贵州南部农村儿童自尊发展特点及其与人格因子关系研究——兼论性别与民族的调节效应

余明友，周玉娟，饶穗琦

(1.2.3.黔南民族师范学院 经济与管理学院,贵州 都匀 558000)

一、目的

自尊(self-esteem)作为个体在社会化过程中形成的一种重要中介人格变量，对心理发展的认知、情感和社会行为具有重要影响，积极的自尊体验是心理健康的重要基础。在近年来的自尊研究中，国外学者更多关注特殊人群的自尊问题，比较有代表性的如G.Teksin Unal等研究了性功能障碍患者的自尊[1],Eimear Crowe等研究了抑郁症患者的自尊问题[2]，Park Ju-Young等研究了智障者的自尊发展特点[3]等；国内学者更多关注自尊在心理发展中的作用机制以及自尊发展的影响因素问题。在研究儿童自尊发展影响因素的文献中，研究家庭因素和父母影响的文献较多，但研究自身心理因素影响和社会地域文化因素影响的文献较少；在研究自尊与其他心理因素的关系上，已有的文献大都是把自尊作为自变量或中介变量，研究自尊在心理发展中所起的作用。本研究拟把自尊作为目标变量，人格因素作为自变量，对儿童自尊发展的规律性进行探索。

人的自尊发展具有社会性，不同的生活环境和地域文化，会形成儿童自尊发展的不同特点。本研究所聚焦的贵州南部地区农村儿童，生活在经济发展相对落后和多民族聚居的地区，受社会经济文化的影响，自尊发展水平要低于其他地区儿童特别是城市儿童。研究这一地区儿童自尊发展的特点，探索自尊发展与人格发展的关系以及自尊发展中民族因素与性别因素等所起的作用，对于培养该地区儿童积极的心理品质，提高他们的心理健康水平，是具有积极意义的。

二、对象与方法

(一)工具

1.魏运华儿童自尊量表(CSES)

对自尊发展水平的测量使用我国学者魏运华编制的儿童自尊量表(CESE)[4]。CSES量表由6个维度26个问题构成，6个维度分别为外表、体育运动、能力、成就感、纪律、公德与助人。CESE为总加量表，每个问题的答案从“非常符合”至“完全不符合”共计5级，对应的分值从5分到1分，部分题目是反向计分。最终结果采用分别计算6个维度平均分与总平均分的方式，评价6个维度的自尊水平与总体自尊发展水平。CSES量表编制时经探索性因素分析，内部一致性系数为0.6829，具有较好的信度[4],此次使用中对测验结果进行了信、效度分析和检验，Cronbach α系数为0.813；KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值为0.876,且Bartlett 球形度检验P=0.000，量表的信度和效度均非常理想。

2.艾森克人格问卷(EPQ)儿童版

人格的测量使用龚耀先修订的艾森克人格问卷(EPQ)儿童版[5]。EPQ儿童版由4个因子共88道题构成，4个因子分别为精神质(P)、内外向(E)、情绪稳定性(N)和掩饰性(L)。每个问题均设计有“是”和“否”两种答案，正向题“是”记1分，“否”记0分；反向题则“否”记1分，“是”记0分。每个因子的最高分等于因子的题目数。采用分别报告四个因子总分的方式，低分和高分分别描述P因子的无精神质倾向与精神质明显、E因子的内向与外向、N因子的情绪稳定与情绪不稳定以及L因子的低掩饰性与高掩饰性。EPQ量表儿童中文修订版经过重测信度检验，具有较好的信度[5]。此次施测后也对测验结果进行了信、效度分析，Cronbach α系数为0.630；KMO值为0.830,且Bartlett 球形度检验P=0.000，量表的信度可以接受，效度很好。

(二)对象

采用整群抽样的方法，在贵州南部多民族聚居的农村地区中小学校进行取样。共调查了黔南布衣族苗族自治州、黔西南布衣族苗族自治州、黔东南苗族侗族自治州三个地区共9个县的2068名农村儿童。采用纸质问卷的形式，由经培训后的心理调查员现场进行集中的匿名测试。问卷回收后剔除掉无效问卷21份，最后形成有效问卷2047份。样本的性别结构中，男童960人，占46.90%；女童1087人，占53.10%；民族结构中，汉族645人，占31.51%，少数民族(包含布依族、苗族、水族、侗族、壮族、瑶族等)1402人，占68.49%；年级结构中，五年级478人，占23.35%，六年级439人，占21.45%，初一339人，占16.56%，初二360人，占17.59%，初三431人，占21.06%。除了因取样是在民族自治州进行，少数民族儿童比例较大外，样本的性别、年龄等结构较为合理，保证了研究结果的可信度。

(三)数据分析

使用IBM SPSS 23统计软件进行数据的处理和统计分析。进行差异比较以及回归系数的显著性检验时运用t检验法，考察自尊发展与人格因子结构关系时运用多元线性回归方程模型，分析性别与民族因素的调节效应时运用结构方程模型。

三、结果

(一)研究对象自尊发展的特点

国内儿童自尊研究采用的工具不统一，除了CSES量表外，还有Rosenberg的自尊量表(SES)、Coopersmite的自尊调查表(SEI)等，这给自尊发展水平的比较带来了一定的困难。从已有的研究文献来看，可供对比分析的只有魏运华1998年对北京市宣武区664名四至初二年级儿童的研究[4]。截取本次研究中五年级到初二的数据与魏运华研究进行对比，采用t检验法进行差异检验，发现此次研究的贵州南部农村儿童的自尊发展水平显著低于魏运华研究的城市儿童，所有对比年级的差异概率值均达到了P<0.001(见表1)，自尊发展水平存在明显的城乡差异，这与张文新对991名城乡学生的对照研究结论是一致的[6]。在研究的5个年级中，五年级得分最高，六年级与初一得分下降,初二上升，初三又开始下降，呈现波浪式的下降趋势，这与国内相关研究得出的一年级至五年级自尊发展呈上升趋势[7]，六年级以后自尊发展呈下降趋势的结论也基本是一致的[8]；对研究数据进行自尊的民族差异与性别差异分析，结果发现自尊发展水平的民族差异明显，贵州南部地区的汉族儿童的总体自尊发展水平要显著高于少数民族儿童，自尊发展水平的性别差异在汉族儿童中不具有统计学意义，但在少数民族儿童中差异显著，少数民族男童的自尊发展水平要高于少数民族女童[9]。

表1 研究样本儿童与已有研究城市儿童自尊得分对比

(二)自尊发展与人格结构因子的关系

自尊是影响个体人格结构形成的重要变量，同时，自尊的发展又受到人格发展的制约。为研究自尊发展与人格结构的关系，把自尊得分作为因变量，人格结构的内外向、情绪稳定性、精神质和掩饰性四个因子得分作为自变量，进行多元线性回归分析(见表2)。结果表明，人格四个因子对自尊的多元线性方程拟合度很好，不存在多重共线性的问题(VIF<5)；人格四个因子总体上对自尊会产生显著的影响关系(F=105.30，P<0.001)；四个因子分别对自尊的影响也是显著的。其中，内外向(E分)与掩饰性(L分)对自尊得分产生显著的正向影响关系(t=12.50，8.78；P<0.001),情绪稳定性(N分)与精神质(P分)对自尊得分产生显著的反向影响关系(t=-8.57，-3.17；P<0.001,0.01)。分别把各年级儿童人格四因子得分作为自变量，各年级儿童的自尊得分作为因变量，进行多元线性回归分析，进一步考察人格因子对自尊发展的年级效应(见表3)。统计检验结果表明，在四个人格因子中，内外向与掩饰性因子对自尊发展的影响，在各年级均具有显著性(P<0.01，0.001)；情绪稳定性因子对自尊发展的影响，五年级达到了显著性水平(t=-2.21，P<0.05)，六年级不显著，初一到初三显著(P<0.01，0.001)，且显著性概率在逐渐增大，说明随着年龄的增长，情绪稳定性对儿童自尊发展的影响在不断增加，越是高年级的儿童，情绪的稳定性对自尊发展的作用越大；而精神质因子对自尊发展的影响，在五年级和六年级是显著的(t=-3.05，-4.81；P<0.01,0.001)，但初一至初三不显著,说明精神质因子对儿童自尊发展的影响，随着年龄的增长有减弱的趋势。

表2 儿童自尊与人格因子关系的多元线性回归结果(n=2047)

表3 不同年级儿童自尊与人格各因子线性回归系数的显著性(n=2047)

(三)性别与民族在自尊发展与人格因子关系中的调节效应

因研究样本儿童的自尊发展水平存在显著的性别差异与民族差异，且人格四个因子对自尊发展均有显著的预测作用，为进一步了解性别与民族因素在自尊发展与人格因子关系中的调节作用，将自尊得分作为因变量，四个人格因子得分分别作为自变量，对性别与民族进行虚拟变量处理后作为调节变量(性别交互模型中男童为参照变量，民族交互模型中汉族儿童为参照变量)，进行分层回归分析(见表4)。在未引入调节变量的无交互模型中，四个人格因子对自尊得分的回归系数均具有显著性；在引入性别作为调节变量的性别交互模型中，情绪稳定性、精神质、掩饰性三项人格因子的ΔF值不显著，内外向因子的ΔF值显著(ΔF=5.26,P<0.05)，说明在四个人格因子对儿童自尊发展的影响中，情绪稳定性、精神质与掩饰性不存在性别效应，内外向存在性别效应(t=-2.29，P<0.05)；把民族作为调节变量引入模型后，发现内外向因子的ΔF值不显著(ΔF=1.67,P>0.05),但情绪稳定性、精神质、掩饰性三个因子均具有显著性(ΔF=3.94,4.22,7.76；P<0.05，0.01)，说明内外向人格因子对儿童自尊发展的影响不存在民族效应，而情绪稳定性、精神质、掩饰性人格因子对儿童自尊发展的影响存在显著的民族调节效应(t=1.99,2.05,-2.79；P<0.05,0.01)。

表4 性别/民族对儿童人格因子与自尊关系的调节效应(n=2047)

四、结论

(一)贵州南部农村地区儿童的自尊发展水平总体偏低

在总体自尊水平上，贵州南部农村地区儿童的自尊发展水平显著低于城市儿童。这一研究结果与因内已有的研究结论是吻合的。相当多的研究表明了自尊发展水平受家庭因素、学校教育和社会文化的影响。如周春燕、万丽君等认为家庭社会经济地位对儿童自尊发展会产生正向影响关系[10]；刘啸莳研究表明，母亲受教育水平能够正向预测青少年的学业自尊[11]；魏运华研究表明，好的师生关系以及教师的支持、鼓励 、期望等有利于儿童自尊的发展[12]。贵州南部农村地区，由于社会经济发展缓慢，教育发展相对落后，在儿童的成长环境中，家庭经济地位、父母文化程度以及学校教育水平等均不高，因此，心理发展包括自尊发展表现出明显的滞后性。除此之外，这一地区儿童的自尊发展水平偏低，还可能与由于大量的农村劳动力外出所形成的留守儿童有关。研究表明，留守儿童由于家庭教育缺失，自尊发展水平要显著低于非留守儿童[13-14]。因此，儿童自尊发展的城乡差异，实质上是自尊发展受多元因素影响的综合表现。值得关注的是，本研究虽然发现儿童的自尊发展具有民族差异性，即贵州南部农村地区的汉族儿童自尊发展水平要高于同地区的少数民族，但在对自尊的六个维度进行差异分析后发现，汉族与少民族儿童的自尊差异主要是体现在外表、体育、能力与成就感三个维度上，而在纪律、公德与助人两个维度上各个民族之间并无显著差异[9]。

(二)性格外向、情绪稳定以及良好的社会适应性有助于儿童自尊发展

本研究发现儿童的人格结构对自尊的发展具有显著的预测作用。情绪稳定性和内外向对儿童自尊发展的正向影响是稳定持久的，情绪越稳定，性格越外向的儿童，自尊发展水平越高；精神质对儿童自尊的反向影响在小学高年级阶段是显著的，精神质顷向越明显，自尊发展水平越低，但这种影响随着年龄的增长呈下降的趋势，到初中阶段后影响已不显著。国内外相关研究认为，青少年的自尊与积极的应对方式呈正相关[15]；儿童的自尊与情绪的抑郁与焦虑状态密切相关，具有抑郁倾向与焦虑症状的儿童自尊发展水平偏低[16-17]。本研究所反应出的儿童自尊发展与人格结构中的内外向、情绪稳定性以及精神质因子之间的关系，与已有相关研究得出的结论，基本是一致的；人格掩饰性对自尊的正向关系在不同年级均显示出高度的一致性，即高掩饰性的儿童自尊得分更高。因此，本研究认为掩饰性不能作为预测自尊发展水平的心理变量。

(三)内外向对自尊的预测效应在男童中表现出更高水平，而情绪稳定性与精神质对自尊的预测效应在少数民族儿童中体现更为明显

本研究结果表明，儿童人格因子对自尊发展的预测作用，在不同性别和不同民族的儿童中表现的水平不同，性别与民族因素具有部分调节作用。首先，性别在儿童自尊发展与人格因子的关系中，在内外向因子上表现显著的调节效应，内外向对儿童自尊发展的正向预测作用。性别在自尊与人格内外向关系中的调节效应，可能与家庭与社会对儿童的性别角色定位有关，一般认为，男童应该是善于交往的、豁达的，而女童应该是文静的、内省的，因此在社会交往适应方面男童比女童会承受更多的角色压力，从而更多的影响自尊发展。与此不同，本研究结果表明，性别在儿童自尊发展与人格因子中情绪稳定性、精神质和掩饰性关系中的调节作用并不显著。其次，民族因素在儿童自尊发展与人格因子的关系中，在内外向因子中没有调节效应，但在情绪稳定性、精神质和掩饰性因子中均表现出显著的调节作用。情绪稳定性与精神质对自尊发展的影响，在少数民族儿童中表现出更高水平；而高掩饰性与高自尊得分的关系，在汉族儿童中表现得更为突出。由于研究资料所限，对于民族因素在儿童自尊发展中的调节效应，尚无法进行深入的原因分析。本研究取样于多民族聚居的农村地区，各民族在经济活动、生活方式、文化习俗等方面均有明显的不同，这是导致儿童心理发展差异的主要原因，这些因素如何导致儿童人格发展对自尊发展的影响具有民族差异性，是后续研究应着重解决的问题。