文化依戀對文化適應壓力的影響
——心理安全感與歧視知覺及認知閉合需求的中介作用

梁 麗，楊伊生

（1.西南石油大學 法學院，四川 成都 610500；2.內(nèi)蒙古師范大學 心理學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010022；3.內(nèi)蒙古自治區(qū)心理學重點實驗室，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010022）

文化依戀是個體與特定文化之間形成的一種具有積極認知性和情感性的心理聯(lián)結(jié)，“心理聯(lián)結(jié)”表現(xiàn)為個體對該文化的信賴感和歸屬感以及個體從該文化中獲得的安全感和支持感［1］。依戀形成的關(guān)鍵是個體在遭遇危險、威脅、不安全等困境時，依戀對象能夠給予保護，對不同文化環(huán)境適應過程時，對本民族文化的認同和它帶給個體的安全保護是文化依戀產(chǎn)生的重要條件［2］。文化可以成為滿足個體歸屬需求和安全需要的對象，向個體提供情感支持和保護，以幫助個體獲取更多的生存經(jīng)驗［3］。文化依戀可以對個體的安全感產(chǎn)生影響。閆慧麗等［4］在對文化依戀影響旅游目的地安全感的研究中，認為民眾在出境旅游時會有焦慮感，但民眾遇到與自己有著相似文化背景或者熟悉的事物時，這種焦慮感會得到緩解。徐嵐等［5］認為個體感受到威脅時會產(chǎn)生對家鄉(xiāng)的依戀。Fu 等［6］通過啟動個體的家鄉(xiāng)文化，有助于緩解旅居者在文化休克中出現(xiàn)的不安全感，以此來修復他們與當?shù)匚幕穆?lián)結(jié)，這樣有助于個體與當?shù)匚幕倪m應，緩解個體出現(xiàn)的文化沖突；他們分析指出家鄉(xiāng)文化之所以能讓旅居者產(chǎn)生安全感，是因為相似的文化環(huán)境可以激活旅居者的安全基地圖式，使該群體成員產(chǎn)生對文化方面的依戀。因此，個體在文化適應過程中，對本民族文化的依戀可以激活個體的安全基地圖式，給個體帶來安全感。

國內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn)安全感是影響個體在各種情境中認知、情緒、行為、態(tài)度、目標的關(guān)鍵變量，是個體適應環(huán)境，應對各種困境、壓力、不良刺激內(nèi)在支持力的重要因素［7］。因此，本研究假設在文化適應過程中，對本民族的文化依戀可以激活個體的安全基地圖式，產(chǎn)生心理安全感，心理安全感可以減少個體經(jīng)歷的文化適應壓力，促進個體積極的文化適應，也就是個體的心理安全感可能是文化依戀影響文化適應壓力的中介變量。另外，安全感還會影響個體的認知加工和社會適應，缺乏安全感的個體更容易將外界刺激認為是不安全的、有威脅的。有研究發(fā)現(xiàn)在模棱兩可的社交情境中，不同安全感水平個體的解釋偏向具有差異，高安全感個體傾向于做出積極解釋，而低安全感個體傾向于消極解釋［8］。

認知閉合需求是個體相比困惑或模棱兩可的答案，在不確定和模糊情景中對知識的尋求動機，是對獲得任何肯定性回答的一種渴望［9］。當面對模糊情況時，高認知閉合需要的個體往往缺乏耐心，并且渴望使用最小化努力的策略來找到滿足需求的明確答案；而低認知閉合需要的個體可以容忍模糊性，并以全面細致的方式收集信息后作出決定。根據(jù)認知行為理論，人的行為主要受其認知的影響，個體不合理的行為主要是由個體歪曲的認知誘發(fā)?？梢?，認知對個體行為及動機具有決定性作用。壓力認知理論也認為，個體將某一事件判斷為何種性質(zhì)（損害性/威脅性/挑戰(zhàn)性）取決于認知評價過程，不同的認知評價方式將促使個體采取不同的應對策略［10］。當個體表現(xiàn)出較高安全感的時候，傾向于對不確定性情景的積極解釋，這種積極解釋和評價能影響個體采取積極的應對策略、行為傾向和需求動機。因此，可以推斷較高的安全感可以降低個體的認知閉合需求，減少個體對確定性答案的渴望。事實上，認知閉合需求也被看作是情境的函數(shù)，即個體認知閉合水平的高低在短期內(nèi)會受到環(huán)境因素的影響，而認知閉合需求也是用來形容個體的一種動機，動機的強度會對人們處理信息的方式與方法產(chǎn)生影響，從而促使個體做出不同的判斷和決策［11］。因此，本研究假設個體的安全感會影響個體認知閉合水平，高安全感的個體表現(xiàn)出較低的認知閉合需求，低安全感個體表現(xiàn)出較高的認知閉合需求，較低的認知閉合需求會減少個體在文化適應過程中經(jīng)歷的文化適應壓力。

歧視知覺是個體所感知的，由于自己擁有某些群體成員資格（如種族、民族、文化群體、戶口身份等），而受到不公平、有區(qū)別的對待［12］。研究發(fā)現(xiàn)歧視知覺對個體的心理健康和適應有重要作用［13］。另外，研究還發(fā)現(xiàn)個體的歧視知覺受親子依戀的影響，親子依戀是個體應對歧視知覺的重要資源，有助于緩解歧視知覺產(chǎn)生的消極影響［14］。Hong 等［15］發(fā)現(xiàn)文化作為依戀對象，也可以影響個體的歧視知覺，對本土文化和外文化的依戀焦慮與依戀回避都與歧視知覺水平呈正相關(guān)；實驗研究也發(fā)現(xiàn)，危險威脅條件下由文化符號、圖騰引起積極情感轉(zhuǎn)移同歧視知覺有負相關(guān)關(guān)系。邵雪瑩［16］研究發(fā)現(xiàn)文化依戀與歧視知覺有顯著的負相關(guān)，并且文化依戀的外文化依戀焦慮、外文化依戀回避、家文化依戀焦慮、家文化依戀回避對歧視知覺具有不同程度的預測作用。可以推斷，文化依戀能夠緩解歧視知覺所帶來的消極影響。高文化依戀能夠給個體在文化適應過程中提供認知和情感上的保護，使其在文化適應過程中體驗到更少的歧視。因此，歧視知覺也可能是文化依戀影響文化適應壓力的重要變量。

綜上，在文化依戀影響文化適應壓力的過程中，可能存在較復雜的內(nèi)在機制。本文以大學生為主要研究對象，引入個體心理安全感以及認知閉合需求與歧視知覺三個變量，探索文化依戀是如何通過影響心理安全感、認知閉合需求和歧視知覺，間接地作用于文化適應壓力的。

1 方法

1.1 研究對象

采用方便抽樣法在內(nèi)蒙古自治區(qū)、江蘇省、四川省、重慶市等不同層次/類別的高校采用問卷星統(tǒng)一施測。此次調(diào)查共有900 名大學生參與測評，刪除無效數(shù)據(jù)，得到有效數(shù)據(jù)828 份，問卷有效率為92%。被試的年齡區(qū)間為18 歲～23 歲，包括男生408 人，女生420 人；漢族403 人，蒙古族425 人；大學一年級（大一）學生313 人、大學二年級（大二）學生197 人、大學三年級（大三）學生220 人、大學四年級（大四）學生98 人。

1.2 研究工具

1.2.1 文化依戀量表 采用梁麗等［17］編制的文化依戀量表，該量表由16 個題目構(gòu)成，包括文化-自我關(guān)聯(lián)度、文化情感聯(lián)結(jié)和文化親近行為三個維度。問卷使用1～5 級評分（1 代表“完全不同意”，5 代表“完全同意”，得分越高，表明個體的文化依戀程度越高。本研究中總問卷的內(nèi)部一致性信度為0.868，各因子的內(nèi)部一致性信度分別為文化-自我關(guān)聯(lián)度0.856，文化情感聯(lián)結(jié)0.837，文化親近行為0.845。

1.2.2 心理安全感量表 采用叢中等［18］編制的安全感量表，該量表由16 個題目組成，包含人際安全感和確定控制感兩個維度，每個維度各8 題，問卷采用1～5 級評分（1 代表“完全不符合”，5 代表“完全符合”）。得分越高，表明個體的心理安全感越高。該量表的Cronbachα系數(shù)為0.796，重測信度為0.742，具有較好的效標效度、內(nèi)容效度和實證效度。本研究總問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.801。

1.2.3 認知閉合需求量表 采用Kruglanski 和Webster 編制、劉雪峰等［19］翻譯的認知閉合需求量表，該量表包含結(jié)構(gòu)需求和決斷性兩個維度，共計42 題，其中反向計分15 題，量表采用6 點計分，從“強烈不同意”到“強烈同意”。得分越高，表明個體具有的認知閉合需求水平越高。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.8，具有良好的信效度。本研究總問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.811。

1.2.4 歧視知覺量表 采用申繼亮等［20］編制的歧視知覺問卷。該問卷共6題，包括個體歧視知覺和群體歧視知覺兩個維度，每個維度各3題，采用1～5 級5 點計分，從“完全不符合”到“完全符合”?？偡衷礁撸砻髌缫曋X程度越嚴重。個體歧視知覺和群體歧視知覺的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.81 和0.82。該問卷已在我國廣泛使用，具有良好的信效度。在本研究總問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.816。

1.2.5 文化適應壓力量表 采用Sandhu 和Asrabadi 編制、張燦燦等［21］修訂的文化適應壓力量表，該量表共29 個項目，包括歧視感、恐懼感、思鄉(xiāng)、文化沖擊和敵意感5 個因子。采用1～5 級評分法，分數(shù)越高說明個體所承受的適應壓力越大。研究表明修訂的文化適應壓力量表具有較好的信度和效度，可作為心理測量工具應用于中國學生群體。本研究總問卷的內(nèi)部一致性信度為0.930，各因子的內(nèi)部一致性信度在0.724～0.878 之間。

采用SPSS 20.0 軟件進行描述性統(tǒng)計分析、Pearson 相關(guān)分析和分層回歸分析，采用Amos 20.0 建立結(jié)構(gòu)方程模型。

2 結(jié)果分析

2.1 共同方法偏差檢驗

首先，采用Harman 單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗，探索性因素分析后提取的第一個因子解釋變異21.38%，低于40% 的臨界值，說明該研究的共同方法偏差可接受。進一步采用控制未測單一方法潛因子法進行檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無方法的潛因子模型M0的擬合指標為：χ2/df＝5.48，RMSEA＝0.07，TLI＝0.94，IFI＝0.96，CFI＝0.96，模型擬合良好；有方法的潛因子模型M1則無法擬合。無方法的潛因子模型M0優(yōu)于有方法的潛因子模型M1，這說明本研究的共同方法偏差不嚴重，可進行統(tǒng)計分析。

2.2 各變量的相關(guān)分析

對文化依戀、心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求和文化適應壓力總分進行相關(guān)分析。文化依戀、心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求和文化適應壓力總分的均值、標準差及相關(guān)關(guān)系見表1。研究發(fā)現(xiàn)，文化依戀和心理安全感存在顯著正相關(guān)（r＝0.411，P＜0.01），文化依戀和歧視知覺、認知閉合需求、文化適應壓力均存在顯著負相關(guān)（r＝-0.241～-0.140，P＜0.01）；心理安全感和歧視知覺、認知閉合需求、文化適應壓力存在顯著負相關(guān)（r＝-0.608～-0.264，P＜0.01）；歧視知覺和認知閉合需求、文化適應壓力存在顯著正相關(guān)（r＝0.230，r＝0.680，P＜0.01）；認知閉合需求和文化適應壓力存在顯著正相關(guān)（r＝0.380，P＜0.01）。

表1 各相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計分析Tab.1 Descriptive statistical analysis for each variable

2.3 回歸分析

2.3.1 文化適應壓力對各變量的回歸分析 為確定心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求對文化適應壓力是否具有直接的預測作用，本研究在控制性別、年級、民族三個人口統(tǒng)計學變量后，分別以文化依戀、心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求為自變量，以文化適應壓力總分為因變量進行回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，文化依戀、心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求對文化適應壓力均具有顯著的負向預測作用（t＝-7.161，t＝-22.047，t＝26.193，t＝11.673，P＜0.001），其解釋變異量分別為5.8%、36.4%、44.6% 和13.9%，達到統(tǒng)計上的顯著水平，結(jié)果見表2。

表2 文化適應壓力對各變量的回歸分析Tab.2 Regression analysis for cultural adaptation pressure on each variable

2.3.2 心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求對文化依戀的回歸分析 以心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求總分為因變量，文化依戀為自變量進行回歸分析。由表3 可知，在控制性別、年級、民族的影響后，文化依戀對心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求均具有顯著的預測作用（t＝13.052，t＝-4.077，t＝-5.795，P＜0.001），其解釋變異量分別為17.0%、1.9% 和3.9%，此解釋均達到統(tǒng)計上的顯著水平。

表3 心理安全感、歧視知覺和認知閉合需求對文化依戀的回歸分析Tab.3 Regression analysis for psychological security，discrimination perception，and cognitive closure needs on cultural attachment

2.3.3 歧視知覺和認知閉合需求對心理安全感的回歸分析 以歧視知覺、認知閉合需求總分為因變量，心理安全感為自變量進行回歸分析（表4）。由表4 可知，在控制性別、年級、民族的影響后，心理安全感對歧視知覺、認知閉合需求均具有顯著的負向預測作用（t＝-13.713，t＝-7.786，P＜0.001），其解釋變異量分別為18.3%、8.8%，此解釋均達到統(tǒng)計上的顯著水平。

表4 歧視知覺和認知閉合需求對心理安全感的回歸分析Tab.4 Regression analysis for discrimination perception and cognitive closure needs on psychological security

2.4 中介分析

為進一步厘清文化依戀、心理安全感、歧視知覺、認知閉合需求和文化適應壓力之間的關(guān)系，探討文化依戀對文化適應壓力的內(nèi)在作用機制。根據(jù)本研究假設認為心理安全感、歧視知覺和認知閉合需求在文化依戀和文化適應壓力之間可能存在中介作用。采用潛變量結(jié)構(gòu)方程進行中介效應檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在增加心理安全感、認知閉合需求、歧視知覺三個變量之后，文化依戀通過認知閉合需求作用于文化適應壓力，以及文化依戀通過歧視知覺作用于文化適應壓力兩條路徑均不顯著，因此刪除了文化依戀到認知閉合需求和文化依戀到歧視知覺這兩條路徑，構(gòu)建的模型見圖1 和表5。

圖1 心理安全感、認知閉合與歧視知覺的中介作用Fig.1 The mediating role of psychological security，cognitive closure and discrimination perception

表5 心理安全感、認知閉合與歧視知覺的中介模型的擬合指標Tab.5 Fitting indicators of the mediation model of psychological security，cognitive closure，and discrimination perception

結(jié)果表明，該模型整體擬合指數(shù)為χ2/df=5.75，絕對擬合度指數(shù)（GFI=0.91）以及調(diào)整的擬合度指數(shù)（AGFI=0.89）均接近于0.90，殘差均方和平方根RMR=0.03，漸進參加均方和平方根RMSEA=0.08，表明模型的擬合度能夠接受；該模型具有良好的增值擬合度，其標準擬合度指標NFI=0.94，非標準擬合度指標TLI=0.94，比較擬合度指標CFI=0.95，IFI=0.95，均高于相應擬合度的標準值0.90；該模型還具有良好的簡約擬合性，其簡約調(diào)整后的標準擬合度指標PNFI=0.74，簡約擬合度指標PGFI=0.62，均高于擬合標準值0.50，均滿足模型擬合優(yōu)度條件，擬合良好。從圖1 可知，模型中文化依戀可以通過心理安全感間接作用于文化適應壓力，也可以通過喚起個體的心理安全感（0.44×（-0.37）=-0.16），減少認知閉合需求（0.44×（-0.33）×0.11=-0.02）和歧視知覺（0.44×（-0.47）×0.55=-0.11）間接作用于文化適應壓力。

為檢驗中介效應的顯著性，使用偏差校對非參數(shù)百分位置信區(qū)間Bootstrap 法進行中介效應檢驗，樣本量選擇為5 000。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型的三條路徑（文化依戀→心理安全感→文化適應壓力，文化依戀→心理安全感→認知閉合→文化適應壓力，文化依戀→心理安全感→歧視知覺→文化適應壓力）系數(shù)的Bootstrap 95% 置信區(qū)間不含0，表明這些路徑系數(shù)均顯著，結(jié)果見表6。由表6 可知，心理安全感、歧視知覺和認知閉合需求在文化依戀與文化適應壓力間存在顯著的中介效應。在這三條路徑中，心理安全感的中介效應更加顯著。

表6 中介效應顯著性檢驗的Bootstrap 分析Tab.6 Bootstrap analysis for mediating effect significance test

3 分析與討論

本研究探索了個體在文化適應過程中，文化依戀對個體文化適應的具體影響：在文化依戀與文化適應的關(guān)系上，發(fā)現(xiàn)大學生文化依戀總分和三個因子，文化適應壓力總分和各因子均存在顯著負相關(guān)，文化依戀對文化適應壓力具有顯著的負向預測作用。研究還發(fā)現(xiàn)文化依戀對心理安全感具有顯著正向預測作用。同時，心理安全感、歧視知覺和認知閉合在文化依戀對文化適應壓力影響中起中介作用，并且心理安全感的中介效應更加顯著。這些結(jié)果證實了本文的研究假設，即文化作為個體依戀的對象，能夠激活個體的安全基地圖式，產(chǎn)生心理安全感。這與Hong 等［15］、邵雪瑩等［16］、閆慧麗等［4］的研究結(jié)果相一致。徐嵐等［5］發(fā)現(xiàn)本體安全感受到威脅的個體更傾向于依戀可以提供常規(guī)生活和構(gòu)建個人身份的家鄉(xiāng)，以此尋求本體安全感的恢復，說明個體對家鄉(xiāng)的依戀可以緩解個體的安全感。

依戀理論認為，與可親近和可支持的重要他人的交互，可以內(nèi)化為依戀的內(nèi)部工作模型，依戀的內(nèi)部工作模型是基于個體經(jīng)歷的心理表征構(gòu)成的認知框架。依戀研究者Mikulincer 等［22］以及Waters［23］都提出依戀內(nèi)部工作模型的核心成分——安全基地圖式，認為個體與依戀對象互動的過程中獲得的經(jīng)驗將以安全基地圖式的方式存儲在記憶中，影響著個體的認知、情感和行為表現(xiàn)。并且國內(nèi)外諸多研究者發(fā)現(xiàn)啟動個體的安全依戀能夠使個體獲得依戀對象的心理表征，增強其安全感，維持個體的情緒穩(wěn)定和行為適應性。如Mikulincer 等［22］研究發(fā)現(xiàn)，通過臨時啟動一個可以提升安全感的他人安全依戀表征，可以緩解和舒緩個體的情緒。研究還發(fā)現(xiàn)，按照安全基地圖式的產(chǎn)生過程，用安全基地圖式激活被試，并進行安全依戀啟動，有助于減少個體對外族成員的敵對態(tài)度和消極行為，并且這種啟動效應對安全依戀和非安全依戀個體均能發(fā)生作用［24］。那么文化是否類似于依戀內(nèi)部工作模型中的重要他人，也能起到安全依戀基地的作用呢？Hong等［15］在研究中發(fā)現(xiàn)文化同樣也具有安全基地的作用，提出文化的安全基地圖式概念，認為如果一個人形成對抽象文化的依戀，同樣也會形成關(guān)于文化的安全基地圖式；類似的，文化的安全基地圖式也涉及認知、情感和行為三種成分，只不過這里的依戀對象是抽象的文化符號和文化群體。Yap 等［25］提出文化依戀的認知框架主要是基于文化符號的表征，如旗幟、物品、地點、雕像等，當這些文化符號被顯示出來時，文化依戀的認知框架就會被激活。從這個角度來看，文化依戀同樣具有文化的安全基地圖式，啟動或者激活文化的安全基地圖式，可以影響到個體的認知、情感和行為表現(xiàn)。本研究結(jié)果證實了文化依戀安全基地圖式的作用，當個體處在文化適應壓力環(huán)境下，如果此時感知到自己本民族文化的表征物（如老鄉(xiāng)、本民族的食物、飾物、標志物、方言、民俗活動等），會喚起個體關(guān)于文化的安全基地圖式，讓個體產(chǎn)生安全感和歸屬感，減少歧視知覺和降低認知閉合需求，從而減少經(jīng)歷的文化適應壓力。這與本研究關(guān)于文化依戀對個體的歧視知覺和認知閉合需求具有顯著的負向預測作用的結(jié)果是一致的。之所以文化依戀對個體的歧視知覺和認知閉合需求具有顯著的負向預測作用，本文認為起作用的還是文化依戀的安全基地圖式，也就是對本民族文化的依戀可以激活個體的安全基地圖式，產(chǎn)生安全感，較高的安全感會減少個體的歧視知覺，降低個體的認知閉合需求。這與已有關(guān)于安全感影響個體認知偏向的研究結(jié)果一致。楊文麗［8］的研究發(fā)現(xiàn)，在模棱兩可的社交情境中，高安全感被試對信息傾向于做出積極解釋，低安全感被試傾向于做出消極解釋。

另外，關(guān)于歧視知覺的研究表明，對內(nèi)群體的認同能有效緩沖歧視知覺對心理煩惱（抑郁、焦慮、壓力）的不利影響［26］。Berry 等［27］指出當個體遭遇和感受到歧視之后，可能會更加傾向于靠近其所屬的種族群體，拒絕與當?shù)厣鐣l(fā)生聯(lián)結(jié)，當然這種向其所屬的種族群體靠近，對個體而言是具有積極效應的，它有助于個體重獲歸屬感，減輕歧視知覺帶來的消極負面影響。范興華等［28］對流動兒童歧視知覺與社會文化適應的研究中，提出流動兒童的老家認同可以緩沖歧視知覺對社會文化適應的不良影響，是因為當流動兒童面對城市社會的歧視時，老家認同可為其提供歸屬感，有利于抵御歧視知覺，促進他們積極的社會文化適應。邵雪瑩等［16］的研究結(jié)果認為，對本民族的文化依戀可以為個體提供溫暖的基地，讓其感知到被接納、被保護、被陪伴的安全溫暖的感覺，當個體在面對他人歧視等傷害性事件時，這種安全、溫暖、被接納的環(huán)境就會起到保護作用。即當個體在文化適應過程中遭到歧視或不公平時，可能會感受到較多的文化適應壓力，而對本民族文化的依戀所喚起的安全感可為其提供情感補償，從而緩解歧視知覺和較高的認知閉合需求所帶來的不良后果。以上結(jié)果表明文化依戀有助于個體在文化適應中獲得安全感、歸屬感和支持感等積極情感，這些積極的情感有利于緩解個體在文化適應中產(chǎn)生的壓力，提升個體的文化適應能力。