周鵬生

(西北民族大學教育科學與技術學院，甘肅蘭州730030)

自我和諧可以理解為個體對自我的看法與其實際表現(xiàn)呈現(xiàn)出一致的狀態(tài)。自我和諧程度越高，個體越能夠正確處理實際自我和理想自我之間的關系，從而形成人格發(fā)展階段的正常品格。自我和諧被認為能夠預測心理健康，自我和諧量表既可以作為評估心理健康狀況的一般工具，也可以用于心理治療研究和實踐的療效評估，主要是對癥狀原因進行評價[1]。對于中學生來說，自我和諧水平越高，心理健康水平也越高[2]。自我和諧與許多因素有密切的關系，如自尊[3]、教養(yǎng)方式[4]、自我價值定位[5]等。中學階段是青少年認知能力發(fā)展的關鍵時期，也是對理想和現(xiàn)實一致性檢驗的重要時期，所以有必要考察自我和諧是否與個體知識建構過程中的某些特質(zhì)有一定的關系，是否會受到個體忍受不確定性的特質(zhì)的影響。認知需要是個體參與和享受思考的傾向[6]，而認知閉合需要是個體面對模糊情境時尋求確定答案的動機[7]，二者均屬于青少年需要，影響著個體搜尋信息的模式，也影響著個體的心理成長。前人研究更多地指向自尊、自我價值等因素，而對認知需要及其閉合性考慮得較少。而且前人的研究對象更多地指向經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)，因此有必要對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)中學生進行抽樣調(diào)查，把握這些地區(qū)中學生自我和諧的特征及其相關因素，為深入開展心理健康教育提供相應的依據(jù)。

1 研究對象與方法

1.1 研究對象

2016年3月，選取寧夏2所中學的中學生為被試。采用整群抽樣方法，從初一至初三、高一至高三抽取中學生630人進行施測，回收率100%。有效問卷600份，有效率為95.24%。男生288人，女生312人；漢族265人，回族335人；各年級除了初二102人、高三98人外，其余均為100人；來自鄉(xiāng)村403人，來自縣城153人，城市44人。

1.2 研究工具

1.2.1 一般情況問卷

自編的一般情況問卷用于測查中學生對自我和諧情況的認識。包括：中學生一般情況（包括上學期期末考試成績）；自己在家庭同輩子女中的出生順序；父母受教育程度和職業(yè)等。

1.2.2 自我和諧量表

自我和諧量表(Self Consistency and Congruence Scale,SCCS)[8]用于測查自我內(nèi)部的協(xié)調(diào)一致以及個體自我與經(jīng)驗的協(xié)調(diào)程度。量表包含35個題目，計有自我與經(jīng)驗的不和諧、自我的靈活性、自我的刻板性3個因子。采用Likert的5點量尺（從“完全符合”到“完全不符合”分別計5～1分）。得分越低，表明自我和諧程度越高。本研究中內(nèi)部一致性信度α為0.74。

1.2.3 認知需要量表及認知閉合需要量表

認知需要量表(NFC)[9]用于測查青少年參與認知活動的享受程度，來自Cacioppo和Petty(1982)的英文版本量表，包含18個題項，采用Likert量尺的7點計分（從“完全不符合”到“完全符合”分別計1～7分）。某因子得分越高，表明個體在這一維度上的認知需要水平越高。本研究中內(nèi)部一致性信度α為0.75。

認知閉合需要量表(NFCC)[10]用于測查青少年個體在面臨模糊情境時尋求確定答案的動機，來自Webster和Kruglanski的英文版本42題的量表，經(jīng)陳培峰（2010）[11]修訂后的中文量表共有29個項目，包括對秩序和結構的偏好、對模糊的不舒適感、判斷和選擇的決斷性需求和思維閉合的需求等4個因子。4個因子可以解釋總方差的38.84%，項目的最高負荷達到0.669。修訂后的量表具有較高的信度和結構效度。采用Likert量尺的6點計分（從“非常不符合”到“非常符合”分別計1～6分）。某因子得分越高，表明個體在這一維度上的閉合需要越強。在本研究中內(nèi)部一致性信度α為0.71。

1.2.4 模糊容忍性量表和無法忍受不確定性量表

模糊容忍性量表(SAT)[12]用于測查中學生對模糊情境的容忍程度，共計17題，其中認知因子6項，情緒因子4項，行為因子7項。模糊容忍性量表的內(nèi)部一致性信度α為0.82。

無法忍受不確定性量表(SIU)[13]用于測查中學生對不確定性的忍受程度。原量表27題，測量時將不符合中學生的3題刪除，共計24題。均采用Lik?ert的5點計分，但等級名稱不同。無法忍受不確定性量表的內(nèi)部一致性信度α為0.86。

1.3 研究程序

前期通過郵寄問卷（樣本數(shù)為30）讓不參與調(diào)查的中學生進行填寫，檢驗中學生對各條目的理解情況，然后對個別詞匯和句子的表達方式進行適當調(diào)整，以保證問卷的一致性。將問卷裝訂成冊后，按照班級整群抽取中學生進行施測，由班主任或任課教師主持調(diào)查，在教室當場發(fā)放，回答時間約為30分鐘，回答完畢全部收回。

1.4 統(tǒng)計方法

使用SPSS17.0進行統(tǒng)計分析。計量資料呈正態(tài)分布，采用描述統(tǒng)計、t檢驗和F檢驗，并進行Pearson相關分析和多元線性回歸分析。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 自我和諧的人口學描述統(tǒng)計

對不同人口統(tǒng)計學特征中學生認知閉合需要得分進行比較，見表1。

表1 不同人口統(tǒng)計學特征中學生自我和諧及其各因子得分（±s）

表1 不同人口統(tǒng)計學特征中學生自我和諧及其各因子得分（±s）

人口統(tǒng)計學指標 統(tǒng)計值性別 男女 農(nóng)村人數(shù)288 312 t值P值家庭所在地 城鎮(zhèn)城市403 153 44 F值P值學段初一初二初三高一高二高三100 102 100 100 100 98 F值P值自我和諧2.82±0.33 2.79±0.34 0.88 0.378 2.81±0.32 2.80±0.32 2.75±0.39 0.73 0.482 2.83±0.31 2.90±0.29 2.86±0.28 2.81±0.32 2.73±0.35 2.72±0.36 4.83 0.000自我與經(jīng)驗不和諧2.99±0.55 3.06±0.59-1.69 0.092 3.04±0.57 3.01±0.51 2.95±0.76 0.64 0.528 2.97±0.52 3.02±0.54 2.84±0.48 3.11±0.61 3.14±0.60 3.09±0.62 3.75 0.002自我靈活性2.57±0.64 2.41±0.60 3.27 0.001 2.48±0.62 2.51±0.61 2.44±0.67 0.23 0.796 2.61±0.56 2.64±0.67 2.89±0.58 2.37±0.60 2.18±0.48 2.23±0.54 22.52 0.000自我刻板性2.85±0.56 2.83±0.60 0.34 0.735 2.84±0.60 2.83±0.50 2.82±0.61 0.04 0.961 2.88±0.53 3.05±0.62 2.83±0.59 2.87±0.61 2.71±0.52 2.70±0.53 5.14 0.000

可見，自我和諧的性別差異主要表現(xiàn)在男生在自我靈活性因子得分顯著高于女生。自我和諧得分在家庭所在地之間不存在顯著差異(P＞0.05)。

自我和諧得分在年級之間的顯著差異表現(xiàn)為初中3個年級學生自我和諧得分顯著大于高二和高三年級學生(均P＜0.01)。具體到各因子，初三學生自我與經(jīng)驗不和諧因子得分顯著低于高中各年級學生(P＜0.01)，但自我靈活性因子得分顯著高于初一、初二和高中各年級學生(均P＜0.01)，初二學生自我刻板性因子得分顯著高于其他各年級(均P＜0.01)。

對認知需要總得分排序后，按照中值劃分法[14]，得分高的一半為高認知需要組（n=297，M=2.73，SD=0.34），得分低的一半為低認知需要組（n=303，M=2.88，SD=0.30）。獨立樣本t檢驗表明，高認知需要組自我和諧得分顯著小于低認知需要組（t=5.673，P＜0.01），這一顯著差異同樣表現(xiàn)在自我靈活性因子和自我刻板性因子得分上。相應地高低認知閉合需要組的獨立本t檢驗表明，高認知需要組自我和諧得分顯著大于低認知需要組（t=6.398，P＜0.01），這一顯著差異同樣表現(xiàn)在自我與經(jīng)驗不和諧因子和自我刻板性因子得分上。

單因素方差分析顯示，自我和諧總體在中學生父親和母親受教育程度之間不存在顯著差異（F=0.90，P＜0.05；F=0.36，P＜0.01）。父親職業(yè)為農(nóng)民的中學生，其自我和諧總分顯著高于父親職業(yè)為生意人的中學生（P＜0.05），自我與經(jīng)驗不和諧因子得分顯著高于父親職業(yè)為干部的中學生（P＜0.05）。父親職業(yè)為生意人的中學生，其自我刻板性因子得分顯著小于父親職業(yè)為農(nóng)民和干部的中學生（均P＜0.05）。母親職業(yè)為干部的中學生，其自我刻板性因子得分顯著大于母親職業(yè)為農(nóng)民和生意人的中學生（均P＜0.05）。

2.2 自我和諧與認知需要等變量的相關分析

對中學生自我和諧與認知需要等變量進行Pearson相關分析，見表2。

表2 中學生自我和諧與認知需要等變量之間的相關(r)

可見，中學生自我和諧與認知需要之間呈現(xiàn)顯著的負相關關系，而與認知閉合需要、模糊容忍性、無法忍受不確定性之間呈現(xiàn)顯著的正相關關系。

2.3 認知需要等變量對自我和諧的回歸分析

以認知需要、認知閉合需要、模糊容忍性、無法忍受不確定性4個變量為自變量，對中學生自我和諧進行多重線性回歸分析，見表3。

表3 中學生認知需要等因素對自我和諧的多重線性回歸（n=600）

多重線性回歸發(fā)現(xiàn)，認知需要、認知閉合需要、模糊容忍性、無法忍受不確定性等4個變量共同解釋自我和諧24.8%的變異，各變量按照β值大小排序為：無法忍受不確定性、認知需要、認知閉合需要和模糊容忍性，其中認知需要起負向預測作用，其余則起正向預測作用。

將中學生的語文、數(shù)學成績按照年級轉化為Z分數(shù)，再用標準分轉換公式（Z′=10Z+100）進行標準化。對總分標準分進行排序，然后按照統(tǒng)計學的27%比例設定學習成績，得分兩端27%分別為學習成績優(yōu)秀和成績差組。經(jīng)獨立樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)，學習成績優(yōu)秀組中學生自我和諧得分顯著小于學習成績差組（t=2.02，P＜0.05）。同樣，學業(yè)成績優(yōu)秀組學生認知需要得分顯著大于學業(yè)成績差組(t=4.329，P＜0.01)，而認知閉合需要得分則不存在顯著差異。

3 討論

從自我和諧的得分來看，西部欠發(fā)達地區(qū)中學生自我和諧處于中等偏上水平。中學生個體生活的經(jīng)驗世界總是包含對自己能力和情感的評價、是否具有自我一致性等。表明雖然地處不發(fā)達地區(qū)，但中學生能夠調(diào)整心理狀態(tài)，使自己的身心達到和諧狀態(tài)。欠發(fā)達地區(qū)中學生自我和諧不存在顯著的性別差異，這與左銀舫（2006）的結果是一致的，但又具有自身的特點，表現(xiàn)在男生在自我靈活性因子得分顯著高于女生。表明中學男生在學校生活中靈活性是欠佳的，需要提升。來自不同地域的中學生自我和諧具有一定的相似性，導致他們不管是來自城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，自我和諧水平不存在顯著差異。

與前人研究結果不同的是，西部欠發(fā)達地區(qū)中學生自我和諧在年級之間的顯著差異表現(xiàn)為，初中三個年級學生自我和諧得分顯著大于高二和高三年級學生。中學階段正是青春發(fā)育期，在身體形象、價值定位等方面會遇到各種困惑，尤其是初中階段，身心發(fā)展不平衡，內(nèi)心沖突比較激烈[15]，因而表現(xiàn)在初中學生的自我和諧水平不如高中階段的學生。

從統(tǒng)計結果可知，西部欠發(fā)達地區(qū)中學生自我和諧水平并不受他們父母受教育程度的影響，但父母親的職業(yè)相對來說是一個重要影響因素，這在中學生心理健康教育過程中需要引起我們的重視。

從中學生自我和諧與其他因素的關系來看，人們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)他與自尊等因素的關系，但對于那些與學習相關因素的關系探討得較少。認知需要和閉合性是一種重要的人格特征，均會影響中學生對信息的加工。認知需要涉及對信息的概括和過程的享受，而認知閉合需要則強調(diào)努力消除不確定性，及早做出決策。本研究發(fā)現(xiàn)，中學生自我和諧與認知需要之間呈現(xiàn)顯著的負相關關系，中學生自我和諧得分越高，其和諧水平越低，認知需要水平也越低。而自我和諧與認知閉合需要、模糊容忍性、無法忍受不確定性之間呈現(xiàn)顯著的正相關關系。由于人格維度對自我和諧有一定的預測能力[16]，這就不難理解為什么中學生自我和諧與這些變量之間存在著密切的關系。而且認知需要、認知閉合需要、模糊容忍性、無法忍受不確定性等4個變量共同解釋自我和諧24.8%的變異，其中認知需要起負向預測作用，認知閉合需要起正向預測作用。這也同時佐證了人格維度的預測能力。因此，在心理健康教育過程中還需要考察中學生的認知需要及其閉合性水平。

此外，中學階段師生和家長都重視學生的學習成績，這在自我和諧發(fā)展過程中是必須要考慮的一個因素。本研究也發(fā)現(xiàn)，學習成績優(yōu)秀組中學生自我和諧得分顯著小于學習成績差組，也就是說，學習成績越好，中學生越容易調(diào)整自己的身心狀態(tài)，樂于思考問題并從中獲得享受，受到大家的關注，因而自我和諧水平越高。這對于西部欠發(fā)達地區(qū)的中學生來說更是如此。

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