大学生学校认同对责任感的影响：自尊的中介作用*

黄四林 韩明跃 宁彩芳 林崇德

(1北京师范大学发展心理研究所,北京 100875)(2中央财经大学心理学系,北京 100081)

1 引言

责任感是实现组织目标、国家兴盛和社会良好风尚的重要品质,更是大学生个人全面发展、幸福生活和成就人才的核心素养。责任感(sense of responsibility)是指个体积极承担责任或者帮助他人的一种比较稳定的心理品质。大学生责任感越高,其学业成就(Singg&Ader,2001)、积极自我的形成(刘海涛,郑雪,聂衍刚,2011;Singg&Ader,2001),人格健全发展(刘海涛,郑雪,2010)和利他行为(Such&Walker,2004)等方面就更为突出。《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010−2020)》将“着力提高学生服务国家人民的社会责任感”作为未来教育的战略重点。于是,有关大学生责任感的研究和培养成为当前众多学科和社会关注的焦点问题。因此,本研究试图采用问卷调查和实验相结合的方法,考察大学生学校认同对其责任感的影响及其作用机制,为责任感的培养提供心理学上的依据。

学校认同(school identity)是指个体认识到自己属于该学校群体,并且意识到成为此学校成员会给自己带来的情感和价值意义,是对学校的归属感(Middlebrook,2010;Osterman,2000)。根据社会认同(social identity)理论,学校认同是学校组织影响学生的重要心理机制,是研究和解释学生群体行为的一个重要概念和视角。学校认同对学生的学校适应、学业成就、学习动机具有明显的正向预测作用(Faircloth&Hamm,2005;Middlebrook,2010),影响其自信心、探索能力和自我认同的发展(Rich&Schachter,2012),提高学生自尊和生命愿景(Jetten et al.,2015;林辉,潘小焮,陈新苗,2015),影响其价值观的形成(赵志裕,温静,谭俭邦,2005),甚至可以预测学生集体行为(薛婷,陈浩,乐国安,姚琦,2013;乐国安,赖凯声,姚琦,薛婷,陈浩,2014)。由此可见,学校认同是学生发展的重要影响因素。

根据社会认同理论,当个体形成了对某个群体的认同之后,体验到个人重视的价值与群体的核心价值相符时,不仅会积极内化社群的规范,遵守纪律,而且会正面评价和支持群体,尤其是在群体的声誉和安全受损时能够挺身而出,捍卫群体的利益,积极承担群体的责任(殷融,张菲菲,2015;赵志裕等,2005;Roth&Steffens,2014;Tajfel,1982)。多项有关香港青少年社会认同的调查结果一致发现,自称是香港人的青少年不认为他们对中国的前途有责任,但是认同中国人身份的青少年觉得自己对中国的前途有责任(Lam,Lau,Chiu,&Hong,1998)。研究者以中日撞船事件等现象为背景研究发现,国家认同和学校认同对大学生参与集体示威活动具有明显的影响(乐国安等,2014;薛婷等,2013)。同时,传统美德认同对大学生责任行为倾向具有明显的正向预测作用(朱秋飞,何贵兵,2011)。由这些研究结果可以推测,大学生学校认同对其责任感具有明显的影响效应,但是到目前为止,仍然缺乏对该问题的实证研究。该问题的研究有助于深入揭示学校对学生发展的影响机制,尤其是对责任感的培养具有重要借鉴意义。为此,本研究首先采用问卷调查法确定大学生学校认同与其责任感之间的相关关系,然后在此基础上,采用实验法操纵学校认同,揭示二者之间的因果关系。

自尊(self-esteem)是社会认同对其成员心理和行为影响的重要解释变量(殷融,张菲菲,2015;Aberson,Healy,&Romero,2000;Rubin&Hewstone,1998;van Veelen,Otten,Cadinu,&Hansen,2016)。根据自我分类理论(self-categorization theory),人们通过群体间的社会比较来肯定内群体相对于其他群体的优势,从而透过所认同的群体提高自尊(Aberson et al.,2000;Crocker&Luhtanen,1990)。由此推测,自尊是大学生学校认同与其责任感之间的中介变量。

然而,社会认同理论认为,自尊包括个体自尊和集体自尊两个方面,前者是个体对自我进行的整体性积极评价和接纳,后者是个体对于自己所在群体价值的评价和感知,它强调的是集体价值感、尊重感和良好感(Crocker&Luhtanen,1990;van Veelen et al.,2016)。虽然个体自尊与集体自尊之间存在显著相关,但是相关系数仅在0.25～0.36之间(Luhtanen&Crocker,1992)。因此,在自我概念的结构中个体自尊与集体自尊虽然存在着交集或相关,共同形成了个人的总体价值感以及整体上的积极自我概念,但是二者之间存在明显差异(van Veelen et al.,2016)。

那么,学校认同是通过集体自尊,还是个体自尊,抑或是二者的多重中介间接影响责任感呢？该问题的回答有助于进一步揭示社会认同对群体成员的影响机制。已有结果显示,大学生的学校认同可以正向预测集体自尊(林辉等,2015),集体自尊可以维护和促进个体自尊(Luhtanen&Crocker,1992),并且在社会认同与个体自尊之间发挥完全中介作用(Jetten et al.,2015),而个人自尊与其责任感之间存在显著的正相关关系(Ader,1997;Plante,1977;杨绍清,朱小茼,薄建柱,2013)。由此推测,集体自尊与个体自尊在学校认同与责任感之间可能是串行多重中介变量,如图1所示。

图1 学校认同与责任感之间关系的假设模型

综上,为揭示大学生学校认同对其责任感的影响,以及集体自尊和个体自尊的中介作用,首先,本研究采用问卷调查法探讨大学生学校认同与其责任感之间的相关关系;其次,采用实验法操纵大学生学校认同,确定二者之间的因果关系;最后,检验集体自尊和个体自尊在二者之间是否发挥着中介作用。

2 研究1 大学生学校认同与其责任感之间的相关关系

2.1 研究方法

2.1.1 被试

以北京、苏州、杭州和安庆的4所高校大学生为被试,共发放问卷680份,回收有效问卷649份,有效回收率为95.44%。其中,女生563人,男生84人,2人性别缺失;年龄在17～25岁之间,平均年龄为21.27±1.15岁。

2.1.2 研究工具

(1)学校认同。采用丁甜 (2012)在组织认同量表和群体认同量表的基础上开发的大学生学校认同量表进行测量,例如,“我认为我所在学校是一所优秀的大学”。该量表共包括20个项目,采用7点计分,从1(完全不同意)到7(完全同意),得分越高表明学校认同程度就越高。以往研究表明该量表具有良好信效度(丁甜,2012),本研究中该量表的α系数为0.90。

(2)责任感。采用Singg和Ader(2001)编制的学生责任感问卷(Student Personal Responsibility Seale-10)进行评定,问卷共包含10个项目,例如,“当我承诺参与某个项目时,我会坚持到底。”所有项目采用4点计分,从1(完全不符合)到4(完全符合),得分越高说明大学生责任感越强。以往研究表明该量表具有良好的信效度(Singg&Ader,2001),本研究中α系数为0.66。

2.2 共同方法偏差控制

由于本研究均是采用自我报告法收集数据,可能会导致共同方法偏差效应(周浩,龙立荣,2004)。本研究采用了程序方法进行控制,具体包括：(1)所有问卷采用匿名调查。(2)采用的量表或问卷具有较高信效度,从而尽可能地减少或避免测量上的系统误差。(3)问卷中的部分项目使用反向计分。(4)被试来自不同学校,增加被试来源空间的差异。此外,数据收集完成后,进一步采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行诊断,结果发现,未旋转情况下共有7个因子的特征值大于1,并且第一个因子解释的变异量为24.84%,小于40%的临界标准。这表明该研究共同方法偏差问题不明显。

2.3 结果与分析

相关分析发现,大学生学校认同(5.18±0.78)与其责任感(3.25±0.36)之间存在显著的正相关(

r

=0.21,

p

<0.001)。为排除被试的学校类型、性别、年级等因素对二者之间关系的影响,采用线性回归分析对这些无关变量进行控制。结果发现,在只有学校认同为预测变量的回归方程中,其回归系数显著(

B

=0.10,

SE

=0.02,

t

=5.57,

p

<0.001),然后再纳入性别、年级和学校类型等控制变量之后,学校认同的回归系数仍然显著(

B

=0.10,

SE

=0.02,

t

=5.44,

p

<0.001)。这说明大学生学校认同与其责任感之间的相关关系具有明显的稳定性,不受被试的性别、年级和学校类型等因素的影响。

3 研究2 大学生学校认同对其责任感的影响

3.1 研究方法

3.1.1 被试

以北京市某大学的110名大学生为正式被试,其中男生41人,女生69人,年龄范围为17至20岁之间,平均年龄为18.53±0.79岁。所有被试都自愿参加实验,且未参加过类似实验。

3.1.2 实验设计

采用单因素被试间设计,自变量为学校认同,分为高认同组与对照组,因变量为责任感。

3.1.3 研究工具

(1)学校认同的启动。本研究通过自编的两篇文字材料来启动学校认同,高认同组阅读的材料是有关该学校的显著成就与地位,并通过与其他学校的比较突出该学校的社会与学术声望。控制组是一篇有关植物介绍的科普材料。两组材料字数相当,500字左右。

(2)责任感。根据Singg和Ader(2001)的学生责任感问卷,自编了学校情境责任问卷,设置的情境与大学生日常学习、生活密切相关,比如“教室投影坏掉”、“宿舍洗澡热水器坏掉”和“帮助整理图书馆资料”等6种情境,其中有2个情境反向计分。通过这些情境下被试的反应来测量责任感,采用5点计分,从 1(从不)到5(一定),得分越高表示个体的责任感越高。本研究中该问卷的α系数为0.61。

3.1.4 研究程序

整个研究分预实验与正式实验两部分：预实验是检验学校认同启动的有效性,选取44名大学本科生为被试,随机分为高认同组和控制组,被试完成问卷的顺序是：学校认同前测、阅读材料、学校认同后测和阅读材料记忆测试。学校认同的前、后测均采取学校认同单项题目进行测量“我在很大程度上认同我现在的学校”,采用5点计分,得分越高表示认同感越强。阅读材料记忆测试是检验被试是否认真阅读材料。

在预实验结果验证启动有效性之后开始正式实验。首先让随机分配的两组被试阅读对应的实验材料,为保证被试能够认真阅读,采用单盲实验设计,告诉被试这是一个记忆测验。指导语是：“请你仔细阅读以下材料并尽量记忆,在一些日常生活调查题目之后,有一个针对该材料的词汇辨认测验,用来测量你的记忆水平。”在材料阅读之后,首先,调查被试对阅读材料的熟悉程度,以筛选被试是否接触过类似的资料。其次,分别测量被试的学校认同和责任感,学校认同的测量题目同预实验,而且仅有后测。最后,是一个简单的词汇辨认测验,需要被试对10个词汇进行辨认,判断是否在前面的阅读材料中出现过,其中5个来自于实验材料。

3.1.5 数据处理

通过对正式实验的数据进行预处理,将有以下任何一种情况的被试进行删除,不纳入正式数据处理中：(1)对实验材料非常熟悉的被试。因为在实验之前对材料内容比较了解的被试,学校认同感操纵有效性比较差。(2)在词汇辨认测验中没有填答和错误率达到90%及其以上的被试。因为这些被试很可能没有阅读或者没有认真阅读实验材料,无法达到操纵学校认同的效果。(3)在情境责任问卷中所有填答一致的被试。因为该问卷有两项是反向题目,如果6个情境都填答一致,说明被试没有认真填答问卷。共有119名被试参加了正式实验,根据上述三个原则删除了9名不符合实验要求的被试,有效被试共110名,其中实验组56人,控制组54人。

3.2 结果与分析

3.2.1 学校认同启动有效性的检验

首先,对预实验的结果进行检验,学校认同启动分组为自变量,学校认同单项题目的前测为协变量,后测为因变量进行单因素协方差分析,结果发现,高认同组的学校认同得分(

M

=3.64,

n

=22)显著高于控制组(

M

=3.05,

n

=22),

F

(1,41)=9.74,

p

=0.003,偏η=0.192。这表明,对学校认同的启动是有效的,可以用于正式实验。其次,以正式实验的数据再次检验学校认同操纵的有效性。以高认同组与控制组为分组变量,学校认同单项题目得分为因变量,进行独立样本

t

检验,结果发现,高认同组的得分(

M

=3.82,

n

=56)显著高于控制组(

M

=3.44,

n

=54),

t

(108)=2.28,

p

=0.025。该结果再次验证了学校认同启动的有效性。

3.2.2 大学生学校认同对其责任感的影响

对正式实验数据进行分析,以责任感为因变量,学校认同启动为自变量,将被试的年龄和在学校认同单项题目得分为协变量,进行单因素被试间协方差分析,结果发现,高认同组大学生的责任感显著高于控制组,

F

(1,103)

=

5.50,

p

=0.021,偏

η

=0.051,如图2所示。该结果表明,大学生学校认同的提高,可以显著增强其责任感。

图2 学校认同对责任感的影响

已有研究指出提高成员的群体认同可以从两方面着手,一是强调群体的成就和杰出之处,令个体能以身为该群体的成员而骄傲;二是转移社会比较的对象,令成员觉得自己的群体比其他群体优胜(赵志裕等,2005)。据此,本研究编制了大学生学校认同启动材料和控制材料。通过预试验和正式试验的结果分析一致发现,该研究对学校认同的操纵是有效的。

研究1采用问卷调查发现大学生学校认同与其责任感之间存在显著的正相关,为进一步确定二者之间的因果关系,研究2采用实验法通过实验材料启动大学生的学校认同,结果发现,与控制组相比,高认同组大学生的责任感明显更高。由此说明,大学生的学校认同对其责任感具有显著的正向作用。

4 研究3 检验集体自尊和个体自尊的中介效应

4.1 研究方法

4.1.1 研究被试

4.1.2 研究材料

(1)学校认同。选用涂薇(2008)编制的学校认同问卷,如“我感觉整个学校就像个大家庭”,包含16个项目,其中有2个项目是反向计分,采用5点计分法,从1(非常不同意)到5(非常同意),得分越高表示个体的学校认同就越高。本研究中该问卷的α系数为0.91。

(2)集体自尊。采用Luhtanen和Crocker(1992)的集体自尊量表(CSES),例如“一般来说,我对自己是学校这个大集体里的一员感到高兴。”该量表由16道题组成,8道题目为反向计分题,采用7点计分法,从1(非常不符合)到7(非常符合),得分越高表示集体自尊程度越高。该量表在已有研究中显示具有良好的信、效度(林辉等,2015),本研究的α系数为0.87。

(3)个体自尊。采用Rosenberg(1965)编制的自尊量表(SES),如“我觉得我有许多优点。”由10道题组成,5道题目为反向计分题,采用4点计分法,从 1(很不符合)到4(非常符合),得分越高表示个体自尊越高。该量表在国内外广泛使用,并且具有良好的信、效度,本研究的α系数为0.87。

(4)责任感。同研究2,该量表在本研究的α系数为0.67。

4.2 共同方法偏差的控制

本研究采用程序方法进行控制,具体包括：(1)统一采用匿名调查。问卷调查完全采用匿名方式,让被试能够根据自己的情况据实填写。(2)采用的量表或问卷具有较高信效度,从而尽可能地减少或避免测量上的系统误差。(3)问卷中的部分题目使用反向计分题。(4)使用两套问卷以平衡变量在施测过程中的呈现顺序。此外,数据收集完成后,进一步采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行诊断,结果发现,未旋转情况下共有12个因子的特征值大于1,并且第一个因子解释的变异量为25.48%,小于40%的临界标准。这表明该研究共同方法偏差问题不明显。

4.3 结果与分析

4.3.1 大学生学校认同、集体自尊、个体自尊和责任感之间的相关关系

对学校认同、集体自尊、个体自尊和责任感的相关分析发现,4个变量两两之间均存在显著的正相关关系,如表1所示。

表1 研究3所有观测变量的描述性统计及相关分析

4.3.2 自尊在大学生学校认同对其责任感影响过程中的中介效应

(1)集体自尊与个体自尊的多重中介效应

由于电机系统进行冲击试验投入人力大、费用高，测试所获得的数据有限等诸多限制，人们普遍趋向于采用低成本、高性能和高仿真的有限元数值模拟仿真方法。当前，这类仿真方法主要是利用有限元分析软件，比如ANSYS、LS-DYNA、NASTRA、HYPERMESH等[2-3]。

为验证本研究的理论假设,即集体自尊和个体自尊在学校认同与责任感之间的串行多重中介效应,首先将所有连续变量标准化,然后按照Zhao,Lynch和Chen(2010)提出的中介效应分析程序,参照已有研究(Bolin,2014)提出的Bootstrap方法进行中介效应检验,样本量选择5000,在95%置信区间下,将学校、性别、年级、是否是学生干部、专业满意度等作为控制变量,结果发现,整个模型的

R

为0.11,具体路径统计结果如表2所示。这表明,虽然总体上间接路径效应是显著的,但是仅有间接路径1显著,95%置信区间没有包含0,即学校认同通过影响集体自尊再影响责任感,而间接路径2和3均不显著,95%置信区间均包含0,即从学校认同到个体自尊,以及学校认同到集体自尊再到个体自尊,这两条间接途径无显著效应,如图3所示。这说明,在整个模型中,集体自尊的中介效应是显著存在的,但是个体自尊以及由集体自尊再到个体自尊的多重中介均无明显作用。于是,有必要将个体自尊以及多重中介途径从模型中剔除,然后再进行统计检验。

(2)集体自尊的中介效应

采用同样的统计方法,在控制学校、性别、年级、是否是学生干部、专业满意度等无关变量条件下,结果发现,整个模型的

R

仍然为0.11,并且中介效应的结果没有包含0(LLCI=0.0452,ULCI=0.2089)。这表明集体自尊的中介效应显著,且中介效应大小为0.1211。此外,控制了中介变量集体自尊之后,学校认同对责任感的直接影响不显著,区间(LLCI=−0.0940,ULCI=0.1723)包括0,而且直接效应仅为0.0391(

SE

=0.0677,

t

=0.5773,

p

=0.5640),如图4所示。由此可见,在删去个体自尊以后,仅有集体自尊作为中介变量模型的解释力并没有明显变化,这说明该模型更能拟合当前的数据。因此,在大学生学校认同对其责任感的影响过程中,集体自尊发挥着全部中介作用。

表2 集体自尊和个体自尊的中介效应

图3 对假设模型的检验

图4 集体自尊的中介作用

5 综合讨论

5.1 大学生学校认同对其责任感的具有显著的正向影响

本研究采用问卷调查法发现大学生学校认同与其责任感之间具有显著的正相关,在此基础上进一步操纵学校认同,结果发现,大学生学校认同对其责任感具有明显的影响。这一结果与已有研究发现社会认同或学校认同影响责任感的结论(乐国安等,2014;朱秋飞,何贵兵,2011;Lam et al.,1998)是一致的,并且进一步支持了学校认同是学生心理和行为重要影响因素的结论(林辉等,2015;赵志裕等,2005;Faircloth&Hamm,2005;Middlebrook,2010;Rich&Schachter,2012)。

以往有关大学生责任感的研究主要以访谈、问卷调查和量表测量等方法为主,是相关层面的描述与分析,例如对责任感的性别、年级、专业等差异的分析,或进行个体、家庭、集体和社会等不同角度的分类(刘海涛等,2011;杨绍清等,2013)。所以,该领域明显缺乏实验研究以获得因果关系的结论。正是基于这种考虑,本研究在相关研究的基础上,尝试采用了实验法,通过文字材料来启动大学生的学校认同,以观测责任感的变化,确定了二者之间的因果关系,为后续研究提供了借鉴。

社会认同理论对群体间的种族中心主义(ethnocentrism)和群体行为分化提供了很好的解释与预测,至今仍然是该领域的一个具有较大影响力的重要理论(Roth&Steffens,2014;van Veelen et al.,2016)。对于群体间行为竞争与冲突,社会认同理论提出,个体通过社会分类与比较,建立社会身份,认同自己的群体,从而形成了内群体偏好和外群体偏见(Aberson et al.,2000;Tajfel,1982)。当个体形成了群体认同或社会身份建立时,就产生了一种维护和发展内群体的高度责任感,于是在行为上势必遵守群体规范,积极评价和支持群体,敢于捍卫群体利益和声誉。也就是说,由于群体认同而导致个体产生了对群体的高度责任感进而引起了群体行为的分化。Lam等人(1998)研究发现,认同中国身份的香港民众或大学生认为自己对中国前途有责。本研究从大学生学校认同的角度出发,结果发现因为对自己所在学校认同的提高,而导致对学校责任感的明显增强。Lam等人与本研究结果一致表明,责任感在社会认同对群体成员影响过程中的重要作用,为解释社会认同作用机制提供了一个重要视角。

5.2 集体自尊在大学生学校认同对其责任感影响中发挥着中介作用

本研究假设,在大学生学校认同对其责任感的影响过程中,集体自尊和个体自尊是串行多重中介变量,但是数据分析没有支持该假设。结果发现,只有集体自尊的间接效应是显著,而个体自尊不显著。在剔除个体自尊变量以后进行数据分析发现,集体自尊发挥着完全中介作用,而且整个模型的解释力并无显著变化。这表明,与个体自尊相比,集体自尊是最有解释力的中介变量。

社会认同理论提出,个体的自我概念(selfconcept)包括两个不同的方面,个体认同与社会认同。前者是对自己的技能、能力、或者类似吸引力或智力等特征的感知,后者又称为集体认同(collective identity),是自我概念中对于成为某一群体成员以及由此带来的价值和情感意义的认识(Crocker&Luhtanen,1990)。个体认同关注的是个体特征,产生了个体自尊,而集体认同强调的是群体特征,是一个社会类别整体成员得出的自我描述,给个体带来的是集体自尊(Crocker&Luhtanen,1990)。本研究结果与已有研究一致发现,虽然集体自尊与个体自尊有显著正相关,但是相关程度较低(Luhtanen&Crocker,1992)。由此可见,社会认同理论所提出的,个体通过群体认同获得的是集体自尊,而不是个体自尊。

根据社会认同理论,学校认同是一种特殊条件下的集体认同,关注的是学生对所在学校的归属感和身份建立(Middlebrook,2010;Osterman,2000)。而集体自尊是学生对自身所在学校带来的整体价值的评价和体验,它虽然与学校认同在内容上存在一定程度重叠,但是二者之间存在明显差异。为进一步检验二者的差异,以本研究3的学校认同(

M

=3.62,

SD

=0.56)与集体自尊(

M

=5.11,

SD

=0.77)为因变量,进行相关样本

t

检验,结果发现,二者之间存在显著差异,

t

(421)=52.44,

p

<0.001。由此可见,在本研究中集体自尊与学校认同二者存在明显差异,其完全中介效应并非是二者在内容完全重叠所致。此外,本研究发现集体自尊完全中介与已有研究是一致的,林辉等(2015)发现集体自尊在大学生学校认同与生命愿景之间具有完全中介作用。当然,就学校认同与集体自尊之间的本质差异还需进一步研究。

该研究2和研究3所测量的责任感主要是大学生对于学校的集体责任感。基于社会认同直接影响的是集体自尊,而本研究责任感的测量主要偏向于集体责任感,这可能是本研究发现集体自尊是中介变量的一个重要原因。换而言之,集体自尊是社会认同影响群体成员的解释变量,而个体自尊则是社会认同作用于个体心理与行为的中介变量。这进一步揭示了社会认同作用的机制,当然还有待检验。

此外,虽然研究2启动学校认同,发现了大学生责任感的变化,从而获得二者之间的因果关系,但是研究3在揭示集体自尊中介效应的时候,并没有对学校认同和集体自尊依次进行操纵和观测,究其本质来说仍是相关模型,所以对于中介模型的因果关系有待进一步验证。

最后,本研究显示通过文字材料对学校某种成就的介绍,就能有效地启动大学生学校认同。这对大学生责任感培养具有重要借鉴意义。学校在对学生责任感培养方面,可以从学校文化内涵和社会影响力的建设与宣传入手,通过加强学校认同,进而激发学生的集体自尊,实现对学生责任感的培养与提升。

6 结论

本研究发现,大学生学校认同对其责任感具有显著的正向影响,集体自尊在大学生学校认同对责任感的影响中发挥完全中介作用,而个体自尊无显著中介效应。因此,大学生学校认同通过形成集体自尊而提升其责任感。

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