浙江少數民族大學生民族認同、文化適應壓力與積極心理資本的關系

孫君潔雷 濤虞 悅

（1.麗水學院黨委宣傳部，浙江麗水323000；2.麗水學院黨委組織部，浙江麗水323000；3.麗水學院教師教育學院，浙江麗水323000）

一、引言

民族認同研究領域的著名研究者Phinney（1990） 將民族認同定義為一個概念化的自我模式，認為它是多維的、動態的、復雜的結構，是個體對群體的歸屬感、積極評價及對群體活動的卷入程度。他最早將民族認同的結構劃分為四種成分：民族自我認定、歸屬感、對民族群體的積極或消極態度以及民族卷入（Phinney，1992）[1]。我國民族認同的研究起步較早，對民族認同定義有很多，其中較有代表性的是多元一體格局理論，該理論認為中國的民族認同是分層次的，56 個民族中的成員對各自民族的認同是較低層次的認同，56 個民族在漫長的歷史發展中形成了一個相互依存不能分割的整體認同即中華民族認同（費孝通，1989）[2]。秦向榮（2005）認為中華民族認同包含2 個層次：低層次的對自己本身民族身份的認同和高層次的對中華民族統一體的認同[3]。有研究表明，民族認同與心理健康成顯著正相關，能夠正向預測心理健康水平，還與青少年的自尊水平和社會行為密切相關（Uman~a-Taylor，2007）[4]。國內一些研究顯示，年齡、性別、個人成長經歷等自身因素，父母受教育程度、家庭教育環境等家庭因素以及居住環境、學校教育、民族政策等社會環境因素都會影響中華民族認同的形成（佐斌，2005；秦向榮，佐斌，2007，曲晶，2019）[5-7]。隨著構建“中華民族共同體”的提出，民族認同和中華民族認同越來越成為民族心理研究的焦點。

在民族認同過程中，個體由于要對新環境進行適應，必然會產生文化適應壓力，表現為在文化適應過程中產生的孤獨、無助、焦慮、歧視等負性情緒（Berry，1999）[8]。國外研究表明，文化適應壓力與英語語言的熟練度、文化適應方式、社會支持、民族認同等因素有較高的關聯性（Poyrazli,S.,Kavanaugh,P.R.，Baker,A.，& AI-Timimi,N，2004，Berrry,2005）[9-10]。國內研究表明，少數民族的主流文化認同對文化適應壓力存在間接影響，消極的民族認同往往伴隨著孤立感和文化分離感等壓力（王亞鵬，2002；萬明鋼，王亞鵬，2004）[11-12]。民族認同的積極與否能夠影響個體社會孤立感和疏離感的產生，積極的民族認同更有利于個體心理健康和社會適應。還有研究表明，藏族大學生的民族認同與文化適應壓力存在顯著相關（張雅楠，2019）[13]。

積極心理資本（positive psychological capita1）是指個體在成長和發展過程中表現出來的一種積極心理狀態（Luthans F & Youssef C，2004），對調節個體自身的心理有著良好的促進作用[14]。現有研究表明，民族認同與心理資本存在顯著相關，一方面心理資本對民族認同具有正向預測作用（謝暢，2018）[15]，另一方面良好的民族認同也能促進心理資本水平的發展（嚴秀英，張樂，高渴欣，2015）[16]。民族認同既與文化適應壓力相關，又與心理資本相關，因此，三者之間是否存在中介效應，是本次研究需進一步探討的。

二、研究方法

（一）研究對象

2020 年9 月，采用方便取樣的方法，選取浙江兩所高校大一至大四在校學生作為調查對象，隨機發放問卷600 份，回收有效問卷550 份，有效回收率為91.67%。其中男生180 人，女生370 人；大一334 人，大二152 人，大三40 人，大四24 人；來自城市214 人，來自農村336 人。少數民族成分見表1。

表1 調查對象少數民族成分一覽表

（二）測量工具

1.民族認同問卷（Ethnic Identity Scales，EIS）

本研究采用的民族認同問卷（秦向榮，2005）[3]包含兩個分問卷：本民族認同問卷（23 題）和中華民族認同問卷（21 題）。兩個問卷都包含4 個維度：認知成分、行為成分、評價成分以及情感成分。采用李克特6 級評分，得分越高說明民族認同感越強，兩個分問卷分別有一題為反向計分項目。本民族認同問卷及4 個維度內部一致性系數為0.78～0.90，中華民族認同問卷及4 個維度內部一致性系數為0.72～0.92，說明兩個問卷具有較好的信度。

2.文化適應壓力量表（Cultural Adaptation Stress Scale，CASS）

本研究采用的文化適應壓力量表（ASSIS）是由Sandhu 和Asrabadi（1994）編制，張燦燦、蘇永剛和張紅靜（2015）修訂的[17]。該量表共有29 個項目，包含5 個維度：歧視感（DIS）、恐懼感（FEA）、思鄉之情（HOM）、文化沖擊（SHO）和敵意感（HOS）。采用李克特5 級評分，得分越高說明所承受的文化適應壓力越大。本量表的內部一致性系數為0.92，各維度的內部一致性系數為0.64～0.81。

3.積極心理資本問卷（Positive PsychologicalQuestionnaire ，PPQ）

本研究采用張闊等人（2010）編制的積極心理資本問卷[18]。該問卷共26 個項目，包含4 個因子：自我效能（Self-efficacy）、任性（Capricious）、樂觀（Optimism）和希望（Hope）。采用李克特7 級評分，問卷總分越高代表積極心理資本水平越高。該問卷的內部一致性系數為0.90。

（三）統計分析方法

采用SPSS20.0 和LISREL8.80 軟件對數據進行統計分析和結構方程模型分析。

三、結果與分析

（一）浙江少數民族大學生民族認同現狀

對調查數據進行分析，結果表明：浙江少數民族大學生本民族認同得分為97.61±13.93，項目平均分為4.24±0.61；中華民族認同得分為98.91±8.80，項目平均分為4.71±0.42。以李克特6 級計分的均值3.5 分作為參照數，說明被調查對象對本民族的認同和對中華民族的認同均比較高（具體見表2）。同時，他們對中華民族的認同高于對本民族的認同,且差異十分顯著（t=15.16，P＜0.001）。

表2 浙江少數民族大學生民族認同現狀（N=550）

采用獨立樣本t檢驗，顯示男生對中華民族的認同（97.09±11.34）顯著低于女生（99.66±7.40，t=-2.65，P＜0.05），在本民族的認同上不存在性別差異。居住地為城鎮的被試對中華民族的認同（100.74±7.53） 顯著高于農村的被試（97.80±9.32，t=3.25，P＜0.001），在本民族的認同上不存在居住地差異。在專業變量上，對中華民族的認同存在差異（F=2.10，P＜0.05），對本民族的認同不存在差異。對其進行多重比較，在對中華民族認同上，文科生得分（100.39±5.99） 顯著高于理科生（96.80±9.14，P＜0.05）和工科生（98.68±7.73，P＜0.05）。

（二）浙江少數民族大學生民族認同與文化適應壓力、心理資本的相關分析

1.浙江少數民族大學生民族認同與文化適應壓力的關系

用Pearson 相關對浙江少數民族大學生的民族認同和文化適應壓力進行相關分析，結果顯示，浙江少數民族大學生對中華民族的認同與文化適應壓力成顯著負相關，即對中華民族的認同越高，文化適應壓力越低。對本民族的認同與文化適應壓力不存在顯著相關，但對本民族認同中的情感和行為兩個分項目和文化適應壓力成正相關，本民族認知和文化適應壓力成負相關（具體見表3）。

表3 浙江少數民族大學生民族認同與文化適應壓力的關系（N=550）

2.浙江少數民族大學生民族認同與積極心理資本的關系

用Pearson 相關對浙江少數民族大學生的民族認同和積極心理資本進行相關分析，結果顯示，浙江少數民族大學生對中華民族的認同與積極心理資本成顯著正相關（r=0.251，P＜0.001）；對本民族的認同與積極心理資本成顯著正相關（r=0.223，P＜0.001）（具體見表4）。

表4 浙江少數民族大學生民族認同與積極心理資本的關系（N=550）

3. 浙江少數民族大學生民族認同與文化適應壓力、積極心理資本的結構方程模型分析

（1）使用打包策略重構題目數量

采用吳艷、溫忠麟提出的平衡法，根據問卷自身因子構成，對題項進行打包[19]。本民族認同問卷共有23 題項，按4 個因子打包；中華民族認同問卷共有21 題，也按4 個因子打包；文化適應壓力一共有29 題，按5 個因子打包；積極心理資本問卷共有26 題，按照4 個因子打包。

（2）構建結構方程模型

本研究假設積極心理資本為民族認同與文化適應壓力之間的中介變量。以積極心理資本和文化適應壓力作為內生潛變量，以本民族認同和中華民族認同作為外源潛變量，采用結構方程對民族認同、文化適應壓力和積極心理資本開展進一步分析。本民族認同和中華民族認同分別有4 個指標，文化適應壓力有5 個指標，積極心理資本有4 個指標，使用LISREL 構建結構方程模型，結果見圖1。

圖1 民族認同、積極心理資本和文化適應壓力的結構方程模型

結果表明，該模型擬合指數分別為χ2/df=8.15，RMSEA=0.12，NFI=0.91，GFI=0.89，IFI=0.92，CFI=0.92，NNFI=0.90，在各擬合指數中，χ2/df值略大，這可能是由于樣本數量原因造成的，模型的其他各項指標均符合標準，說明擬合度較好（侯杰泰，溫忠麟，成子娟，2004）[20]。采用多重中介檢驗（Preacher & Hayes,2008）[21]，基于bootstrapping方法對積極心理資本的中介效應進行顯著性分析，結果表明，該模型達到統計學標準，總效應、直接效應和間接效應均顯著（P＜0.05）。本民族認同和中華民族認同均對文化適應壓力有直接效應，又通過積極心理資本對文化適應壓力產生間接效應，即積極心理資本在民族認同與文化適應壓力中起部分中介作用，其中介效應分別為-0.068 4和0.053 2。

四、討論

（一）浙江少數民族大學生民族認同現狀

本研究結果表明，浙江少數民族大學生民族認同感較高，且對中華民族的認同顯著高于對本民族的認同，這與前人研究結果一致。這說明浙江少數民族大學生普遍能意識到自己不僅是少數民族，也是中華民族的一員。這也進一步說明目前浙江省的民族教育和愛國教育成效明顯。

本研究發現，在民族認同上還存在顯著的性別差異。女性的民族認同感顯著高于男性，這與Phinney（1992）[22]的研究結論不一致，卻與秦向榮（2005）[3]的研究一致。學者們認為，在那些男主外而女主內的傳統文化中，女性比男性更能夠接觸和稟承民族文化遺產，這往往導致女性比男性具有更強烈的民族認同感[13]。

在中華民族的認同上存在居住地差異，城鎮顯著高于農村。這與廖彬媚（2019）[23]的研究不一致，可能是城鄉愛國教育存在差異，也可能是被試抽樣差異所致。

在中華民族的認同上存在專業差異，文科生得分顯著高于理科生和工科生，這也與前人研究一致[24]，這可能是由于文科生專業課更多為哲學、歷史、政治等社會科學內容，因此對我國歷史文化更為了解與熟悉，相比于理科生和工科生，更能理解中華傳統文化的內涵，更能意識到中華民族認同的重要性。

（二）浙江少數民族大學生民族認同與文化適應壓力、心理資本的關系

本次研究表明，浙江少數民族大學生對中華民族的認同與文化適應壓力成顯著負相關，即少數民大學生越認同中華民族，文化適應的壓力就越小。本民族認同中的情感和行為兩個分項目和文化適應壓力成正相關，即他們對本民族的情感認同和行為認同越高，文化適應壓力越大。這與寧盛衛和張慶林（2018）[25]的研究結果相一致，即民族認同能夠預測偏見、歧視與語言壓力。想要減輕少數民族大學生的文化適應壓力，一方面可以通過加強愛國主義教育和中華民族文化教育來提高其對中華民族的認同；另一方面可以通過開展少數民族教育，學習民族團結典型人物的先進事跡，舉辦少數民族文化節等活動，促進少數民族文化與中華民族文化的交流與融合。

研究結果表明，少數民族大學生對中華民族的認同和對本民族的認同均與積極心理資本成顯著正相關，這與國外學者認為良好的民族認同有利于促進個體的幸福與快樂、提高自我接納水平和生活滿意度一致（Rivas-Drake，Hughes＆Way，2008）[26]。國內學者認為積極的民族認同可以提高主觀幸福感，增進生活滿意度（李玲，2014）[27]。因此，高校在少數民族學生教育中，不僅要鼓勵學生學習本民族的優秀傳統文化，還要組織學生對中華民族文化歷史進行學習，從而助其提升積極心理資本，提高生活滿意度。

（三）浙江少數民族大學生文化適應壓力在民族認同和積極心理資本之間的中介效應

結構方程模型表明，本民族認同、中華民族認同不僅能夠直接預測文化適應壓力，還能通過積極心理資本間接預測文化適應壓力，即積極心理資本在民族認同與文化適應壓力之間起部分中介作用。民族認同是一種群體層面的社會認同，這種社會認同也是自我認同的一部分。與積極的自我認同相對應的是個體高的積極心理資本，與消極的自我認同相對應的是個體低的積極心理資本。本研究中，本民族認同、中華民族認同程度越高的少數民族大學生，其積極心理資本水平也越高，越擁有更高水平的自我效能和韌性，對生活充滿希望，同時，文化適應壓力也越低。因此，高校可以通過開設少民族課程、舉辦少數民族活動來促進民族間的交流，增強少數民族大學生對多元文化的感知和接納，提高少數民族大學生的本民族認同和中華民族認同；同時，要加強少數民族大學生的愛國主義教育和中華傳統文化教育，提升少數民大學生對自身民族身份的肯定和積極評價，提升其積極心理資本，最終實現構建中華民族共同體、加強民族團結的目標。