孫君潔雷 濤虞 悅

（1.麗水學(xué)院黨委宣傳部，浙江麗水323000；2.麗水學(xué)院黨委組織部，浙江麗水323000；3.麗水學(xué)院教師教育學(xué)院，浙江麗水323000）

一、引言

民族認(rèn)同研究領(lǐng)域的著名研究者Phinney（1990） 將民族認(rèn)同定義為一個(gè)概念化的自我模式，認(rèn)為它是多維的、動(dòng)態(tài)的、復(fù)雜的結(jié)構(gòu)，是個(gè)體對(duì)群體的歸屬感、積極評(píng)價(jià)及對(duì)群體活動(dòng)的卷入程度。他最早將民族認(rèn)同的結(jié)構(gòu)劃分為四種成分：民族自我認(rèn)定、歸屬感、對(duì)民族群體的積極或消極態(tài)度以及民族卷入（Phinney，1992）[1]。我國(guó)民族認(rèn)同的研究起步較早，對(duì)民族認(rèn)同定義有很多，其中較有代表性的是多元一體格局理論，該理論認(rèn)為中國(guó)的民族認(rèn)同是分層次的，56 個(gè)民族中的成員對(duì)各自民族的認(rèn)同是較低層次的認(rèn)同，56 個(gè)民族在漫長(zhǎng)的歷史發(fā)展中形成了一個(gè)相互依存不能分割的整體認(rèn)同即中華民族認(rèn)同（費(fèi)孝通，1989）[2]。秦向榮（2005）認(rèn)為中華民族認(rèn)同包含2 個(gè)層次：低層次的對(duì)自己本身民族身份的認(rèn)同和高層次的對(duì)中華民族統(tǒng)一體的認(rèn)同[3]。有研究表明，民族認(rèn)同與心理健康成顯著正相關(guān)，能夠正向預(yù)測(cè)心理健康水平，還與青少年的自尊水平和社會(huì)行為密切相關(guān)（Uman~a-Taylor，2007）[4]。國(guó)內(nèi)一些研究顯示，年齡、性別、個(gè)人成長(zhǎng)經(jīng)歷等自身因素，父母受教育程度、家庭教育環(huán)境等家庭因素以及居住環(huán)境、學(xué)校教育、民族政策等社會(huì)環(huán)境因素都會(huì)影響中華民族認(rèn)同的形成（佐斌，2005；秦向榮，佐斌，2007，曲晶，2019）[5-7]。隨著構(gòu)建“中華民族共同體”的提出，民族認(rèn)同和中華民族認(rèn)同越來(lái)越成為民族心理研究的焦點(diǎn)。

在民族認(rèn)同過(guò)程中，個(gè)體由于要對(duì)新環(huán)境進(jìn)行適應(yīng)，必然會(huì)產(chǎn)生文化適應(yīng)壓力，表現(xiàn)為在文化適應(yīng)過(guò)程中產(chǎn)生的孤獨(dú)、無(wú)助、焦慮、歧視等負(fù)性情緒（Berry，1999）[8]。國(guó)外研究表明，文化適應(yīng)壓力與英語(yǔ)語(yǔ)言的熟練度、文化適應(yīng)方式、社會(huì)支持、民族認(rèn)同等因素有較高的關(guān)聯(lián)性（Poyrazli,S.,Kavanaugh,P.R.，Baker,A.，& AI-Timimi,N，2004，Berrry,2005）[9-10]。國(guó)內(nèi)研究表明，少數(shù)民族的主流文化認(rèn)同對(duì)文化適應(yīng)壓力存在間接影響，消極的民族認(rèn)同往往伴隨著孤立感和文化分離感等壓力（王亞鵬，2002；萬(wàn)明鋼，王亞鵬，2004）[11-12]。民族認(rèn)同的積極與否能夠影響個(gè)體社會(huì)孤立感和疏離感的產(chǎn)生，積極的民族認(rèn)同更有利于個(gè)體心理健康和社會(huì)適應(yīng)。還有研究表明，藏族大學(xué)生的民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力存在顯著相關(guān)（張雅楠，2019）[13]。

積極心理資本（positive psychological capita1）是指?jìng)€(gè)體在成長(zhǎng)和發(fā)展過(guò)程中表現(xiàn)出來(lái)的一種積極心理狀態(tài)（Luthans F & Youssef C，2004），對(duì)調(diào)節(jié)個(gè)體自身的心理有著良好的促進(jìn)作用[14]?，F(xiàn)有研究表明，民族認(rèn)同與心理資本存在顯著相關(guān)，一方面心理資本對(duì)民族認(rèn)同具有正向預(yù)測(cè)作用（謝暢，2018）[15]，另一方面良好的民族認(rèn)同也能促進(jìn)心理資本水平的發(fā)展（嚴(yán)秀英，張樂(lè)，高渴欣，2015）[16]。民族認(rèn)同既與文化適應(yīng)壓力相關(guān)，又與心理資本相關(guān)，因此，三者之間是否存在中介效應(yīng)，是本次研究需進(jìn)一步探討的。

二、研究方法

（一）研究對(duì)象

2020 年9 月，采用方便取樣的方法，選取浙江兩所高校大一至大四在校學(xué)生作為調(diào)查對(duì)象，隨機(jī)發(fā)放問(wèn)卷600 份，回收有效問(wèn)卷550 份，有效回收率為91.67%。其中男生180 人，女生370 人；大一334 人，大二152 人，大三40 人，大四24 人；來(lái)自城市214 人，來(lái)自農(nóng)村336 人。少數(shù)民族成分見(jiàn)表1。

表1 調(diào)查對(duì)象少數(shù)民族成分一覽表

（二）測(cè)量工具

1.民族認(rèn)同問(wèn)卷（Ethnic Identity Scales，EIS）

本研究采用的民族認(rèn)同問(wèn)卷（秦向榮，2005）[3]包含兩個(gè)分問(wèn)卷：本民族認(rèn)同問(wèn)卷（23 題）和中華民族認(rèn)同問(wèn)卷（21 題）。兩個(gè)問(wèn)卷都包含4 個(gè)維度：認(rèn)知成分、行為成分、評(píng)價(jià)成分以及情感成分。采用李克特6 級(jí)評(píng)分，得分越高說(shuō)明民族認(rèn)同感越強(qiáng)，兩個(gè)分問(wèn)卷分別有一題為反向計(jì)分項(xiàng)目。本民族認(rèn)同問(wèn)卷及4 個(gè)維度內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78～0.90，中華民族認(rèn)同問(wèn)卷及4 個(gè)維度內(nèi)部一致性系數(shù)為0.72～0.92，說(shuō)明兩個(gè)問(wèn)卷具有較好的信度。

2.文化適應(yīng)壓力量表（Cultural Adaptation Stress Scale，CASS）

本研究采用的文化適應(yīng)壓力量表（ASSIS）是由Sandhu 和Asrabadi（1994）編制，張燦燦、蘇永剛和張紅靜（2015）修訂的[17]。該量表共有29 個(gè)項(xiàng)目，包含5 個(gè)維度：歧視感（DIS）、恐懼感（FEA）、思鄉(xiāng)之情（HOM）、文化沖擊（SHO）和敵意感（HOS）。采用李克特5 級(jí)評(píng)分，得分越高說(shuō)明所承受的文化適應(yīng)壓力越大。本量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92，各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.64～0.81。

3.積極心理資本問(wèn)卷（Positive PsychologicalQuestionnaire ，PPQ）

本研究采用張闊等人（2010）編制的積極心理資本問(wèn)卷[18]。該問(wèn)卷共26 個(gè)項(xiàng)目，包含4 個(gè)因子：自我效能（Self-efficacy）、任性（Capricious）、樂(lè)觀（Optimism）和希望（Hope）。采用李克特7 級(jí)評(píng)分，問(wèn)卷總分越高代表積極心理資本水平越高。該問(wèn)卷的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90。

（三）統(tǒng)計(jì)分析方法

采用SPSS20.0 和LISREL8.80 軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析和結(jié)構(gòu)方程模型分析。

三、結(jié)果與分析

（一）浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同現(xiàn)狀

對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明：浙江少數(shù)民族大學(xué)生本民族認(rèn)同得分為97.61±13.93，項(xiàng)目平均分為4.24±0.61；中華民族認(rèn)同得分為98.91±8.80，項(xiàng)目平均分為4.71±0.42。以李克特6 級(jí)計(jì)分的均值3.5 分作為參照數(shù)，說(shuō)明被調(diào)查對(duì)象對(duì)本民族的認(rèn)同和對(duì)中華民族的認(rèn)同均比較高（具體見(jiàn)表2）。同時(shí)，他們對(duì)中華民族的認(rèn)同高于對(duì)本民族的認(rèn)同,且差異十分顯著（t=15.16，P＜0.001）。

表2 浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同現(xiàn)狀（N=550）

采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，顯示男生對(duì)中華民族的認(rèn)同（97.09±11.34）顯著低于女生（99.66±7.40，t=-2.65，P＜0.05），在本民族的認(rèn)同上不存在性別差異。居住地為城鎮(zhèn)的被試對(duì)中華民族的認(rèn)同（100.74±7.53） 顯著高于農(nóng)村的被試（97.80±9.32，t=3.25，P＜0.001），在本民族的認(rèn)同上不存在居住地差異。在專業(yè)變量上，對(duì)中華民族的認(rèn)同存在差異（F=2.10，P＜0.05），對(duì)本民族的認(rèn)同不存在差異。對(duì)其進(jìn)行多重比較，在對(duì)中華民族認(rèn)同上，文科生得分（100.39±5.99） 顯著高于理科生（96.80±9.14，P＜0.05）和工科生（98.68±7.73，P＜0.05）。

（二）浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力、心理資本的相關(guān)分析

1.浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力的關(guān)系

用Pearson 相關(guān)對(duì)浙江少數(shù)民族大學(xué)生的民族認(rèn)同和文化適應(yīng)壓力進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果顯示，浙江少數(shù)民族大學(xué)生對(duì)中華民族的認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力成顯著負(fù)相關(guān)，即對(duì)中華民族的認(rèn)同越高，文化適應(yīng)壓力越低。對(duì)本民族的認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力不存在顯著相關(guān)，但對(duì)本民族認(rèn)同中的情感和行為兩個(gè)分項(xiàng)目和文化適應(yīng)壓力成正相關(guān)，本民族認(rèn)知和文化適應(yīng)壓力成負(fù)相關(guān)（具體見(jiàn)表3）。

表3 浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力的關(guān)系（N=550）

2.浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同與積極心理資本的關(guān)系

用Pearson 相關(guān)對(duì)浙江少數(shù)民族大學(xué)生的民族認(rèn)同和積極心理資本進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果顯示，浙江少數(shù)民族大學(xué)生對(duì)中華民族的認(rèn)同與積極心理資本成顯著正相關(guān)（r=0.251，P＜0.001）；對(duì)本民族的認(rèn)同與積極心理資本成顯著正相關(guān)（r=0.223，P＜0.001）（具體見(jiàn)表4）。

表4 浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同與積極心理資本的關(guān)系（N=550）

3. 浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力、積極心理資本的結(jié)構(gòu)方程模型分析

（1）使用打包策略重構(gòu)題目數(shù)量

采用吳艷、溫忠麟提出的平衡法，根據(jù)問(wèn)卷自身因子構(gòu)成，對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行打包[19]。本民族認(rèn)同問(wèn)卷共有23 題項(xiàng)，按4 個(gè)因子打包；中華民族認(rèn)同問(wèn)卷共有21 題，也按4 個(gè)因子打包；文化適應(yīng)壓力一共有29 題，按5 個(gè)因子打包；積極心理資本問(wèn)卷共有26 題，按照4 個(gè)因子打包。

（2）構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型

本研究假設(shè)積極心理資本為民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力之間的中介變量。以積極心理資本和文化適應(yīng)壓力作為內(nèi)生潛變量，以本民族認(rèn)同和中華民族認(rèn)同作為外源潛變量，采用結(jié)構(gòu)方程對(duì)民族認(rèn)同、文化適應(yīng)壓力和積極心理資本開展進(jìn)一步分析。本民族認(rèn)同和中華民族認(rèn)同分別有4 個(gè)指標(biāo)，文化適應(yīng)壓力有5 個(gè)指標(biāo)，積極心理資本有4 個(gè)指標(biāo)，使用LISREL 構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，結(jié)果見(jiàn)圖1。

圖1 民族認(rèn)同、積極心理資本和文化適應(yīng)壓力的結(jié)構(gòu)方程模型

結(jié)果表明，該模型擬合指數(shù)分別為χ2/df=8.15，RMSEA=0.12，NFI=0.91，GFI=0.89，IFI=0.92，CFI=0.92，NNFI=0.90，在各擬合指數(shù)中，χ2/df值略大，這可能是由于樣本數(shù)量原因造成的，模型的其他各項(xiàng)指標(biāo)均符合標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明擬合度較好（侯杰泰，溫忠麟，成子娟，2004）[20]。采用多重中介檢驗(yàn)（Preacher & Hayes,2008）[21]，基于bootstrapping方法對(duì)積極心理資本的中介效應(yīng)進(jìn)行顯著性分析，結(jié)果表明，該模型達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著（P＜0.05）。本民族認(rèn)同和中華民族認(rèn)同均對(duì)文化適應(yīng)壓力有直接效應(yīng)，又通過(guò)積極心理資本對(duì)文化適應(yīng)壓力產(chǎn)生間接效應(yīng)，即積極心理資本在民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力中起部分中介作用，其中介效應(yīng)分別為-0.068 4和0.053 2。

四、討論

（一）浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同現(xiàn)狀

本研究結(jié)果表明，浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同感較高，且對(duì)中華民族的認(rèn)同顯著高于對(duì)本民族的認(rèn)同，這與前人研究結(jié)果一致。這說(shuō)明浙江少數(shù)民族大學(xué)生普遍能意識(shí)到自己不僅是少數(shù)民族，也是中華民族的一員。這也進(jìn)一步說(shuō)明目前浙江省的民族教育和愛(ài)國(guó)教育成效明顯。

本研究發(fā)現(xiàn)，在民族認(rèn)同上還存在顯著的性別差異。女性的民族認(rèn)同感顯著高于男性，這與Phinney（1992）[22]的研究結(jié)論不一致，卻與秦向榮（2005）[3]的研究一致。學(xué)者們認(rèn)為，在那些男主外而女主內(nèi)的傳統(tǒng)文化中，女性比男性更能夠接觸和稟承民族文化遺產(chǎn)，這往往導(dǎo)致女性比男性具有更強(qiáng)烈的民族認(rèn)同感[13]。

在中華民族的認(rèn)同上存在居住地差異，城鎮(zhèn)顯著高于農(nóng)村。這與廖彬媚（2019）[23]的研究不一致，可能是城鄉(xiāng)愛(ài)國(guó)教育存在差異，也可能是被試抽樣差異所致。

在中華民族的認(rèn)同上存在專業(yè)差異，文科生得分顯著高于理科生和工科生，這也與前人研究一致[24]，這可能是由于文科生專業(yè)課更多為哲學(xué)、歷史、政治等社會(huì)科學(xué)內(nèi)容，因此對(duì)我國(guó)歷史文化更為了解與熟悉，相比于理科生和工科生，更能理解中華傳統(tǒng)文化的內(nèi)涵，更能意識(shí)到中華民族認(rèn)同的重要性。

（二）浙江少數(shù)民族大學(xué)生民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力、心理資本的關(guān)系

本次研究表明，浙江少數(shù)民族大學(xué)生對(duì)中華民族的認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力成顯著負(fù)相關(guān)，即少數(shù)民大學(xué)生越認(rèn)同中華民族，文化適應(yīng)的壓力就越小。本民族認(rèn)同中的情感和行為兩個(gè)分項(xiàng)目和文化適應(yīng)壓力成正相關(guān)，即他們對(duì)本民族的情感認(rèn)同和行為認(rèn)同越高，文化適應(yīng)壓力越大。這與寧盛衛(wèi)和張慶林（2018）[25]的研究結(jié)果相一致，即民族認(rèn)同能夠預(yù)測(cè)偏見(jiàn)、歧視與語(yǔ)言壓力。想要減輕少數(shù)民族大學(xué)生的文化適應(yīng)壓力，一方面可以通過(guò)加強(qiáng)愛(ài)國(guó)主義教育和中華民族文化教育來(lái)提高其對(duì)中華民族的認(rèn)同；另一方面可以通過(guò)開展少數(shù)民族教育，學(xué)習(xí)民族團(tuán)結(jié)典型人物的先進(jìn)事跡，舉辦少數(shù)民族文化節(jié)等活動(dòng)，促進(jìn)少數(shù)民族文化與中華民族文化的交流與融合。

研究結(jié)果表明，少數(shù)民族大學(xué)生對(duì)中華民族的認(rèn)同和對(duì)本民族的認(rèn)同均與積極心理資本成顯著正相關(guān)，這與國(guó)外學(xué)者認(rèn)為良好的民族認(rèn)同有利于促進(jìn)個(gè)體的幸福與快樂(lè)、提高自我接納水平和生活滿意度一致（Rivas-Drake，Hughes＆Way，2008）[26]。國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為積極的民族認(rèn)同可以提高主觀幸福感，增進(jìn)生活滿意度（李玲，2014）[27]。因此，高校在少數(shù)民族學(xué)生教育中，不僅要鼓勵(lì)學(xué)生學(xué)習(xí)本民族的優(yōu)秀傳統(tǒng)文化，還要組織學(xué)生對(duì)中華民族文化歷史進(jìn)行學(xué)習(xí)，從而助其提升積極心理資本，提高生活滿意度。

（三）浙江少數(shù)民族大學(xué)生文化適應(yīng)壓力在民族認(rèn)同和積極心理資本之間的中介效應(yīng)

結(jié)構(gòu)方程模型表明，本民族認(rèn)同、中華民族認(rèn)同不僅能夠直接預(yù)測(cè)文化適應(yīng)壓力，還能通過(guò)積極心理資本間接預(yù)測(cè)文化適應(yīng)壓力，即積極心理資本在民族認(rèn)同與文化適應(yīng)壓力之間起部分中介作用。民族認(rèn)同是一種群體層面的社會(huì)認(rèn)同，這種社會(huì)認(rèn)同也是自我認(rèn)同的一部分。與積極的自我認(rèn)同相對(duì)應(yīng)的是個(gè)體高的積極心理資本，與消極的自我認(rèn)同相對(duì)應(yīng)的是個(gè)體低的積極心理資本。本研究中，本民族認(rèn)同、中華民族認(rèn)同程度越高的少數(shù)民族大學(xué)生，其積極心理資本水平也越高，越擁有更高水平的自我效能和韌性，對(duì)生活充滿希望，同時(shí)，文化適應(yīng)壓力也越低。因此，高校可以通過(guò)開設(shè)少民族課程、舉辦少數(shù)民族活動(dòng)來(lái)促進(jìn)民族間的交流，增強(qiáng)少數(shù)民族大學(xué)生對(duì)多元文化的感知和接納，提高少數(shù)民族大學(xué)生的本民族認(rèn)同和中華民族認(rèn)同；同時(shí)，要加強(qiáng)少數(shù)民族大學(xué)生的愛(ài)國(guó)主義教育和中華傳統(tǒng)文化教育，提升少數(shù)民大學(xué)生對(duì)自身民族身份的肯定和積極評(píng)價(jià)，提升其積極心理資本，最終實(shí)現(xiàn)構(gòu)建中華民族共同體、加強(qiáng)民族團(tuán)結(jié)的目標(biāo)。