國家認同對青少年自尊發(fā)展的影響

王玉龍，蘇慧娟*

（1.湖南師范大學 教育科學學院，湖南 長沙 410081；2.湖南省心理健康教育研究基地，湖南 長沙 410081）

一、問題提出

自尊是個體對自我是否有價值的或積極的或消極的態(tài)度，反映了個體對自己的欣賞、重視、認可或喜歡的程度[1]。作為自我系統(tǒng)的重要部分，個體的自尊水平與情緒（如焦慮）、認知（如自我效能感、學業(yè)成就）以及行為表現(xiàn)（如問題行為）密切相關[2]。初中階段青少年的心理發(fā)展任務是完成自我同一性，獲得自我認同，而自尊的發(fā)展是其中的重要內容之一。研究顯示，自尊水平越高的青少年往往能夠發(fā)展出更積極的自我認知、自我判斷及自我概念，自尊直接關系到青少年的人格塑造和心理健康水平[3]。

眾多研究顯示，自尊在青少年時期是一個動態(tài)發(fā)展的過程，但對于具體的發(fā)展趨勢尚未取得一致結果。一部分研究顯示，青少年時期的自尊呈下降趨勢。一項選取9—90 歲的大樣本被試，采用橫斷研究方法，考察自尊畢生發(fā)展年齡特點的研究發(fā)現(xiàn)，從童年晚期開始，整個青少年期的自尊水平都呈下降趨勢[4]。Robin 和Trzeniewski 在一篇綜述中指出，9—18 歲青少年的自尊水平呈現(xiàn)穩(wěn)定的下降趨勢[5]。也有研究發(fā)現(xiàn)，青少年時期的自尊呈上升趨勢。Erol 和Orth 對7100 多名美國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 歲至青年早期呈現(xiàn)一致的穩(wěn)中有升的增長趨勢[6]。潘穎秋對初中生自尊的追蹤顯示，自尊水平從初一到初三呈現(xiàn)顯著的上升趨勢[7]。還有研究認為，不同青少年的自尊有不同的發(fā)展趨勢。Birkeland 等對1083 名挪威青少年的整體自尊水平做了追蹤分析，發(fā)現(xiàn)7.1%的被試自尊水平呈現(xiàn)穩(wěn)定的上升趨勢，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[8]。可見，青少年自尊的發(fā)展趨勢是個有待進一步考察的問題。

國家認同是個體對自己與國家之間聯(lián)系的意識，主要表現(xiàn)為對自己所屬國家的政治結構、精神價值等的主觀認知以及由此形成的憂患意識和國家自豪感等主觀感受[9]，是衡量愛國的重要指標。根據(jù)社會認同理論，個體自尊的發(fā)展在一定程度上依賴于個體的群體身份或者社會認同，那些對自己所處群體有著積極評價的人比消極評價的人有更高的自尊。國家是人們用來定義自己身份最重要的群體之一。國家認同是社會認同的一種特殊形式，是自我概念的核心成分[10]。一項針對回、漢兩族高中生的研究顯示，兩族高中生的國家認同均對自尊有顯著的預測作用，且其預測力大于民族認同的預測力[11]。Sher-Censo 等以193 名猶太以色列人為被試，發(fā)現(xiàn)國家認同越高的個體，自尊水平也越高[12]。王玉龍等通過追蹤研究考察青少年國家認同與自尊的交叉滯后效應顯示，國家認同與自尊存在一個互相促進互為因果的雙向關系[13]。因此，我們推測，國家認同對青少年自尊的發(fā)展有促進作用，即愛國有助于青少年發(fā)展出積極的自我感覺。

為此，本研究將采用追蹤研究設計，對青少年從初一到初三連續(xù)3 年進行施測，探討國家認同對青少年自尊發(fā)展的影響。

二、研究方法

（一）被試

采取整群抽樣的方式，在湖南省兩個地區(qū)抽取9 所中學共27 個班級的初一年級青少年作為被試。為了排除升學適應期的干擾，本研究第一次施測的時間為2018 年12 月，收取有效問卷1134 份，第二次施測的時間為2019 年10 月，收取有效問卷1102 份，第三次施測時間為2020 年10 月，收取有效問卷956 份，篩選三次均參與施測的青少年882名作為研究樣本，首次施測的年齡為12.20±0.49 歲。

（二）研究工具

1.國家認同感問卷

采用的問卷由李春玲和劉森林[14]編制，用于測量個體的國家認同感。該量表由5 道題構成，分別為：“當別人批評中國人的時候，我覺得像是在批評我自己”“我經(jīng)常因國家現(xiàn)存的一些問題而感到丟臉”“我經(jīng)常為國家取得的成就而感到自豪”“如果有下輩子，我還是愿意做中國人”“不管中國發(fā)生什么事情，即使有機會離開，我也會留在中國”。5 道題得分加總，產(chǎn)生一個復合變量“國家認同感”。問卷采用李克特五點計分（完全不符、不太符合、有點符合、比較符合和完全符合，分別記為1～5 分），得分越高，表示國家認同感越強。在本研究的三次測量中，量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.609、0.685 和0.737。

2.自尊量表

采用Rosenberg[15]編寫的自尊量表測量被試的整體自尊水平，共計10 個項目，其中3、5、8、9、10 題為反向計分題目，采用四點計分（非常不符合、不符合、符合、非常符合，分別記為1～4 分），該量表是目前使用最為廣泛的測量青少年整體自尊的工具之一，在中國青少年樣本中有著良好的信效度[16]。在本次研究的三次測量中，量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.866、0.898 和0.877。

（三）研究程序

本研究以班級為單位進行集體施測，主試為2名心理學專業(yè)的研究生，在施測之前均經(jīng)過培訓合格。問卷調查取得學校、家長以及學生的知情同意。在施測過程中，統(tǒng)一主試的指導語，對研究對象申明研究目的及意義，強調保密原則，強調作答時的注意事項。施測時間選擇的是學生自習課的時候，在學生時間充裕、獨立自愿的情況下完成，結束后問卷由主試當場回收，并給被試發(fā)放小禮物表示感謝。

（四）統(tǒng)計方法

采用SPSS25.0 軟件包進行數(shù)據(jù)整理與分析。采用HLM6.06 軟件構建多層線性模型，分析青少年在初中階段自尊的發(fā)展趨勢及國家認同感對自尊發(fā)展趨勢的作用。把三次測試根據(jù)時間點分別編碼為0，1，2。

（五）共同方法偏差分析

本研究所用工具皆為自陳量表，容易出現(xiàn)共同方法效應，為了盡量避免共同方法效應，研究采用了如下控制方法：（1）采用不同時間、不同地點進行測量。（2）向學生強調保密原則，所有數(shù)據(jù)僅作研究之用。（3）使用Harman 單因子分別對3 次施測數(shù)據(jù)的共同方法偏差進行檢驗。結果顯示，在三次測量中，特征值大于1 的因子總數(shù)分別為4、3 和3，第一個因子的解釋率分別為30.93%、35.21%和33.00%，均小于40%，說明共同方法偏差控制在可接受的范圍之內。

三、研究結果

（一）青少年自尊隨時間變化的趨勢

重復測量分析結果顯示，青少年在初中三年的自尊存在顯著的年級差異，F(xiàn)（2，774）=34.132，p＜0.001。隨后的多重比較發(fā)現(xiàn)，T1 與T2、T3 均有顯著差異，且T1 均顯著大于T2、T3 的自尊；T2 與T3 間的差異顯著，T2 顯著大于T3 的自尊。青少年國家認同感的也存在顯著的年級差異，F(xiàn)（2，788）=8.558，p＜0.001。隨后的多重比較發(fā)現(xiàn)，T1 與T2 有顯著差異，T2 顯著大于T1 的國家認同，T1 與T3 的國家認同差異不顯著，從均值上來看，T3 的國家認同均值大于T1；T2 的國家認同與T3 的差異顯著，T2 顯著大于T3 國家認同。

從圖1 可以看出，青少年自尊的平均分有隨時間下降的趨勢。

圖1 初中生自尊的發(fā)展趨勢

（二）青少年自尊在初中階段的線性增長模型

以青少年自尊為因變量建立無條件均值模型（零模型），結果顯示，ICC=30.20/（30.20+44.57）=0.44（V=29.73，χ2=2521.71，df=783，p＜0.001）。零模型結果表明，自尊的總變異中有44%的方差變異是由于個體間的差異造成的，即不同的青少年自尊水平存在顯著差異。這說明有必要建立多層線性模型[17]。

首先，構建無條件線性增長模型，第一層方程表示個體內變化，第二層則是檢驗個體間變化的方程。具體方程可表示為：第一層，Y（自尊）=π0+π1×（時間）+r；第二層，π0=β00+μ0；π1=β10+μ1。

從表1 固定部分可知，從初一上學期首次測試到初三上學期這一段時間內，青少年自尊存在顯著的線性下降趨勢（p＜0.001），其斜率系數(shù)為-1.13。從隨機部分可知，截距和斜率在青少年個體之間的變異非常顯著（p＜0.001），方差分別為44.57和6.11，說明最后一次測試在青少年之間差異顯著，自尊的發(fā)展軌跡有明顯的個體差異，即并不是所有的青少年都出現(xiàn)自尊的下降。為了探討這種個體間差異的影響因素，需進一步分析個體變量特征對其自尊變化的影響。

表1 青少年自尊的無條件線性增長模型

（三）青少年自尊發(fā)展的人口學差異

為了探討這種個體間差異的影響因素，需進一步分析個體變量特征對其自尊變化的影響，預分析表明，性別和家庭社會經(jīng)濟地位對青少年自尊有顯著的預測作用。因此，我們定義條件模型1，在無條件模型的第二層加入性別和家庭經(jīng)濟地位，即π0=β00+β01（性別）+β02（家庭社會經(jīng)濟地位）+μ0；π1=β10+β11（性別）+β12（家庭社會經(jīng)濟地位）+μ1。

模型1 結果（見表2）表明，添加了性別和家庭社會經(jīng)濟地位兩個人口學變量到模型后，截距和斜率的方差變成38.97 和5.58。從固定效應結果來看，青少年自尊的初始水平存在顯著的性別差異（β01=-2.37，SE=0.66，p=0.001），女生的自尊顯著高于男生，而自尊的斜率不存在顯著的性別差異（ps＞0.05）。家庭社會經(jīng)濟地位顯著預測自尊的截距（β02=2.89，SE=0.56，p＜0.001）和斜率（β12=-0.83，SE=0.24，p=0.001），即家庭社會經(jīng)濟地位越高的青少年，自尊的初始水平較高，且下降趨勢較緩慢。

表2 多層線性模型分析結果

（四）國家認同對青少年自尊發(fā)展的影響

為考察國家認同對自尊發(fā)展的預測作用，在模型1 的基礎上建立模型2，第一層模型分析個體內自變量國家認同的發(fā)展變化對因變量自尊發(fā)展變化的影響，自變量和因變量皆為時間變化變量，包括3 個不同測驗時間點的數(shù)據(jù)，自變量進行組均值中心化。在第二層模型中，考察自變量對因變量預測的個體間效應，以第一層模型中的截距（π0）和斜率作為因變量，自變量的數(shù)值為3 個不同測驗時間點數(shù)據(jù)的均值，自變量進行總均值中心化。模型如下：

第一層：Y（自尊）=π0+π1×（時間）+π2×（國家認同）+r；

第二層：π0=β00+β01（性別）+β02（家庭社會經(jīng)濟地位）+β03（國家認同）+μ0；π1=β10+β11（性別）+β12（家庭社會經(jīng)濟地位）+β13（國家認同）+μ1；π2=β20。

模型2 結果顯示，在個體內水平上，國家認同的發(fā)展對青少年自尊的發(fā)展存在顯著的預測作用（β20=0.20,SE=0.05，p＜0.001），從隨機部分的結果來看，國家認同的發(fā)展可以解釋青少年自尊發(fā)展方差變異的0.13%。在個體間水平上，國家認同顯著正向預測青少年自尊的截距（β03=0.52,SE=0.16,p=0.002）,對青少年自尊斜率的預測作用不顯著(β13=0.03,SE=0.07,p=0.676)。從隨機部分的結果來看，在第二層加入國家認同后，青少年自尊截距的方差變異減少，即國家認同可以解釋青少年自尊截距方差變異的10.39%。

四、討論

本研究采取追蹤研究設計考察了青少年自尊的發(fā)展趨勢及國家認同在其中的作用，結果發(fā)現(xiàn)，青少年自尊在整個初中階段整體上呈下降趨勢，國家認同除了能夠顯著預測初中階段青少年自尊的初始水平，還能顯著負向預測自尊的下降趨勢，即國家認同能夠明顯減緩青少年在初中階段自尊的下降速度。

（一）青少年自尊在初中階段的發(fā)展趨勢

對青少年自尊的三年追蹤結果顯示，在初中階段，青少年的整體自尊水平總體上呈下降趨勢。以往的一些研究也得出了同樣的結果[18-19]。一般認為，初中階段青少年自尊的下降與多種因素有關，如自我意識的增強、生理上的劇變和學習壓力的增大等。與剛剛進入初中的青少年相比，初二和初三的學生自我意識進一步增強，他們越來越關心自己的形象和別人對自己的看法，并經(jīng)常與其他人進行社會性比較，同時隨著身高體重的急劇增長和第二性征的出現(xiàn)，體態(tài)相貌也往往成為引發(fā)這一階段青少年自卑心理的重要因素。此外，由于第一次施測是在剛入學不久，學生尚未充分感受到學業(yè)帶來的競爭壓力，但隨著時間的推移，學習內容的難度越來越高，學業(yè)競爭的壓力也越來越大，很多學生不可避免地在學業(yè)競爭中遭受挫敗，從而使自尊的發(fā)展受到威脅[18-19]。

然而，已有研究也發(fā)現(xiàn)了完全相反的結果，即青少年在初中階段的自尊呈上升趨勢[6-7]。尤其是潘穎秋的研究與本研究使用的工具是一樣的，追蹤的對象也是初一學生，但結果卻截然相反[7]。盡管調查時間上是春季入學，不同于本研究的秋季入學，但這不足以解釋整個三年發(fā)展趨勢的不同。我們認為，這可能與近幾年才開始實行的初中畢業(yè)后的升學分流政策有關，由于近一半學生只能讀職業(yè)學校，而在人們的觀念中，初中畢業(yè)后就讀職業(yè)學校就意味著學業(yè)的失敗，這無疑會讓相當一部分學生越臨近中考，挫敗感越強烈。當然，是否的確如此，還有待進一步研究。

（二）國家認同對青少年自尊及其發(fā)展趨勢的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，國家認同對青少年自尊有顯著的正向預測作用，且國家認同的發(fā)展能夠顯著預測自尊的發(fā)展。也就是說，國家認同水平越高的青少年，其自尊水平也越高，而且國家認同的發(fā)展對初中階段青少年自尊的發(fā)展有促進作用。國家認同與自尊之間的正向關系已經(jīng)得到一些研究的證實[11-12]。這符合社會認同理論的基本觀點，即那些能夠認同并對自己所處群體的態(tài)度越積極的個體通常也能夠發(fā)展出更高水平的自尊。國家認同是人們對于自己國家身份的理性認知和情感依賴，深層根植于人類普遍存在的結群意識和歸屬需要，集中表征為“一個人或一個群體的自我認識”[20]。初中階段的青少年正處于自我意識的飛躍期，“我是誰？”是每一個青少年都在努力探索和回答的問題，而國家認同是這一問題答案的一部分。國家認同作為一種集體自我的確立和完善，當個體認同并為其所在的國家感到自豪時，實質上就是為自我的集體身份而自豪。在這個意義上，國家認同對自尊發(fā)展的影響，也就是青少年通過建構國家身份以確認自我完善自我的過程。

鑒于自尊是自我結構的核心成分，是衡量個體自我同一性完成水平的重要指標，這一結果說明，在青少年階段的國家認同發(fā)展過程可能也是一個自我同一性探索和自我身份認同的過程?！皣艺J同作為個體的心靈性活動，不僅僅是我們看待自己國家的方式，更基本的是關涉我們存在的方式，關涉?zhèn)€體的自我建構和自身規(guī)定?！盵21]因此，發(fā)展青少年的國家認同絕不只是一個知識教育的認知提升過程，甚至也不只是一個加強體驗的情感升華過程，而是一個整體自我的建構過程。

（三）教育啟發(fā)

國家認同與青少年自尊發(fā)展的關系為青少年國家認同的培育提供了新的意蘊。關于國家認同的培育問題不只涉及思想政治教育的目標，也關涉?zhèn)€體心理健康成長的旨歸。初中階段青少年的自我同一性發(fā)展性任務決定了個體的國家認同不是形成一般意義上的愛國情感，而是對自我的一種確認。作為集體自我的一部分，國家認同是個體獲得自我同一性的重要內容，是自我存在的一部分。個體只有“把自己融入國民國家的現(xiàn)實生活中，在心理上確立對自己國家的歸屬感和忠誠感，才能最終在統(tǒng)一的身份認同狀態(tài)下獲得自己的社會角色歸屬感并最終實現(xiàn)自我的價值”[22]。為此，在國家認同的教育實踐中，不應只是簡單地將國家相關的知識灌輸給受教育者，而應著力于在個體和國家之間建立一種內在關聯(lián)，即讓一個國家的文化傳統(tǒng)、生活方式和精神價值成為個體自我的一部分，并讓個體為之自豪。這就意味著在國家認同的培育過程中必須將有關國家的一切（尤其是精神價值）滲透到青少年的日常生活中，讓他們意識到每個人固然是國家的一部分，國家又何嘗不是每個人的一部分。要實現(xiàn)這一培育目標，就應“積極地引導個體融入實際的生活之中，生動地活出個體與家國的真實關聯(lián)以至創(chuàng)造性聯(lián)系，由此而活出個體健全的生命個性以及我們之于國家社會的真實責任，也活出我們基于國家視域的文化自信與生命自信”[21]。

結論

青少年自尊從初一上學期到初三上學期呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢，國家認同能夠預測青少年的自尊水平，國家認同的發(fā)展對青少年自尊的發(fā)展有促進作用。