群體認同與聽障青少年主觀幸福感的關系：聽障朋友支持的中介作用 *

馬藝丹 薛威峰 劉 琴 徐 銀

(1 樂山師范學院教育科學學院，樂山 614000) (2 樂山師范學院人格與認知重點實驗室，樂山 614000)(3 樂山師范學院特殊教育學院，樂山 614000) (4 四川大學公共管理學院，成都 610065)

1 引言

世界衛生組織在《世界聽力報告》中指出，聽力損失不僅影響青少年的言語和認知發展，還會對其心理健康造成廣泛而深遠的負面影響(WHO, 2021)。在衡量個體心理健康水平的眾多指標中，主觀幸福感是重要指標之一(劉霞 等,2013)。主觀幸福感是指個體對自己生活的認知和情感評價，包括生活滿意度、積極情感和消極情感三個維度(Diener, 1984)。已有研究發現，社會適應行為、社會支持、感恩等是提升我國聽障青少年主觀幸福感的積極因素(魯玲, 2012; 田惠東 等,2022; 王玉, 2015)。然而，群體認同作為和個體心理健康有著顯著相關的重要變量(王勍, 俞國良,2016)，其與聽障青少年主觀幸福感的關系卻極少被探討。聽障人因聽力損失和使用手語等特點形成了區別于健聽人的聽障群體，這一群體又因言語發展遲滯、與健聽人溝通交流困難等問題易成為被污名和歧視的弱勢群體(李美美, 楊柳, 2018;Ma et al., 2022)。那么，對聽障群體的認同能否提升聽障青少年的主觀幸福感？該問題的探討對促進聽障青少年心理健康具有重要意義。

群體認同是個體自我概念的重要組成部分，它源于個體對群體成員身份的認識以及與該群體成員身份相關的價值或情感意義(Tajfel, 1978)。社會認同模式(social identity approach)指出，當個體通過對特定群體的內化或認同來理解“我是誰”的時候，“我”便成為了“我們”，群體就有可能給個體生活注入安全、舒適、目標和意義，為個體提供面對和克服逆境的心理資源，因而群體認同能對個體健康產生積極影響(Cruwys et al., 2014;Greenaway et al., 2015)。多項元分析結果支持了社會認同模式，顯示了群體認同對個體幸福感的積極作用：組織背景下的群體認同與群體成員幸福感呈顯著正相關(Steffens et al., 2017)；建立群體認同的干預手段能顯著提升個體幸福感(Steffens et al.,2021)。基于社會認同模式視角并主要針對弱勢群體的拒絕-認同模型(rejection-identification model)進一步指出，對內群體的認同也能提升弱勢群體成員的幸福感(Branscombe et al., 1999)，并得到了部分研究的支持(Jetten et al., 2001)。但隨著研究者對群體認同維度作用的深入探討，群體認同的不同維度與不同群體成員幸福感關系的不一致性便逐漸凸顯。在對群體認同維度的劃分中，以認知成分(如中心性)、情感成分(如滿意度)和行為成分(如團結性)的三維度劃分最為常見(Scheepers &Ellermers, 2019)，且最能涵蓋Tajfel提出的群體認同結構(Feitosa et al., 2012)。其中，群體認同的中心性是指個體將內群體作為自我概念的中心成分；滿意度是指個體對內群體以及群體成員身份產生的積極情感；團結性是指個體與內群體成員產生的心理聯結以及對內群體的心理和行為承諾(Leach et al., 2008)。Stronge等(2016)的研究發現毛利人的民族認同中心性與該群體成員的幸福感存在顯著正相關；Zitelny等(2022)的研究卻發現性別的群體認同中心性與幸福感呈顯著負相關，而滿意度與幸福感呈顯著正相關；也有研究發現心理疾病群體認同的中心性與心理疾病患者的幸福感顯著負相關，而滿意度和團結性則與幸福感無關(Cruwys & Gunaseelan, 2016)。由此可見基于群體認同不同維度來探討群體認同與群體成員主觀幸福感關系的必要性。但目前還鮮有探討群體認同的中心性、滿意度、團結性與聽障青少年主觀幸福感關系的研究，厘清三者與聽障青少年主觀幸福感的相對關系，對于制定教育干預措施以提升聽障青少年的心理健康水平有著重要意義。

更進一步，社會支持是群體認同促進群體成員心理健康的重要路徑(王勍, 俞國良, 2016)。社會認同模式認為，群體認同是群體對個體形成積極社會支持的基礎：一方面，當個體通過群體認同將他人納入自我意識后，就更可能做出親社會行為(如向其他成員提供積極幫助)；另一方面，當個體強烈認同某群體時，該群體成員身份便成為一種心理資源，使個體更相信自己能從群體成員中獲取社會支持以及更愿意從中尋求支持(尤其在面對危及健康的挑戰時)，并更傾向于以積極的方式來解釋因群體成員身份而收獲的支持和幫助，從而提升健康水平(Greenaway et al., 2015; Haslam et al., 2016; Haslam et al., 2005)。即使在弱勢群體中，群體成員身份也是個體給予、接受和從社會支持中受益的基礎(Branscombe et al., 1999)。根據上述觀點，社會支持在群體認同與心理健康之間的積極中介作用得到了不少研究的支持(包括針對弱勢群體的研究)，即群體認同能通過提高感知到的群體成員支持從而提升個體心理健康水平(Haslam et al., 2005)。然而，也有部分針對弱勢群體的研究僅發現了群體認同與個體感知到的群體成員支持增加有關，但社會支持在群體認同與個體幸福感間無中介作用(McNamara et al., 2013)。以上不一致的結果可能反映了弱勢群體中群體動力的復雜性(McNamara et al., 2013)。因此，聽障青少年感知到的群體成員支持能否在群體認同和群體成員主觀幸福感間起到積極的中介作用還有待考察。以往研究發現，同輩群體是個體在青少年階段獲取社會支持最主要的來源(林崇德, 李慶安, 2005; 馬蓓蓓等, 2019)，且朋友支持也被證實與青少年幸福感密切相關(Benner et al., 2017)；同時，對于本研究中寄宿制特殊教育學校的聽障生而言，聽障朋友是他們日常生活中交往最為密切的聽障群體成員，因此本研究主要探討社會支持中的聽障朋友支持與聽障青少年群體認同和主觀幸福感的關系。

綜上，本研究將考察群體認同三維度(中心性、滿意度和團結性)與聽障青少年主觀幸福感間的關系，以及聽障朋友支持的中介作用。基于以往研究中群體認同三維度與群體成員幸福感間關系的復雜性，本研究不做具體研究假設。

2 研究方法

2.1 被試

對四川省7所寄宿制特殊教育學校366名10～12年級的聽障生進行問卷調查，平均年齡為18.72±1.57歲。本研究的被試準入標準為：(1)無影響問卷理解和作答的殘疾(如學習障礙)；(2)懂手語或口語，能與問卷翻譯人員交流。被試的基本構成為：男生165人(45.08%)；全聾或極重度聽力損失者(≥81 dB)167人(45.63%)，重度聽力損失者(61～80 dB)121人(33.06%)，中度聽力損失者(41～60 dB)45人(12.30%)，輕度聽力損失者(26～40 dB)33人(9.02%)；72人(19.67%)使用了助聽器，2人(0.55%)植入了人工耳蝸；2人(0.55%)報告有視力/肢體殘疾。

2.2 研究工具

2.2.1 內群體認同問卷

采用Leach等(2008)編制的內群體認同問卷中的滿意度、團結性和中心性三維度來測量聽障青少年的群體認同度。滿意度包含4個項目，如“作為聽障群體的一員讓我感覺很好”；團結性包含3個項目，如“我與聽障群體團結一致”；根據前人研究(Nario-Redmond et al., 2013)，中心性采用內群體認同問卷中的“ ‘我是聽障群體的一員’對我來說很重要”和“ ‘我是聽障群體的一員’是認識自我的重要部分”兩個項目進行測量。該問卷9個項目均采用4點評分，從1“非常不同意”到4“非常同意”，分別計算滿意度、團結性和中心性的總分，得分越高表明群體認同度越高。本研究中該問卷的Cronbach’s α系數為0.90；驗證性因素分析顯示，問卷的整體擬合指數為：χ2/df=1.47，p=0.063，RMSEA=0.04，90%CI=[0.00, 0.06]，CFI=0.99，TLI=0.98，SRMR=0.03。

2.2.2 主觀幸福感問卷

通過主觀幸福感的三維結構—生活滿意度、積極情感和消極情感(Diener, 1984)來測量聽障生主觀幸福感。生活滿意度采用Diener等(1985)編制的生活滿意度量表，包含4個項目，如“我的生活條件很好”，采用4點評分，從1“非常不同意”到4“非常同意”。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.73；驗證性因素分析顯示，問卷的整體擬合指數為：χ2/df=4.50，p=0.011，RMSEA=0.09，90%CI=[0.04, 0.17]，CFI=0.97，TLI=0.90，SRMR=0.03。積極情感參照前人研究(Goodman et al., 2018)采用1個題項(“最近兩個星期，你快樂嗎？”)進行測量，采用4點評分，從1“非常不快樂”到4“非常快樂”。消極情感采用包含3個消極情緒詞的消極情緒量表(Goodman et al., 2018)進行測量，如“最近兩個星期，你常感覺難過嗎？”，采用4點評分，從1“從來沒有感覺到”到4“總是感覺到”。本研究中該量表的Cronbach’s α系數為0.61。將生活滿意度、積極情感量表和反向后的消極情感量表得分相加，得分越高表明主觀幸福感水平越高。

2.2.3 聽障朋友支持問卷

采用Zimet等(1988)編制的多維社會支持量表，該量表包含了家庭支持、朋友支持和其他支持三個維度，在聽障青少年群體中具有良好的信效度(王玉, 2015)。本研究僅采用其朋友支持維度，并將表述限定為聽障朋友，共3個項目，如“我的聽障朋友能真心幫助我”。問卷采用4點計分，從1“非常不同意”到4“非常同意”，得分越高表明個體感知到的聽障朋友支持度越高。本研究中該問卷的Cronbach’s α系數為0.78。

2.3 研究程序

基于聽障高中生閱讀理解能力滯后的特點(Bat-Chava, 1994)，為提高問卷調查的有效性，本研究均在問卷現有譯本的基礎上，以不丟失原問卷信息為原則，根據預施測學生和特殊教育教師反饋，對所選用問卷的文字表達進行了修訂，使題目表述符合聽障高中生的閱讀理解水平，且便于手語翻譯(Bat-Chava, 1994)。其中兩處項目數的改動為：(1)在Diener等(1985)編制的生活滿意度量表中(共5題)，由于“如果能再活一次，我基本上不會作任何改變”這一題項不符合聽障中學生實際，且可能會對其造成傷害，因此在正式施測中將該題項刪除，僅使用原問卷中的其余4題；(2)Zimet等(1988)編制的多維社會支持量表中朋友支持原本包含4個題項，其中“我能與朋友們討論自己的難題”和“在發生困難時我可以依靠我的朋友們”兩個題項的表達可能會造成理解上的困難和歧義，因此將其合并為“有困難的時候我能請我的聽障朋友幫忙”，與原問卷的其余兩題一起作為施測題項。為減輕聽障生的認知負擔，本研究將所有問卷統一為4點評分。采用8人小組施測，由兩位經過統一培訓的手語翻譯為聽障生講解問卷調查的保密性和問卷題項，問卷當場回收。班主任老師根據問卷編號填寫對應學生的人口學信息，包括聽力損失情況、口語能力、書面表達能力、手語能力、是否使用聽力設備和是否有其他殘疾等。性別、年齡、父母聽力狀況等人口學信息由學生在填問卷時自行填寫。

2.4 數據分析

采用Mplus7.4對數據進行分析處理。主要步驟如下：(1)計算主觀幸福感、聽障朋友支持以及群體認同的滿意度、團結性和中心性的Pearson相關；(2)對結構方程模型進行檢驗，將性別、年齡、父母聽力狀況、聽力損失情況、口語能力、書面表達能力、手語能力、是否使用助聽器和是否有其他殘疾等人口學變量作為控制變量，并采用Bootstrap法來估計總效應、中介效應和直接效應的95%置信區間。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法進行共同方法偏差檢驗，設定公因子數為1，采用Mplus進行驗證性因素分析，擬合指數如下：χ2/df=6.26，p＜0.001，RMSEA=0.12，90%CI=[0.11, 0.13]，CFI=0.67，TLI=0.63，SRMR=0.11，說明本研究數據不存在明顯的共同方法偏差問題。

3.2 各變量的描述性統計及相關分析

主觀幸福感、聽障朋友支持以及群體認同的滿意度、團結性和中心性的描述性統計及相關分析結果見表1。結果顯示，主觀幸福感與群體認同的滿意度(r=0.26,p＜0.001)、團結性(r=0.11,p＜0.05)、中心性 (r=0.11,p＜0.05)顯著正相關；主觀幸福感與聽障朋友支持顯著正相關(r=0.26,p＜0.001)；聽障朋友支持與群體認同的滿意度(r=0.50,p＜0.001)、團結性 (r=0.36,p＜0.001)、中心性(r=0.34,p＜0.001)顯著正相關。

3.3 聽障朋友支持在群體認同和主觀幸福感間的中介作用分析

基于各變量的相關性以及本研究的理論框架，加入控制變量后對如圖1所示的結構方程模型進行檢驗。結果顯示本研究數據的模型擬合良好，χ2/df=1.19，p=0.267，RMSEA=0.02，90%CI=[0.00,0.06]，CFI=0.98，TLI=0.95，SRMR=0.03。在群體認同的三個維度中，僅滿意度到主觀幸福感的路徑系數顯著，表現為對聽障群體的滿意度越高，主觀幸福感水平越高(直接效應為0.23,p＜0.01,95%CI=[0.07, 0.38])。同時，群體滿意度通過提升聽障青少年感知到的聽障朋友支持(β=0.45,p＜0.001, 95%CI=[0.31, 0.58])進而提高群體成員主觀幸福感 (β=0.19,p＜0.01, 95%CI=[0.06, 0.30])的間接效應也顯著(間接效應為0.09,p＜0.01, 95%CI=[0.03,0.15])，見圖1。群體滿意度對主觀幸福感的總效應顯著(總效應為0.32,p＜0.001, 95%CI=[0.17,0.46])；聽障朋友支持在群體滿意度和主觀幸福感間起部分中介作用，中介效應占總效應的28.13%。

圖1 聽障朋友支持在群體認同與主觀幸福感間的中介路徑

4 討論

4.1 群體認同各維度與聽障青少年主觀幸福感的關系

社會認同模式指出群體認同能對個體健康產生積極影響(Cruwys et al., 2014; Greenaway et al.,2015)；本研究基于該理論，進一步探討了群體認同中不同維度(滿意度、團結性、中心性)與個體心理健康(主觀幸福感)的關系。與以往研究結果一致(Ma et al., 2022; Zitelny et al., 2022)，群體認同中的滿意度與弱勢群體成員的幸福感存在顯著正相關。對內群體的積極情感(即滿意度)有助于弱勢群體成員摒棄歧視經歷以緩沖其消極影響(Bombay et al., 2010)，能促進弱勢群體成員與他人的積極互動(Lee, 2005)，有助于社會支持的獲取(Branscombe et al., 1999; 本研究的中介作用也證實了這一觀點)，是弱勢群體成員心理健康的保護性因素。但本研究結果顯示僅群體滿意度與主觀幸福感存在顯著的積極路徑，而群體認同的中心性與團結性到主觀幸福感的路徑系數不顯著，可能原因在于：(1)部分聽障青少年會因自身不可逆的聽力損失不得不將自己歸類為“聽障人”(中心性)，也會因外群體歧視或不被優勢群體接納等因素與聽障群體被動聯系在一起(團結性)，而只有群體滿意度是弱勢群體成員擁有積極社會身份、肯定群體積極價值最為明確而直接的反映(Leach et al., 2010)，是提升個體主觀幸福感最可能的因素；(2)王小慧等(2008)在研究中指出，聽障高中生的群體認同還屬于幼稚型認同，因而他們可能還未深入思考聽障群體對于“我是誰”的意義(中心性)以及自身對聽障群體所肩負的責任(團結性)，但對聽障群體的情感(滿意度)卻是聽障青少年日常生活中最直接、真實的感受，再加之本研究的對象是寄宿制特殊教育學校的高中生，他們大部分時間都生活在聽障群體中，體驗著對群體積極或消極的情緒和情感，因而本研究結果提示群體滿意度是群體認同三維度中與特殊教育學校聽障青少年主觀幸福感關系最為密切的維度。

4.2 社會支持的中介作用

與以往研究一致(Haslam et al., 2005)，群體成員的社會支持在群體認同和個體心理健康間起中介作用；在本研究中表現為群體認同的滿意度能通過提升對聽障朋友支持的感知從而促進聽障青少年的主觀幸福感。一方面，群體滿意度與聽障朋友支持存在顯著的正相關關系。從本研究中領悟社會支持量表的朋友支持維度可以看出，聽障青少年對聽障群體的積極情感與個體對內群體友伴的信任感和求助行為的增加有關；根據拓展-建構理論(broaden-and-build theory)，積極情感(如自豪、愉悅等)能為個體建構起重要的個人資源，其中就包括與他人積極關系的建立和社會支持的獲取(Fredrickson et al., 2008)。另一方面，元分析研究表明社會支持與主觀幸福感存在中等程度的顯著正相關；社會支持可能通過改變個體在交往中獲得的滿足感、自我價值感、歸屬感、安全感等方面來提升個體的主觀幸福感(宋佳萌, 范會勇,2013)。研究發現，感知到的社會支持能促進聽障青少年主觀幸福感的增強(王玉, 2015)。但目前還鮮有研究探討社會支持中聽障朋友支持與聽障青少年主觀幸福感的關系。2008年，AI-Ballah的研究發現，對聽障青少年而言，聽障友伴關系至關重要，它在殘疾和溝通模式等方面為個體提供了能有效交流和尋找共同經驗的機會(Turkestani &Albash, 2022)，能顯著提升聽障青少年的主觀幸福感(Wolters et al., 2012)。因此，以友伴關系和友伴互動為基礎的聽障朋友支持，會因友伴的同質性、經驗的相似性，使得支持更易產生信任、共情和互助，從而使支持更有效地發生(Heisler,2010)；同時，本研究中的聽障青少年均為特殊教育學校的高中生，聽障朋友是在個體需要時能及時為其提供幫助、愛和關懷的重要來源，因而聽障朋友支持與本研究樣本中聽障青少年的主觀幸福感存在積極相關。

4.3 研究啟示與不足

本研究結果為提升聽障青少年主觀幸福感的教育干預提供了重要啟示：群體滿意度與聽障青少年主觀幸福感存在顯著的正相關關系，因此可著重培養聽障青少年對于聽障群體的積極情感，譬如通過對優秀聽障人事跡的學習促使聽障青少年對聽障群體產生自豪感；特殊教育學校可通過班級班風建設，讓聽障生感受到聽障群體的愛和溫暖等。同時，基于聽障朋友支持與聽障青少年主觀幸福感間的顯著正相關關系，學校和家庭教育應積極塑造聽障青少年的親社會品質，著重培養其溝通交流能力和問題解決能力，以提升聽障青少年求助及助人的有效性。但由于本研究樣本僅為四川特殊教育學校的聽障生，因此該結果是否適用于普校就讀的聽障青少年或是其他地區的聽障青少年還有待進一步考察。

5 結論

(1)群體認同的滿意度、團結性、中心性與主觀幸福感、聽障朋友支持兩兩之間呈顯著正相關；(2)聽障朋友支持僅在群體滿意度和聽障青少年主觀幸福感間起部分中介作用。