戰(zhàn) 睿,齊常華,王 挺
(1.沈陽工業(yè)大學 管理學院,遼寧 沈陽 110870;2.遼寧公安司法管理干部學院政治理論教研部,遼寧 沈陽 110161)
社會心態(tài)是一種群體的思維和情感模式,它反映了社會的情緒基調(diào)、共識和價值取向。培育良好社會心態(tài)是深化平安建設(shè)、推進社會治理現(xiàn)代化、預防和減少因心理問題引發(fā)命案和個人極端案(事)件的重要措施,對于踐行社會主義核心價值觀及實現(xiàn)“中國夢”具有重要意義[1]。近年來,國人的社會心態(tài)發(fā)生了很大改變,我國學者普遍認為良好的社會心態(tài)意味著個體具有自尊自信、理性認知、平和情感和積極的適應(yīng)能力,不斷滋養(yǎng)、培育良好的社會心態(tài),形成良好的社會氛圍,能夠為實現(xiàn)中華民族偉大復興提供強大的精神動力。然而,現(xiàn)有的社會心態(tài)研究卻缺乏明確的研究對象和核心指標,并且對影響社會心態(tài)的因素缺乏大量實證研究。因此,本研究基于沈陽市民的社會心態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù),從自尊自信水平、理性平和素質(zhì)和積極性三個方面來探究影響社會心態(tài)的相關(guān)因素,以期為社會心理服務(wù)體系的建設(shè)提供理論和實證支持,為培育良好社會心態(tài)提供科學的指導。
家庭是個體成長的第一環(huán)境,家庭環(huán)境為個體發(fā)展提供了物質(zhì)條件和精神條件。家庭對個體社會心態(tài)的影響主要通過家庭教育、家庭經(jīng)濟狀況兩個層面實現(xiàn)[2]。原生家庭環(huán)境是否和睦、具體教養(yǎng)行為及態(tài)度、對家庭經(jīng)濟條件的滿意度會對個體自尊自信心、認知能力、情緒及積極性的形成和發(fā)展產(chǎn)生不同影響,進而導致個體社會心態(tài)的差異。第一,原生家庭是影響個體自尊的重要因素,較高的自尊可以提高個人的心理適應(yīng)能力,可以幫助個人調(diào)節(jié)自己的行為和心境,降低在面對困難、挫折時出現(xiàn)的軀體化傾向問題,有利于個人形成良好的社會心態(tài)。自尊的情感模型認為,自尊在童年早期出現(xiàn),來源于重要家人的贊許與肯定,孩子越能感受到父母的關(guān)注,就越有利于形成積極的自我評價,促進自尊的建立及發(fā)展[3]。第二,認知能力是指人類的思維能力,包括感知、注意、記憶、思考、推理、判斷、解決問題等多個方面,這些能力綜合反映了一個人的智力水平和學習能力,對于人類的生存和發(fā)展至關(guān)重要。認知能力的形成不僅受到遺傳因素的影響,也受到后天環(huán)境的影響。家庭教育環(huán)境是影響兒童認知能力發(fā)展的重要因素之一。家庭教育環(huán)境包括父母的教育方式、家庭的文化氛圍、家庭的經(jīng)濟狀況等多個方面。良好的家庭教育環(huán)境可以促進兒童的認知能力發(fā)展,而不良的家庭教育環(huán)境則可能會對兒童的認知能力發(fā)展產(chǎn)生負面影響[4]。家庭教育環(huán)境也影響個體的情緒發(fā)展,如良好的家庭教育環(huán)境可以預防情緒廣泛性焦慮和沖動[5]。所以家庭教育環(huán)境與個體理性平和素質(zhì)的提升密不可分。第三,個體成長主動性與早期的家庭環(huán)境有關(guān),如果個體早期遭受處境不利的家庭環(huán)境或者不良的親子關(guān)系后,會損害個人成長主動性[6]。反之,有利的家庭教育環(huán)境有利于個體成長的主動性和積極性。據(jù)此,提出假設(shè)1:
H1a:原生家庭對自尊自信水平具有顯著正向影響;
H1b:原生家庭對理性平和素質(zhì)具有顯著正向影響;
H1c:原生家庭對個體積極性具有顯著正向影響。
家庭壓力模型指出,較低的家庭收入會對家庭功能和個體適應(yīng)產(chǎn)生負面影響,尤其是深度貧困或持續(xù)貧困的家庭。這些家庭的父母可能因為經(jīng)濟壓力而出現(xiàn)情緒不佳或行為問題,缺乏關(guān)注和照顧子女的精力,導致子女出現(xiàn)挫敗、憤怒等負面情緒。這些負面情緒可能會影響子女的認知能力和心理健康,進而影響其未來的發(fā)展。良好的社會支持則能夠彌補家庭對個體理性認知的形成及平和情緒的培養(yǎng),并且使個體感到被尊重和理解,有助于穩(wěn)定情緒、緩解心理問題、緩沖負性生活事件影響[7]。另外,被除家庭以外的其他人接納和關(guān)愛,能夠避免憤怒、難過、受傷等負面情緒。據(jù)此,提出假設(shè)2:
H2:社會支持對原生家庭與理性平和素質(zhì)之間起到正向調(diào)節(jié)作用。
個體的美好生活體驗影響個體的社會心態(tài),生活體驗不僅包括家庭的生活氛圍,還包括學習和工作環(huán)境帶給個體的主觀感受。學習和工作體驗是指個體在此類情境中能否愉快地學習或工作、進行人際交往、參與集體活動和情緒適應(yīng)等方面。首先,社會控制理論認為,社會聯(lián)系對個體的行為具有牽制作用,當個體感知到社會聯(lián)系時,會更加遵守社會規(guī)范和價值觀,減少問題行為的發(fā)生;而當個體感知到社會聯(lián)系的減弱時,其行為受到的牽制作用也會減弱,問題行為的發(fā)生率會增加。在學校中,學生對學校氛圍的感知越負向,學生和學校間的聯(lián)系越弱化,學生的社會聯(lián)系就會減弱,問題行為的發(fā)生率也會增加[8],同樣,員工對工作氛圍的負面感知也會導致問題行為。學校和工作單位是個體所處的特定領(lǐng)域,個體所重視的特定領(lǐng)域的成功或失敗經(jīng)歷影響個體自尊水平。其次,在學習和工作環(huán)境中會經(jīng)歷各種情緒體驗,高強度低關(guān)懷、缺少新鮮感、缺乏自由的學習或工作環(huán)境增加了個體的工作壓力,滋生負面情緒。另外,個體的理性認知、感性認知也與學習或工作的文化氛圍密切相關(guān)。再次,個體完全投入活動中能帶給個體本身極高的充實感、興奮感及幸福感,良好的學習和工作體驗有助于增強幸福感,滿足人們自我改善、自信等心理需求,從而提升個體應(yīng)對問題的積極性[9]。據(jù)此,提出假設(shè)3:
H3a:學習或工作體驗對自尊自信水平具有顯著正向影響;
H3b:學習或工作體驗對理性平和素質(zhì)具有顯著正向影響;
H3c:學習或工作體驗對個體積極性具有顯著正向影響。
生活方式是人們長期受一定文化、民族、經(jīng)濟、社會、風俗、規(guī)范等影響而形成的一系列生活習慣、生活態(tài)度和生活制度[10]?,F(xiàn)代社會的快節(jié)奏、緊張的生活和激烈的競爭對人們的生活方式產(chǎn)生了不同程度的影響,可能導致生理、心理和社會適應(yīng)等方面的問題。例如,不健康的飲食習慣、缺乏運動、過度使用電子產(chǎn)品等。不良生活方式可能導致肥胖、心血管疾病、焦慮、抑郁等健康問題。一是Yarcheski等人研究發(fā)現(xiàn),正性健康行為與自尊評分呈顯著正相關(guān)[11]。二是已有研究發(fā)現(xiàn)生活方式中的飲食習慣、睡眠狀況、衛(wèi)生習慣、體育鍛煉、娛樂活動等方面與焦慮抑郁情緒具有一定的相關(guān)性。另外,生活方式與認知功能存在密切聯(lián)系,生活方式作為增加認知儲備及調(diào)節(jié)壓力的重要手段對認知具有積極作用,其對認知的影響已得到很多研究證明[12]。三是王夢佳等人認為生活方式是影響自我效能的重要因素[13],采取正確措施改善和引導生活方式,能夠以積極的方式解決困難。據(jù)此,提出假設(shè)4:
H4a:生活方式對自尊自信水平具有顯著正向影響;
H4b:生活方式對理性平和素質(zhì)具有顯著正向影響;
H4c:生活方式對個體積極性具有顯著正向影響。
根據(jù)社會學理論,個體社會心態(tài)的形成受到環(huán)境因素的影響。研究表明生活方式的差異會影響個體對環(huán)境的適應(yīng)性,當情境事件發(fā)生個體無法立即適應(yīng)時就會產(chǎn)生沮喪和失落感。另外,情境事件可能導致個體產(chǎn)生認知偏差,激發(fā)或制約個體的行為活動。認知偏差會導致個體的學習、工作、生活、交往產(chǎn)生問題,造成不適應(yīng)的情況,甚至導致情緒障礙[14]。據(jù)此,提出假設(shè)5:
H5a:生活方式對情境事件具有顯著正向影響;
H5b:情境事件對理性平和素質(zhì)有顯著正向影響;
H5c:情境事件在生活方式與理性平和素質(zhì)之間起中介作用。
綜上所述,本研究構(gòu)建社會心態(tài)影響因素的理論模型,如圖1所示。
圖1 社會心態(tài)影響因素理論模型
本文研究數(shù)據(jù)來源于2022 年沈陽市民社會心態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù),于2023年1月通過騰訊問卷向沈陽本地微信用戶發(fā)放問卷,共回收問卷619 份,經(jīng)篩選后得到有效問卷407 份,回收有效率為65.75%,其中男性140人,女性267人;1950年以前出生有5人,1960~1969年出生有40人,1970~1979年出生有47人,1980~1989年出生有126人,1990~1999年出生有61人,2000年以后出生有128人;教育程度初中及以下者6人,高中或中專者38人,??苹虮究普?88人,研究生以上者75人;獨生子女者193人,非獨生子女者214 人;個人月收入2 500 元以下者130 人,2 500~5 000元者83人,5 001~10 000元者146人,10 001~20 000元者38人,20 000元以上者10人。
本文設(shè)置原生家庭、學習工作體驗、社會支持、生活方式、情境事件五個維度,并且對于社會心態(tài),將其解構(gòu)為自尊自信水平、理性平和素質(zhì)、積極性三個維度。參考趙郝銳[15]論文家庭環(huán)境的量表內(nèi)容提出4 個題項測量原生家庭。參考王益富[16]等人編制的生活滿意感等量表提出5 個題項測量學習工作體驗。參考肖水源[17]的社會支持量表提出7 個題項測量社會支持。參考中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2018 年調(diào)查問卷(居民問卷)提出4 個題項測量生活方式。根據(jù)Horowitz[18]等人制定的時間影響量表提出4 個題項測量情境事件。參考自尊量表提出4 個題項測量自尊自信。參考王俊秀[19]對社會心態(tài)指標體系構(gòu)建的論述及心理行為認知(XRX)量表、王國芳[20]等的消極情緒調(diào)節(jié)期待量表研究設(shè)計5 個題項測量理性平和素質(zhì)。參考一般自我效能感量表設(shè)計5 個題項測量積極性。另外,設(shè)置性別、出生年代、教育程度、是否為獨生子女、月收入水平作為控制變量。
通過探索性因子分析結(jié)果顯示,原生家庭、學習或工作體驗、社會支持、生活方式、情境事件、自尊自信水平、理性平和素質(zhì)、積極性8 個因子對應(yīng)的總信度系數(shù)值為0.941,共同度值均高于0.556,KMO 統(tǒng)計量值為0.919,8 個因子的累積方差解釋率為72.917%(大于50%),研究項的信息量可以有效地提取出來。
每個變量的Cronbach's α 均高于0.816,說明測量具有較高信度和內(nèi)部一致性。通過驗證性因子分析(CFA)判斷變量間的效度情況,CFA 的因子載荷在0.556~0.914,所有潛變量的組合信度(CR)均大于0.820(大于0.7),AVE 值均大于0.513(大于0.5),體現(xiàn)了良好的聚合效度,且各變量AVE 的平方根值大于因子相關(guān)系數(shù)絕對值的最大值,表明變量間具有良好的區(qū)分效度,見表1和表2。
表2 潛變量描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析
由于本研究的測量題項均由一人填寫,可能存在同源方法偏差問題。使用CFA 進行驗證,原四因子模型數(shù)據(jù)擬合指標為χ2/df=2.664(<3),RMSEA=0.064(<0.10),CFI=0.907(>0.9),IFI=0.907(>0.9),SRMR=0.061(<0.1),說明模型擬合尚可。而單因子擬合指標為χ2/df=10.432,RMSEA=0.152,CFI=0.447,IFI=0.449,SRMR=0.128 明顯偏差標準值,表明研究量表數(shù)據(jù)無法聚焦成一個因子。使用Harman 單因子檢驗方法,單因子方差解釋率為33.955%(<40%)。因此,研究數(shù)據(jù)通過共同方法偏差CMV 檢驗和單因子檢驗,說明無共同方法偏差問題。
本研究采用層次回歸法對研究假設(shè)進行檢驗。在回歸方程中設(shè)計12 個模型,其中模型1 和模型2的因變量為情境事件,模型3 和模型4 的因變量為自尊自信水平,模型5~10 因變量為理性平和素質(zhì),模型11 和模型12 為積極性,回歸結(jié)果如表3所示。
表3 變量回歸分析結(jié)果
主效應(yīng)。首先分別將自尊自信水平、理性平和素質(zhì)、積極性設(shè)為因變量,再加入性別、出生年代、教育程度、是否為獨生子女、月收入水平5 個控制變量,最后,加入原生家庭、學習或工作體驗、生活方式置入分層回歸方程。從模型3~6、模型11、模型12 可以看出,控制變量對自尊自信水平、理性平和素質(zhì)、積極性的影響不顯著,原生家庭、學習或工作體驗、生活方式對自尊自信水平顯著正向影響(t=3.792,p<0.001;t=6.957,p<0.001;t=5.281,p<0.001);原生家庭、學習或工作體驗、生活方式對理性平和素質(zhì)顯著正向影響(t=2.501,p<0.05;t=6.188,p<0.001;t=4.575,p<0.001);原生家庭、學習或工作體驗、生活方式對積極性顯著正向影響(t=2.582,p<0.05;t=6.186,p<0.001;t=6.253,p<0.001)。且學習或工作體驗對自尊自信水平的影響作用大于生活方式和原生家庭對自尊自信水平的影響作用;學習或工作體驗對理性平和素質(zhì)的影響作用大于生活方式和原生家庭對理性平和素質(zhì)的影響作用;生活方式對積極性的影響作用大于學習或工作體驗、原生家庭對積極性的影響作用。因此,假設(shè)H1、H3和H4得到驗證。
中介效應(yīng)。運用層次分析回歸法對情境事件的中介作用進行檢驗。首先將理性平和因素、情境事件設(shè)為因變量,再加入控制變量,然后加入自變量原生家庭、學習或工作體驗、生活方式,最后將中介變量情境事件置入回歸方程。從表3 可以看出,生活方式對情境事件(t=5.308,p<0.001)具有顯著正向影響,假設(shè)H5a得到驗證。情境事件對理性平和素質(zhì)(t=8.630,p<0.001)具有顯著正向影響,假設(shè)H5b得到驗證。再加入情境事件這一中介變量后,原生家庭、學習或工作體驗、生活方式依然對理性平和素質(zhì)(t=2.123,p<0.05;t=6.213,p<0.001;t=3.592,p<0.001)具有顯著正向影響,只是影響作用減弱。由此可見,情境事件在生活方式與理性平和素質(zhì)之間起部分中介作用,假設(shè)H5c得到驗證。
調(diào)節(jié)效應(yīng)。首先,將理性平和素質(zhì)作為因變量加入回歸模型,然后逐步加入控制變量、自變量原生家庭、學習或工作體驗、生活方式,再加入調(diào)節(jié)變量社會支持,最后將原生家庭的交互項設(shè)置加入回歸方程。由表3 可以看出,原生家庭與社會支持交互項對理性平和素質(zhì)(t=2.808,p<0.01)具有顯著正向影響,說明社會支持程度越高,原生家庭與理性平和素質(zhì)之間的正向關(guān)系越顯著,假設(shè)H2得到驗證。進一步,本文繪制不同水平社會支持程度對原生家庭與理性平和素質(zhì)之間關(guān)系的影響效應(yīng),如圖2 所示。可以看出,相較于低程度的社會支持,高程度的社會支持下原生家庭與理性平和之間的正向關(guān)系更加顯著。
圖2 社會支持對原生家庭與理性平和素質(zhì)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)
本研究采用Bootstrap 方法對直接效應(yīng)和中介效應(yīng)進行穩(wěn)健性檢驗,結(jié)果如表4 和表5 所示。生活方式的直接效應(yīng)95%置信區(qū)間為[0.297,0.454],間接效應(yīng)95%置信區(qū)間為[0.044,0.121],置信區(qū)間不包含0,達到顯著性水平,說明生活方式對理性平和素質(zhì)具有顯著正向影響,情境事件在生活方式與理性平和素質(zhì)之間發(fā)揮部分中介作用,假設(shè)H5c得到進一步驗證。
表4 Bootstrap直接效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果
表5 Bootstrap間接效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果
研究發(fā)現(xiàn)原生家庭、學習或工作體驗、生活方式對社會心態(tài)有積極影響,其中社會支持對原生家庭與理性平和素質(zhì)之間起調(diào)節(jié)作用,情境事件在生活方式與理性平和素質(zhì)之間起中介作用。因此,本研究認為重視家庭教育、培養(yǎng)積極健康的生活方式、加強社會支持、提升對情境事件的應(yīng)對能力有利于培養(yǎng)良好的社會心態(tài)。
家庭教育是培育個體積極健康心態(tài)的基礎(chǔ)。首先,可以在社會心理服務(wù)體系的建設(shè)中通過制訂家庭教育指導模塊,并借鑒新加坡家庭教育理念,注重家庭中的道德教育、自信培養(yǎng)等方面,形成家庭教育、學校教育、社會教育三位一體模式。其次,在社會心理服務(wù)體系中融入家庭教育計劃,提升家長的育兒能力,引導家庭成員形成良好的家庭氛圍。再次,對于個體發(fā)展應(yīng)關(guān)注整體培養(yǎng),重視認知能力的培養(yǎng),提供良好的教育和社會支持,改善家庭經(jīng)濟狀況,促進家庭功能和個體適應(yīng)的發(fā)展。
人本主義的核心理念有利于營造良好的學習和工作氛圍。首先,學校和工作單位需要創(chuàng)造一個支持個體全面發(fā)展和幸福的環(huán)境,關(guān)注個體的物質(zhì)和精神文化需求,幫助個體改善生活品質(zhì),并提供滿足自我發(fā)展需求的機會。其次,積極和諧的組織氛圍對于個體的學習和工作效果至關(guān)重要,可以通過加強個體同組織的聯(lián)系減少問題行為發(fā)生,營造令人滿意的工作環(huán)境,激勵個體獲得成功的體驗。此外,要重視“人文關(guān)懷”和“心理疏導”,這是確保個體擁有和諧內(nèi)心世界的重要支持。
培育良好習慣、鍛造健康生活方式與個體的身心健康密不可分。健康生活方式不僅包括促進身體健康和預防疾病,還涉及心理健康與和諧關(guān)系的維護,個體需要有意識地選擇并進行各種有益于健康的行為。在培養(yǎng)良好社會心態(tài)方面,可以借鑒《健康中國2030》的建議,加強媒體宣傳,通過正面宣傳、輿論監(jiān)督、學術(shù)引領(lǐng)和典型報道等方式,增強全民對健康生活方式的認識,重點培養(yǎng)健康飲食、適量運動和合理使用電子產(chǎn)品等良好生活習慣,提高個體身心健康水平。
社會支持包括家人、朋友、同事、親戚、鄰居等對個體提供實質(zhì)、情感和信息方面的幫助。一方面,有效的社會支持網(wǎng)絡(luò)可以減輕個體的生活壓力,縮小低社會地位群體的范圍和規(guī)模,有利于形成良好的社會心態(tài)。另一方面,要實現(xiàn)有效的社會支持,需要全社會的參與并建立基于社區(qū)的資源整合機制,形成政府推進、部門協(xié)作、社會參與和家庭響應(yīng)的長效機制。例如可以建立社區(qū)活動中心,搭建以家庭學習和交流心得為主的平臺,調(diào)動各類資源,助力家庭培育良好社會心態(tài)。
適應(yīng)是指個體通過自我調(diào)節(jié)系統(tǒng)對外部環(huán)境的變化做出反應(yīng)使其重新與環(huán)境達到平衡。擁有健康良好的生活方式可以幫助個體更好地應(yīng)對情境事件,產(chǎn)生積極情緒并從消極情緒中快速恢復。具備良好適應(yīng)能力的個體能夠看到情境事件中的有利因素,找到自己從中獲益的資源,學習適應(yīng)方法使情緒更理性穩(wěn)定。為了提高適應(yīng)能力,個體可以培養(yǎng)自身分析問題的能力,發(fā)展堅韌果斷的精神和自制力,保持自我監(jiān)控的意識和調(diào)節(jié)能力,以及進行全面客觀的自我評價。同時,政府可通過多渠道提供心理咨詢和宣導服務(wù),逐步提高群眾的適應(yīng)能力。
此外,培育良好心態(tài)需改變政府工作理念,強化社會心態(tài)培育工作時效性,全面完善社會心理服務(wù)體系,構(gòu)建政府和群眾交流與溝通的互動平臺,同時加快構(gòu)建與管理網(wǎng)絡(luò)陣地,推動網(wǎng)絡(luò)輿論健康穩(wěn)定發(fā)展。