蘆朝霞，馬建平，林君瑜，葉一舵

(1.太原理工大學 學生處心理咨詢中心，山西 太原030024；2.山東師范大學 心理學院，山東 濟南 250014；3.深圳華僑城中學 德育處，廣東 深圳 518053；4.福建師范大學 心理學院，福建 福州 350007)

一、前言

權變性自尊概念的提出是在對自尊追求和獲益的討論中產(chǎn)生的，當人們追求自尊成功時，會有情緒和動機上的獲益，但也存在短期或長期的代價，導致身心健康的失衡[1]。Deci和Ryan通過區(qū)分權變性自尊和真實自尊對自尊權變性進行了闡述，認為自尊權變性反映了個體的自我價值感多大程度上取決于是否達到某種客觀的優(yōu)秀標準或個人內(nèi)心的主觀期望[2]。自尊權變性較高的個體，他們的自尊是脆弱的，自我價值感很大程度上依賴于自身獲得的成就和他人的評價，需要不斷獲得成功來維持價值感；權變性自尊作為心理健康領域重要的研究變量，與抑郁、自戀、不穩(wěn)定的自尊等心理問題相關[3]，而這些心理問題的產(chǎn)生有可能會導致大學生對學校的不適應。適應對學生四年的大學生活非常重要，對個體當前的身心發(fā)展和社會的未來發(fā)展具有深遠的影響。國內(nèi)外關于大學生學校適應狀況的研究頗多，但關于大學生學校適應背后的心理問題的研究較少[4]，以往研究表明，自尊和主動性人格對個體的適應性有非常重要的作用，自尊往往作為一個中介變量對學校適應產(chǎn)生影響[5]，主動性人格可以使個體減少焦慮、迅速適應新環(huán)境[6-7]?；谏鲜龇治?，本研究將考察大學生權變性自尊對學校適應的影響機制。

二、研究對象和工具

(一)被試選取

本研究選取了山西省3所地方高校的在校大學生為研究對象。基于時間等客觀條件考慮，采取了分層隨機抽樣的方法進行研究。通過將學校分類，平均分布大一至大四四個年級，然后在這些不同類型的樣本中隨機抽取了有效樣本1285人，樣本分布基本情況見表1。

表1 被試分布表(N=1285)

(二)研究工具

1.權變性自尊量表。采用楊曉慧翻譯的Paradise & Kernis編制的權變性自尊量表,采用5點計分，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.76，分半系數(shù)為0.73，因此權變性自尊量表具有良好的信度[8]。本研究中總的α值(內(nèi)部一致性系數(shù))為0.665。

2.自尊量表。羅森伯格編制的《Rosenberg自尊量表》，該量表共10題，采用5點計分，對反向題做修正后，分數(shù)越高則表示自尊水平越高。修訂后的量表在國內(nèi)的自尊測量中被廣泛使用，信效度極佳[9]。本研究中總的α值為0.742。

3.大學生主動性人格問卷。釆用李佳芹編的《大學生主動性人格問卷》，該問卷包含三個維度，分別為堅韌性、變革性、盡責性。采用5點計分，總問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)和分半信度均達到了心理測量學指標[6]。本研究中總的α值為0.92。

4.中國大學生適應量表。采用方曉義等人編制的《中國大學生適應量表》,該量表共有7個分量表，60題。本研究根據(jù)以往研究結果及研究需要選擇了人際關系、情緒適應、自我適應和滿意度四個因子，共有30題，5個選項。分數(shù)越高，說明適應現(xiàn)狀越好。量表總的α值為0.929，重測信度為0.996，量表具有很好的構想效度、區(qū)分效度和實證效度[10]。本研究中總的α值為0.874。

三、結果分析

采用SPSS 24.0對數(shù)據(jù)進行處理分析，結果如下。

(一)大學生權變性自尊基本變量統(tǒng)計分析結果

權變性自尊的性別差異和生源地差異見表2。結果顯示：權變性自尊在性別上存在顯著的差異，女生分數(shù)顯著高于男生，這可能與女生更感性、更容易受外界環(huán)境的變化影響有關；權變性自尊在生源地上存在非常顯著的差異，農(nóng)村生源明顯高于城鎮(zhèn)生源，這可能因為受不同社會文化的影響。

表2 權變性自尊的性別差異和生源地差異

(二)大學生權變性自尊、自尊、主動性人格與學校適應的相關分析結果

大學生權變性自尊、自尊、主動性人格與學校適應的相關分析見表3。結果顯示：大學生權變性自尊與自尊、權變性自尊與主動性人格總分及各分量表(堅韌性、變革性、盡責性)分數(shù)、權變性自尊與學校適應總分及各分量表(自我適應、情緒適應、人際關系、滿意度)分數(shù)、自尊與學校適應總分及各分量表分數(shù)、主動性人格與學校適應總分及各分量表分數(shù)之間均相關顯著；權變性自尊與自尊、主動性人格總分和學校適應總分之間呈現(xiàn)負向相關，隨著權變性自尊分數(shù)的升高，自尊、主動性人格總分和學校適應總分呈下降趨勢。

表3 權變性自尊、自尊和主動性人格與學校適應的相關分析

(三)回歸分析結果

1.所有變量對學校適應的回歸分析見表4。分層回歸分析發(fā)現(xiàn)：在對基本變量控制的基礎上，年級、生源地和父母婚姻狀況顯著影響學校適應；在對基本變量控制的基礎上，權變性自尊顯著影響學校適應；在對基本變量控制的基礎上，權變性自尊和自尊顯著影響學校適應；在對基本變量控制的基礎上，權變性自尊、自尊、主動性人格顯著影響學校適應。

表4 所有變量對學校適應的回歸分析

2.權變性自尊對自尊的回歸分析見表5?；貧w分析發(fā)現(xiàn)：權變性自尊顯著影響自尊，權變性自尊負向預測自尊。(β=-0.27，p<0.001)

表5 權變性自尊對自尊的回歸分析

3.權變性自尊對主動性人格的回歸分析見表6?；貧w分析發(fā)現(xiàn)：權變性自尊顯著影響主動性人格，權變性自尊負向預測主動性人格。(β=-0.11，p<0.001)

表6 權變性自尊對主動性人格的回歸分析

(四)結構方程模型

探討大學生權變性自尊、自尊、主動性人格與學校適應的關系。數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析中結構方程模型(structural equation modeling，SEM)采用Mplus7.4處理分析，權變性自尊對學校適應影響的路徑系數(shù)見表7和表8(非標準化系數(shù))。結果顯示：權變性自尊對學校適應的影響路徑是顯著的；權變性自尊通過自尊和主動性人格對學校適應的影響路徑是顯著的。權變性自尊對學校適應的具體影響機制見圖1和圖2(標準化系數(shù))。

表7 結構方程模型：權變性自尊→自尊→學校適應路徑系數(shù)

表8 結構方程模型：權變性自尊→主動性人格→學校適應路徑系數(shù)

1.權變性自尊—自尊—學校適應。權變性自尊、自尊對學校適應的影響機制見圖1。模型1：權變性自尊通過兩條路徑影響學校適應。一條是權變性自尊直接預測學校適應，另一條是通過自尊間接預測學校適應，也就是說自尊在權變性自尊對學校適應中起部分中介作用，效應量是0.17(0.267×0.642)，占總效應66%[(0.267×0.642)/0.259]。

圖1 結構方程模型：權變性自尊→自尊→學校適應

2.權變性自尊—主動性人格—學校適應。權變性自尊、主動性人格對學校適應的影響機制見圖2。模型2：權變性自尊通過兩條路徑影響學校適應。一條是權變性自尊直接預測學校適應，另一條是通過主動性人格間接預測學校適應，也就是說主動性人格在權變性自尊對學校適應中起部分中介作用，效應量是0.06(0.110×0.557)，占總效應24%[(0.110×0.557)/0.259]。

圖2 結構方程模型：權變性自尊→主動性人格→學校適應

四、討論

(一)結果討論

1.大學生權變性自尊特點分析。研究結果表明：大學生權變性自尊在性別、生源地上存在顯著差異。大學生自我價值感權變性的基本特點具體而言，女生顯著地高于男生，這可能是因為女生更感性，更容易受外界環(huán)境變化的影響，這與楊曉慧等人的研究結果一致[8]。研究還發(fā)現(xiàn)，權變性自尊在生源地上也存在差異，農(nóng)村生源權變性自尊分數(shù)明顯高于城鎮(zhèn)生源。這與王磊等人的研究結果不一致[11]，可能是因為本研究采用的是整體權變性量表而王磊等人則采用的是領域權變性量表有關；也可能與不同的社會文化影響有關，農(nóng)村生源學生所處環(huán)境氛圍不同，導致他們更加在意他人是否接納自己，更容易受到外界環(huán)境變化的影響，他人對自己的評價也成為其權變性自尊的主要來源。

2.大學生權變性自尊、自尊、主動性人格與學校適應的關系。權變性自尊與自尊、主動性人格、學校適應相關顯著，呈負向相關，自尊、主動性人格與學校適應相關顯著，呈正向相關，權變性自尊分數(shù)越高，自尊越低，主動性人格分值越低，學校適應分數(shù)也越低。說明高權變性自尊帶來了一系列不良結果：自尊水平、個體主動性人格水平、學校適應水平隨之降低?；貧w分析發(fā)現(xiàn)：年級、生源地和父母婚姻狀況顯著影響學校適應；權變性自尊顯著影響學校適應；權變性自尊和自尊顯著影響學校適應；權變性自尊、自尊、主動性人格顯著影響學校適應；權變性自尊顯著影響主動性人格；權變性自尊顯著影響自尊。這與以往總體研究結果相近，即權變自尊分數(shù)越高，則有可能會導致大學生對學校的不適應，以及出現(xiàn)一系列的心理問題：自尊水平降低、主動性人格水平降低，說明大學生學校適應不良背后可能存在過度追求自尊相關的心理問題，學校適應不良可能與低自尊、主動性人格水平不足有關。與此同時，研究發(fā)現(xiàn)權變性自尊、自尊、主動性人格是影響學校適應的重要心理變量；權變性自尊是一個影響自尊、主動性人格和學校適應的重要心理變量，說明大學生權變性自尊、自尊、主動性人格與學校適應關系密切，需進一步探索。

3.大學生權變性自尊對學校適應的影響機制。圖1、圖2的結構方程模型顯示大學生權變性自尊與學校適應存在兩種關系：一是權變性自尊直接預測學校適應；二是通過自尊和主動性人格間接預測學校適應。也就是說自尊和主動性人格在權變性自尊對學校適應中起部分中介作用。即權變性自尊既直接影響學校適應，又通過自尊及主動性人格間接影響學校適應，這進一步說明權變性自尊對學校適應的影響機制是復雜的，其不僅直接影響大學生在校的適應性，也分別通過自尊心理變量和主動性人格心理變量間接影響學校適應性。因此，在臨床工作中，我們可以通過對權變性自尊進行影響和干預促進在校學生學校適應的改善。

(二)研究現(xiàn)狀與展望

目前，國內(nèi)學者對權變性自尊的研究較少，大多停留在初始階段,且集中于對國外權變性自尊問卷的引入和修訂中，對權變性自尊的概念尚未形成統(tǒng)一界定，除了權變性自尊外，還有條件自尊、相倚性自尊[12]、防御自尊[13]等稱呼。同時，國內(nèi)學者因為對權變性自尊存在不同的理解，所以對它的測量也呈現(xiàn)多樣化。有人選擇Kernis和Paradise的整體權變性自尊量表進行修訂[8,14]；有人選擇在Crocker的自我價值權變性量表基礎上重新編制問卷[11]；有人選擇能力權變自尊量表和關系權變自尊量表進行信效度檢驗[15]；也有人采用開放式問卷分析構建大學生權變性自尊模型并編制量表[16]。

本研究發(fā)現(xiàn)，權變性自尊是一個影響學校適應的重要心理變量；同時通過文獻回顧我們還可以看到，對權變性自尊的研究除了多集中于人口學變量外，也有一些涉及權變性自尊與主觀幸福感關系的研究[17]，但涉及的變量并不多，整體上還沒有形成成熟的理論和架構，缺乏深入的探討。雖然本研究考察了大學生權變性自尊對學校適應的影響機制，但也并未涵蓋權變性自尊內(nèi)容的全部，因此對有關權變性自尊涉及的影響因素及其作用機制的研究還需要更加廣泛和深入。未來還需要從量性和質性兩個角度對權變性自尊與學校適應的關系及如何應對進行深入研究。