尹可麗， 李　鵬， 包廣華， 王玉蘭， 張積家

民族社會(huì)化經(jīng)歷對(duì)藏族青少年積極心理健康的影響
——民族認(rèn)同與自尊的中介作用

尹可麗， 李鵬， 包廣華， 王玉蘭， 張積家

【摘要】對(duì)818名5—11年級(jí)的藏族青少年進(jìn)行考察, 分析民族社會(huì)化經(jīng)歷、民族認(rèn)同、自尊與心理健康狀況的關(guān)系路徑。結(jié)果表明, 不同類型的民族社會(huì)化經(jīng)歷對(duì)藏族青少年的心理健康發(fā)揮作用不同, 促進(jìn)和睦、文化社會(huì)化、接觸他族的影響為正向, 促使不信任、偏見準(zhǔn)備相反。在民族社會(huì)化對(duì)藏族青少年積極心理健康的作用中, 相對(duì)于自尊而言, 藏族認(rèn)同與中華民族認(rèn)同是更重要的中介變量。

【關(guān)鍵詞】藏族青少年民族社會(huì)化經(jīng)歷積極心理健康民族認(rèn)同自尊

一、引言

中國是一個(gè)多民族國家, 在大陸人口中, 漢族占91.51%, 少數(shù)民族占8.47%[1]。56個(gè)民族結(jié)合成相互依存的、不可分離的復(fù)合民族被稱為“中華民族”[2]。研究表明, 中國人的民族認(rèn)同是雙重的, 即中國人同時(shí)具有單一民族的本族認(rèn)同與復(fù)合民族的中華民族認(rèn)同[3—4]。雙重民族認(rèn)同對(duì)少數(shù)民族學(xué)生的心理健康具有重要影響[5—6]。但是, 僅發(fā)現(xiàn)民族認(rèn)同對(duì)少數(shù)民族學(xué)生的心理健康的影響, 不追溯民族認(rèn)同從何而來, 并不能從根源上把握少數(shù)民族青少年的心理健康。目前, 國內(nèi)已有一些研究探索民族認(rèn)同與自尊、心理健康的關(guān)系[6], 但還未對(duì)民族社會(huì)化這一作用于自我系統(tǒng)、心理健康的重要因素開展研究。

民族社會(huì)化(ethnic socialization)是父母通過家庭行為與溝通交流, 向孩子傳遞種族和民族特征的信息[7], 傳遞如何理解、應(yīng)對(duì)不同民族之間沖突與相互作用的信息[8], 目的是幫助孩子應(yīng)對(duì)種族與民族問題、繼承民族文化傳統(tǒng)、更好地適應(yīng)社會(huì)[9]。對(duì)美國非裔父母[10]、亞裔青年[11]、收養(yǎng)韓國孩子的家庭[12]與拉丁裔家庭[13]的研究都證明民族社會(huì)化有三個(gè)維度, 即文化社會(huì)化與平等主義、偏見準(zhǔn)備、促使不信任。近年來, 尹可麗等人結(jié)合中國文化的特征, 對(duì)Hughes等人編制的民族社會(huì)化問卷[10—11]進(jìn)行了修訂, 以考察中國12—19歲的漢、彝、藏等10多個(gè)民族青少年的民族社會(huì)化結(jié)構(gòu), 發(fā)現(xiàn)中國少數(shù)民族青少年的民族社會(huì)化分為促進(jìn)和睦、文化社會(huì)化、接觸他族、促使不信任、偏見準(zhǔn)備等五個(gè)維度。與Hughes等人和Tran等人將平等主義視為文化社會(huì)化的要素不同, 平等主義被中國青少年視為促進(jìn)和睦的要素之一[14—15]。考察青少年所接受到的促進(jìn)民族間和睦相處的信息和青少年所接觸到的他族文化經(jīng)歷, 對(duì)少數(shù)民族青少年的心理健康十分重要。而且, 由于華人有可能將這種“和”的思想帶到移民國或暫居地, 所以, 研究這類“促和”的信息, 對(duì)于移民國家理解青少年的民族社會(huì)化也有一定意義。

研究表明, 通過直接或間接作用于自我系統(tǒng)的各變量(比如民族認(rèn)同、自尊), 少數(shù)族裔青少年的民族社會(huì)化經(jīng)歷與心理健康有關(guān)[16]。民族社會(huì)化的信息由多種類型構(gòu)成, 不同類型的民族社會(huì)化信息與民族認(rèn)同、自尊、心理健康的關(guān)系并不一致。相關(guān)研究表明：(1)文化社會(huì)化與民族認(rèn)同具有積極正向關(guān)系[8，11，17—19]；(2)文化社會(huì)化與自尊具有積極正向關(guān)系[7，20]；(3)偏見準(zhǔn)備與民族認(rèn)同正相關(guān), 達(dá)到[7]或未達(dá)到顯著水平[11]；(4)促使不信任與民族認(rèn)同具有負(fù)相關(guān), 但不顯著[11]；(5)民族社會(huì)化信息中的種族自豪感、平等主義、自我價(jià)值、文化社會(huì)化行為與主觀幸福感正相關(guān), 種族自豪感、文化社會(huì)化行為與抑郁負(fù)相關(guān)[21]；(6)民族認(rèn)同、自尊在民族社會(huì)化影響青少年心理健康中發(fā)揮中介作用。比如, 有研究考察非裔美國大學(xué)生的民族認(rèn)同在民族社會(huì)化與抑郁癥之間的中介作用[19]。另一些研究發(fā)現(xiàn), 中國人的本族認(rèn)同與中華民族認(rèn)同正相關(guān)顯著[3—4]；民族認(rèn)同與自尊正相關(guān)顯著[6，20，22]；民族認(rèn)同與心理健康正相關(guān)顯著, 對(duì)心理健康變異的解釋量為26%[5]；自尊與抑郁—幸福感正相關(guān)顯著[6], 與抑郁負(fù)相關(guān)顯著[17]。整合上述結(jié)果, 可以建立如下理論模型(圖1)和假設(shè)模型(圖2)。

圖1　理論模型

圖2　假設(shè)模型

藏族是我國的少數(shù)民族之一, 具有藏語、藏文和藏傳佛教信仰。研究藏族青少年的民族社會(huì)化非常重要。已有研究的被試主要集中在青年早期, 從4年級(jí)至12年級(jí)[7，11，20]。本研究擬以藏族5—11年級(jí)的青少年為被試, 考察民族社會(huì)化是否與心理健康有關(guān), 揭示民族社會(huì)化、民族認(rèn)同、自尊、心理健康之間的關(guān)系路徑, 考察民族認(rèn)同、自尊在民族社會(huì)化與心理健康之間的中介作用。

二、方法

(一)被試

根據(jù)迪慶藏族自治州中小學(xué)校的實(shí)際情況, 在香格里拉和德欽兩縣按照學(xué)校屬性(鄉(xiāng)級(jí)小學(xué)、初中/縣級(jí)小學(xué)、初中、高中)與學(xué)生民族構(gòu)成(藏族學(xué)生占絕大多數(shù)的學(xué)校/多民族學(xué)生組成的學(xué)校), 先確定參與調(diào)查的學(xué)校, 再從中隨機(jī)抽取2所高中、5所初中、4所小學(xué)共11所學(xué)校30個(gè)班級(jí)。在抽出的學(xué)校中, 以班級(jí)為單位隨機(jī)整班抽取被試(小學(xué)5、6年級(jí), 初中7、8年級(jí), 高中1、2年級(jí)), 每個(gè)年級(jí)抽取學(xué)生100—150名。利用課外活動(dòng)時(shí)間發(fā)放并回收問卷。藏族學(xué)生的有效問卷為818份。在818名藏族青少年中, 男生380人, 女生438人。小學(xué)生344人(5年級(jí)153人、6年級(jí)191人), 初中生253人(初一122人、初二131人), 高中生221人(高一123人、高二98人)。所調(diào)研的學(xué)校未同意對(duì)初三、高三學(xué)生進(jìn)行調(diào)查。

(二)材料

本研究采用的研究工具如下：

1. 民族社會(huì)化經(jīng)歷問卷。由尹可麗等人在Hughes等人民族社會(huì)化問卷[10—11]的基礎(chǔ)上修訂, 共有20個(gè)項(xiàng)目, 分為促進(jìn)和睦、促使不信任、文化社會(huì)化、接觸他族與偏見準(zhǔn)備5個(gè)維度, 信效度符合心理測(cè)量學(xué)的要求[14—15]。問卷的Cronbach’sAlpha系數(shù)為0.74, 促進(jìn)和睦、促使不信任、文化社會(huì)化、接觸他族與偏見準(zhǔn)備的Cronbach’sAlpha系數(shù)分別為0.71、0.71、0.61、0.56、0.61。5點(diǎn)評(píng)分, 選項(xiàng)為“從不這樣”“偶爾這樣” “有時(shí)這樣”“經(jīng)常這樣”和“幾乎總是這樣”。

2. 民族認(rèn)同問卷。在史慧穎等人[3]編制的雙重民族認(rèn)同問卷的基礎(chǔ)上修改原問卷的個(gè)別題目表述, 使之適合于藏族青少年。藏族認(rèn)同(6個(gè)項(xiàng)目)與中華民族認(rèn)同(8個(gè)項(xiàng)目)分問卷的Cronbach’sAlpha系數(shù)分別為0.79、0.70。采用5點(diǎn)評(píng)分, 選擇項(xiàng)目為“很不符合”“不太符合”“不確定”“比較符合”和“很符合”。計(jì)分從1分至5分。得分越高, 說明認(rèn)同程度越高。

3. 自尊問卷。由Rosenberg編制, 由10個(gè)項(xiàng)目(5個(gè)項(xiàng)目為反向題)構(gòu)成。原問卷的Cronbach’sAlpha系數(shù)0.77, 在本研究中為0.66。采用4點(diǎn)評(píng)分, 從1分至4分, 得分越高, 自尊程度越高。選項(xiàng)為“很不符合”“不符合”“符合”“很符合”。

4. 簡版心理健康連續(xù)體量表(青少年版)。由美國心理學(xué)家Keyes 編制, 用于有效評(píng)估心理健康狀況[23]。量表由情緒幸福感、社會(huì)幸福感和心理幸福感3個(gè)維度的14個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成。中文版的效度及內(nèi)部一致性信度達(dá)到心理測(cè)量學(xué)的要求[24]。問卷的Cronbach’sAlpha系數(shù)0.84, 三個(gè)因子EWB、SWB、PWB的Cronbach’sAlpha系數(shù)分別為0.74、0.63、0.77。量表計(jì)分從0分到5分(選項(xiàng)為從來沒有, 1次或2次, 每周1次, 每周2次或3次, 幾乎每天, 每天)為6點(diǎn)評(píng)分。

采用Harman 單因子檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否存在共同方法偏差。4個(gè)問卷共59個(gè)項(xiàng)目, 特征值大于1的因子有 8個(gè), 第一因子解釋變異量為16.23%, 小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn), 說明共同偏差不明顯。采用SPSS 16.0和Amos 18.0對(duì)數(shù)據(jù)分析處理。

三、結(jié)果與分析

(一)各觀測(cè)變量之間的相關(guān)

民族社會(huì)化的5個(gè)觀測(cè)變量, 民族認(rèn)同的2個(gè)觀測(cè)變量, 自尊、心理健康的3個(gè)觀測(cè)變量之間的相關(guān)關(guān)系見表1。從表1可見, 促進(jìn)和睦與民族認(rèn)同、自尊及心理健康的各觀測(cè)變量之間正相關(guān)顯著；促使不信任與兩類民族認(rèn)同、自尊、情緒幸福感、心理幸福感負(fù)相關(guān)顯著；文化社會(huì)化與心理健康的三個(gè)變量正相關(guān)顯著, 與民族認(rèn)同及自尊相關(guān)不顯著；接觸他族與中華民族認(rèn)同、心理健康的三個(gè)變量之間正相關(guān)顯著, 與藏族認(rèn)同、自尊相關(guān)不顯著；偏見準(zhǔn)備與兩種民族認(rèn)同、自尊負(fù)相關(guān)顯著, 與心理健康負(fù)相關(guān), 但不顯著。兩類民族認(rèn)同分別與自尊及心理健康的三個(gè)變量正相關(guān)顯著。自尊與心理健康的三個(gè)變量正相關(guān)顯著。

表1　各觀測(cè)變量之間的相關(guān)

注：*P<0.05,**P<0.01,***P<0.001。

(二)民族認(rèn)同、自尊的中介作用

為了考察各變量之間關(guān)系, 采用結(jié)構(gòu)方程建模方法對(duì)民族認(rèn)同與自尊的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。在實(shí)際建模時(shí), 依據(jù)各觀測(cè)變量的相關(guān)決定是否建立結(jié)構(gòu)方程模型。對(duì)建立的模型, 首先進(jìn)行測(cè)量模型評(píng)估, 然后分析模型的擬合情況。

1.促進(jìn)和睦、民族認(rèn)同、自尊及積極心理健康的混合路徑分析

對(duì)假設(shè)模型1進(jìn)行評(píng)估。結(jié)果顯示,x2=26.92,p<0.01,x2/df=2.69, GFI=0.99, TLI=0.97, CFI=0.99, RMSEA=0.05。模型的擬合指數(shù)可以接受。但是, 在該模型中, 促進(jìn)和睦→自尊的路徑系數(shù)不顯著, 根據(jù)節(jié)儉原則對(duì)該模型進(jìn)行簡化, 去掉該條路徑后, 對(duì)模型再評(píng)估。結(jié)果見圖3,x2=27.47,p<0.01,x2/df=2.50, GFI=0.99, TLI=0.98, CFI=0.99, RMSEA=0.05。該簡化模型與原先模型之間不存在顯著差異(Δχ2=0.57, Δdf=1,p>0.05), 且略優(yōu)于原模型。促進(jìn)和睦對(duì)心理健康存在著積極影響, 總的影響效應(yīng)量為0.36。影響的路徑有三：(1)促進(jìn)和睦對(duì)心理健康具有直接的積極作用, 直接效應(yīng)量為0.26, 占總效應(yīng)的72.2%；(2)促進(jìn)和睦正向作用于民族認(rèn)同, 進(jìn)而對(duì)積極心理健康產(chǎn)生間接影響, 中介效應(yīng)量為0.07(Sobel檢驗(yàn)的Z值為2.97,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著), 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為19.4%；(3)促進(jìn)和睦對(duì)民族認(rèn)同具有積極影響, 進(jìn)而正向作用于自尊, 最后對(duì)心理健康產(chǎn)生了正向的間接影響。民族認(rèn)同及自尊兩個(gè)中介變量的效應(yīng)量為0.03, 兩個(gè)變量的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比率為8.3%。其中, 民族認(rèn)同在促進(jìn)和睦與自尊之間的中介效應(yīng)量為0.17(Sobel檢驗(yàn)的Z值為7.23,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著), 自尊在民族認(rèn)同和心理健康之間的中介效應(yīng)量為0.10(Sobel檢驗(yàn)的Z值為3.95,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著)。以上分析表明, 在促進(jìn)和睦對(duì)藏族青少年心理健康的影響中, 直接效應(yīng)起主要作用, 但民族認(rèn)同和自尊也起到一定的中介作用。

圖3　促進(jìn)和睦與藏族青少年積極心理健康的中介模型

2.促使不信任、民族認(rèn)同、自尊及積極心理健康的混合路徑分析

對(duì)假設(shè)模型2進(jìn)行評(píng)估。結(jié)果顯示,x2=33.89,p<0.001,x2/df=3.39, GFI=0.99, TLI=0.96, CFI=0.98, RMSEA=0.05。模型的擬合指數(shù)可以接受。但是, 在該模型中, 促使不信任→自尊的路徑系數(shù)不顯著, 促使不信任→心理健康路徑系數(shù)不顯著。為了獲得簡約的模型, 刪掉這兩條路徑后, 對(duì)模型再評(píng)估。結(jié)果顯示,x2=38.86,p<0.001,x2/df=3.24, GFI=0.99, TLI=0.96, CFI=0.98, RMSEA=0.05。該簡化模型與原先模型差異不顯著(Δχ2=4.98, Δdf=2,p>0.05)。從圖4可見, 促使不信任對(duì)藏族青少年的心理健康存在著完全的中介作用, 總效應(yīng)量為-0.16。影響路徑有二：(1)促使不信任負(fù)向作用于民族認(rèn)同, 進(jìn)而對(duì)積極心理健康產(chǎn)生消極的間接影響, 民族認(rèn)同的中介效應(yīng)量為-0.12(Sobel檢驗(yàn)的Z值為-4.27,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著), 占總效應(yīng)的75.0%；(2)促使不信任對(duì)民族認(rèn)同產(chǎn)生消極影響, 進(jìn)而負(fù)向作用于自尊, 最后對(duì)心理健康產(chǎn)生負(fù)向的間接影響, 中介效應(yīng)量為-0.04, 占總效應(yīng)的25.0%。其中, 民族認(rèn)同在促進(jìn)不信任與自尊之間的中介效應(yīng)量為0.22(Sobel檢驗(yàn)的Z值分為-9.26,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著), 自尊在民族認(rèn)同和心理健康之間的中介效應(yīng)量為0.10(Sobel檢驗(yàn)的Z值分為3.78,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著)。以上分析表明, 促使不信任對(duì)藏族中小學(xué)生的心理健康具有一定程度的負(fù)面作用, 在這種影響中, 民族認(rèn)同和自尊兩個(gè)變量起到了完全中介作用。

圖4　促使不信任與藏族青少年積極心理健康的中介模型

3.文化社會(huì)化對(duì)積極心理健康的路徑分析

由于文化社會(huì)化與藏族認(rèn)同、中華民族認(rèn)同、自尊的相關(guān)都不顯著, 但與心理健康的三個(gè)觀察變量相關(guān)顯著。假設(shè)模型3未能夠得到完整評(píng)估, 僅檢驗(yàn)文化社會(huì)化與心理健康之間的關(guān)系。結(jié)果顯示, 文化社會(huì)化對(duì)心理健康影響顯著,β值為0.15。這表明, 文化社會(huì)化對(duì)心理健康有直接影響, 而不通過民族認(rèn)同和自尊產(chǎn)生間接影響。

圖5　文化社會(huì)化影響藏族青少年積極心理健康的路徑分析

4.接觸他族、中華民族認(rèn)同及積極心理健康的混合路徑分析

接觸他族與藏族認(rèn)同、自尊的相關(guān)都不顯著, 因此, 僅對(duì)假設(shè)模型4中存在顯著相關(guān)的變量建立結(jié)構(gòu)方程模型。結(jié)果顯示,x2=3.92,p<0.001,x2/df=3.39, GFI=1.00, TLI=1.00, CFI=1.00, RMSEA=0.00, 模型的擬合指數(shù)良好。接觸他族對(duì)藏族青少年的心理健康存在不完全的中介影響, 總的影響效應(yīng)量為0.23。影響的路徑有二：(1)接觸他族直接影響積極心理健康, 效應(yīng)量為0.20, 占總效應(yīng)量的87.0%；(2)接觸他族正向作用于中華民族認(rèn)同, 進(jìn)而對(duì)積極心理健康產(chǎn)生間接影響, 中介效應(yīng)量為0.03, 占總效應(yīng)量的13.0%。Sobel檢驗(yàn)的Z值為2.53,p<0.05, 中介效應(yīng)顯著。以上分析表明, 在接觸他族對(duì)藏族青少年的心理健康的影響中, 直接效應(yīng)起到主要作用, 但中華民族認(rèn)同也起到了一定的中介作用。

圖6　接觸他族對(duì)藏族青少年積極心理健康的影響

5.偏見準(zhǔn)備、民族認(rèn)同、自尊及積極心理健康的混合路徑分析

對(duì)假設(shè)模型5進(jìn)行評(píng)估。結(jié)果顯示,x2=27.92,p<0.01,x2/df=2.80, GFI=0.99, TLI=0.97, CFI=0.99, RMSEA=0.05。模型的擬合指數(shù)良好。但是, 在該模型中, 偏見準(zhǔn)備→自尊的路徑系數(shù)不顯著, 為了獲得簡約模型, 刪掉這條路徑以后, 對(duì)模型再評(píng)估, 結(jié)果顯示,x2=28.34,p<0.01,x2/df=2.58, GFI=0.99, TLI=0.97, CFI=0.99, RMSEA=0.04。該簡化模型與原先模型之間不存在顯著差異(Δχ2=0.42, Δdf=1,p>0.05)。從圖7可見, 偏見準(zhǔn)備對(duì)藏族中小學(xué)生的心理健康總體來說存在消極影響, 總影響效應(yīng)量為-0.03。影響路徑有二：(1)偏見準(zhǔn)備負(fù)向作用于民族認(rèn)同, 進(jìn)而對(duì)心理健康產(chǎn)生間接影響, 民族認(rèn)同的中介效應(yīng)量為-0.09(Sobel檢驗(yàn)的Z值為-3.90,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著)；(2)民族認(rèn)同及自尊兩個(gè)中介變量的效應(yīng)量為-0.03，其中民族認(rèn)同在偏見準(zhǔn)備與自尊之間的中介效應(yīng)量為-0.15(Sobel檢驗(yàn)Z值為-6.25,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著), 自尊在民族認(rèn)同和積極心理健康之間的中介效應(yīng)量為0.10(Sobel檢驗(yàn)的Z值為3.53,p<0.01, 中介效應(yīng)顯著)。以上分析表明, 偏見準(zhǔn)備通過降低民族認(rèn)同、影響自尊, 進(jìn)而對(duì)藏族青少年的積極心理健康表現(xiàn)出一定的消極影響。

圖7　偏見準(zhǔn)備與積極心理健康的中介模型

四、討論

(一)關(guān)于民族社會(huì)化影響藏族青少年心理健康的路徑

促進(jìn)和睦、文化社會(huì)化以及接觸他族對(duì)藏族青少年的心理健康起著正向作用。與其他類型的信息相比, 藏族青少年接受到的促進(jìn)和睦信息對(duì)他們的心理健康的效應(yīng)最大。促進(jìn)和睦一是通過增強(qiáng)藏族青少年的民族認(rèn)同來增進(jìn)心理健康, 二是通過增強(qiáng)藏族青少年的民族認(rèn)同、提高其自尊心來增進(jìn)其心理健康。這表明, 促進(jìn)和睦是藏族父母向孩子傳遞的重要的民族社會(huì)化信息, 對(duì)于藏族青少年的情緒幸福感、社會(huì)幸福感和心理幸福感都具有積極的影響。接觸他族涉及藏族父母向孩子解釋他族的風(fēng)俗習(xí)慣、宗教信仰, 帶領(lǐng)孩子參與他族的節(jié)日等, 其作用是使孩子更好地適應(yīng)文化多樣化的環(huán)境。接觸他族能夠增加藏族青少年對(duì)于中華民族的認(rèn)同, 從而影響他們的心理健康水平。文化社會(huì)化對(duì)少數(shù)族群青少年的心理成長具有積極作用[8]。本研究顯示, 文化社會(huì)化對(duì)于藏族青少年來說, 具有直接的正向影響, 有益于他們的心理健康。

偏見準(zhǔn)備、促使不信任對(duì)心理健康起著反向作用。國外的研究表明, 父母為了保護(hù)和預(yù)防孩子受到傷害而傳遞的偏見準(zhǔn)備、促使不信任的信息對(duì)于青少年的成長起消極作用。偏見準(zhǔn)備、促使不信任與學(xué)業(yè)表現(xiàn)成負(fù)相關(guān)[20]。偏見準(zhǔn)備與消極學(xué)業(yè)表現(xiàn)相關(guān), 并且這種關(guān)系完全受民族認(rèn)同和自尊調(diào)節(jié)[7]。促使不信任與亞裔美國青少年的社交能力負(fù)相關(guān)[11]。本研究的結(jié)果與國外的研究結(jié)果類似, 證明偏見準(zhǔn)備與促使不信任對(duì)心理健康的作用是消極的, 這種消極作用是間接地發(fā)生的, 其作用路徑是通過削減民族認(rèn)同進(jìn)而給心理健康帶來負(fù)面的影響；部分是因?yàn)槊褡逭J(rèn)同降低, 但自尊加強(qiáng), 在正負(fù)力量的交織下, 心理健康的水平下降。雖然從父母的動(dòng)機(jī)來看, 給孩子傳遞偏見準(zhǔn)備、促使不信任的信息, 是為了保護(hù)和預(yù)防孩子受到與民族有關(guān)的偏見、歧視的傷害, 但是, 這種防患于未然之計(jì)卻對(duì)孩子的自尊和心理健康產(chǎn)生了負(fù)面的影響。民族接觸與相互依存被認(rèn)為是解決民族沖突的策略。有研究表明, 通過鼓勵(lì)更多的跨越群體界限的接觸, 偏見可以減少, 群體之間關(guān)系也可能改善[25]。這也可能是促進(jìn)和睦、文化社會(huì)化和接觸他族比偏見準(zhǔn)備和促使不信任更有益于藏族青少年心理健康的重要原因。

民族認(rèn)同或自尊是民族社會(huì)化影響少數(shù)民族青少年心理發(fā)展的重要中介變量[7,11,20], 自尊在民族認(rèn)同與心理健康之間具有中介作用[6]。本研究發(fā)現(xiàn), 民族社會(huì)化與自尊有關(guān), 但是, 無論是在促進(jìn)和睦對(duì)心理健康影響的模型中, 還是在促使不信任模型、偏見準(zhǔn)備的模型中, 自尊都不作為民族社會(huì)化的直接中介變量對(duì)藏族青少年的心理健康起作用。在民族社會(huì)化作用于心理健康的模型中, 民族認(rèn)同作為民族社會(huì)化的直接中介變量對(duì)藏族青少年的心理健康產(chǎn)生影響, 但自尊對(duì)藏族青少年心理健康的作用, 必須在民族認(rèn)同的前提下才能夠發(fā)生。因此, 在民族社會(huì)化影響心理健康的模型中, 相對(duì)于自尊而言, 本族認(rèn)同與中華民族認(rèn)同是影響藏族青少年學(xué)生的心理健康的重要變量。

(二)本研究結(jié)果對(duì)于藏族青少年民族教育的啟示

1.無論是在家庭教育中, 還是在學(xué)校教育中, 家長與教師均應(yīng)該更多地傳遞促進(jìn)民族和睦的信息, 加強(qiáng)藏族青少年對(duì)本民族和中華民族的認(rèn)同。這既是黨和國家對(duì)民族教育的一貫要求, 也是保障藏族青少年心理健康的需要。黨的十八大政治報(bào)告指出：深入開展民族團(tuán)結(jié)進(jìn)步教育, 促進(jìn)民族和睦相處、和衷共濟(jì)、和諧發(fā)展?！秶鴦?wù)院關(guān)于加快民族教育發(fā)展的決定》亦指出：“建立民族團(tuán)結(jié)教育常態(tài)化機(jī)制。堅(jiān)持不懈開展愛國主義教育和民族團(tuán)結(jié)教育, ……不斷增強(qiáng)對(duì)偉大祖國、中華民族、中華文化、中國共產(chǎn)黨、中國特色社會(huì)主義的認(rèn)同。深入推進(jìn)民族團(tuán)結(jié)教育進(jìn)學(xué)校、進(jìn)課堂、進(jìn)頭腦, 在全國小學(xué)高年級(jí)、初中開設(shè)民族團(tuán)結(jié)教育專題課, 在普通高中思想政治課程中強(qiáng)化民族團(tuán)結(jié)教育內(nèi)容……”因此,應(yīng)該讓廣大藏族青少年明白, 藏族與漢族乃至我國其他民族均是榮辱與共、生死相依的兄弟, 他們同屬于中華民族, 其根本利益一致, 文化多元。只有各民族團(tuán)結(jié)和睦, 國家才有希望, 中華民族才有未來。這樣的教育能夠傳遞給藏族青少年更多的正能量, 使他們的內(nèi)心充滿陽光、充滿愛, 使他們愛藏族、愛漢族、愛其他少數(shù)民族, 這樣, 他們的心理才能夠健康。反之, 父母和教師如果在家庭教育和學(xué)校教育中充斥了大量的對(duì)其他民族的偏見準(zhǔn)備和不信任的信息, 就會(huì)使藏族青少年的內(nèi)心對(duì)其他民族充滿了猜忌、敵意和仇恨, 自然不利國家穩(wěn)定與民族團(tuán)結(jié), 亦不利于藏族青少年的心理健康。

2.通過積極活動(dòng)增進(jìn)藏族青少年與漢族和其他民族青少年的接觸。本研究結(jié)果表明, 接觸他族和文化社會(huì)化對(duì)于藏族青少年的心理健康起正向作用。因此, 家長與學(xué)校應(yīng)該創(chuàng)造更多的機(jī)會(huì)加強(qiáng)藏族青少年與漢族及其他少數(shù)民族青少年之間的接觸?！秶鴦?wù)院關(guān)于加快民族教育發(fā)展的決定》明確指出：“促進(jìn)各族學(xué)生交往交流交融。在有條件的民族地區(qū)積極穩(wěn)妥推進(jìn)民漢合校, 積極開展各族學(xué)生體育、文藝、聯(lián)誼等活動(dòng), 促進(jìn)不同民族學(xué)生共學(xué)共進(jìn)。在民族地區(qū)與支援省市之間, 建立各族學(xué)生交流交往平臺(tái), 通過開展‘手拉手心連心’、主題夏令營以及互相考察學(xué)習(xí)等活動(dòng), 增進(jìn)相互了解, 相互學(xué)習(xí), 相互幫助。”“鼓勵(lì)民族地區(qū)漢族師生學(xué)習(xí)少數(shù)民族語言文字和各少數(shù)民族師生之間相互學(xué)習(xí)語言文字。”通過開展這些積極的活動(dòng), 增進(jìn)藏族青少年對(duì)于他族的接觸, 加深藏族青少年對(duì)于其他民族的認(rèn)知與了解, 增強(qiáng)藏族青少年對(duì)中華民族的認(rèn)同, 進(jìn)而增進(jìn)藏族青少年的心理健康。

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【責(zé)任編輯：王建平；實(shí)習(xí)編輯：童想文】

【基金項(xiàng)目】國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“民族社會(huì)化的心理機(jī)制”(31260240)；全國民族教育研究合作課題“少數(shù)民族學(xué)生心理健康和文化適應(yīng)狀況調(diào)查及對(duì)策研究”(MJZXHZ15003)

【收稿日期】2015-12-20

【中圖分類號(hào)】B84

【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A

【文章編號(hào)】1000-5455(2016)01-0078-07

(作者簡介:尹可麗，云南騰沖人，教育學(xué)博士，云南師范大學(xué)教育科學(xué)與管理學(xué)院教授；李鵬，云南新平人，教育學(xué)博士，云南師范大學(xué)教育科學(xué)與管理學(xué)院副教授；包廣華，云南丘北人，云南師范大學(xué)教育科學(xué)與管理學(xué)院碩士研究生；王玉蘭，云南德欽人，云南省迪慶州民族中等專業(yè)學(xué)校高級(jí)講師；張積家，山東蓬萊人，教育學(xué)博士，中國人民大學(xué)心理學(xué)系、教育部民族教育發(fā)展中心“民族心理與教育”重點(diǎn)研究基地教授、博士生導(dǎo)師。)