中职学生身份认同及其对心理健康的影响(李丝雨,戴健林)

摘要：为了探讨中职学生身份认同与心理健康、自尊的关系，采用了中学生心理健康量表、自尊量表、学生身份认同量表对600名中职学生进行调查。结果显示：心理健康与自尊呈负相关，心理健康与身份认同呈正相关，身份认同与自尊呈正相关。结构方程模型显示，自尊对心理健康和身份认同的中介假设模型的拟合指数良好，中介效应占总效应的比例为65.08％。因此，自尊在身份认同对心理健康的预测中起到完全中介的作用、身份认同正向预测自尊、自尊正向预测心理健康。性别因素在身份认同到自尊，以及自尊到心理健康这两条路径上起到了调节作用。关键词：中职学生；身份认同；心理健康；自尊；中介效应；调节作用中图分类号：G715文献标识码：A文章编号：1674－9154（2020）01－0070－08作者简介：李丝雨（1994—），华南师范大学政治与公共管理学院，在读硕士，研究方向：民政服务与管理；戴健林（1965—），华南师范大学政治与公共管理学院，教授，博士，研究方向：社会心理学，教育组织行为（通讯作者）。收稿日期：2019-10-30中职学生身份认同及其对心理健康的影响李丝雨戴健林（华南师范大学，广东广州510006）一、研究背景培养学生良好的人格和健康的心理素质是职业教育的重要目标，也是培养学生成为合格职业技术人才的基础。[1]而在中国目前的教育体制下，中等职业学校主要招收中学入学考试成绩较低的学生。与普通高中生相比，中职学生因其学业成绩较低以及社会舆论等负面形象，使得社会认可度不高。[2]中职学生容易造成身份认同危机，影响其心理健康。身份认同（identity）是对主体自身的一种认知和描述，社会认同理论中，“身份认同”被界定为：个体知晓他（她）归属于特定的社会群体，而且他（她）所获得的群体资格会赋予其某种情感和价值意义。[3]符琴芳的研究发现，许多中职学生缺乏自我认同感，身心发展不够成熟，在面对现实问题时产生诸多困惑，会加剧身份认同危机的产生，且会影响他们人格特征及身心健康。[4]而张妍等人的研究发现，中职学生由于学业上的失败，自信心丧失，常常处于自我认同与角色混乱的冲突之中，并且影响到他们的自尊水平。[5]身份认同的影响伴随着人的一生，受个人心理和社会环境的影响。中职学生的身份认同，不仅仅影响他们目前的心理发展，并且还会影响他们将来的社会性发展。自尊是人们对自我的乐观而肯定的评价倾向，是健全人格的重要内容。许多现代理论家把自尊定义为一个人自我概念的情感和评价维度，它本质上是指一个人在不同领域对其正负属性的广义评价。[6]黄素蓉的研究发现，中职学生的自尊得分低于普通高中生，并且关系到他们的身心健康，个体自尊水平的高低会直接影响其行为、认知和情感状态。[7]有研究表明中职学生自尊和心理健康之间有着明显的联系，自尊与心理健康呈显著负相关，[8]说明自尊有效地影响了人的心理健康水平，并且在一定程度上可以预测人的心理健康水平。Smokowski的研究中发现青少年的自尊是一个关键的中介变量，与青少年的乐观情绪有着密切的相关性，自尊有利于青少年心理健康，可以充当负面环教育管理70境压力源的心理缓冲。[9]心理健康是人良好心理素质的表现，是人的整体健康状态的必要组成部分。它是一种持续的心理状态，在这种状态下，个人具有的生命活力、积极的内心体验、良好的社会适应，都能有效地发挥个人的身心潜力与积极的社会功能。[10]程宏的研究调查发现中职学生的心理健康水平偏低，并且女生的心理健康水平显著低于男生。[11]程萌珠等人研究发现中职新生的整体心理健康水平低于本科新生，且患有精神疾病、人格障碍的学生及自伤、伤人的事件逐年增加。[12]因此，中职学生心理健康问题更应引起我们的关注。Chuang的研究发现青少年的自尊与他们的身心健康相关，并且是他们身心健康的预测因素。[13]而在单丹丹研究中，流动儿童身份认同和心理健康呈正相关，即越对自己的身份有认同感，心理健康水平就越高。[14]由此看来已有的研究虽多，但是关于探讨中职学生身份认同和自尊对心理健康的共同作用的文章却很少。因此，本文通过调查，分析中职学生的身份认同、心理健康、中介效应的现状及相关关系，并建立结构方程模型，探讨是否在身份认同和心理健康之间存在中介变量——自尊。探讨三者之间的影响模式，提出相应的对策与建议，以期促进中职学生自尊发展，为保障他们的身心健康提供依据。二、研究方法与对象（一）测量工具1.心理健康量表采用了王极盛中学生心理健康量表（MMHI-60），[15]该量表共有60个项目组成，共10个分量表，它们分别为强迫症状、偏执、敌对、人际关系敏感、抑郁、焦虑、学习压力感、适应不良、情绪不稳定、心理不平衡。既可以从整体上衡量受测试者的心理健康状况，也可以根据每个量表平均分进行评价。量表采用五级积分，1到5分分别表示“从无”到“严重”。分值越低代表心理健康水平越高。心理健康量表总体研究结果表明10个分量表重测信度在0.72到0.91间，同质性0.65到0.86间，分半信度在0.63到0.87之间，该量表在本研究中的Cronbach'salpha系数为0.97。2.自尊量表采用心理卫生评定量表手册中Rosenberg编制的自尊量表（self-esteemscale,SES），[16]该问卷包括10道题，包括自我肯定，自我否定两个维度。采用四点式计分。总分10到40分，分值越低表示自尊水平越低。该量表在本研究中的Cronbach'salpha系数为0.80。3.身份认同量表身份认同测量通过整理分析文献，将CheekJM的AIQ-IV（AspectsofIdentityQuestionnaire）[17]以及其他群体身份认同问卷较有代表性的题目与中职学生的特点相结合，改编了各维度的具体题项，分为个人身份认同、社会身份认同、集体身份认同三个基本维度，共计21个题项，问卷采用五点式计分。1～5分别表示“十分符合”到“完全不符合”。分数越高，代表身份认同水平越高。该量表在本研究中的Cronbach'salpha系数为0.94。（二）对象1.预调研由于采用了自编的中职学生身份认同量表，为保证调研数据的真实性和科学性，在正式调研前，进行了相关的预调研测试，从广州市随机抽取一所中等职业学校，采用网络发放问卷的形式，共收得121份有效问卷，总量表的Cronbach'salpha系数为0.972。运用SPSS23.0统计分析软件对中职学生身份认同量表进行探索性因子分析。[18]通过KMO检验和Bartlett球形检验来检验因素分析适当性，该量表的KMO值为0.862，同时Bartlett球形检验度为1860.049（p＜0.000），显著性概率值为0.000＜0.005，这表明可以进行后续的因子分析。使用AMOS22.0对问卷进行验证性因素分析，以考察中职学生身份认同问卷维度构建的合理性。模型对实际数据拟合最为理想，具有较好的拟合效度（χ2/df=3.35，CFI=0.91，RMSEA=0.08），表明各变量之间满足区分效度要求，可以进一步展开调查以及教育管理71开展结构方程模型分析。该问卷Cronbach'salpha系数为0.981，这表明中职学生身份认同量表有良好的内部一致性。2.正式调研采用整群方便取样方法，随机选取了广州市四所中等职业学校的学生作为研究对象，让教师利用课间休息时间采用群体施测的方式发放问卷，共收回有效问卷1946份。从中随机抽取600份问卷，其中男442人（占73.7%），女158人（占26.3%）、来自于城市的有73人（占12.2%），来自农村的有527人（占87.8%）。从年龄分布上来看，18岁以上、18岁、17岁、16岁、15岁、15岁以下分别为108人（占18%）、97人（占16.2%）、119人（占19.8%）、159人（占26.5%）、103人（占17.2%）、14人（占2.3%）。有留守经历的人为188人（占31.3%），无留守经历的人412人（占68.7%）。其中专业分类中应用技术型（如土木、加工制造、交通信息技术等）有445人（占74.2%），人文社科型（如经济贸易、文化艺术、公共服务等）有155人（占25.8%）。（三）统计分析全文采用SPSS23.0对数据进行录入、处理及分析，采用因素分析进行共同方法偏差检验；运用Pearson相关分析探究身份认同、心理健康与自尊的相关性；采用t检验对各人口统计学变量进行差异分析；使用偏差校正的Bootstrap法进行中介效应的显著性检验；使用AMOS22.0进行结构方程模型分析。三、结果（一）共同方法偏差检验采用“Harman单因素检验”技术，[19]检验共同方法偏差。把身份认同、心理健康及自尊全部放入一个探索性因素分析中，检验未旋转的因素分析结果。结果表明，未经旋转得到16个特征根大于1的因子，第一个因子所解释的变异量为29.42%（＜40%）。从Harman单因素检验结果的各项指数来看，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，表明各变量之间不存在严重的共同方法偏差效应。（二）各变量之间的描述统计及相关分析将心理健康、自尊及身份认同进行皮尔逊相关性分析，结果（见表1）。由结果可见，各变量之间呈显著的相关性，心理健康与自尊（r=-0.29，p＜0.05）呈负相关，心理健康与身份认同（r=0.36，p＜0.01）呈显著正相关，身份认同与自尊（r=0.29，p＜0.01）呈显著正相关，这为进一步检验有调节的中介效应提供了支持。表1各变量之间的平均数、标准差与相关矩阵1.心理健康2.自尊3.身份认同M±MSD99.23±35.1422.63±3.7045.78±14.3111-0.29*0.36**210.29**31注：n=600，*p＜0.05，**p＜0.01（下同）。对各人口统计学变量进行描述性统计分析及t检验（见表2）。在城乡，留守经历，专业等并无显著差异，但是性别的主效应显著，证明各变量中表2各变量在人口统计学上的差异（n=600）变量心理健康身份认同自尊变量心理健康身份认同自尊男M±SD96.37±34.0022.31±3.8344.67±14.36有留守M±SD110.22±39.2522.42±3.7547.93±14.97女M±SD107.23±37.1023.53±3.1648.86±13.76无留守M±SD94.21±31.9122.72±3.6944.79±13.91t-3.36-3.6-3.18t5.29-0.930.22p0.0010.0010.002p0.0010.3560.013Cohen'sd0.310.360.43Cohen'sd2.740.170.93城市M±SD108.64±42.3522.13±4.1245.11±14.82应用技术型M±SD97.79±33.8022.70±3.6145.32±14.03农村M±SD97.92±33.8622.70±3.6445.87±14.25人文社科型M±SD103.36±38.5422.42±3.9747.08±15.05t2.45-1.21-0.42t-1.70.82-1.32p0.0410.2270.672p0.0890.4150.186Cohen'sd1.020.210.21Cohen'sd0.940.150.51教育管理72存在着显著的性别差异。（三）中介效应检验以身份认同为预测变量、自尊为中介变量，心理健康为结果变量，形成结构方程模型（见图1）。并对模型拟合情况进行验证。各拟合指标均良好，χ2/df=3.20（χ2=272.55，df=85），NFI=0.96，CFI=0.97，TLI=0.96，GFI=0.94，RMSEA=0.06，基于模型的拟合结果，采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法进行中介效应的检验及置信区间的估计，[20]研究共重复抽样2000次。结果表明，身份认同对心理健康的间接效应显著，其中95％的置信区间为[0.07，0.89]，置信区间内不包含0，可以认为自尊的中介效应成立。在加入了中介变量自尊之后，身份认同对心理健康的直