馬藝丹 薛威峰 劉 琴 徐 銀

(1 樂山師范學(xué)院教育科學(xué)學(xué)院，樂山 614000) (2 樂山師范學(xué)院人格與認(rèn)知重點(diǎn)實(shí)驗室，樂山 614000)(3 樂山師范學(xué)院特殊教育學(xué)院，樂山 614000) (4 四川大學(xué)公共管理學(xué)院，成都 610065)

1 引言

世界衛(wèi)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(rèn)知發(fā)展，還會對其心理健康造成廣泛而深遠(yuǎn)的負(fù)面影響(WHO, 2021)。在衡量個體心理健康水平的眾多指標(biāo)中，主觀幸福感是重要指標(biāo)之一(劉霞 等,2013)。主觀幸福感是指個體對自己生活的認(rèn)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(fā)現(xiàn)，社會適應(yīng)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(rèn)同作為和個體心理健康有著顯著相關(guān)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(guān)系卻極少被探討。聽障人因聽力損失和使用手語等特點(diǎn)形成了區(qū)別于健聽人的聽障群體，這一群體又因言語發(fā)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(rèn)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(jìn)聽障青少年心理健康具有重要意義。

群體認(rèn)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(rèn)識以及與該群體成員身份相關(guān)的價值或情感意義(Tajfel, 1978)。社會認(rèn)同模式(social identity approach)指出，當(dāng)個體通過對特定群體的內(nèi)化或認(rèn)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(biāo)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(rèn)同能對個體健康產(chǎn)生積極影響(Cruwys et al., 2014;Greenaway et al., 2015)。多項元分析結(jié)果支持了社會認(rèn)同模式，顯示了群體認(rèn)同對個體幸福感的積極作用：組織背景下的群體認(rèn)同與群體成員幸福感呈顯著正相關(guān)(Steffens et al., 2017)；建立群體認(rèn)同的干預(yù)手段能顯著提升個體幸福感(Steffens et al.,2021)?；谏鐣J(rèn)同模式視角并主要針對弱勢群體的拒絕-認(rèn)同模型(rejection-identification model)進(jìn)一步指出，對內(nèi)群體的認(rèn)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(rèn)同維度作用的深入探討，群體認(rèn)同的不同維度與不同群體成員幸福感關(guān)系的不一致性便逐漸凸顯。在對群體認(rèn)同維度的劃分中，以認(rèn)知成分(如中心性)、情感成分(如滿意度)和行為成分(如團(tuán)結(jié)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(rèn)同結(jié)構(gòu)(Feitosa et al., 2012)。其中，群體認(rèn)同的中心性是指個體將內(nèi)群體作為自我概念的中心成分；滿意度是指個體對內(nèi)群體以及群體成員身份產(chǎn)生的積極情感；團(tuán)結(jié)性是指個體與內(nèi)群體成員產(chǎn)生的心理聯(lián)結(jié)以及對內(nèi)群體的心理和行為承諾(Leach et al., 2008)。Stronge等(2016)的研究發(fā)現(xiàn)毛利人的民族認(rèn)同中心性與該群體成員的幸福感存在顯著正相關(guān)；Zitelny等(2022)的研究卻發(fā)現(xiàn)性別的群體認(rèn)同中心性與幸福感呈顯著負(fù)相關(guān)，而滿意度與幸福感呈顯著正相關(guān)；也有研究發(fā)現(xiàn)心理疾病群體認(rèn)同的中心性與心理疾病患者的幸福感顯著負(fù)相關(guān)，而滿意度和團(tuán)結(jié)性則與幸福感無關(guān)(Cruwys & Gunaseelan, 2016)。由此可見基于群體認(rèn)同不同維度來探討群體認(rèn)同與群體成員主觀幸福感關(guān)系的必要性。但目前還鮮有探討群體認(rèn)同的中心性、滿意度、團(tuán)結(jié)性與聽障青少年主觀幸福感關(guān)系的研究，厘清三者與聽障青少年主觀幸福感的相對關(guān)系，對于制定教育干預(yù)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(jìn)一步，社會支持是群體認(rèn)同促進(jìn)群體成員心理健康的重要路徑(王勍, 俞國良, 2016)。社會認(rèn)同模式認(rèn)為，群體認(rèn)同是群體對個體形成積極社會支持的基礎(chǔ)：一方面，當(dāng)個體通過群體認(rèn)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(dāng)個體強(qiáng)烈認(rèn)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(zhàn)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(chǔ)(Branscombe et al., 1999)。根據(jù)上述觀點(diǎn)，社會支持在群體認(rèn)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(rèn)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(fā)現(xiàn)了群體認(rèn)同與個體感知到的群體成員支持增加有關(guān)，但社會支持在群體認(rèn)同與個體幸福感間無中介作用(McNamara et al., 2013)。以上不一致的結(jié)果可能反映了弱勢群體中群體動力的復(fù)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(rèn)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(fā)現(xiàn)，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(shí)與青少年幸福感密切相關(guān)(Benner et al., 2017)；同時，對于本研究中寄宿制特殊教育學(xué)校的聽障生而言，聽障朋友是他們?nèi)粘Ｉ钪薪煌顬槊芮械穆犝先后w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(rèn)同和主觀幸福感的關(guān)系。

綜上，本研究將考察群體認(rèn)同三維度(中心性、滿意度和團(tuán)結(jié)性)與聽障青少年主觀幸福感間的關(guān)系，以及聽障朋友支持的中介作用?；谝酝芯恐腥后w認(rèn)同三維度與群體成員幸福感間關(guān)系的復(fù)雜性，本研究不做具體研究假設(shè)。

2 研究方法

2.1 被試

對四川省7所寄宿制特殊教育學(xué)校366名10～12年級的聽障生進(jìn)行問卷調(diào)查，平均年齡為18.72±1.57歲。本研究的被試準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)為：(1)無影響問卷理解和作答的殘疾(如學(xué)習(xí)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(gòu)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(nèi)群體認(rèn)同問卷

采用Leach等(2008)編制的內(nèi)群體認(rèn)同問卷中的滿意度、團(tuán)結(jié)性和中心性三維度來測量聽障青少年的群體認(rèn)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(tuán)結(jié)性包含3個項目，如“我與聽障群體團(tuán)結(jié)一致”；根據(jù)前人研究(Nario-Redmond et al., 2013)，中心性采用內(nèi)群體認(rèn)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(rèn)識自我的重要部分”兩個項目進(jìn)行測量。該問卷9個項目均采用4點(diǎn)評分，從1“非常不同意”到4“非常同意”，分別計算滿意度、團(tuán)結(jié)性和中心性的總分，得分越高表明群體認(rèn)同度越高。本研究中該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.90；驗證性因素分析顯示，問卷的整體擬合指數(shù)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(jié)構(gòu)—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(diǎn)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(shù)為0.73；驗證性因素分析顯示，問卷的整體擬合指數(shù)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(jìn)行測量，采用4點(diǎn)評分，從1“非常不快樂”到4“非?？鞓贰?。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(jìn)行測量，如“最近兩個星期，你常感覺難過嗎？”，采用4點(diǎn)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(shù)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(diǎn)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(shù)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(diǎn)(Bat-Chava, 1994)，為提高問卷調(diào)查的有效性，本研究均在問卷現(xiàn)有譯本的基礎(chǔ)上，以不丟失原問卷信息為原則，根據(jù)預(yù)施測學(xué)生和特殊教育教師反饋，對所選用問卷的文字表達(dá)進(jìn)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(shù)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(xué)生實(shí)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(fā)生困難時我可以依靠我的朋友們”兩個題項的表達(dá)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(rèn)知負(fù)擔(dān)，本研究將所有問卷統(tǒng)一為4點(diǎn)評分。采用8人小組施測，由兩位經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)的手語翻譯為聽障生講解問卷調(diào)查的保密性和問卷題項，問卷當(dāng)場回收。班主任老師根據(jù)問卷編號填寫對應(yīng)學(xué)生的人口學(xué)信息，包括聽力損失情況、口語能力、書面表達(dá)能力、手語能力、是否使用聽力設(shè)備和是否有其他殘疾等。性別、年齡、父母聽力狀況等人口學(xué)信息由學(xué)生在填問卷時自行填寫。

2.4 數(shù)據(jù)分析

采用Mplus7.4對數(shù)據(jù)進(jìn)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(rèn)同的滿意度、團(tuán)結(jié)性和中心性的Pearson相關(guān)；(2)對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)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(dá)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(xué)變量作為控制變量，并采用Bootstrap法來估計總效應(yīng)、中介效應(yīng)和直接效應(yīng)的95%置信區(qū)間。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗法進(jìn)行共同方法偏差檢驗，設(shè)定公因子數(shù)為1，采用Mplus進(jìn)行驗證性因素分析，擬合指數(shù)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(shù)據(jù)不存在明顯的共同方法偏差問題。

3.2 各變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析

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

3.3 聽障朋友支持在群體認(rèn)同和主觀幸福感間的中介作用分析

基于各變量的相關(guān)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(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行檢驗。結(jié)果顯示本研究數(shù)據(jù)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(rèn)同的三個維度中，僅滿意度到主觀幸福感的路徑系數(shù)顯著，表現(xiàn)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(yīng)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(jìn)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(yīng)也顯著(間接效應(yīng)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(yīng)顯著(總效應(yīng)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(yīng)占總效應(yīng)的28.13%。

圖1 聽障朋友支持在群體認(rèn)同與主觀幸福感間的中介路徑

4 討論

4.1 群體認(rèn)同各維度與聽障青少年主觀幸福感的關(guān)系

社會認(rèn)同模式指出群體認(rèn)同能對個體健康產(chǎn)生積極影響(Cruwys et al., 2014; Greenaway et al.,2015)；本研究基于該理論，進(jìn)一步探討了群體認(rèn)同中不同維度(滿意度、團(tuán)結(jié)性、中心性)與個體心理健康(主觀幸福感)的關(guān)系。與以往研究結(jié)果一致(Ma et al., 2022; Zitelny et al., 2022)，群體認(rèn)同中的滿意度與弱勢群體成員的幸福感存在顯著正相關(guān)。對內(nèi)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(jīng)歷以緩沖其消極影響(Bombay et al., 2010)，能促進(jìn)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(shí)了這一觀點(diǎn))，是弱勢群體成員心理健康的保護(hù)性因素。但本研究結(jié)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(rèn)同的中心性與團(tuán)結(jié)性到主觀幸福感的路徑系數(shù)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(yōu)勢群體接納等因素與聽障群體被動聯(lián)系在一起(團(tuán)結(jié)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(rèn)同還屬于幼稚型認(rèn)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(fù)的責(zé)任(團(tuán)結(jié)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(shí)的感受，再加之本研究的對象是寄宿制特殊教育學(xué)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(jié)果提示群體滿意度是群體認(rèn)同三維度中與特殊教育學(xué)校聽障青少年主觀幸福感關(guān)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(rèn)同和個體心理健康間起中介作用；在本研究中表現(xiàn)為群體認(rèn)同的滿意度能通過提升對聽障朋友支持的感知從而促進(jìn)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(guān)關(guān)系。從本研究中領(lǐng)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(nèi)群體友伴的信任感和求助行為的增加有關(guān)；根據(jù)拓展-建構(gòu)理論(broaden-and-build theory)，積極情感(如自豪、愉悅等)能為個體建構(gòu)起重要的個人資源，其中就包括與他人積極關(guān)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(guān)；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(fā)現(xiàn)，感知到的社會支持能促進(jìn)聽障青少年主觀幸福感的增強(qiáng)(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(guān)系。2008年，AI-Ballah的研究發(fā)現(xiàn)，對聽障青少年而言，聽障友伴關(guān)系至關(guān)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(jīng)驗的機(jī)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(guān)系和友伴互動為基礎(chǔ)的聽障朋友支持，會因友伴的同質(zhì)性、經(jīng)驗的相似性，使得支持更易產(chǎn)生信任、共情和互助，從而使支持更有效地發(fā)生(Heisler,2010)；同時，本研究中的聽障青少年均為特殊教育學(xué)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(guān)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(guān)。

4.3 研究啟示與不足

本研究結(jié)果為提升聽障青少年主觀幸福感的教育干預(yù)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(guān)關(guān)系，因此可著重培養(yǎng)聽障青少年對于聽障群體的積極情感，譬如通過對優(yōu)秀聽障人事跡的學(xué)習(xí)促使聽障青少年對聽障群體產(chǎn)生自豪感；特殊教育學(xué)校可通過班級班風(fēng)建設(shè)，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(guān)關(guān)系，學(xué)校和家庭教育應(yīng)積極塑造聽障青少年的親社會品質(zhì)，著重培養(yǎng)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(xué)校的聽障生，因此該結(jié)果是否適用于普校就讀的聽障青少年或是其他地區(qū)的聽障青少年還有待進(jìn)一步考察。

5 結(jié)論

(1)群體認(rèn)同的滿意度、團(tuán)結(jié)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(guān)；(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。