流动儿童认同整合与心理健康的关系_自我效能的调节作用_倪士光

《中国特殊教育》2014年第1期（总第163期）Chinese Journal of Special Education（Monthly）

1st Issue，2014（Serial No．163）

流动儿童认同整合与心理健康的关系：

自我效能的调节作用*

倪士光1，2＊＊李虹3＊＊＊

(1．清华大学深圳研究生院，深圳，518055;2．哈尔滨工业大学威海校区，威海，264209;

3．清华大学心理学系，北京，100084)

摘要采用双文化认同整合量表、一般自我效能感量表、Ｒosenberg自尊量表等研究工具对

1307名流动儿童认同整合与心理健康的关系及其自我效能的调节作用进行了研究。结果

发现：流动儿童的认同整合与心理健康呈显著正相关；一般自我效能感对认同整合与心理

健康之间的关系有显著的调节作用，认同整合与自我效能感的主效应显著，共同解释26%

的总变异，认同整合与自我效能感的交互作用显著，三者共同解释29%的总变异。自我效

能感增强流动儿童认同整合与心理健康之间的正向关系，对心理健康起到促进作用。

关键词流动儿童认同整合心理健康自我效能调节效应

分类号B844．1

1问题提出

流动儿童作为我国典型的处境不利群体，进入城市之后的社会融合困难成为其社会适应和心理发展的最突出问题之一［1］。认同整合（identity integration）测量同时具有多种不同身份认同者如何看待他们的多种身份之间关系的个体差异，认同整合是流动儿童社会融合的最终标志［2－3］。流动儿童的身份认同不是唯一静态的，他们同时具有农村人和城市人的认同身份，因此流动儿童如何组织和管理两个不同的身份认同是认识流动儿童社会融合的关键。

流动儿童可能认为他们所拥有的两种身份是和谐统一的，也可能认为这两种身份之间是相互对立甚至冲突的。这个动态的“冲突”或“和谐”的认同心理过程揭示了流动儿童社会融合的本质。流动儿童由于经历了两种本质不同的认同身份角色———农村人和城市人，在城市社会融合进程之中，接触和内化了两种认同身份，每种身份对应着文化意义系统，从而依照情境的不同而指导个体的思维、情绪和行为。流动儿童或多或少都具有两种“文化体系”的意义系统，即同时对两种身份产生认同。一部分流动儿童面临着认同困难：一方面积极学习城市生活的角色，使自己像一名城市群体的成员；另一方面，在城市生活受到诸多限制，自己也无法完全抛弃农村身份。因此，对于处于城市学习中的流动儿童，对于自己的不同身份认同的整合情况，会影响到流动儿童的心理健康。

认同整合对流动儿童个体层面的影响是心理健康［4］，不同的身份认同如果不能统合为一个整合的认同，那么就可能引发认同困难，影响心理健康发展［5］。认同整合促进两种身份认同之间的积极关系［6］，高认同整合流动儿童能够解决认同身份的混淆，在面对社会融合压力下拥有更高水平的心理健康［7］。

认同整合与心理健康的关系仍需要进一步的完善。第一，以往研究主要集中在西方主流文化国家中的移民、旅居者、留学生等青少年群体［7］，我国流动儿童的社会融合过程中认同整合对心理健康影响的研究有限。第二，以往研究的心理健康主要指心理问题［8］，忽视了心理健康的正向一面即心理健康的积极因素。心理健康通常包括正负两个方面，或称为心理健康与心理问题［9］，心理健康并非仅仅是消极因素较少，同时也是积极因素较多［10］。我们认为心理健康指标由自尊、生活满意度、主观快乐指数以及反向计分的心理问题等四个变量构成［11］。第三，需要进一步探讨认同整合与心理健康之间的影响因素。流动儿童同时面临两种文化的直接挑战，具体包括如何获取城市身份认同，处理两种认同之间的冲突；如何与城市群体的人们交往，克服语言障碍、歧视等困难。如果流动儿童无法成功处理潜在的认同失调，即无法发展出一个合

*本研究得到了教育部人文社会科学研究青年基金项目“流动儿童社会融合的促进与干预研究”（项目编号：11YJCZH128）、全国教育科学规划立项课题国家一般项目“流动人口子女社会融合教育研究”（项目编号：BFA110053）的资助。

＊＊倪士光，讲师，博士，研究方向：健康和临床心理学。E－mail：ni．shiguang@sz．tsinghua．edu．cn。

＊＊＊通讯作者：李虹，博士，教授，博士生导师，研究方向：健康心理学。E－mail：lhong@mail．tsinghua．edu．cn。

流动儿童认同整合与心理健康的关系：自我效能的调节作用/倪士光李虹

理的认同整合水平，进而无法在多文化情境之中健康成长，从而导致心理发展的困难［12］。如果流动儿童自我效能感低下，影响了他们掌控这些富有挑战情境的能力，评价自身的能力和资源无法应对这些挑战，从而影响心理健康，导致心理困难的堆积［13］。可见，自我效能感是流动儿童社会融合过程的保护性因素，认同整合对自我效能感有一定的预测作用［14］，认同和谐的水平越高，认同距离的感受越低，将对自我效能感的发展起到促进作用，即一个人认为自己掌控局面的能力越强，越能够有效地预测心理健康［15－16］。

因此研究假设1是认同整合水平越高，心理健康水平越高；假设2是自我效能促进了认同整合与心理健康的关系，调节作用显著。

2研究与方法

2．1被试

采用方便取样、整班施测的方式，从北京市、山东省济南市、威海市3个城市的6所学校选取了1476名流动儿童。以经济发展程度为特征，北京、济南、威海分别代表一线、三线和三线城市。被试分布在五年级到高三的52个教学班里，筛选后的有效被试是1307名，有效率为88．6%。有效被试的年龄分布是9 19岁，平均年龄是13．10ʃ2．01岁。

2．2研究工具

2．2．1双文化认同整合量表（BIIS－流动儿童版）包括8个项目，分为认同和谐、认同距离两个子维度，认同距离的4个项目均为反向计分。总量表的α系数为0．79，认同和谐与认同距离的α系数分别为0．76和0．81；量表的重测信度为0．81。因素分析抽取两个因素，对应变异总解释率为44%。分数越高，意味着认同整合的水平越高，认同和谐水平越高，认同距离越小［3］。

2．2．2一般自我效能感量表（General Self－Efficacy Scale，GSES）

包括10个项目，采用4点计分，“1”代表“非常不符合”，“4”代表“非常符合”。总分越高表明自我效能越高。该量表在本研究的ɑ系数为0．78［17］。2．2．3UCLA孤独量表（UCLA Loneliness Scale，ULS）包括8个条目，4级评分，“1”代表“从不”，“4”代表“一直”。得分越高，对社会交往的渴望与实际水平的差距而产生的孤独感越高［18］。该量表在本研究的ɑ系数为0．75。

2．2．4Ｒosenberg自尊量表（Ｒosenberg Self－esteem Scale，SES）

包括10个条目，4级评分，“1”代表“非常符合”，“4”代表“非常不符合”。得分越高，表示自尊水平越高［19］。该量表在本研究的ɑ系数为0．80。2．2．5生活满意度量表（Satisfaction With Life Scale，SWLS）

包括5个项目，5级评分，“1”代表“非常不赞同”，“5”代表“非常赞同”。得分越高，表示生活满意度越高［20］。该量表在本研究的ɑ系数为0．69。

2．2．6症状自评量表（SCL－90）的抑郁与焦虑分量表本研究选择抑郁与焦虑分量表，分别包括3个项目测量抑郁（感到苦闷、对事物不感兴趣、感到自己没有什么价值）和焦虑（感到害怕、感到紧张或容易紧张、一阵阵恐惧或惊恐）的程度。得分越高，表明心理症状的程度越重［21］。抑郁和焦虑量表在本研究的ɑ系数分别为0．72和0．78。

2．2．7主观幸福感量表（Subjective Happiness Scale，SHS）

包括4个项目，采用7点计分，“1”代表“非常不符合”，“7”代表“非常符合”。测量个体对生活的整体幸福感水平［22］。该量表在本研究的ɑ系数为0．81。2．3数据分析

使用SPSS17．0和Amos7．0进行数据分析。第一步，计算心理健康的水平。其分数通过计算自尊、生活满意感、幸福感、抑郁（反向），焦虑（反向），孤独感（反向）的标准分的平均分而获得，即Z=（Z自尊+Z生活满意+Z幸福感+Z抑郁+Z焦虑+Z孤独感）/6。Z值越高，表明流动儿童的心理健康水平越高。经过对这些量表的验证性因素分析，相关的碎石图也预示着一因素的结构，特征值是10．34，解释了所有变异的46．46%。心理健康综合分数的ɑ系数是0．85。第二步，计算主要变量的相关分析矩阵后，使用层级回归分析的方法验证一般自我效能感的调节作用。主要变量均转化成Z分数后进行数据处理。

3结果

3．1共同方法偏差检验

本研究问卷采用了被试自我报告的方法，可能存在共同方法变异导致的共同方法偏差，因此使用Har-man单因素检验法进行共同方法偏差检验［23］。将认同整合、自我效能感及心理健康等变量全部放在一起进行探索性因素分析，未旋转因素分析的结果发现，第一个公因子的方差解释率为22．25%，特征根大于1的因子有3个，其特征根分别为3．10、2．26、1．61，没有出现“只析出一个因子或某个因子解释率特别大”的情况。因此，本研究数据共同方法偏差效应不足以影响研究结论的有效性，可以进行统计分析。

3．2主要变量的相关分析

由表1可知，主要变量之间存在中等程度的相关（p＜0．01）。认同整合与自尊、生活满意度、整体幸福感等正向的心理健康呈显著的正相关，与焦虑、抑郁、

·

16

·