相對年齡效應(yīng)對初中生和大學(xué)生自尊及自殺意念的影響

相對年齡是指相同日歷年齡組的個體之間在年齡上的差異，由貫穿在年齡組中個體不同的出生日所引起[1]。我國小學(xué)普遍在9月1日開學(xué)，在現(xiàn)行入學(xué)政策下,當(dāng)年8月31日之后年滿6歲的兒童將無法在當(dāng)年入學(xué)，因此同一年級組的兒童之間最大可能存在將近一年的年齡差，然而目前的學(xué)校管理實踐普遍忽視了這樣的年齡差[2]。相對年齡效應(yīng)已被大量研究證實存在于多種競技運動比賽中[3]，相對年齡效應(yīng)對學(xué)業(yè)的影響亦引起了學(xué)者的廣泛關(guān)注，我國有學(xué)者認為同一年級中相對年齡較大的學(xué)生在認知和非認知等若干身心發(fā)展指標上均表現(xiàn)更優(yōu)秀[4]，且這種影響可能具有長期性，最終造成教育程度、健康水平和職業(yè)成就等多方面的終身影響[5]。另外還有國外學(xué)者認為相對年齡效應(yīng)可能是青少年自殺的影響因素之一[6]。

目前國內(nèi)對于相對年齡效應(yīng)的研究主要集中在其對于體育成績和學(xué)業(yè)成績的影響上，而少有其對于青少年心理健康的影響報道。另外中國的自殺具有本土特點[7]，國外關(guān)于相對年齡與自殺的研究結(jié)論是否能適用于我國值得商討。自尊作為人類生存的一種基本需求，其是否得到滿足不僅會影響青少年的自信心和自我效能感，也會影響他們的心理健康發(fā)展[8]。而與此相關(guān)的自殺問題是15～34歲人群死亡的重要原因[9]，因此有必要展開對相對年齡效應(yīng)的相關(guān)研究。本研究選取新鄉(xiāng)地區(qū)213名初中生和311名大學(xué)生進行問卷調(diào)查，旨在探討相對年齡效應(yīng)對我國青少年自尊及自殺意念的影響，為青少年心理保健工作提出理論依據(jù)和實證經(jīng)驗。

1 對象與方法

1.1 對象 本調(diào)查于2017年5～7月實施，采用整群抽樣的方法抽取新鄉(xiāng)市第二中學(xué)初一至初三的學(xué)生，所抽取的全部學(xué)生經(jīng)知情同意后作為研究對象，共發(fā)放問卷500份，收回有效問卷480份。采用整群抽樣的方法抽取新鄉(xiāng)市五所高校的大學(xué)生，共發(fā)放問卷500份，收回有效問卷462份。在剔除了過早或過晚入學(xué)、非正常升級以及其他未嚴格按照國家政策入學(xué)的樣本后，納入初中生311名，其中男131名，女180名；納入大學(xué)生213名，其中男80名，女133名。基于我國普遍以當(dāng)年8月31日滿6歲作為入學(xué)劃分點的現(xiàn)況，根據(jù)其出生年月，將同一年級組中前6個月出生的樣本劃分為高年齡組，后6個月出生的樣本劃分為低年齡組。

1.2 方法

1.2.1 研究工具 (1)一般資料問卷(自編)：包括性別、戶籍、生源地、宗教、家庭經(jīng)濟情況、與母親關(guān)系、與父親關(guān)系、是否按規(guī)定入學(xué)，具體入學(xué)月份等。(2)自尊量表(SES)：由Rosenberg M于1965年設(shè)計，最初是用來評定青少年自我價值和自我接納的總體感受，該量表共10個項目，5個正向計分，5個反向計分：采用4級評分法(非常符合、符合、不符合、非常不符合)，總分在10～40分之間，得分越高，表明被試者自尊水平越高。該問卷有較好的信效度[10]。(3)自殺意念量表(SIOSS)：夏朝云等編制，采用自評式，由26個條目組成，包括絕望、樂觀、睡眠、掩飾等4個因子，每個條目均以“是”或“否”回答記分，以絕望、樂觀和睡眠3個因子總分≥12分，作為篩選有自殺意念者的量表劃界點，以掩飾因子≥4分為測量不可靠。SIOSS在國內(nèi)應(yīng)用具有較好的信度和效度[11]。

1.2.2 統(tǒng)計學(xué)方法 采用Excel 2016和SPSS 22.0進行數(shù)據(jù)錄入與分析。計量資料采用均值±標準差表示，計數(shù)資料以比率表示。組間比較采用獨立樣本t檢驗，采用Pearson相關(guān)分析探討自尊與自殺意念各維度的關(guān)系，采用多重線性回歸分析探討影響自尊和自殺意念的因素。以P<0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 初中生和大學(xué)生自尊及自殺意念狀況 對初中生的SES總分進行分析，最高分為40分，最低分為11分，平均(30.11±5.41)分；對大學(xué)生的SES總分進行分析，最高分為40分，最低分為18分，平均(30.32±4.49)分。對初中生的SIOSS總分進行分析，SIOSS總分最高為21分，最低為0分，平均(6.18±5.40)分，其中有自殺意念的61名，沒有自殺意念的250名，分別占總調(diào)查人數(shù)的19.60%和80.40%；對大學(xué)生的SIOSS總分進行分析，SIOSS總分最高為19分，最低為0分，平均(5.14±4.07)分，其中有自殺意念的18名，沒有自殺意念的195名，分別占總調(diào)查人數(shù)的8.45%和91.55%。

2.2 初中生和大學(xué)生SES的相對年齡差異分析 初中生高年齡組的SES得分高于低年齡組(P<0.05)，大學(xué)生高年齡組的SES得分低于低年齡組(P<0.05)。見表1。

表1 初中生和大學(xué)生SES的相對年齡差異分析

2.3 初中生和大學(xué)生SIOSS的相對年齡差異分析 中學(xué)生和大學(xué)生高年齡組與低年齡組的SIOSS總分及各因子分比較差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)。見表2。

表2 初中生和大學(xué)生SIOSS相對年齡差異分析

2.4 初中生和大學(xué)生自尊的多重線性回歸分析 以初中生SES總分(Y1)為因變量，以調(diào)查對象性別(①男，②女)、宗教(①無，②有)、戶籍(①農(nóng)村，②城鎮(zhèn))、生源地(①本省，②外省)、母親關(guān)系(①疏遠，②一般，③親密)、父親關(guān)系(①疏遠，②一般，③親密)、相對年齡(①高年齡組，②低年齡組)為自變量、α入≤0.05、α出≥0.10的標準采用逐步法建立多重線性回歸模型。最終擬合初中生自尊影響因素的回歸模型，有3個變量被選入，依次為母親關(guān)系、父親關(guān)系、相對年齡(F=8.764,adjR2=0.281，P<0.001)，逐步回歸方程為：Y1=25.183+1.429(母親關(guān)系)+1.208(父親關(guān)系)-1.251(相對年齡),說明初中生自尊與母親關(guān)系、父親關(guān)系呈正相關(guān)，且相對年齡大的初中生自尊較高，而相對年齡小的初中生自尊較低。大學(xué)生SES總分(Y2)影響因素的分析方法同前，有三個變量被選入，依次為生源地、母親關(guān)系、相對年齡(F=5.443,adjR2=0.269，P=0.001)，逐步回歸方程為：Y2=22.175+1.734(生源地)+1.475(母親關(guān)系)+1.242(相對年齡)，說明大學(xué)生自尊與母親關(guān)系呈正相關(guān)，生源地為外省的大學(xué)生自尊較本省的大學(xué)生高，相對年齡大的大學(xué)生自尊較低，相對年齡越小的大學(xué)生自尊較高。見表3。

表3 自尊相關(guān)因素的多重線性回歸分析結(jié)果

2.5 初中生和大學(xué)生自殺意念的多重線性回歸分析 以初中生SIOSS總分(Y3)為因變量，以調(diào)查對象性別(①男，②女)、宗教(①無，②有)、戶籍(①農(nóng)村，②城鎮(zhèn))、母親關(guān)系(①疏遠，②一般，③親密)、父親關(guān)系(①疏遠，②一般，③親密)、相對年齡(①高年齡組，②低年齡組)、自尊為自變量、α入≤0.05、α出≥0.10的標準采用逐步法建立多重線性回歸模型。最終擬合初中生自殺意念影響因素的回歸模型，有3個變量被選入，依次為自尊、母親關(guān)系和宗教(F=62.375，adjR2=0.615，P=0.000)，逐步回歸方程為：Y3=24.295-0.565(自尊)-0.917(母親關(guān)系)+1.385(宗教),說明初中生自殺意念與自尊和母親關(guān)系呈負相關(guān)，有宗教信仰的初中生自殺意念得分較高。大學(xué)生SIOSS總分(Y4)影響因素的分析方法同前，有2個變量被選入，分別是自尊和宗教(F=51.833，adjR2=0.575，P=0.000)，逐步回歸方程為：Y4=18.693-0.505(自尊)+1.563(宗教)，說明大學(xué)生自殺意念與自尊呈負相關(guān)，有宗教信仰的大學(xué)生自殺意念得分較高。見表4。

表4 自殺意念相關(guān)因素的多重線性回歸分析結(jié)果

4 討論

本研究顯示，相對年齡效應(yīng)對初中生和大學(xué)生的自尊表現(xiàn)出了顯著且不同的影響。在根據(jù)出生年月將同一年級的被試劃分為高年齡組和低年齡組后，初中生高年齡組的SES得分高于低年齡組(P<0.05)，大學(xué)生高年齡組的SES得分低于低年齡組(P<0.05)。多重線性回歸分析顯示母親關(guān)系、父親關(guān)系、相對年齡是初中生自尊的影響因素(P<0.05)，而生源地、母親關(guān)系、相對年齡是大學(xué)生自尊的影響因素(P<0.05)。

目前國內(nèi)尚少見相對年齡效應(yīng)對初中生和大學(xué)生自尊影響的報道。但相對年齡效應(yīng)對初中生自尊的影響符合學(xué)者預(yù)期[6]，同一年級中相對年齡更大的孩子身心發(fā)展更為成熟，這種優(yōu)勢累積到中學(xué)階段表現(xiàn)為學(xué)業(yè)成績更好且未來的教育預(yù)期更高[4]，而中學(xué)生自尊水平與學(xué)業(yè)成績呈正相關(guān)[12]，特別是在我國目前的應(yīng)試教育體制下，學(xué)業(yè)成績在學(xué)校教育評價體系中占有重要地位，因此相對年齡效應(yīng)可能通過對中學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響來影響自尊，從而表現(xiàn)出了高年齡組自尊得分高于低年齡組的現(xiàn)象。然而相對年齡效應(yīng)對初中生自尊的這種影響并未延續(xù)到大學(xué)生。與初中生相反，大學(xué)生高年齡組的自尊得分低于低年齡組，這與其他研究中“相對年齡效應(yīng)不會隨著年級的升高而消失”的觀點不符[13]。本研究認為可能有以下原因：首先，與環(huán)境的變化有關(guān)。與初中的評價體系不同，大學(xué)的評價體系更為多元，學(xué)業(yè)以外的因素可能會對大學(xué)生的自尊產(chǎn)生重要影響，如家庭因素、生活習(xí)慣、人際關(guān)系等[14]。其次，有學(xué)者指出僅僅是由相對成熟或更多學(xué)前技能所帶來的相對年齡優(yōu)勢將在孩子成長及學(xué)習(xí)的過程中慢慢消失[15]，因而相對年齡效應(yīng)對大學(xué)生學(xué)業(yè)成績的影響可能并不明顯。另有學(xué)者認為兒童較早接觸教育對其日后的學(xué)習(xí)效率頗為有益[15]，有研究發(fā)現(xiàn)入學(xué)年齡與終生收入之間呈負相關(guān)[16]，因而有學(xué)者認為“晚上學(xué)的短期學(xué)業(yè)優(yōu)勢可能會被其機會成本所抵消，而早上學(xué)則可能帶來長遠優(yōu)勢”[17]。這可能解釋了本調(diào)查中大學(xué)生低年齡組自尊得分高于高年齡組的結(jié)果。上述研究結(jié)果提示相對年齡效應(yīng)對青少年自尊造成的影響可能會隨著時間和環(huán)境的變化而變化，因而在教育實踐中，應(yīng)該格外關(guān)注中小學(xué)階段相對年齡偏小和大學(xué)階段相對年齡偏大的學(xué)生的自尊需求。

本研究顯示，初中生自殺意念檢出率為19.60%，這與劉金同等[18](18.18%)的研究結(jié)果接近，而高于王浩等[19](13.05%)報告的研究結(jié)果。大學(xué)生自殺意念檢出率為8.45%，略低于聶曉楓[20](11.46%)報告的研究結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)初中生自殺意念檢出率高于大學(xué)生，這可能與自殺意念隨著年齡的增長而呈下降趨勢有關(guān)[21]，也可能與初中生學(xué)習(xí)任務(wù)重、學(xué)習(xí)壓力大有關(guān)[22]。多重線性回歸分析顯示自尊、母親關(guān)系和宗教與初中生自殺意念相關(guān)(P<0.05)，而自尊和宗教與大學(xué)生自殺意念相關(guān)(P<0.05)。

本研究還顯示，盡管相對年齡與初中生和大學(xué)生的自尊相關(guān)，且自尊與自殺意念相關(guān)，但本研究并未證實相對年齡效應(yīng)對初中生和大學(xué)生的自殺意念產(chǎn)生了影響。獨立樣本t檢驗顯示無論是初中生還是大學(xué)生，SIOSS總分及各因子分在高低年齡組間比較差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)。多重線性回歸分析亦不能將相對年齡納入方程，認為其對自殺意念有影響(P>0.05)。由于自殺意念與自殺死亡密切相關(guān)，因而本研究無法支持國外學(xué)者Thompson AH等[6]“相對年齡效應(yīng)是青少年自殺的影響因素之一”的觀點。其原因可能為：一是與調(diào)查的時間不同有關(guān)，本次研究調(diào)查的時間是2017年5月，而Thompson AH等調(diào)查的樣本為1979～1992年間自殺的個體。二是與研究的對象和方法不同有關(guān)，本次調(diào)查的對象為在校初中生和大學(xué)生，通過比較高低年齡組被試的SIOSS評分得出結(jié)論；而Thompson AH等的研究對象為加拿大亞伯達省20歲以下自殺死亡的青少年，通過比較其出生年月得出結(jié)論。三是與地域文化差異有關(guān)。由于中西方文化差異較大，而文化對個人的世界觀、人生觀、幸福觀及其生活方式均會產(chǎn)生深遠影響[23]，因此這可能也是本研究與Thompson AH等研究結(jié)論不一致的重要原因。

本研究雖然取得了上述成果，但仍然存在諸多不足。首先，本研究采樣的范圍較為局限，樣本量較少，尤其是為確保被試嚴格遵守入學(xué)政策使得初中組、大學(xué)組的問卷最終有效率僅分別為64.79%、46.10%。其次，盡管本研究發(fā)現(xiàn)相對年齡效應(yīng)對自尊的影響是復(fù)雜多變的，但是本研究并未追蹤這一變化可能的趨勢。第三，本研究是橫斷研究，只能揭示變量與變量之間是否存在相關(guān)關(guān)系，而不能揭示他們之間的因果關(guān)系。具體有哪些機制使相對年齡效應(yīng)對中學(xué)生和大學(xué)生的自尊產(chǎn)生了不同影響，這種影響是否會延續(xù)至勞動市場甚至終身，相對年齡效應(yīng)是否會對青少年造成其他方面的影響，這些問題可能需要更大樣本和更多角度的研究探討。

值得注意的是，2017年2月22日，教育部辦公廳印發(fā)《關(guān)于做好2017年義務(wù)教育招生入學(xué)工作的通知》，其中提到就讀小學(xué)一年級兒童的截止出生年月由省級教育行政部門根據(jù)法律規(guī)定和實際情況統(tǒng)籌確定，重申義務(wù)教育法并未規(guī)定小學(xué)入學(xué)年齡截止日期。通知一出引發(fā)社會各界的關(guān)注和爭議。這為實現(xiàn)小學(xué)彈性入學(xué)制創(chuàng)造了可能，修訂和完善入學(xué)政策對于促進教育公平，推進我國中小學(xué)生的心理健康具有積極意義，同時廣大教育工作者應(yīng)重視相對年齡效應(yīng)的存在，避免其可能給少年兒童心理健康帶來的消極影響。