社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)農(nóng)村貧困者自我和諧的預(yù)測(cè)作用

李 艷，朱金衛(wèi)

（陜西學(xué)前師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院，陜西西安 710100）

1 問題提出

隨著我國(guó)政治多元化、經(jīng)濟(jì)全球化、文化信息化的日益發(fā)展，人的“自我分裂和自我矛盾”已成為突出的問題。中共中央《關(guān)于構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)若干重大問題的決定》指出:“注重促進(jìn)人的心理和諧，加強(qiáng)人文關(guān)懷和心理疏導(dǎo)，引導(dǎo)人們正確對(duì)待自己、他人和社會(huì)、正確對(duì)待困難、挫折和榮譽(yù)”?？梢姡龠M(jìn)人自身的心理和諧問題受到國(guó)家的高度重視。個(gè)體自我和諧是其心理和諧的核心，也是其心理健康的重要標(biāo)志。自我和諧主要表現(xiàn)為個(gè)體的認(rèn)知、情感、意志、行為等內(nèi)在心理要素之間的和諧。在構(gòu)建和諧社會(huì)和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的進(jìn)程中，尋求自我和諧必然成為每個(gè)人的一種價(jià)值訴求。

美國(guó)心理學(xué)家羅杰斯首次提出自我和諧（self consistency and congruence）概念并認(rèn)為是一個(gè)人自我觀念中沒有沖突的心理現(xiàn)象，是自我與經(jīng)驗(yàn)（或表現(xiàn)、體驗(yàn)）之間的一致與和諧［1］184。自我和諧實(shí)質(zhì)是現(xiàn)實(shí)自我、理想自我和社會(huì)自我三者的一致或接近，三者之間的差距是衡量個(gè)體心理健康與否的一個(gè)重要指標(biāo)［2］。王登峰和黃希庭認(rèn)為自我的和諧是指內(nèi)心的需要、要求和目標(biāo)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)，或感覺到能夠或即將實(shí)現(xiàn)，對(duì)自己目前的狀況是滿意的，能夠接受目前的狀況與自己的目標(biāo)之間的差距以及自己與他人的差距［3］。自我和諧的標(biāo)準(zhǔn)包括認(rèn)知協(xié)調(diào)、情緒穩(wěn)定、人際和諧、知行一致、人格健全等多方面的內(nèi)容［4］。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)自我和諧的相關(guān)研究主要圍繞心理健康［5］、孤獨(dú)感［6］、人格特征［7］以及人際關(guān)系［8］等領(lǐng)域開展，并主要集中在對(duì)大學(xué)生群體的自我和諧及其相關(guān)因素等方面開展的調(diào)查研究。少數(shù)研究涉及軍人、公務(wù)員、教師、醫(yī)務(wù)人員等群體。沒有針對(duì)農(nóng)村貧困人口、弱勢(shì)兒童等特殊群體開展自我和諧及與其社會(huì)人口學(xué)特征的相關(guān)研究。本研究以西部農(nóng)村貧困人口為對(duì)象開展與自我和諧有關(guān)的社會(huì)人口學(xué)特征研究，在認(rèn)識(shí)影響自我和諧的社會(huì)人口學(xué)特征的基礎(chǔ)上，通過提高貧困者的自我和諧度進(jìn)而有效改善其心理狀態(tài)及行為表現(xiàn)，增強(qiáng)心理健康水平，提高主觀幸福感。這將為構(gòu)建和諧社會(huì)、鄉(xiāng)村振興和健康中國(guó)的內(nèi)涵建設(shè)具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。

自我和諧是心理和諧和人際和諧的基礎(chǔ)，也是社會(huì)和諧的基石。自我不和諧導(dǎo)致其認(rèn)知、情緒、行為等方面出現(xiàn)偏差。具有高度自我和諧的個(gè)體往往能從多角度、多方面思考問題，尋求多種解決問題的方案。本研究探討社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)農(nóng)村貧困者自我和諧的影響及其預(yù)測(cè)作用。為制定相應(yīng)的干預(yù)措施提高其自我和諧度并增強(qiáng)其心理健康水平提供科學(xué)依據(jù)。

2 研究方法

2.1 被試

本研究的被試采用分層隨機(jī)抽樣的方法分別取自陜西省、云南省、貴州省、河南省等8 個(gè)省的20 歲及以上的農(nóng)村貧困人口。共發(fā)放問卷1200 份，實(shí)際收回問卷1026 份，刪除未填完的及不合格的問卷56份，最后進(jìn)入統(tǒng)計(jì)分析的有效問卷為970 份。調(diào)查問卷同時(shí)要求被試提供年齡、性別、民族、文化程度、婚姻狀況、家庭規(guī)模、健康狀況、職業(yè)狀況、經(jīng)濟(jì)收入來源、貧困年限、代際貧困狀況等社會(huì)人口學(xué)信息。970名被試中男性537名、女性433名。

2.2 調(diào)查資料的收集

研究者于2019年暑假期間分別在陜西省（代表西北地區(qū)）、云南?。ù砦髂系貐^(qū)）所選定的農(nóng)村村落施測(cè)問卷調(diào)查，調(diào)查采取團(tuán)體調(diào)查和個(gè)體調(diào)查相結(jié)合的方式，按照統(tǒng)一的程序進(jìn)行，問卷當(dāng)場(chǎng)發(fā)放，當(dāng)場(chǎng)收回。在調(diào)查時(shí)，讓貧困人口在完全理解指導(dǎo)語的前提下，對(duì)問卷項(xiàng)目做出自己的選擇，調(diào)查沒有時(shí)間限制，做完為止。

2.3 研究工具

本研究以自我和諧量表（SCCS）［9］為研究工具。該量表包括35個(gè)項(xiàng)目，分為自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧、自我靈活性、自我刻板性3個(gè)分量表。每個(gè)項(xiàng)目都是有關(guān)個(gè)人對(duì)自己看法的陳述，并在5 點(diǎn)量表上表明被試的個(gè)人判斷，即“1-完全不符合；2-基本不符合；3-不確定；4-基本符合；5-完全符合”，將“自我靈活性”反向計(jì)分，再與其他兩個(gè)分量表的得分相加，得出總分。3個(gè)分量表的同質(zhì)性信度分別為0.85、0.81、0.64。

由于最初的“自我和諧量表”是基于大學(xué)生被試的評(píng)定結(jié)果形成的，應(yīng)用在農(nóng)村貧困人口中可能產(chǎn)生變異，因此本研究首先根據(jù)農(nóng)村貧困人口的評(píng)定數(shù)據(jù)重新計(jì)算了項(xiàng)目的區(qū)分度和分問卷的信度。以970名被試在評(píng)定項(xiàng)目上的分?jǐn)?shù)與分量表總分的相關(guān)為指標(biāo)，計(jì)算了所有評(píng)定項(xiàng)目與各量表評(píng)定總分的Pearson積差相關(guān)系數(shù)，結(jié)果（表1）表明，所有項(xiàng)目得分與所屬分量表總分的相關(guān)都達(dá)到了顯著性水平（p＜0.001）。這說明各個(gè)評(píng)定項(xiàng)目能夠準(zhǔn)確地反映被試在各分量表上的特征，具有較高的區(qū)分度。

表1 自我和諧量表各個(gè)項(xiàng)目的區(qū)分度系數(shù)（r）

以克龍巴赫（Cronbach）α系數(shù)為指標(biāo)，計(jì)算了各分量表構(gòu)成項(xiàng)目的同質(zhì)性信度系數(shù)，結(jié)果（表2）表明，兩個(gè)分量表的α系數(shù)接近0.70，最低一個(gè)分量表的α系數(shù)為0.550。這說明自我和諧量表的評(píng)定分?jǐn)?shù)具有較高的同質(zhì)性，評(píng)定的信度是有保證的。

表2 自我和諧問卷三個(gè)分量表的同質(zhì)性信度系數(shù)（α）

2.4 統(tǒng)計(jì)指標(biāo)與方法

基于研究目的，選取農(nóng)村貧困者的年齡、文化程度、健康狀況、家庭規(guī)模、貧困年限、貧困程度、主要職業(yè)、收入來源、代際貧困等人口學(xué)變量為影響農(nóng)村貧困人口自我和諧的潛在因素，并將這些因素分為個(gè)體性因素（年齡、文化程度和健康狀況三個(gè)變量）、家庭因素（家庭規(guī)模、貧困年限和貧困程度三個(gè)變量）和社會(huì)因素（主要職業(yè)、收入來源和代際貧困三個(gè)變量）三類。對(duì)被試在“自我和諧問卷”上的分?jǐn)?shù)采用Eta系列相關(guān)分析方法考察貧困者與其社會(huì)人口學(xué)特征之間的相關(guān)，采用分層回歸分析技術(shù)構(gòu)建累積模型考察社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)自我和諧的預(yù)測(cè)作用，并運(yùn)用F檢驗(yàn)考察不同人口學(xué)特征的貧困者在自我和諧三個(gè)因素上的差異，全部統(tǒng)計(jì)工作由SPSS717.0完成。

3 結(jié)果

3.1 農(nóng)村貧困者的社會(huì)人口學(xué)特征與自我和諧結(jié)構(gòu)特征的相關(guān)分析

為了探討與農(nóng)村貧困者自我和諧有關(guān)的社會(huì)人口學(xué)因素，對(duì)樣本的數(shù)據(jù)采用Eta系列相關(guān)法計(jì)算了自我和諧的三個(gè)維度與被試的年齡、文化程度、健康狀況、家庭規(guī)模、貧困年限、貧困程度、主要職業(yè)、收入來源、代際貧困等社會(huì)人口學(xué)因素的相關(guān)系數(shù)，并采用Eta相關(guān)分析技術(shù)

（式中：E表示Eta相關(guān)系數(shù)；k表示變量類別數(shù)；n表示樣本容量）［10］73檢驗(yàn)了Eta系數(shù)的顯著性，結(jié)果（表3）顯示：（1）自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧與貧困年限、代際貧困呈顯著相關(guān)；（2）自我靈活性與年齡、文化程度、貧困程度、收入來源、代際貧困呈顯著相關(guān)；（3）自我刻板性與年齡、健康狀況呈顯著相關(guān)?？傮w而言，構(gòu)成自我和諧的各因素與貧困群體自身、家庭和社會(huì)因素均存在某種相關(guān)關(guān)系，但此種關(guān)聯(lián)性表現(xiàn)出不同的模式，說明農(nóng)村貧困群體的社會(huì)人口學(xué)特征在自我和諧各因素上存在差異及對(duì)其具有不同的預(yù)測(cè)作用。

表3 社會(huì)人口學(xué)特征與自我和諧各因素之間的系列相關(guān)分析結(jié)果

續(xù)表3

3.2 社會(huì)人口學(xué)特征與自我和諧的差異檢驗(yàn)

為了考察農(nóng)村貧困者的社會(huì)人口學(xué)特征在自我和諧問卷各因素上的差異，基于對(duì)樣本（N=970）的相關(guān)分析的結(jié)果，對(duì)不同人口學(xué)特征的貧困者在自我和諧問卷上的調(diào)查分?jǐn)?shù)進(jìn)行多因素方差分析，探討社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)自我和諧的影響。

3.2.1 貧困者的個(gè)體特征與自我和諧調(diào)查數(shù)據(jù)的比較結(jié)果

對(duì)貧困者的個(gè)體特征在自我和諧問卷三個(gè)因素上的調(diào)查分?jǐn)?shù)進(jìn)行F檢驗(yàn)，方差分析結(jié)果表明（表4）：

表4 貧困者的個(gè)體特征與自我和諧調(diào)查數(shù)據(jù)的多因素方差分析結(jié)果

（1）年齡、文化程度、健康狀況變量對(duì)自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧因素上不具有主效應(yīng)。說明貧困人口的年齡、文化程度和健康狀況變量對(duì)其自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧不產(chǎn)生直接的影響。交互作用分析結(jié)果表明，貧困者的個(gè)體特征在自我經(jīng)驗(yàn)不和諧因素上均未發(fā)現(xiàn)交互作用效應(yīng)。

（2）年齡（F=5.535，p=0.001）、文化程度（F=2.945，p=0.032）在自我靈活性因素上具有主效應(yīng)。健康狀況在自我靈活性因素上具有主效應(yīng)。對(duì)各年齡平均數(shù)的LSD 檢驗(yàn)結(jié)果表明，顯著差異存在于30-39 歲與50 歲及以上之間（p=0.004），說明30-39 歲貧困者的自我靈活性較高。對(duì)各文化程度平均數(shù)的LSD 檢驗(yàn)結(jié)果表明，顯著差異存在于初中與文盲之間（p=0.029），初中與小學(xué)之間（p=0.004），高中及以上與文盲之間（p=0.041），高中及以上與小學(xué)之間（p=0.011），說明貧困者的文化程度越高，其自我靈活性就越高。交互作用分析結(jié)果表明，貧困者的個(gè)體特征在自我靈活性因素上均未發(fā)現(xiàn)交互作用效應(yīng)。

（3）年齡（F=4.885，p=0.002）變量在自我刻板性因素上具有主效應(yīng)。對(duì)各年齡平均數(shù)的LSD檢驗(yàn)結(jié)果表明，顯著差異存在于50 歲及以上與20-29 歲之間（p=0.025）、50 歲及以上與30-39 歲之間（p=0.049）以及50 歲及以上與40-49 歲之間（p=0.001），說明自我刻板性程度隨著貧困者年齡的增長(zhǎng)而提高。文化程度和健康狀況在自我刻板性因素上不具有主效應(yīng)。交互作用分析結(jié)果表明，年齡與文化程度（F=2.986，p=0.002）、年齡與健康狀況（F=2.619，p=0.016）在自我刻板性因素上具有顯著效應(yīng)，簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在初中文化程度的貧困者當(dāng)中，50 歲及以上個(gè)體（3.128±0.09）顯著高于40-49 歲個(gè)體（2.846±0.048）的自我刻板性水平（p=0.034）；在高中文化程度的貧困者當(dāng)中，30-39歲個(gè)體（3.051±0.112）顯著高于40-49 歲個(gè)體（2.625±0.096）的自我刻板性水平（p=0.023）；50 歲及以上個(gè)體（3.269±0.115）顯著高于40-49 歲個(gè)體（2.625±0.096）的自我刻板性水平（p<0.001）。年齡與健康狀況的簡(jiǎn)單效應(yīng)顯示，在20-29歲的貧困者當(dāng)中，健康狀況良好個(gè)體（2.785±0.075）顯著低于健康狀況一般個(gè)體（3.234±0.123）的自我刻板性水平（p=0.006）。

3.2.2 貧困者的家庭特征與自我和諧調(diào)查數(shù)據(jù)的比較結(jié)果

對(duì)貧困者的家庭特征在自我和諧問卷三個(gè)因素上的調(diào)查分?jǐn)?shù)進(jìn)行F檢驗(yàn)，方差分析結(jié)果表明（表5）：

表5 貧困者的家庭特征與自我和諧調(diào)查數(shù)據(jù)的多因素方差分析結(jié)果

（1）家庭規(guī)模、貧困年限、貧困程度在自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧因素上不具有主效應(yīng)。說明貧困者的家庭特征對(duì)其自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧不產(chǎn)生直接的影響。交互作用分析結(jié)果表明，家庭規(guī)模、貧困年限和貧困程度（F=1.813，p=0.042）在自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧因素上具有顯著效應(yīng)，簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在深度貧困且貧困年限在2 年及以下的貧困者當(dāng)中，家庭人口數(shù)在2 人及以下的個(gè)體（3.391±0.158）顯著高于家庭人口數(shù)在5 人及以上個(gè)體（2.625±0.129）的自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧水平（p=0.001）；在淺度貧困且貧困年限在7 年及以上的貧困者當(dāng)中，家庭人口數(shù)在2 人及以下的個(gè)體（2.55±0.141）顯著低于家庭人口數(shù)在5人及以上個(gè)體（3.047±0.084）的自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧水平（p=0.008）。

（2）家庭規(guī)模和貧困年限在自我靈活性因素上不具有主效應(yīng)。說明這兩個(gè)變量對(duì)自我靈活性不產(chǎn)生直接的影響。貧困程度在自我靈活性因素上顯示了主效應(yīng)（F=4.564，p=0.011），對(duì)各貧困程度平均數(shù)的LSD 檢驗(yàn)結(jié)果表明，顯著差異存在于淺度貧困與深度貧困之間（p=0.002），淺度貧困與一般貧困之間（p=0.003），說明貧困程度越高，自我的靈活性就越低。交互作用分析結(jié)果表明，貧困者的家庭特征在自我靈活性因素上均未發(fā)現(xiàn)交互作用效應(yīng)。

（3）家庭規(guī)模、貧困年限、貧困程度在自我刻板性因素上不具有主效應(yīng)。說明貧困者的家庭特征對(duì)其自我刻板性不產(chǎn)生直接的影響。交互作用分析結(jié)果表明，家庭規(guī)模與貧困程度（F=2.486，p=0.042）以及家庭規(guī)模、貧困年限與貧困程度（F=1.954，p=0.025）在自我刻板性因素上具有顯著效應(yīng)，簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在一般貧困的貧困者當(dāng)中，家庭人口數(shù)在2 人及以下的個(gè)體（3.101±0.077）顯著高于家庭人口數(shù)在3-4 人個(gè)體（2.889±0.041）的自我刻板性水平（p=0.044），也顯著高于家庭人口數(shù)在5 人及以上個(gè)體（2.863±0.044）的自我刻板性水平（p=0.022）。說明一般貧困者隨著家庭人口數(shù)的增加，其自我刻板性水平呈降低趨勢(shì)。在深度貧困且貧困年限在2 年及以下的貧困者當(dāng)中，家庭人口數(shù)在2人及以下的個(gè)體（3.536±0.196）顯著高于家庭人口數(shù)在5 人及以上個(gè)體（2.726±0.160）的自我刻板性水平（p=0.004）。在一般貧困且貧困年限在2年及以下的貧困者當(dāng)中，家庭人口數(shù)在2 人及以下的個(gè)體（3.107±0.124）顯著高于家庭人口數(shù)在3-4人個(gè)體（2.717±0.082）的自我刻板性水平（p=0.027）。在淺度貧困且貧困年限在7 年及以上的貧困者當(dāng)中，家庭人口數(shù)在2 人及以下的個(gè)體（2.357±0.175）顯著低于家庭人口數(shù)在5 人及以上個(gè)體（2.985±0.105）的自我刻板性水平（p=0.006）。

3.2.3 貧困者的社會(huì)特征與自我和諧調(diào)查數(shù)據(jù)的比較結(jié)果

對(duì)貧困者的社會(huì)特征在自我和諧問卷三個(gè)因素上的調(diào)查分?jǐn)?shù)進(jìn)行F檢驗(yàn)，方差分析結(jié)果表明（表6）：

表6 貧困者的社會(huì)特征與自我和諧調(diào)查數(shù)據(jù)的多因素方差分析結(jié)果

（1）主要職業(yè)和收入來源在自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧因素上不具有主效應(yīng)。說明貧困者的主要職業(yè)和收入來源對(duì)其自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧不產(chǎn)生直接的影響。代際貧困在自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧因素上顯示了主效應(yīng)（F=4.784，p=0.009），對(duì)各代際貧困平均數(shù)的LSD 檢驗(yàn)結(jié)果表明，顯著差異存在于本代與連續(xù)兩代之間（p=0.010），本代與連續(xù)三代及以上之間（p=0.005），說明代際貧困時(shí)間越長(zhǎng)其自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧水平越高。交互作用分析結(jié)果表明，貧困者的社會(huì)特征在自我與經(jīng)驗(yàn)不和諧因素上均未發(fā)現(xiàn)交互作用效應(yīng)。

（2）主要職業(yè)和收入來源在自我靈活性因素上不具有主效應(yīng)。說明貧困者的主要職業(yè)和收入來源對(duì)其自我靈活性不產(chǎn)生直接的影響。代際貧困在自我靈活性因素上顯示了主效應(yīng)（F=3.780，p=0.023），對(duì)各代際貧困平均數(shù)的LSD 檢驗(yàn)結(jié)果表明，顯著差異存在于本代與連續(xù)兩代之間（p=0.001），本代與連續(xù)三代及以上之間（p=0.006），說明代際貧困時(shí)間越長(zhǎng)其自我靈活性就越低。交互作用分析結(jié)果表明，貧困者的社會(huì)特征在自我靈活性因素上均未發(fā)現(xiàn)交互作用效應(yīng)。

（3）代際貧困和主要職業(yè)在自我刻板性因素上不具有主效應(yīng)。說明貧困者的代際貧困和主要職業(yè)對(duì)其自我刻板性不產(chǎn)生直接的影響。收入來源在自我刻板性因素上顯示了主效應(yīng)（F=3.950，p=0.020），但對(duì)各收入來源平均數(shù)的LSD檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各收入來源之間沒有顯著性差異。交互作用分析結(jié)果表明，代際貧困與主要職業(yè)（F=2.527，p=0.020）、代際貧困與收入來源（F=2.382，p=0.050）在自我刻板性因素上具有顯著效應(yīng)，簡(jiǎn)單效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，本地務(wù)農(nóng)且本代貧困的個(gè)體（2.843±0.063）顯著低于本地務(wù)農(nóng)且連續(xù)三代及以上個(gè)體（3.121±0.056）的自我刻板性水平（p=0.003）；以務(wù)工為收入來源且本代貧困的個(gè)體（2.710±0.060）顯著低于以務(wù)工為收入來源且連續(xù)三代及以上個(gè)體（2.99±0.063）的自我刻板性水平（p=0.004）。

3.3 社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)自我和諧的預(yù)測(cè)力分析

為了考察社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)農(nóng)村貧困者自我和諧的預(yù)測(cè)作用，基于對(duì)樣本（N=970）的相關(guān)分析的結(jié)果，我們以被試在自我和諧量表上總分的平均分為因變量構(gòu)建貧困人群的社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)自我和諧的分層回歸模型，通過識(shí)別這些社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)自我和諧的增益效度來探討自我和諧的個(gè)體和社會(huì)文化基礎(chǔ)。

3.3.1 貧困者個(gè)體特征對(duì)自我和諧的增益效度

表7 呈現(xiàn)了貧困者個(gè)體特征（年齡、健康狀況、文化程度）對(duì)自我和諧增益效度的分層回歸分析結(jié)果。其中，在第一步回歸分析中，預(yù)測(cè)因子“年齡”的回歸系數(shù)不顯著（t=-0.008，p=0.993），且模型的決定系數(shù)亦不顯著（F=0.000，p=0.993），該因子不能對(duì)因變量做出有效解釋；在第二步回歸分析中，新增預(yù)測(cè)因子“文化程度”的回歸系數(shù)顯著（t=-1.989，p=0.047），但新增模型的決定系數(shù)不顯著（F=1.979，p=0.139），新增因子對(duì)自我和諧的有效解釋率為0.4%。在第三步回歸分析中，新增預(yù)測(cè)因子“健康狀況”的回歸系數(shù)顯著（t=2.284，p=0.023），且新增模型的決定系數(shù)顯著（F=3.064，p=0.027），新增因子對(duì)自我和諧的額外有效解釋率為0.5%；可見，貧困人群的文化程度和健康狀況能有效解釋其自我和諧因素，解釋率為0.9%，其回歸方程模型為：Y=2.924-0.014X1+0.026X2（X1=文化程度，X2=健康狀況）。

表7 貧困者的個(gè)體特征對(duì)自我和諧的層次回歸分析結(jié)果

3.3.2 貧困者家庭特征對(duì)自我和諧的增益效度

表8 呈現(xiàn)了貧困者家庭特征（家庭規(guī)模、貧困年限、貧困程度）對(duì)自我和諧增益效度的分層回歸分析結(jié)果。其中，在第一步回歸分析中，預(yù)測(cè)因子“家庭規(guī)?！钡幕貧w系數(shù)顯著（t=-2.667，p=0.008），且模型的決定系數(shù)顯著（F=7.112，p=0.008），該因子對(duì)因變量的有效解釋率為0.7%；在第二步回歸分析中，新增預(yù)測(cè)因子“貧困年限”的回歸系數(shù)不顯著（t=1.494，p=0.135），但新增模型的決定系數(shù)顯著（F=4.677，p=0.010），該因子不能對(duì)因變量做出有效解釋；在第三步回歸分析中，新增預(yù)測(cè)因子“貧困程度”的回歸系數(shù)不顯著（t=0.638，p=0.523），但新增模型的決定系數(shù)顯著（F=3.252，p=0.021），該因子不能對(duì)因變量做出有效解釋?？梢?，貧困家庭特征中的家庭規(guī)模因子可有效解釋其自我和諧程度，解釋率為0.7%，其回歸方程模型為：Y=2.991-0.034X（X=家庭規(guī)模）。

表8 貧困者的家庭特征對(duì)自我和諧的層次回歸分析結(jié)果

3.3.3 貧困者社會(huì)特征對(duì)自我和諧的增益效度

表9呈現(xiàn)了貧困者社會(huì)特征（代際貧困、主要職業(yè)、收入來源）對(duì)自我和諧增益效度的分層回歸分析結(jié)果。其中，在第一步回歸分析中，預(yù)測(cè)因子“代際貧困”的回歸系數(shù)不顯著（t=1.286，p=0.199），且模型的決定系數(shù)亦不顯著（F=1.654，p=0.199），該因子不能對(duì)因變量做出有效解釋；在第二步回歸分析中，新增預(yù)測(cè)因子“主要職業(yè)”的回歸系數(shù)不顯著（t=-.046，p=0.964），且新增模型的決定系數(shù)亦不顯著（F=0.827，p=0.438），新增因子不能對(duì)因變量做出有效解釋；在第三步回歸分析中，新增預(yù)測(cè)因子“收入來源”的回歸系數(shù)不顯著（t=-0.478，p=0.633），且新增模型的決定系數(shù)亦不顯著（F=0.627，p=0.598），新增因子不能對(duì)因變量做出有效解釋?？梢姡毨巳荷鐣?huì)特征均不能有效解釋其自我和諧性因素。

表9 貧困者的社會(huì)特征對(duì)自我和諧的層次回歸分析結(jié)果

上述分析結(jié)果表明，貧困者的文化程度和健康狀況兩個(gè)個(gè)體特征與貧困家庭特征中的家庭規(guī)模特征與自我和諧的形成有關(guān)，這三個(gè)因素可解釋自我和諧因素1.6%的總變異，那些文化程度較高、身體健康和家庭人口數(shù)較少的貧困者的自我和諧度較高。貧困者的社會(huì)特征與自我和諧的形成無關(guān)?？傮w而言，社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)貧困者自我和諧的形成沒有預(yù)測(cè)力，說明貧困者自我和諧的形成是多方面復(fù)雜因素綜合作用的產(chǎn)物，現(xiàn)象學(xué)層面的社會(huì)人口學(xué)特征難以解釋自我和諧的形成機(jī)制，需要在更微觀層面上考察其更深層次的解釋變量。

4 討論

在我國(guó)中西部農(nóng)村地區(qū)，一方面，普遍缺乏公共基礎(chǔ)設(shè)施、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)援助、信貸和營(yíng)銷等生產(chǎn)性服務(wù)以及學(xué)校教育教學(xué)資源落后、教育質(zhì)量差，已經(jīng)成為農(nóng)村貧困者自我不和諧的重要外在原因。另一方面，在傳統(tǒng)的農(nóng)耕文化和宗族文化的影響下，農(nóng)村貧困群體普遍接受了與現(xiàn)代社會(huì)格格不入的貧困文化價(jià)值觀念，以及一直伴隨著“不體面”等消極自我認(rèn)知導(dǎo)致的自卑感、焦慮感、抑郁感、被排斥感等負(fù)面情緒是引發(fā)農(nóng)村貧困者自我不和諧的內(nèi)在原因。因此，在實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略過程中，如何在一定程度上增加公共基礎(chǔ)設(shè)施、優(yōu)質(zhì)教育資源投入，制定生產(chǎn)性服務(wù)保障制度，讓農(nóng)村貧困人口邁向中等收入行列。全面改善農(nóng)村健康生活條件，維護(hù)和促進(jìn)社會(huì)公平正義，消除社會(huì)的貧困歧視、社會(huì)偏見，“激活”貧困者的現(xiàn)代心理理性，降低貧困群體的“階層固化”焦慮等負(fù)性情緒是當(dāng)今社會(huì)要解決的一個(gè)重要議題。

農(nóng)村貧困者的年齡、文化程度、健康狀況、主要職業(yè)、家庭規(guī)模、貧困年限等社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)其自我和諧具有廣泛且顯著的影響。50 歲以上的貧困者長(zhǎng)期生活在農(nóng)村，思想穩(wěn)定，安于現(xiàn)狀，其思維方式、行為習(xí)慣與農(nóng)村較為單一模式化的生活方式高度一致，因此，他們的自我靈活性較低而自我刻板性較高。隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)和城市化水平的提高，農(nóng)村居住人口的老齡化現(xiàn)象也必然加快，呈現(xiàn)“中間少兩頭多”的趨勢(shì)，即低幼化（留守兒童）和老齡化并存。這對(duì)我國(guó)實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略帶來巨大的挑戰(zhàn)。目前，農(nóng)村貧困人口大部分是初中以下文化程度（本研究中占82.2%）。農(nóng)村貧困者的文化程度和學(xué)歷低且思想觀念保守落后，接受新科技、新思想的能力差，思維方式、生產(chǎn)方式和生活方式較為落后，更容易用一種僵化的方式來行動(dòng)和處事，較難靈活應(yīng)對(duì)貧困的處境。農(nóng)村貧困人口身體健康狀況總體較差，體弱多病、慢性病、重癥和殘疾占本次調(diào)查數(shù)據(jù)的28.5%。身體不健康的貧困人口由于身體的原因，他們?cè)诋?dāng)今競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中處于弱勢(shì)地位，找不到收入高的職業(yè)甚至就沒有就業(yè)的機(jī)會(huì)和能力，嚴(yán)重影響了經(jīng)濟(jì)收入水平，并要支付額外的一些醫(yī)療費(fèi)用，因而他們需要承受更大的生活壓力。職業(yè)因素在自我和諧中的作用越發(fā)明顯。在偏遠(yuǎn)和資源匱乏的農(nóng)村地區(qū)，職業(yè)的種類和范圍有限，傳統(tǒng)的種植業(yè)為大多數(shù)家庭提供了消除絕對(duì)貧困的收入，但種植、養(yǎng)殖、加工的農(nóng)產(chǎn)品容易受到自然災(zāi)害、季節(jié)性需求波動(dòng)的影響，均會(huì)導(dǎo)致欠收甚至絕收，這種巨大的風(fēng)險(xiǎn)壓力導(dǎo)致農(nóng)村貧困人口的自我和諧度普遍較低。家庭人口數(shù)越多，自我不和諧程度就越高。農(nóng)村貧困家庭人口數(shù)多意味著家庭經(jīng)濟(jì)支出增加，但他們通常無法拿出更多的資金來支出子女的生活及教育經(jīng)費(fèi)。因此，提高貧困家庭成員的受教育水平，控制家庭規(guī)模，實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度以及給農(nóng)村貧困人口提供更多的非農(nóng)就業(yè)的崗位是提高自我和諧的一條根本路徑。

社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)農(nóng)村貧困者自我和諧的預(yù)測(cè)作用表現(xiàn)出不同的模式，貧困者的自我和諧度不僅與其文化程度、健康狀況個(gè)體因素有關(guān)，也與貧困者的家庭規(guī)模等家庭因素有關(guān)，這些因素對(duì)自我和諧度的聯(lián)合解釋率為1.6%；而貧困者的自我和諧則與其社會(huì)特征完全無關(guān)。可見，盡管總體而言，社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)貧困者自我和諧度的解釋力較弱，但改善貧困者的社會(huì)人口學(xué)特征可在一定程度上幫助貧困者提升自我和諧度。例如，普遍推行和改善農(nóng)村人口醫(yī)療保險(xiǎn)制度、改善農(nóng)村基礎(chǔ)教育和職業(yè)培訓(xùn)條件、控制家庭規(guī)模等措施不僅有利于促進(jìn)貧困者自我和諧度的提高，也有助于改善貧困者的心理健康水平。

總的看來，社會(huì)人口學(xué)特征對(duì)農(nóng)村貧困者自我和諧的影響不明顯，由于國(guó)內(nèi)外缺乏同等條件的類似研究報(bào)告，我們難以對(duì)本研究結(jié)果進(jìn)行比較性討論，也難以判斷這個(gè)結(jié)果是否反映了我國(guó)中西部農(nóng)村貧困者自我和諧形成的普遍性和穩(wěn)定性的規(guī)律。但我們認(rèn)為，這個(gè)結(jié)果既與中西部農(nóng)村地區(qū)貧困群體的整體文化程度不高有關(guān)，也與這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的總體水平不高有關(guān)。因此，有關(guān)影響農(nóng)村貧困者自我和諧的社會(huì)人口學(xué)特征仍然需要在更加廣泛的地區(qū)獲得實(shí)證研究資料，以便能夠?qū)@個(gè)問題獲得更加清晰的認(rèn)識(shí)。