亲子亲合对小学生自我认同的影响：孤独感的中介作用

摘要：为了探究小学高年级学生自我认同的特点和亲子亲合与孤独感对自我认同的影响，采用亲子亲合量表、儿童孤独感量表和自我认同量表，对广东省某民族小学高年级学生进行问卷调查。分析306名学生的数据发现：亲子亲合、孤独感和自我认同三者间两两显著相关，亲子亲合和孤独感显著预测自我认同，孤独感在亲子亲合和自我认同间起部分中介作用。教师需要关注处境不利儿童的自我认同发展情况，家校形成合力来改善小学高年级学生的亲子亲合和孤独感，进而提升其自我认同。

关键词：自我认同；亲子亲合；孤独感；小学高年级

中图分类号：G44 文献标识码：A 文章编号：1671-2684（2023）05-0021-06

一、引言

自我认同，立足于吉登斯[1]的自我认同理论（self-identity theory），指个体在与周围环境互动的过程中，对自己身体、性格、道德等方面的认同和评价。自我认同困境和自卑等心理问题，会较多较早出现在家庭结构不良、家庭教育资源缺乏的环境中或社会经济地位处于不利境地的儿童身上[2-3]。有研究表明，留守儿童的自我认同建构逐渐导向低层次化和个体化，家庭、学校和自我的不良发展因素会让蒙古族留守儿童产生自我认同困境[4]。而高水平的自我认同对处境不利儿童具有保护作用。研究表明，流动儿童的认同整合会调节歧视知觉、学业自我妨碍对学业倦怠的影响[5]。探究自我认同的影响因素，能在心理教育和心理辅导方面为小学生的健康成长提供指导方向。

在家庭微观生态系统理论中，外部的家庭环境会影响个体自我的发展。亲子亲合源于Olson以家庭结果为取向的家庭功能理论，是衡量亲子关系的一个基本维度，指父母与子女间亲密和谐的情感联结状态，具体表现为双方积极良好的交流互动行为和内心对彼此间的亲密感受[6-9]。亲子亲合是青少年心理健康成长的重要保护性因素，可以减少不良因素的消极影响，可以调节青少年的积极情感和学校适应间的关系，能在农村留守儿童歧视知觉对积极情绪的影响上起保护作用[10-12]。已有研究表明，亲子关系可以显著预测自我认同，亲子沟通能预测中学生的自我同一性发展状态，亲子依恋也有助于大学生自我同一性的形成[13-15]。

如果亲子关系的需求无法得到满足，会加强青少年的孤独感[16]。孤独感指个体由于在现实中的人际关系需求未得到满足，进而产生的一种不愉快的情绪体验，如落寞、孤单等主观心理体验[17-19]。已有研究发现，青少年的孤独感会加剧抑郁和社交焦虑还会引导青少年的问题行为和认识失败[20-23]。而良好的亲子关系可以负向预测孤独感，积极的亲子亲合能够缓解孤独感[24-25]。此外，也有研究表明，孤独感与初中生的自我认同、大学生的同一性状态存在显著的相关关系[25-27]。

基于已有的研究成果，假设小学高年级学生亲子亲合和孤独感能影响其自我认同，而且孤独感在亲子亲合对自我认同的影响中具有中介作用。具体的路径模型见图 1。

二、研究方法

（一）研究对象

采用方便取样的方法，向广东省清远市连山壮族瑶族自治县某民族小学高年级学生（该小学采用五四学制的教育模式，小学高年级只包括四年级和五年级）发放320份问卷，剔除无效问卷后，共回收306份有效问卷，有效回收率为95. 6%。其中，男生161人，女生145人；四年级119人，五年级187人。平均年龄为10. 87（SD=0.729）。

（二）研究工具

1. 亲子亲合量表

采用王美萍和张文新[28]根据Olson的家庭亲密度和适应性量表改编的亲子亲合量表，由母子亲子亲合和父子亲子亲合两个分量表构成，各5道题，采用5点计分（1代表“从不”，5代表“总是”）。本研究中，该量表的Cronbach's α系数为0.76。

2. 儿童孤独感量表

采用汪向东、王希林和马弘[29]据Asher等编制的儿童孤独感量表的修订版，共24个题目，其中16个用于评定儿童孤独感，其余8个关于个人爱好，是为了让被试回答更为坦诚放松。适用于3～6年级的学生，并采取5点计分（1代表“一直如此”，5代表“并非如此”）。本研究中，该量表的Cronbach's α系数为 0.81。

3. 自我认同量表

采用林邦杰根据Fitts1965年编制的田纳西自我概念量表的修订版中的自我认同分量表（Identity），包括生理自我、道德自我、心理自我、家庭自我、社会自我和自我批判6个维度，共24道题，采取5点计分（1代表“完全不同”5代表“完全相同”）。本研究中，该量表的Cronbach's α系数为0.61。

（三）数据收集与处理

主试以班级为单位，在课余时间统一向学生宣读指导语和测试要求，然后逐一发放调查问卷。等学生完成后，回收问卷。施测时间约为15分钟。

主试对回收的问卷进行筛选，剔除空白、未填完整、一题多答的无效问卷。随后，在SPSS 17.0上录入有效问卷的数据，并对这些数据进行Harman 单因素分析、描述性统计、单因素分析、相关分析和回归分析，同时，通过运行PROCESS插件检验中介效应，通过Amos 17.0检验路径系数。

三、 研究结果

（一）共同方法偏差检验

对研究中三个量表的全部题项采用Harman 单因素分析法进行检验，通过主成分分析提取出18个特征值大于1的成分，首因子方差变异解释量为12.22%，小于40%的临界标准。因此研究中的三个量表可以同时使用，且不具有严重的共同方法偏差。

（二）小学高年级学生自我认同的特点

1. 自我认同的总体特点

亲子亲合的均值为64.99，方差为9.66。根据自我认同分量表的理论总分，确定自我认同的理论中值为72，因此亲子亲合的总体均值低于理论中值。同时发现，仅有2.9%学生的自我认同低于理论中值。但方差较大，最大值（109）和最小值（44）相差65。总的来说，儿童的自我认同偏低且个体间的差距较大，需进一步分析人口学变量对自我认同的影响情况。

2. 在年级和留守类型上自我认同的差异检验

由单因素方差分析的结果发现，在年级和留守类型上少数民族地区儿童的自我认同不具有显著的主效应（p>0.05）。只在年级×留守类型上存在显著的交互作用（F（2，373）=4.090，p<0.05），随后进行简单两两比较，发现仅当留守类型为非留守时存在显著性差异（F（1，642）=7.031，p=0.008<0.01），五年级显著高于四年级（平均值差值等于4.274，p=0.008<0.01，95%置信区间为[1.102，7.447]）。统计结果具体如表1、图2。

3. 在抚养类型和性别上自我认同上的差异检验

单因素方差分析的结果表明，在抚养类型和性别×抚养类型上，少数民族地区学生的自我认同差异均不显著（p>0.05）。只有在性别的主效应上儿童的自我认同差异显著（F（1，409）=4. 418，p<0.05），女生的自我认同显著高于男生的自我认同（平均值差值等于4.023，p=0.036<0.05，95%置信区间为[0.257，7.790]）。具体见表2。

（三）小学高年级学生亲子亲合、孤独感和自我认同的关系

1. 亲子亲合、孤独感与自我认同的相关

鉴于亲子亲合、孤独感和自我认同及其维度都是连续变量，故采用Pearson相关检验变量两两之间及其维度间的相关性。据相关分析结果，亲子亲合与孤独感呈显著负相关（r=-0.122，p<0.05），亲子亲合与自我认同呈显著正相关（r=0.203，p<0.05），孤独感与自我认同呈显著负相关（r=-0.222，p<0.05）。（见表3）

2. 亲子亲合、孤独感与自我认同的回归关系

采用线性回归中的逐步回归，进一步分析亲子亲合、孤独感和自我认同三者间的回归关系，详见表 4。从亲子亲合、孤独感和自我认同的回归关系检验结果可知，亲子亲合显著负向预测孤独感（β=-0.122，t=-2.136，p<0.05），亲子亲合仅能解释孤独感1.2%的变异；亲子亲合显著正向预测自我认同（β=0.203，t=3.606，p<0.01），亲子亲合能解释自我认同3.8%的变异；孤独感显著负向预测自我认同（β=-0.222，t=-3.978，p<0.01），孤独感能解释自我认同4.6%的变异；孤独感和亲子亲合能共同解释自我认同7.5%的变异，其中孤独感显著负向预测自我认同（β=-0.201，t=-3.618，p<0.01），亲子亲合显著正向预测自我认同（β=0.178，t=3.210，p<0.01）。

3. 孤独感在小学高年级学生亲子亲合和自我认同之间的中介效应

采用SPSS 17.0的PROCESS插件，运用非参数百分位法Bootstrap 5000次的方法，以亲子亲合为自变量、孤独感为中介变量、自我认同为因变量，进行中介效应检验。若95%置信区间不包括0，则存在中介效应[30]。经中介效应检验后得知，孤独感作为间接效应的95%置信区间为[0.0024，0.0694]，95%置信区间不包含0。孤独感在亲子亲合和自我认同间存在中介效应，中介效应为0.0313，效应量占12.1%，起着部分中介的作用。具体结果如表 5。

为了进一步检验亲子亲合、孤独感和自我认同间的路径系数，进行路径系数拟合，结果如图 3。亲子亲合显著正向预测自我认同（p<0.01），亲子亲合→孤独感→自我认同的路径系数显著（p<0.05）。

四、讨论

（一）小学高年级学生自我认同的特点分析

研究结果显示，小学高年级学生自我认同总体处于偏低的水平，且自我认同间的个体差异较大。这可能是受到个体间人口学变量差异的影响，需进一步探究自我认同的影响机制。

根据研究数据，年级和留守类型在自我认同上不具有显著的主效应。这与已有研究结果部分一致，年级的主效应显著不一致，留守类型的主效应显著不一致[31]。但是，年级和留守类型在自我认同上存在显著的交互作用，随后的简单两两比较发现，仅当留守类型为非留守时，五年级显著高于四年级。这可能是由于小学高年级正是孩子思维和自我意识发展的转折期，父母的陪伴与教育更有利于孩子在思维和自我意识方面的发展，也更能增强他们的自我认同。对于非留守的学生，父母都陪伴在自己的身边，相较于四年级，即将面临小升初的五年级由于思维和自我意识的逐步发展，更能从多方面意识到父母对自己的鼓励和关爱，对自我的认同也随之显著提升。对于单留守或双留守的孩子，一方或双方父母的教育缺席，以及同伴群体间不成熟的观点，可能会让这些处境相似的孩子很难在自我认同上呈现显著性的差异。

根据单因素方差分析的结果，抚养类型的主效应及与性别的交互效应都不能显著影响小学高年级儿童的自我认同。一般来说，不具备一定教育资源的抚养人，更多时候仅作为一个照顾者而非全面的教育者，更多的是满足孩子情感上的需求，而不能很好地促进男孩或女孩自我认同的发展。所以，抚养类型的差异不能显著地影响学生的自我认同。此外，性别的主效应在自我认同上具有显著性差异，女生的自我认同显著高于男生。这可能是因为传统文化中，男孩会比女孩有更多和更高的教育期待和成长目标，可当资源和优势的比较打破了时空的局限时，男孩会比女孩更快速地认识到自己的不完美和与期待（自己的和长辈的）的差距之大，进而男生的自我认同会显著低于女生。

（二）小学高年级学生亲子亲合、孤独感与自我认同的关系分析

根据研究结果，亲子亲合与孤独感呈显著负相关，亲子亲合显著负向预测孤独感，这与其他研究者的研究发现一致[32]。据已有研究，亲子间情感上的不安全依恋类型会受到不良家庭功能的影响，尤其是情感沟通与联结的功能[33]。基于家庭功能理论和社交需要理论，和谐的亲子关系能发挥家庭的情感联系和有效应对外部事件的家庭功能，满足孩子社交的情感需求，进而降低孤单寂寞的情感体验。