2)采用的量表或問卷具有較高信效度,從而盡可能地減少或避免測量上的系統(tǒng)誤差。(3)問卷中的部分題目使用反向計(jì)分題。(4)使用兩套問卷以平衡變量在施測過程中的呈現(xiàn)順序。此外,數(shù)據(jù)收集完成后,進(jìn)一步采用Harman單因子檢驗(yàn)對共同方法偏差進(jìn)行診斷,結(jié)果發(fā)現(xiàn),未旋轉(zhuǎn)情況下共有12個(gè)因子的特征值大于1,并且第一個(gè)因子解釋的變異量為25.48%,小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。這表明該研究共同方法偏差問題不明顯。

4.3 結(jié)果與分析

4.3.1 大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同、集體自尊、個(gè)體自尊和責(zé)任感之間的相關(guān)關(guān)系

對學(xué)校認(rèn)同、集體自尊、個(gè)體自尊和責(zé)任感的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn),4個(gè)變量兩兩之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,如表1所示。

表1 研究3所有觀測變量的描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

4.3.2 自尊在大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感影響過程中的中介效應(yīng)

(1)集體自尊與個(gè)體自尊的多重中介效應(yīng)

由于電機(jī)系統(tǒng)進(jìn)行沖擊試驗(yàn)投入人力大、費(fèi)用高，測試所獲得的數(shù)據(jù)有限等諸多限制，人們普遍趨向于采用低成本、高性能和高仿真的有限元數(shù)值模擬仿真方法。當(dāng)前，這類仿真方法主要是利用有限元分析軟件，比如ANSYS、LS-DYNA、NASTRA、HYPERMESH等[2-3]。

為驗(yàn)證本研究的理論假設(shè),即集體自尊和個(gè)體自尊在學(xué)校認(rèn)同與責(zé)任感之間的串行多重中介效應(yīng),首先將所有連續(xù)變量標(biāo)準(zhǔn)化,然后按照Zhao,Lynch和Chen(2010)提出的中介效應(yīng)分析程序,參照已有研究(Bolin,2014)提出的Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn),樣本量選擇5000,在95%置信區(qū)間下,將學(xué)校、性別、年級、是否是學(xué)生干部、專業(yè)滿意度等作為控制變量,結(jié)果發(fā)現(xiàn),整個(gè)模型的

R

為0.11,具體路徑統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。這表明,雖然總體上間接路徑效應(yīng)是顯著的,但是僅有間接路徑1顯著,95%置信區(qū)間沒有包含0,即學(xué)校認(rèn)同通過影響集體自尊再影響責(zé)任感,而間接路徑2和3均不顯著,95%置信區(qū)間均包含0,即從學(xué)校認(rèn)同到個(gè)體自尊,以及學(xué)校認(rèn)同到集體自尊再到個(gè)體自尊,這兩條間接途徑無顯著效應(yīng),如圖3所示。這說明,在整個(gè)模型中,集體自尊的中介效應(yīng)是顯著存在的,但是個(gè)體自尊以及由集體自尊再到個(gè)體自尊的多重中介均無明顯作用。于是,有必要將個(gè)體自尊以及多重中介途徑從模型中剔除,然后再進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

(2)集體自尊的中介效應(yīng)

采用同樣的統(tǒng)計(jì)方法,在控制學(xué)校、性別、年級、是否是學(xué)生干部、專業(yè)滿意度等無關(guān)變量條件下,結(jié)果發(fā)現(xiàn),整個(gè)模型的

R

仍然為0.11,并且中介效應(yīng)的結(jié)果沒有包含0(LLCI=0.0452,ULCI=0.2089)。這表明集體自尊的中介效應(yīng)顯著,且中介效應(yīng)大小為0.1211。此外,控制了中介變量集體自尊之后,學(xué)校認(rèn)同對責(zé)任感的直接影響不顯著,區(qū)間(LLCI=?0.0940,ULCI=0.1723)包括0,而且直接效應(yīng)僅為0.0391(

SE

=0.0677,

t

=0.5773,

p

=0.5640),如圖4所示。由此可見,在刪去個(gè)體自尊以后,僅有集體自尊作為中介變量模型的解釋力并沒有明顯變化,這說明該模型更能擬合當(dāng)前的數(shù)據(jù)。因此,在大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感的影響過程中,集體自尊發(fā)揮著全部中介作用。

表2 集體自尊和個(gè)體自尊的中介效應(yīng)

圖3 對假設(shè)模型的檢驗(yàn)

圖4 集體自尊的中介作用

5 綜合討論

5.1 大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感的具有顯著的正向影響

本研究采用問卷調(diào)查法發(fā)現(xiàn)大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與其責(zé)任感之間具有顯著的正相關(guān),在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步操縱學(xué)校認(rèn)同,結(jié)果發(fā)現(xiàn),大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感具有明顯的影響。這一結(jié)果與已有研究發(fā)現(xiàn)社會認(rèn)同或?qū)W校認(rèn)同影響責(zé)任感的結(jié)論(樂國安等,2014;朱秋飛,何貴兵,2011;Lam et al.,1998)是一致的,并且進(jìn)一步支持了學(xué)校認(rèn)同是學(xué)生心理和行為重要影響因素的結(jié)論(林輝等,2015;趙志裕等,2005;Faircloth&Hamm,2005;Middlebrook,2010;Rich&Schachter,2012)。

以往有關(guān)大學(xué)生責(zé)任感的研究主要以訪談、問卷調(diào)查和量表測量等方法為主,是相關(guān)層面的描述與分析,例如對責(zé)任感的性別、年級、專業(yè)等差異的分析,或進(jìn)行個(gè)體、家庭、集體和社會等不同角度的分類(劉海濤等,2011;楊紹清等,2013)。所以,該領(lǐng)域明顯缺乏實(shí)驗(yàn)研究以獲得因果關(guān)系的結(jié)論。正是基于這種考慮,本研究在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上,嘗試采用了實(shí)驗(yàn)法,通過文字材料來啟動(dòng)大學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同,以觀測責(zé)任感的變化,確定了二者之間的因果關(guān)系,為后續(xù)研究提供了借鑒。

社會認(rèn)同理論對群體間的種族中心主義(ethnocentrism)和群體行為分化提供了很好的解釋與預(yù)測,至今仍然是該領(lǐng)域的一個(gè)具有較大影響力的重要理論(Roth&Steffens,2014;van Veelen et al.,2016)。對于群體間行為競爭與沖突,社會認(rèn)同理論提出,個(gè)體通過社會分類與比較,建立社會身份,認(rèn)同自己的群體,從而形成了內(nèi)群體偏好和外群體偏見(Aberson et al.,2000;Tajfel,1982)。當(dāng)個(gè)體形成了群體認(rèn)同或社會身份建立時(shí),就產(chǎn)生了一種維護(hù)和發(fā)展內(nèi)群體的高度責(zé)任感,于是在行為上勢必遵守群體規(guī)范,積極評價(jià)和支持群體,敢于捍衛(wèi)群體利益和聲譽(yù)。也就是說,由于群體認(rèn)同而導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生了對群體的高度責(zé)任感進(jìn)而引起了群體行為的分化。Lam等人(1998)研究發(fā)現(xiàn),認(rèn)同中國身份的香港民眾或大學(xué)生認(rèn)為自己對中國前途有責(zé)。本研究從大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同的角度出發(fā),結(jié)果發(fā)現(xiàn)因?yàn)閷ψ约核趯W(xué)校認(rèn)同的提高,而導(dǎo)致對學(xué)校責(zé)任感的明顯增強(qiáng)。Lam等人與本研究結(jié)果一致表明,責(zé)任感在社會認(rèn)同對群體成員影響過程中的重要作用,為解釋社會認(rèn)同作用機(jī)制提供了一個(gè)重要視角。

5.2 集體自尊在大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感影響中發(fā)揮著中介作用

本研究假設(shè),在大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感的影響過程中,集體自尊和個(gè)體自尊是串行多重中介變量,但是數(shù)據(jù)分析沒有支持該假設(shè)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),只有集體自尊的間接效應(yīng)是顯著,而個(gè)體自尊不顯著。在剔除個(gè)體自尊變量以后進(jìn)行數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),集體自尊發(fā)揮著完全中介作用,而且整個(gè)模型的解釋力并無顯著變化。這表明,與個(gè)體自尊相比,集體自尊是最有解釋力的中介變量。

社會認(rèn)同理論提出,個(gè)體的自我概念(selfconcept)包括兩個(gè)不同的方面,個(gè)體認(rèn)同與社會認(rèn)同。前者是對自己的技能、能力、或者類似吸引力或智力等特征的感知,后者又稱為集體認(rèn)同(collective identity),是自我概念中對于成為某一群體成員以及由此帶來的價(jià)值和情感意義的認(rèn)識(Crocker&Luhtanen,1990)。個(gè)體認(rèn)同關(guān)注的是個(gè)體特征,產(chǎn)生了個(gè)體自尊,而集體認(rèn)同強(qiáng)調(diào)的是群體特征,是一個(gè)社會類別整體成員得出的自我描述,給個(gè)體帶來的是集體自尊(Crocker&Luhtanen,1990)。本研究結(jié)果與已有研究一致發(fā)現(xiàn),雖然集體自尊與個(gè)體自尊有顯著正相關(guān),但是相關(guān)程度較低(Luhtanen&Crocker,1992)。由此可見,社會認(rèn)同理論所提出的,個(gè)體通過群體認(rèn)同獲得的是集體自尊,而不是個(gè)體自尊。

根據(jù)社會認(rèn)同理論,學(xué)校認(rèn)同是一種特殊條件下的集體認(rèn)同,關(guān)注的是學(xué)生對所在學(xué)校的歸屬感和身份建立(Middlebrook,2010;Osterman,2000)。而集體自尊是學(xué)生對自身所在學(xué)校帶來的整體價(jià)值的評價(jià)和體驗(yàn),它雖然與學(xué)校認(rèn)同在內(nèi)容上存在一定程度重疊,但是二者之間存在明顯差異。為進(jìn)一步檢驗(yàn)二者的差異,以本研究3的學(xué)校認(rèn)同(

M

=3.62,

SD

=0.56)與集體自尊(

M

=5.11,

SD

=0.77)為因變量,進(jìn)行相關(guān)樣本

t

檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn),二者之間存在顯著差異,

t

(421)=52.44,

p

<0.001。由此可見,在本研究中集體自尊與學(xué)校認(rèn)同二者存在明顯差異,其完全中介效應(yīng)并非是二者在內(nèi)容完全重疊所致。此外,本研究發(fā)現(xiàn)集體自尊完全中介與已有研究是一致的,林輝等(2015)發(fā)現(xiàn)集體自尊在大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同與生命愿景之間具有完全中介作用。當(dāng)然,就學(xué)校認(rèn)同與集體自尊之間的本質(zhì)差異還需進(jìn)一步研究。

該研究2和研究3所測量的責(zé)任感主要是大學(xué)生對于學(xué)校的集體責(zé)任感?；谏鐣J(rèn)同直接影響的是集體自尊,而本研究責(zé)任感的測量主要偏向于集體責(zé)任感,這可能是本研究發(fā)現(xiàn)集體自尊是中介變量的一個(gè)重要原因。換而言之,集體自尊是社會認(rèn)同影響群體成員的解釋變量,而個(gè)體自尊則是社會認(rèn)同作用于個(gè)體心理與行為的中介變量。這進(jìn)一步揭示了社會認(rèn)同作用的機(jī)制,當(dāng)然還有待檢驗(yàn)。

此外,雖然研究2啟動(dòng)學(xué)校認(rèn)同,發(fā)現(xiàn)了大學(xué)生責(zé)任感的變化,從而獲得二者之間的因果關(guān)系,但是研究3在揭示集體自尊中介效應(yīng)的時(shí)候,并沒有對學(xué)校認(rèn)同和集體自尊依次進(jìn)行操縱和觀測,究其本質(zhì)來說仍是相關(guān)模型,所以對于中介模型的因果關(guān)系有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

最后,本研究顯示通過文字材料對學(xué)校某種成就的介紹,就能有效地啟動(dòng)大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同。這對大學(xué)生責(zé)任感培養(yǎng)具有重要借鑒意義。學(xué)校在對學(xué)生責(zé)任感培養(yǎng)方面,可以從學(xué)校文化內(nèi)涵和社會影響力的建設(shè)與宣傳入手,通過加強(qiáng)學(xué)校認(rèn)同,進(jìn)而激發(fā)學(xué)生的集體自尊,實(shí)現(xiàn)對學(xué)生責(zé)任感的培養(yǎng)與提升。

6 結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn),大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對其責(zé)任感具有顯著的正向影響,集體自尊在大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同對責(zé)任感的影響中發(fā)揮完全中介作用,而個(gè)體自尊無顯著中介效應(yīng)。因此,大學(xué)生學(xué)校認(rèn)同通過形成集體自尊而提升其責(zé)任感。

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