李 彪， 陳利濤， 張夏瑩， 胡 曉， 余欣欣

(廣西師范大學 教育學部心理學系， 廣西 桂林 541006)

0 引言

青少年在學校的時間僅次于睡眠，因此，學校的經(jīng)歷會影響到青少年身心發(fā)展的方方面面[1].作為青少年群體中的低齡群體，近年來初中生學校適應為許多學者所關注[2-4].初中生學校適應是指學生在學校情境中愉快地參與學?；顒?，在學習、人際交往、參與學校活動和情緒適應方面表現(xiàn)成功的狀況[5].其實學校適應就是個體身心與學校之間的互動，而初中生正處于一個特殊的時期——青春期，身心都在發(fā)生極大的變化，容易出現(xiàn)較多的心理問題和適應不良的情況[6].所以，對于初中生學校適應能力，以個人內部因素為出發(fā)點進行研究相較于如父母教養(yǎng)方式等外部因素更具意義.

自尊可以廣義的解釋為一個人對自己的總體評價或態(tài)度[7]，作為自我系統(tǒng)的核心組成部分之一，它對個體的認知、動機、情緒和行為有著廣泛的影響，它是個人社會行為的主要驅動力，也是個人適應的重要指標[8-9].故此本研究主要探討自尊與學校適應的關系以及兩者之間的中介機制，同時提出假設1：初中生自尊可以顯著預測學校適應.

同伴信任指年齡相同或相近的同伴在交往的過程中基于一定的線索對行為可信任性的判斷[10].初中生屬于早期青春期階段，逐漸開始脫離自己的家庭，開始有自己的朋友關系網(wǎng)絡.這時候的初中生“小大人”意識較強，家庭因素對個人適應的影響開始減弱，同伴關系和師生關系對于他們而言更為重要[11].同伴信任是影響個體社會關系的重要因素，也是個體適應的重要指標，初中生的學校社交關系主要由同伴關系、師生關系組成.從以往研究來看，同伴關系[12]、師生關系[13]與學校適應的關系均為顯著相關，且都能正向預測學校適應.而自尊包含對自己的評價，與自身的人際交往和信任水平有較大關系.因此提出假設2：初中生同伴信任在自尊與學校適應存在中介作用.

自我認同又稱自我同一性，指個體在尋求自我的發(fā)展中，對自我的確認和對有關自我發(fā)展的一些重大問題，諸如理想、職業(yè)、價值觀、人生觀等的思考和選擇[14].自尊對個體自我認同的形成非常重要，二者緊密相連，高自尊個體自我評價水平較高，易處于同一性完成地位，且自尊能夠正向預測自我同一性的不同領域與層面，此外自尊還與自我同一性延緩狀態(tài)、完成狀態(tài)正相關[15].同時，學生自我認同的形成和發(fā)展是其學校適應的基礎，目前已有研究探討了大學生[16]、高中生[17]自我同一性與學校適應的關系，發(fā)現(xiàn)自我同一性延緩、獲得狀態(tài)等能夠正向預測學生群體的學校適應能力.所以提出假設3：初中生自我認同在自尊與學校適應之間起著中介作用.

在瑪利亞的自我同一性理論中，安全感是建立自我認同的重要因素，而足夠的同伴信任能夠提供個體所需的安全感，有研究表明同伴依戀中的信任維度對于自我同一性各維度均有著顯著的預測作用[18-19]，同伴關系對于個體自我同一性的建立非常重要，個體通過與同伴建立親密關系，不僅能獲得安全感，也能獲得清晰的自我概念等[15]，已有研究發(fā)現(xiàn)大學生同伴依戀可以正向預測其自我認同感[20].因此提出假設4：初中生同伴信任和自我認同在自尊與學校適應之間起著鏈式中介作用.

社會認知理論認為，個體行為與環(huán)境、個體自我存在相互影響[21]，而根據(jù)積極青少年發(fā)展理論，促進個體發(fā)展的因素模型可以分為三類，分別關注于外部環(huán)境、個體特征、個體特征與環(huán)境的交互作用對個體發(fā)展的影響[22].故此本研究以同伴信任(外部環(huán)境)與自我認同(個體特征)為中介變量對自尊與學校適應的關系進行探討(見圖1)，以期揭示自尊與學校適應的關系及其作用機制，進而能夠為提升初中生的學校適應能力提供理論和實踐依據(jù)，促進其身心健康發(fā)展.

圖1 自尊、同伴信任、自我認同與學校適應的假設模型

1 研究方法與對象

1.1 被試

采用隨機抽樣的方法，選取廣西壯族自治區(qū)、湖南省內城區(qū)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)共4所中學初中生為被試，共發(fā)放問卷750份，回收695份有效問卷，有效回收率92.67%.

1.2 研究工具

1.2.1 自尊量表

采用王孟成等[23]修訂的自尊量表中文版進行測量，該量表共10道題，采用4點計分，從1(很不符合)到4(非常符合)，得分越高則表示其自尊水平越高，將總均分作為自尊水平的分數(shù).其中第8題“我要是能看得起自己就好了”為反向計分，本研究中該問卷的Cronbach’ s α系數(shù)為0.83.原問卷量表Cronbach’ s α系數(shù)為0.87.

1.2.2 信任量表

采用Rempel等[24]編制，汪向東等[25]修訂的信任量表測量.該問卷共 18個項目，例如“有時我很難絕對肯定同伴會一直照顧我，未來太不確定了，隨著時間的流逝我們的關系會發(fā)生很大的變化”.包括可預測性、依靠和信賴三個維度，每個維度各6個項目，得分越高則表明對于同伴行為的可預測性越強、同伴更值得依靠和信賴.采用7點計分，從 1(完全不符合)到 7(完全符合)，得分越高表示初中生對于同伴的信任程度越高.將所有項目的總均分作為同伴信任的分數(shù).本研究中可預測性等維度以及總問卷的Cronbach’ s α系數(shù)分別為0.62、0.64、0.67、0.70.相較于汪向東等[25]的研究有所下降，原系數(shù)為0.7以上.

1.2.3 自我同一性量表

采用張日昇[26]修訂的自我同一性問卷，共12個項目.該問卷包括現(xiàn)在的自我投入、過去的危機、將來的自我投入愿望三個維度，各4個題項，其中每個維度都各有2正向、反向計分題，得分越高則分別表明對于現(xiàn)在的投入越高，自身過去經(jīng)歷的危機越少，以及對于未來的投入越多.題目例如“我正在為實現(xiàn)自己的目標而努力”.采用6點計分，0 ～ 6分別為“完全不是”到“完全是”.并依據(jù)三個維度的得分從而劃分出六種自我同一性地位.分別是：同一性獲得地位(A地位)、權威接納地位(F地位)、同一性獲得—權威接納的中間地位(A-F中間地位)、積極的延緩地位(M地位)、同一性擴散—積極的延緩中間地位(D-M地位)、同一性擴散地位(D地位).最后將這六種地位分別賦值6～1，將其轉化為有序分類變量[27].分數(shù)越高，代表自我同一性地位越高，也表示學生自我認同程度也越高.現(xiàn)在自我投入等維度以及本研究中總問卷所有項目的Cronbach’ s α系數(shù)分別為0.61、0.57、0.56、0.71.這一點與以往研究相一致[28].

1.2.4 學校適應量表

采用崔娜[29]編制的學校適應量表.共27個項目，該量表包括學校態(tài)度(7個)、同伴關系(6個)、師生關系(5個)、學業(yè)適應(5個)、常規(guī)適應(4個)五個維度，例如“學習時我經(jīng)常心不在焉”.得分越高分別表明其對學校生活的評價越高、同伴關系更好、師生關系越發(fā)和諧、學業(yè)勝任程度越高、對學校規(guī)章制度適應越好.采用7點計分，1～7分別為“完全不符合”到 “完全符合”.將項目總均分作為量表得分，分數(shù)越高，表明學校適應能力越強.學校態(tài)度等五個分量表與總量表的Cronbach’ s α系數(shù)分別為0.81、0.82、0.71、0.64、0.65、0.89.原作者研究中其Cronbach’ s α系數(shù)分別為0.88、0.86、0.79、0.73、0.69、0.93.可見該量表適用于本研究.

1.3 數(shù)據(jù)處理

問卷由心理學的兩名本科生在班主任的幫助下進行發(fā)放，使用統(tǒng)一的問卷以及指導語言，交由被試當場作答并收回問卷，在回收問卷后，先由兩名心理學專業(yè)的研究生使用EpiData3.1錄入數(shù)據(jù)，再使用SPSS22.0進行數(shù)據(jù)分析，最后用Mplus7.4進行中介效應檢驗.

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究采用的都是自我報告的量表，多個變量之間可能會存在一些誤差導致共變，所以要用Harman單因子分析檢驗[30].對研究中所有變量的題目進行探索性因素分析，發(fā)現(xiàn)進行主成分分析后的第一個因子解釋的變異量為16.11%，小于公認的累計貢獻率40%，說明數(shù)據(jù)的共同方法偏差屬于可接受的范圍內，因此可以使用本次收集的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計學的有關分析.

2.2 各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)

結果顯示：自變量自尊與因變量學校適應以及同伴信任、自我認同均呈顯著正相關(具體結果呈現(xiàn)見表1).

表1 各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)

2.3 差異檢驗

用獨立樣本t檢驗來考察自尊、同伴信任、自我認同、學校適應在性別方面的差異.結果顯示(見表2)，自尊、自我認同、學校適應這三個變量在性別上的差異不顯著，只有同伴信任的性別差異顯著.女生同伴信任水平優(yōu)于男生.

表2 各變量的性別差異

2.4 同伴信任與自我認同的中介作用

根據(jù)一部分研究者的理論，變量存在顯著性的相關是中介作用的前提條件[31]，所以本研究的數(shù)據(jù)符合中介效應的檢驗需求.同時根據(jù)部分研究者的理論，分類變量水平較多時(5及以上)可以當做連續(xù)變量進行回歸分析，故此在中介效應分析中將自我認同視作連續(xù)變量[32].

在本研究中，以學校適應作為因變量，以自尊作為自變量，將同伴信任和自我認同作為中介變量進行分析，發(fā)現(xiàn)模型擬合度可以接受(χ2=100.982，df=31，χ2/df=3.257，CFI=0.963，TLI=0.946，RMSEA=0.057，SRMR=0.039)，然后使用百分位Boostrap(偏差校正)的方法，抽取5000次檢驗兩個中介變量的顯著性.結果顯示，自尊顯著正向預測同伴信任、自我認同、學校適應；同伴信任顯著正向預測自我認同、學校適應；自我認同性顯著正向預測學校適應.

中介效應量分析結果顯示(見表3)，同伴信任和自我認同在自尊和學校適應的關系中中介作用顯著，其中介效應值為0.147.其中介主要有三條間接效應(見圖2)：通過自尊→同伴信任→學校適應產生的間接效應1(0.067)；通過自尊→自我認同→學校適應產生的間接效應2(0.067)；通過自尊→同伴信任→自我認同→學校適應產生的間接效應3(0.013).三個間接效應依次占總效應的13.59%、13.59%、2.64%.它們的置信區(qū)間均不包括0值，三條間接效應均達到顯著水平.

表3 同伴信任、自我認同在自尊和學校適應之間的中介作用

圖2 自尊與學校適應的鏈式中介模型

3 討論

3.1 現(xiàn)狀分析

不同變量在性別上的差異檢驗結果顯示：自尊、自我認同在性別上的差異不顯著，結果與以往研究較為一致[33-34]，但學校適應的性別差異并未被發(fā)現(xiàn)[35]，這可能與此次研究中加入了鄉(xiāng)村學校初中生作為被試有關，在農村地區(qū)，“重男輕女”思想仍有所殘留，從而影響到男女學生對于學校生活的適應狀況.而同伴信任上的性別差異顯著，女生更加強于男生，與鐘虹雯[18]、陳曼[19]的研究結果相近.這可能與男女生的性格差異有關，初中女生比男生更為感性，感情也更為細膩，更容易依戀他人，但男生則更傾向于獨立思考問題.

相關分析結果表明，自尊與同伴信任、自我認同、學校適應四個變量兩兩之間均呈顯著正相關，這說明，自尊不僅對初中生對同伴的信任程度產生影響、同時也會影響其自我認同和學校適應情況.同時通過描述性統(tǒng)計，我們還發(fā)現(xiàn)初中生的自我認同水平并不高且不穩(wěn)定，依據(jù)埃里克森人格發(fā)展理論，他們正處于自我同一性發(fā)展的關鍵期、深水區(qū)，對自我發(fā)展很是迷茫.

3.2 自尊與學校適應的關系

本研究基于自我內部因素，探討了自尊與學校適應的關系及其中介作用的機制.自尊與學校適應呈顯著的正相關，自尊能夠顯著正向預測初中生的學校適應，這證實了假設1，也與以往研究結果并無差異[36].因為高自尊水平的個體一般來說都會對自己有積極的評價，而對自我的評價越積極，就對自己的能力越自信，對待事情的態(tài)度就會越發(fā)積極，更加熱愛學習[37]，對于學校生活就會更加努力的去適應[7].自尊水平低的個體，對自身的評價較低，容易產生自卑等情緒，不敢參與到學校的活動中，容易不能適應學校的生活.

3.3 同伴信任與自我認同的單獨中介作用

研究結果顯示，自尊對同伴信任、自我認同存在正向預測作用，而同伴信任可以正向預測學校適應，自我認同可以正向預測學校適應，說明同伴信任與自我認同是自尊影響學校適應的重要因素.

首先，同伴信任在自尊與初中生學校適應之間存在單獨中介作用，這證實了假設2，與以往研究結果類似[12,37].對自我評價較高的初中生，會認為自己的做法是積極正確的，對自己的交友有足夠的自信，從而相信自己能夠預測同伴的行為，并認為同伴是值得信賴和依靠的，根據(jù)影響青少年積極發(fā)展第一類模型，良好的外部環(huán)境有助于個體適應、發(fā)展[22].而初中生的同伴活動占據(jù)了學校課余時間的絕大部分，所以，初中生對于同伴越信任，與同伴相處越融洽，自然也越能適應學校生活[15].

其次，自我認同也存在單獨中介作用，假設3得到了驗證.一方面，自尊能夠正向預測個體自我認同，與現(xiàn)有研究一致[27].在初中生自我認同的發(fā)展過程中，會遇到許多個體自我的內部矛盾，如果個體沒有自我評價的正確體系，就會對自我產生懷疑，容易混淆自我概念，從而導致自我發(fā)展銜接不暢，使其容易陷入自我認同混亂的危機中[25].另一方面，自我認同能夠正向預測學校適應.青少年積極發(fā)展概念第二類模型認為個體內部特征會影響青少年發(fā)展[22]，自尊和自我認同作為個體內部積極特征，自尊水平高的初中生，自我認同程度也更高，對于自我容易有更深刻的了解，也會較為輕松的解決自我發(fā)展相關問題，適應學校生活[7].這一點與關于大學生、高中生的學校適應研究相一致[16-17]，可見在學生群體中，自我認同對于個體能否適應現(xiàn)有生活非常重要.

3.4 同伴信任與自我認同的鏈式中介作用

同伴信任可以正向預測自我認同，假設4得到了驗證.對自身有著積極態(tài)度的初中生在學校生活中，更希望能與同伴一起交流，對同伴也會更加信任，會產生更多的安全感，這與陳曼[18]、鐘虹雯[19]關于高職生、高中生的研究結果較為一致.根據(jù)瑪利亞的自我同一性理論，對他人的依戀有利于個體自我同一性發(fā)展，當初中生感受到足夠的同伴信任時，其安全感也會隨之增長，從而使其更有信心進行自我探索，并對自身目標進行規(guī)劃且積極投入，可見同伴信任對于身處校園的學生自我認知有著極大的促進作用.青少年積極發(fā)展第三類模型認為[22]，同伴信任作為外部環(huán)境與自我認同這一個體內部特征產生的交互作用，有助于初中生積極發(fā)展自我，更加熱愛學校生活，所以，即便他們遇到困難，也會因為有著同伴的信任、支持而努力改變自我，不斷去積極適應學校的生活.

3.5 理論貢獻與實踐意義

本研究的理論貢獻在于：(1)關于學校適應的研究，本文豐富了自尊與學校適應之間的作用機制.以往的研究，往往只是將自尊作為中介變量探討與學校適應之間的關系，本文以自尊為自變量進行研究，發(fā)現(xiàn)在自尊和學校適應之間存在著中介變量，即同伴信任和自我認同，這為探討學校適應的影響因素提供了實證研究基礎.(2)本文還發(fā)現(xiàn)了同伴信任和自我認同的促進作用.同伴關系和自我認同是初中生身心發(fā)展的重要影響因素，對其適應學校生活有非常重要的幫助，學校適應不良的初中生通過增強其同伴信任與自我認同發(fā)展以促進適應學校生活的能力.本研究的實踐意義在于：(1)社會各界應該加強對于初中生學校適應的關注.學校應當采取相應的措施，如開展關于自我發(fā)展的宣傳講座，大力支持生涯教育、職業(yè)教育進校園，鼓勵和引導學生進行自我規(guī)劃并積極投入.同時對于自我意識比較薄弱的初中生應該進行干預和輔導，防止初中生在自我認同的形成階段陷入同一性混亂的危機中.(2)學校與教師應當意識到初中生同伴關系的重要性，對待初中生之間的積極交流溝通應當給予肯定，并可以適當組織學生開展互動活動，增加其信任程度，例如趣味運動會、你畫我猜游戲、信任背摔等等.(3)對待學校適應不良的學生，不應當只從外部因素，例如教師處罰或者外物激勵等方式，更應該通過激發(fā)初中生內心的自我意識、自我發(fā)展意念來幫助其適應學校的生活.

4 結論與不足

4.1 結論

首先，本研究的四個變量之間都呈顯著正相關關系.

其次，自尊通過四條路徑影響學校適應：自尊直接影響學校適應；同伴信任的中介作用；自我認同的中介作用；同伴信任和自我認同的鏈式中介作用.

4.2 不足

雖然本次研究對于自尊與學校適應的關系中發(fā)現(xiàn)了一些較為有意義的現(xiàn)象，但是也存在不足之處：第一，本研究采取的方式只是簡單的橫斷研究的方式，即只用一個時間點進行的一次測量進行研究.那么必然會存在不能確定變量之間因果關系的不足，未來可以采取縱向研究或者實驗法來確定其因果關系.其次，本研究的所有變量都是使用自陳問卷的形式進行報告，缺乏一定的客觀性，之后可以使用他人(同伴或者教師)評價和自我評價兩者相結合的方式，同時也可以探討教師支持對于學校適應的幫助.