初中青少年自尊發展趨勢及影響因素的追蹤分析*

2015-02-05 11:26:00潘穎秋

心理學報 2015年6期

潘穎秋

(廈門大學公共政策研究院心理學研究所, 廈門 361005)

1 引言

自尊是個體在社會化的過程中形成的對自我價值的情感體驗和評價。Huang (2010)對自尊文獻的元分析結果顯示, 個體的自尊水平與情緒(如焦慮)、認知(如自我效能感、學業成就)及行為表現(如問題行為)密切相關, 較高的自尊對個體的心理發展有著積極的促進作用。Mruk (2013)指出, 青少年時期是個體自我發展的重要階段, 自尊對青少年的自我認知、自我判斷及自我概念的發展有著重要影響, 并直接關系著青少年的人格塑造和心理健康水平。理解青少年的自尊發展趨勢、特點及影響機制對促進青少年的自我發展有著積極的理論和現實意義。

1.1 青少年自尊發展的趨勢與特點

已有研究顯示, 我國青少年的自尊發展趨勢呈現“U”字形特點, 然而關于青少年自尊發展“U”字形的低谷期, 不同研究之間則存在明顯分歧。一些學者的研究顯示, 青少年的自尊水平在初二年級顯著下降, 在初一和初三年級相對較高(張文新, 1997;張麗華, 張索玲, 侯文婷, 2009)。黃希庭、鳳四海和王衛紅(2003)的研究表明, 從中學到大學期間,青少年的自我價值感總體上呈現上升趨勢, 在高三年級, 學生的自我價值感顯著下降, 然后逐步提高,到大學三年級, 學生在人際關系、家庭等維度的自尊達到最高水平。張林(2004)的研究顯示, 15歲和17～18歲是青少年自尊發展的兩個低谷期。不同于國內學者多采用橫向研究考察青少年的自尊發展趨勢, 國外學者近年來對青少年的自尊發展趨勢開展了一系列的追蹤研究。Erol和Orth (2011)對7100余名美國青少年整體自尊水平的追蹤研究顯示, 歐洲裔、非洲裔和拉丁美洲裔青少年的整體自尊水平從14歲至青年早期階段呈現一致的穩中有升的增長趨勢。Birkeland, Melkevik, Holsen和Wold (2012)對1083名挪威青少年的整體自尊水平做了追蹤(13～30歲)分析, 結果發現絕大多數被試(87.1%)的自尊水平呈現穩定的上升趨勢, 5.5%的被試自尊始終處于較低的水平, 7.4%的被試呈現下降的趨勢。與上述追蹤研究結果不同的是, Robin和Trzesniewski (2005)在總結先前自尊發展文獻的基礎上, 指出在9歲至18歲期間, 男女青少年的自尊水平呈現穩定的下降趨勢。然而, 需要指出的是,該研究分析的主要是未發表的論文、已發表的橫向研究或同儕序列追蹤研究(cohort-sequential longitudinal study)文獻。

現有研究關于青少年自尊發展趨勢及其特點的分歧反映了個體自尊發展的復雜性和已有研究在研究方法上的一些特點：首先, 自尊測量工具呈現多樣性, 如張文新(1997)使用的是Coopersmith自尊調查表; 張麗華等人(2009)使用的是自編的《青少年自尊評定問卷》; 黃希庭等人(2003)使用了自編的《青少年學生自我價值感量表》; 張林(2004)則采用積極和消極屬性詞構建了72對兩極對偶詞表, 讓學生按照符合程度給出自我評價;Erol和Orth (2011)與Birkeland等人(2012)使用的是Rosenberg自尊量表。毋庸置疑, 已有研究在自尊測量工具上的多樣性在一定程度上影響了不同研究結果之間的一致性。其次, 已有的青少年自尊發展研究, 尤其是國內的自尊研究以橫斷研究為主, 不同年級或年齡組的被試各不相同, 使得被試差異對個體自尊發展水平的影響無法排除, 限制了對青少年自尊發展趨勢及特點的準確把握。

鑒于已有青少年自尊發展研究的特點與不足,本研究認為使用有著良好信效度的自尊測量工具,開展長期追蹤研究, 將有助于準確把握我國特定文化背景下的青少年自尊發展趨勢及特點。此外, 本研究試圖在追蹤研究的基礎上, 進一步分析影響青少年自尊發展的外部因素和內在需求因素, 以期更深入地理解影響我國青少年自尊發展的機制。

1.2 自尊發展與社會學習

Cooley (1902)最早提出了自尊形成的鏡像(self-glass)觀點, 即在人際互動過程中, 他人或社會如同是個體的一面鏡子, 個體的自我判斷取決于個體如何看待自己在他人或社會眼中的“我” (也就是社會鏡像中的“我”)。Mead (1934)秉承了這一觀點并指出, 重要他人的認可是個體自尊的重要來源。沿著這一思路, 后繼的研究者進一步提出了自尊的社會學習觀點, 認為自尊是個體學習和內化他人行為、態度和觀點, 獲得社會支持或認可的結果,其核心是自我價值感(Coopersmith, 1967; Rosenberg& Simmons, 1971)。Harter (2012)總結道, “自我” (self)是社會構建的結果, 在社會化的人際互動過程中,尤其是個體與主要照顧者之間的關系以及對照顧者和重要他人評價的內化, 使得個體的“自我”內容與價值逐步確定, 并最終實現積極和消極自我評價之間的平衡。在自尊發展的鏡像和社會學習觀點的影響下, 社會性因素(如社會關系與社會認可)對青少年自尊發展的影響引起了研究者的廣泛重視。

研究結果顯示, 來自家長、同伴和教師的肯定與支持、陪伴和親密對初中和高中青少年在學業、外貌等方面的自尊水平及整體自尊水平有著顯著的積極影響(劉春梅, 鄒泓, 2007)。張麗華等人(2009)分析了同伴關系和親子關系對青少年自尊發展的作用機制, 結果發現同伴關系對青少年的自尊發展有著直接的促進作用, 師生關系對青少年自尊發展的影響相對較弱, 其影響主要是通過同伴關系間接實現的。一些學者對同伴關系在青少年自尊發展中的作用進行了更為細致的分析, 發現同伴侵害(范翠英, 王明忠, 周宗奎, 孫曉軍, 2012)和同伴之間的沖突、自私行為會阻礙青少年的自尊發展, 而同伴之間的友愛互助對青少年的自尊發展則起著積極的促進作用(賴建維, 鄭鋼, 劉鋒, 2008)。此外,研究表明良好的親子依戀關系(Laible, Carlo, &Roesch, 2004; Parker & Benson, 2004)與教師在教室的行為對青少年的自尊水平有著顯著的積極影響(Barrow, Bradshaw, & Newton, 2012)。

上述研究結果顯示, 來自外部的社會性支持以及親密的社會關系是促進青少年自尊發展的重要社會性因素。遺憾的是, 因追蹤研究的匱乏, 青少年感知到的社會性支持因素的變化趨勢及其對青少年自尊影響的持續性尚不明確。

1.3 自尊發展與個體成就

與Cooley同時期的James提出了自尊發展的能力觀點, 認為個體在社會化過程中, 在歷史、文化、社會和家庭背景等因素的共同作用下, 通過反復的自我認同, 逐步確認出對自我有著重要價值的特定領域, 如學業、運動。個體的自尊源于個人的成就與個人在特定領域期望達成的目標或抱負水平之間的匹配程度(見Mruk, 2013)。換言之, 個體所重視的特定領域的成功或失敗經歷是影響個體自尊水平的核心要素。與自尊發展的鏡像或社會學習觀點相類似, 自尊的能力觀點強調自尊源于個體對外部社會標準的滿足, 即社會認可或界定的成功標準。

與自尊發展的能力觀點相一致, 研究者發現為維護自己的自尊水平, 青少年會選擇忽視負面反饋或降低自己表現不夠突出的領域的重要性(Loose,Régner, Morin, & Dumas, 2012)。對成人的自尊研究顯示, 大學生的狀態自尊(state self-esteem)水平隨著學業成績的好壞而波動(Crocker, Karpinski,Quinn, & Chase, 2003)。Koch和Shepperd (2008)則同時考察了社會接受和個體能力在大學生自尊發展中的作用, 指出社會接受和個體在重要領域的能力共同影響著大學生的自尊水平, 當詢問被試導致他們自尊水平下降的真實事件時, 被試更多地回憶起社會接受定向的事件; 當被問至對他們的自尊水平有提升影響的真實事件時, 被試不僅會想起社會接受定向的事件, 亦會想起能力定向的相關事件。Harter (2012)指出,在人生發展的不同階段, 個體所關注的重要領域會隨著年齡增長而發生變化, 如學業是兒童和青少年普遍重視的個人領域, 而工作對成人的重要性更為突出, 但個體在重要領域的能力始終是影響個體自尊水平的重要變量。

綜上所述, 無論是社會性因素, 如社會肯定,親密的社會關系, 還是能力因素, 如個人在特定重要領域的應對水平或成就, 在個體一生的自尊發展中皆起著舉足輕重的作用。

1.4 自尊發展與內在心理需求

社會支持和個體在特定領域的成功對個體自尊發展的重要性獲得了研究者的廣泛認可, 學界通常將滿足這些外在標準而發展起來的自尊稱為“條件自尊” (contingent self-esteem) (Harter, 2012)。然而, 當研究者試圖以社會學習或能力觀點解釋個體的自尊發展特點時, 卻遇到了困境。例如Birkeland等人(2012)和Erol和Orth (2011)的研究一致表明,青少年的自尊發展總體上呈現穩定的上升趨勢。依據上述觀點, 這意味著絕大多數青少年在十余年間持續地獲得重要社會對象的認可或在重要領域內獲得持續的成功, 這一解釋顯然過于單薄而難以令人信服。此外, 研究者還發現, 自尊的社會學習或能力觀點難以解釋個體追求高自尊過程中表現出來的不良社會適應性, 如低成就、較差的人際關系、自戀傾向、暴力行為、言語防御等(Baumeister, Campbell,Krueger, & Vohs, 2003; Crocker & Parker, 2004;Kernis, Lakey, & Heppner, 2008; Vonk & Smit, 2012)。

鑒于“條件自尊”的局限性, Deci和Ryan (1995)依據自我決定理論提出,當個體的三種基本內在心理需求—社會聯結(在真實自我被接受的基礎上發展和形成的人際間安全可靠的社會關系)、能力(個體在活動中的自我效能感體驗)、自主(行為體現個體的內在意志)得到滿足時, 會獲得“真實自尊”(true self-esteem), 即個體對真實自我的內在認可和接納。依據該觀點, 當個體的自尊建立在自主判斷和選擇的基礎之上, 與真實自我相吻合而非依賴外在的評價標準時, 可降低個體的防御性或避免個體追求“條件自尊”時容易出現的不良后果(如自戀等)。基于此, 認可和接納真實自我(authentic self)被研究者視作是最優自尊(optimal self-esteem)的核心內容(Kernis, 2003; Ryan & Brown, 2006)。Schimel,Arndt, Pyszczynski和Greenberg (2001)比較了不同自我(真實自我vs. 成就自我)被接受的條件下被試的反應。結果表明, 在真實自我被接受的情形下,被試不易出現對較差社會比較結果的防御或抵制,伴隨的負面情緒也更少。然而, Vonk和Smit (2012)指出, “真實自尊”雖在概念上有著一定的優越性,但如果一個人無論行為結果或外界評價如何, 始終保持著自尊, 則可能導致促進自我發展和自我提高誘因的缺失。因此, 他們認為“真實自尊”對個體心理發展的積極性取決于個體行為在多大程度上是以自我發展、自我聯系和自主為目標的。

綜合自尊發展的不同觀點, 不難發現自尊不僅源于外在標準的滿足, 亦源于個體內在心理需求的滿足。遺憾的是, 迄今為止學界對外部社會性因素、能力和內在需求如何共同作用于個體的自尊發展并不清楚。為更深入地理解青少年自尊發展趨勢及特點, 本研究試圖從整合和發展的視角, 采用縱向追蹤研究設計,考察初中青少年(初一到初三)的自尊發展趨勢, 分析外部因素(社會關系支持和學業壓力)與內在需求因素(認知自主的發展)對初中青少年自尊發展水平和趨勢的影響。此外, 已有研究發現, 性別是影響青少年自尊發展水平的重要個體因素, 但不同研究對男、女中學生的自尊差異水平存在分歧（張麗華等, 2009; 張文新, 1997）。本研究將結合追蹤數據進一步分析性別和家庭背景變量（如家長受教育程度）對初中青少年自尊發展的影響。

1.5 研究假設

在青少年早期階段, 個體的自我意識日益增強,家長和教師的權威性逐步降低, 但作為社會支持的重要來源, 家長和教師對青少年的自尊發展仍有著重要影響(劉春梅, 鄒泓, 2007; Rueger, Malecki, &Demaray, 2010), 如良好的親子依戀關系對青少年的自尊水平有著明顯的促進作用(Laible et al., 2004;Parker & Benson, 2004), 教師在教室的行為對青少年的自尊水平亦有著顯著的積極影響(Barrow et al.,2012)。基于此, 本研究假設, 隨著年級增長, 初中青少年與家長和教師關系的親密度顯著下降; 較高的親子關系和師生關系親密度對青少年的自尊水平有顯著的促進作用。

學業是初中青少年的重要發展任務, 學業成就是評價學生在校表現的重要內容。與之相應, 在眾多的生活事件中, 在校青少年感知到的學業壓力往往最為突出(馮永輝, 周愛保, 2002; 李文道, 鈕麗麗, 鄒泓, 2000)。Mruk (2013)指出, 個體在重要領域內感受到的壓力反映了個體在既定領域的應對水平或成就, 是影響初中青少年自尊發展的重要外部因素。本研究將學業壓力定義為青少年在應對外部環境的學習要求(如成績、同學競爭、家長期望等)時感知到的壓力, 并假設隨著年級增長, 初中青少年感知到的學業壓力日漸增大, 對自尊水平有著顯著的負面影響。

依據自我決定理論, 個體內在心理需求的滿足是自尊的重要來源(Deci & Ryan, 1995)。在青少年階段, 隨著高級認知能力的日趨成熟, 青少年的自主意識和需求日益增強(Beckert, 2007)。基于此, 本研究假設, 青少年的認知自主水平隨著年級增長穩步提高, 較高的認知自主水平對青少年的自尊發展有著顯著的促進作用。綜上所述, 本研究假設在家長和教師的關系支持、學業壓力、認知自主發展等內外部因素的共同作用下, 初中青少年的自尊發展呈現穩定的上升趨勢。

2 研究方法

2.1 被試

從某地區3所普通中學的初一年級隨機抽取了7個班級(每所學校隨機抽取2～3個班級)的321名學生參加了問卷調查。第二批（初二年級）和第三批（初三年級）數據的流失樣本分別為34人和29人, 其中無效問卷人數分別為7人和5人, 共計258名學生(女生128人, 男生130人)參加了全部的3次問卷調查, 樣本年均流失率約為8～10%。樣本流失的主要原因是由于學生轉學、拒絕參加問卷調查或問卷收集的時間沒有出勤等。

被試在第一次填寫問卷時的平均年齡為13.26歲, 標準差為0.55。學生家長中, 28%的母親和32%的父親受過大專或大專以上的高等教育, 家庭年收入的中位數為5～6萬元。

2.2 研究程序

問卷的收集工作在每年的春季學期展開, 學生在約定的自習課時間集體參加問卷填寫, 時間約為20分鐘。全部問卷的施測工作由同一位研究人員監督完成。學生依據自愿原則參加問卷的填寫。

2.3 研究工具

本研究使用的主要研究工具為調查問卷, 問卷題目的回答采用5點計分制, 1代表完全不符合/完全不同意, 5代表完全符合/完全同意。本研究所使用的問卷在先前研究中都有著良好的信效度。

自尊

：采用Rosenberg (1965)編寫的自尊量表測量被試的整體自尊水平, 即總體上, 青少年在多大程度上接受、尊重并積極評價自己, 共計10個項目, 如“我覺得自己有許多優點”。該量表是目前使用最為廣泛的測量青少年整體自尊的工具之一, 在中國青少年樣本中有著良好的信效度(Zhao, Kong,& Wang, 2013)。在本研究的3次測量中, 該問卷的項目內在一致性信度系數(Cronbach α)分別為0.88,0.89, 0.89。

親子關系

：采用家庭問卷中的親子親合量表(Olson, Sprenkle, & Russell, 2004), 測量青少年感知到的與家長之間的親密與和諧程度, 共計12個項目, 如“我感覺與其他人比與父母更親近(反向計分)”。先前研究表明, 該問卷在中國青少年樣本中有著良好的信效度(張文新, 王美萍, Fuligni,2006)。在本研究中, 該問卷在3次測量中的項目內在一致性信度系數分別為0.89, 0.90, 0.90。

師生關系

：改編自鄭鋼(2005)編制的師生和諧關系調查表, 測量青少年感知到的教師信任及親近程度, 共計6個項目, 如“老師很關心我”。在本研究中, 該問卷項目在3次測量中的內在一致性信度系數(Cronbach α)分別為0.89, 0.90, 0.89。

學業壓力

：該問卷改編自中學生學業壓力問卷(陳旭, 2004), 測量學生在課業學習、同學競爭及成績期望等方面感受到的壓力, 共計15個項目, 如“我經常感到學習任務太重”。該問卷在本研究3次測量中的項目內在一致性信度系數分別為0.87,0.90, 0.89。

認知自主

：該問卷改編自Beckert (2007)編寫的認知自主問卷, 通過青少年對自己獨立思考、發表觀點、決策能力等方面的自我感知和評估, 測量青少年的認知自主水平, 共計27個項目, 如“我喜歡評估、反省自己的行為是否成熟、妥當”。先前研究表明, 該問卷在中國青少年的樣本中有著良好的信效度(Beckert, Lee, & Uaterlaus, 2012)。在本研究的3次測量中, 該問卷的項目內在一致性信度系數分別為0.88, 0.89, 0.91。

3 研究結果

在初始的數據分析中, 我們首先對流失樣本是否存在系統差異進行了考察,對第二批和第三批數據中的流失樣本和追蹤樣本在親子關系、師生關系、認知自主、學業壓力和自尊水平等變量上的平均數差異做了多變量方差分析(MANOVA)。結果表明, 兩批數據的流失樣本和追蹤樣本的變量平均數沒有顯著差異,

(5, 289) = 1.47,

> 0.05;

(5, 255) =1.06,

> 0.05; 隨后的數據分析顯示, 流失樣本對本研究的重復方差檢驗及HLM數據分析結果沒有明顯影響。之后, 我們對上述變量的被試內缺省值(within participant missing)做了Little’s MCAR(Missing Completely at Random)檢驗, 結果顯示缺省值完全是隨機的, 且各個變量的缺省數據比例較低(< 5%)。為減小缺省值對數據分析結果的影響,我們使用EM (Expectation-Maximization)算法對缺省值做了插補(Schafer & Graham, 2002)。

隨后的數據分析主要包括兩個部分：使用2×3(性別×年級)重復方差檢驗分析因變量青少年自尊發展水平及自變量青少年感知到的社會關系支持(包括親子關系和師生關系)、學業壓力、認知自主的變化趨勢及性別差異; 對上述變量進行相關分析, 使用多層線性模式(Hierarchical Linear Modeling, HLM)分析自變量對因變量的預測效應。

3.1 青少年自尊水平、關系支持、認知自主和學業壓力的變化趨勢

如表1所示, 青少年在初一、初二和初三年級的自尊水平均值分別為

= 3.89,

= 3.95,

=4.09。重復方差檢驗的分析結果表明, 青少年的自尊水平存在顯著的年級差異,

(2, 512) = 15.48,

<0.001; 對不同年級自尊水平的線性關系檢驗結果顯示,

(1,256) = 26.47,

< 0.001。隨后的Bonferroni

檢驗結果表明, 青少年在初三年級的自尊水平顯著高于初二年級,

= 4.36,

< 0.001; 在初一、初二年級的自尊水平沒有顯著差異,

= 1.50,

> 0.05。由上述分析結果可知, 初中青少年的自尊發展總體上呈現穩中有升的趨勢。男、女生的自尊水平沒有顯著差異,

(2, 512) = 0.19,

> 0.05。

青少年感知到的親子關系親密程度在初中三年相對穩定, 在初一、初二和初三年級的均值分別為

= 3.53,

= 3.59,

(2, 512) = 1.48,

> 0.05。被試間性別差異檢驗結果表明, 女生感知到的親子關系親密程度顯著高于男生,

(1, 256) =5.82,

< 0.05。青少年感知到的師生關系親密度存在顯著的年級差異, 在初一、初二、初三年級的平均值分別為

= 3.80,

= 3.65,

= 3.57,

(2,512) = 10.61,

< 0.001。隨后的Bonferroni

檢驗結果表明, 青少年在初一年級感知到的師生關系親密程度顯著高于初二年級,

= 3.08,

< 0.01; 在初二和初三年級之間沒有明顯差異,

= 1.61,

> 0.05。男、女學生感知到的師生關系親密度沒有顯著差異,

(1, 256) = 0.23,

> 0.05。

青少年感知到的學業壓力從初一到初三年級相對穩定,

= 3.16,

= 3.14,

= 3.12,

(2, 512) =0.54,

> 0.05。男、女初中生感知到的學業壓力沒有顯著差異,

(1, 256) = 0.01,

> 0.05。青少年的認知自主水平存在顯著的年級差異, 在初一、初二和初三年級的均值分別為

= 3.51,

= 3.78,

=3.85,

(2, 512) = 72.16,

< 0.001。Bonferroni

檢驗結果顯示, 青少年在初二年級的認知自主水平顯著高于初一年級,

= 8.97,

< 0.001; 在初三年級的認知自主水平顯著高于初二年級,

= 2.60,

<0.05。由此可見, 初中青少年的認知自主水平呈現隨著年級增長穩步提高的趨勢。男、女初中生的認知自主水平沒有顯著差異,

(1, 256) = 1.39,

>0.05。

3.2 關系支持、學業壓力及認知自主對青少年自尊水平的影響

相關分析的結果顯示, 從初一到初三年級, 青少年感知到的關系支持、認知自主、學業壓力和自尊水平總體上彼此顯著相關(見表2)。在此基礎上,本研究使用HLM進一步分析了被試內變量(年級、親子關系、師生關系、認知自主、學業壓力)和被試間變量(性別、母親受教育程度)對青少年自尊發展水平和趨勢的影響。

在進行HLM分析之前, 首先依據零模型的殘差方差計算了組內相關系數, ICC =τ/(τ+σ) =0.29/(0.29+0.20) = 0.59。這表明, 本研究中因變量青少年自尊水平的59%的方差可由被試間變量所解釋, 41%的方差可由被試內變量所解釋, 使用多層線性模型分析青少年自尊發展趨勢是合適的。

如回歸方程(1)所示, HLM的第一層模型著重分析被試內自變量(年級、親子關系、師生關系、認知自主、學業壓力)對因變量青少年自尊發展水平的影響, 自變量和因變量皆為時間變化變量, 包括3個不同測驗時間點的數據。年級變量包括3個水平, 即初一、初二、初三年級, 分別用1、2、3代替。為使得截距B的解釋更為合理, 我們對年級變量進行了去中心化處理, 即將原先的年級數值分別減去1, 轉變為0、1、2。轉換后, B代表青少年在初一時的自尊發展水平。

表1 初中青少年的自尊水平、親子關系、師生關系、認知自主、學業壓力的平均數、標準差及重復方差檢驗結果

表2 初中青少年在不同年級的自尊水平、親子關系、師生關系、認知自主和學業壓力的相關系數

表3 內外部因素影響青少年自尊水平和變化趨勢的HLM分析結果

在第二層模型中, 以第一層模型中的截距(B)以及各自變量的斜率為因變量,考察被試間變量性別和母親受教育程度對青少年自尊變化趨勢的影響, 方程如下(2～7)：

多層線性模型的分析結果如表3所示, 親子關系(γ)和認知自主(γ)對青少年的自尊發展水平有著積極的促進作用, 回歸系數分別為0.26和0.40;學業壓力(γ)對青少年的自尊發展水平有著顯著的抑制作用, 回歸系數為–0.23。師生關系(γ)對青少年自尊發展水平沒有顯著影響。母親受教育程度較高的青少年相對于母親受教育程度較低的青少年,在初一時的自尊水平較高(γ= 0.05), 但母親的受教育程度對青少年初中三年的自尊發展趨勢有著負向影響(γ= –0.02)。男、女生初中三年的自尊變化趨勢(γ= 0.05)沒有明顯差異。

4 討論

為更深入地理解我國青少年的自尊發展趨勢和特點, 探討影響青少年自尊發展的內在機制, 本研究對初中青少年的自尊發展趨勢進行了追蹤研究, 并從整合的視角重點考察了外部因素(關系支持和學業壓力)和內在需求因素(認知自主)對初中青少年自尊發展水平和趨勢的影響。

4.1 青少年自尊水平、關系支持、學業壓力及認知自主的變化趨勢

結果顯示, 在青少年早期階段, 個體的整體自尊水平總體上呈現穩中有升的趨勢。這表明, 盡管初中青少年面臨環境適應和課業難度加大等方面的挑戰, 但大多數青少年整體上的自我評價仍朝著積極的方向發展。這一研究結果與黃希庭等人(2003)關于青少年自尊水平的全國大規模橫向調查結果基本一致, 與國外學者關于青少年自尊發展趨勢的長期追蹤研究結果亦一致（Birkeland et al.,2012; Erol & Orth, 2011)。然而, 需要指出的是, 本研究結果與張文新(1997)和張麗華等人(2009)的橫向研究結果不同, 他們發現初中青少年的自尊水平在初二年級顯著下降。既有研究對青少年自尊發展趨勢的分歧, 在一定程度上反映了青少年自尊發展趨勢的復雜性和多樣性, 而不同研究使用的自尊測量工具的差異以及不同研究設計(如橫向與縱向研究設計)對研究結果的影響則進一步增加了不同研究之間的分歧。我們認為, 在未來開展更多的長期追蹤研究, 使用穩定、可靠的自尊測量工具以及對自尊發展趨勢個體差異的關注將有助于進一步準確把握我國青少年自尊的發展趨勢和特點。

就關系支持而言, 親子關系在初中階段相對穩定, 這表明盡管在青少年階段家長的權威性日趨下降(陳會昌, 辛浩力, 葉子, 1998), 但相對穩定的家庭環境及基于血緣關系的情感紐帶使得青少年與家長之間仍舊能保持一定的親密關系。而女生與家長之間更為親密的親子關系可能得益于女生比男生更注重和擅長與家長的語言溝通, 有利于親子關系的改善。初中青少年的師生關系親密程度呈現隨著年級增長而下降的趨勢, 這可能是因為在這一階段青少年的自我意識日益增強, 對教師的認同感受到挑戰, 又缺乏類似于親子之間基于血緣關系的情感維系, 師生關系的親密度相應下降。

與研究假設相反, 初中青少年感知到的學業壓力保持在一個相對穩定的狀態。在高考指揮棒下,國內孩子在開始正式的學校教育以后, 就承受著相對激烈的學業競爭和家庭期望, 學業壓力已成為一種常態; 而日常的作業、考試成績、同伴比較及教師評價, 使得青少年對自己的學業狀況有著較為清晰和穩定的認識, 學業壓力不易出現顯著波動。此外, 與研究假設一致, 初中青少年的認知自主水平隨著年級增長顯著提升。Beckert (2007)指出, 青少年時期個體的高級認知能力日趨成熟, 使得個體行為更可能成為個人內在意志的體現, 是自主發展的關鍵期。本研究結果為該觀點提供了支持性證據。依據自我決定理論, 自主需求的滿足是個體自尊的重要來源(Deci & Ryan, 1995), 在這一意義上, 穩定提升的認知自主水平是促進青少年自尊發展的重要潛在推動力。

4.2 關系支持、學業壓力和認知自主對青少年自尊發展水平和趨勢的影響

與先前研究結果一致(Laible et al., 2004;Parker & Benson, 2004), 親子關系對初中青少年的自尊發展有著顯著的促進作用。這表明盡管青少年的自我意識日趨增強, 但在長期的潛移默化過程中,青少年形成的對父母的信任、認同及家庭歸屬感使得家長在他們的自我探索和自我價值感的評價中依舊起著舉足輕重的作用。結合上文初中階段親子關系相對穩定這一研究結果, 可以得知親子關系支持對青少年自尊發展的積極影響在初中三年相對穩定。值得關注的是, 在初一年級, 母親受教育程度較高的青少年與母親受教育程度較低的青少年相比, 自尊水平更高; 然而, 隨著孩子年級的增長,母親受教育程度對青少年自尊的發展趨勢卻呈現負向影響。我們認為這可能是因為隨著升學時間的迫近, 受教育程度較高的家長與受教育程度較低的家長相比, 對孩子的期望值更高, 使得孩子更容易感受到壓力, 進而不利于孩子積極自我評價的發展。

與研究假設不一致, 師生關系對初中青少年的自尊發展水平沒有明顯影響。教師在初中青少年的生活中, 承擔著傳授知識, 指導和監督行為規范的職責, 并在特定體制下對青少年的學業和行為等方面的表現進行評價。然而, 隨著青少年自主意識的增強, 教師的權威性隨之下降, 在一定程度上可能弱化了師生關系對青少年自尊水平的影響。需要指出的是, 先前研究表明, 教師在教室的行為或對學生的肯定與青少年的自尊發展密切相關(Barrow et al., 2012; 劉春梅, 鄒泓, 2007)。這表明, 盡管師生的關系支持對初中青少年的自尊發展水平沒有明顯影響, 但教師的積極行為和對學生的肯定對初中青少年的自尊發展仍舊重要。結合親子關系支持對青少年自尊發展有著積極影響這一結果, 本研究認為重要社會關系對個體自尊發展的影響與個體的成長階段有著密切關系。在未來的研究中, 研究者在探討外部支持與個體自尊發展之間的關系時, 需對來自不同對象及不同類型的支持進行更為細致地考察。

在影響青少年自尊發展的外部因素中, 學業壓力對初中青少年的自尊水平有著顯著的負面影響。這一結果與自尊研究先驅James在一個世紀以前所提出的自尊能力觀點一致, 個體的自尊水平隨著個體在重要領域的成功與失敗而起伏。對在校青少年而言, 課業內容的挑戰, 同學之間的激烈競爭以及家長和教師的期望使得學業成為學生感受到的壓力最為突出的生活事件(馮永輝, 周愛保, 2002)。學業壓力反映了青少年對外部環境要求的應對困難,即感知到學業表現低于外界要求或預期, 降低了青少年在學業領域的成功體驗, 因而不利于青少年的自尊發展。基于此, 本研究認為在家庭和學校教育中, 引導青少年正確地看待自己的學業表現, 對青少年的自尊發展將有著積極影響。

此外, 研究結果顯示, 認知自主的發展對青少年的自尊發展有著非常顯著的促進作用。依據自我決定理論, 自主是個體內在心理需求的核心構成,與社會聯結和能力一起被視為個體的三大基本心理需求。這些心理需求的滿足是個體自尊, 尤其是真實自尊的重要來源(Deci & Ryan, 1995)。認知自主對初中青少年整體自尊的顯著促進作用, 一方面為自尊發展的內在需求觀點提供了支持性證據; 另一方面, 該結果為先前研究(Birkeland et al., 2012;Erol & Orth, 2011; 黃希庭等, 2003)和本研究發現的青少年穩中有升的自尊發展趨勢提供了良好的注解, 即盡管初中青少年面臨著學業壓力等不利因素, 但受益于內在認知自主水平的顯著提升, 使得大多數個體在青少年階段自尊水平的提高成為可能。換言之, 自主內在需求的滿足在青少年自尊發展的過程中可能發揮著“穩定器”和“推進器”的作用。這在一定層面上彌補了自尊的社會鏡像觀點和能力觀點在解釋個體自尊發展趨勢時的不足。

本研究與大多數研究一樣, 存在一些局限性。首先, 本研究對青少年自尊水平的三次追蹤數據顯示, 在青少年早期階段, 個體的自尊水平呈現穩定的線性增長趨勢, 但需要指出的是, 三次追蹤數據不足以考察青少年自尊發展趨勢是否存在更為復雜的變化趨勢, 如U型變化趨勢。其次, 本研究的樣本以城市青少年為主, 其結果是否適用于農村青少年, 有待于進一步研究。

5 結論

本研究的主要結論如下：(1)總體上, 初中青少年的自尊發展呈現穩中有升的趨勢; (2)初中三年,青少年的親子關系相對穩定, 對青少年的自尊發展有著積極的促進作用; 師生關系呈現下降趨勢, 對青少年的自尊發展沒有明顯影響; (3)初中青少年感知到的學業壓力相對穩定, 對自尊發展有著明顯的抑制作用; 認知自主水平逐年提高, 對自尊水平有著顯著的促進作用。

簡言之, 本研究認為外部社會關系支持、學業壓力和內在自主發展需求共同影響著初中青少年穩步上升的自尊發展軌跡。其中, 內在的自主發展需求在初中青少年的自尊發展中發揮著“穩定器”和“推進器”的作用; 而外在因素, 如親子關系、學業壓力和師生關系, 則分別起著促進、抑制作用或無顯著影響。

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