社会人口学特征对农村贫困者自我和谐的预测作用

李 艳，朱金卫

（陕西学前师范学院教育科学学院，陕西西安 710100）

1 问题提出

随着我国政治多元化、经济全球化、文化信息化的日益发展，人的“自我分裂和自我矛盾”已成为突出的问题。中共中央《关于构建社会主义和谐社会若干重大问题的决定》指出:“注重促进人的心理和谐，加强人文关怀和心理疏导，引导人们正确对待自己、他人和社会、正确对待困难、挫折和荣誉”。可见，促进人自身的心理和谐问题受到国家的高度重视。个体自我和谐是其心理和谐的核心，也是其心理健康的重要标志。自我和谐主要表现为个体的认知、情感、意志、行为等内在心理要素之间的和谐。在构建和谐社会和乡村振兴战略的进程中，寻求自我和谐必然成为每个人的一种价值诉求。

美国心理学家罗杰斯首次提出自我和谐（self consistency and congruence）概念并认为是一个人自我观念中没有冲突的心理现象，是自我与经验（或表现、体验）之间的一致与和谐［1］184。自我和谐实质是现实自我、理想自我和社会自我三者的一致或接近，三者之间的差距是衡量个体心理健康与否的一个重要指标［2］。王登峰和黄希庭认为自我的和谐是指内心的需要、要求和目标已经实现，或感觉到能够或即将实现，对自己目前的状况是满意的，能够接受目前的状况与自己的目标之间的差距以及自己与他人的差距［3］。自我和谐的标准包括认知协调、情绪稳定、人际和谐、知行一致、人格健全等多方面的内容［4］。国内学者对自我和谐的相关研究主要围绕心理健康［5］、孤独感［6］、人格特征［7］以及人际关系［8］等领域开展，并主要集中在对大学生群体的自我和谐及其相关因素等方面开展的调查研究。少数研究涉及军人、公务员、教师、医务人员等群体。没有针对农村贫困人口、弱势儿童等特殊群体开展自我和谐及与其社会人口学特征的相关研究。本研究以西部农村贫困人口为对象开展与自我和谐有关的社会人口学特征研究，在认识影响自我和谐的社会人口学特征的基础上，通过提高贫困者的自我和谐度进而有效改善其心理状态及行为表现，增强心理健康水平，提高主观幸福感。这将为构建和谐社会、乡村振兴和健康中国的内涵建设具有重大的现实意义。

自我和谐是心理和谐和人际和谐的基础，也是社会和谐的基石。自我不和谐导致其认知、情绪、行为等方面出现偏差。具有高度自我和谐的个体往往能从多角度、多方面思考问题，寻求多种解决问题的方案。本研究探讨社会人口学特征对农村贫困者自我和谐的影响及其预测作用。为制定相应的干预措施提高其自我和谐度并增强其心理健康水平提供科学依据。

2 研究方法

2.1 被试

本研究的被试采用分层随机抽样的方法分别取自陕西省、云南省、贵州省、河南省等8 个省的20 岁及以上的农村贫困人口。共发放问卷1200 份，实际收回问卷1026 份，删除未填完的及不合格的问卷56份，最后进入统计分析的有效问卷为970 份。调查问卷同时要求被试提供年龄、性别、民族、文化程度、婚姻状况、家庭规模、健康状况、职业状况、经济收入来源、贫困年限、代际贫困状况等社会人口学信息。970名被试中男性537名、女性433名。

2.2 调查资料的收集

研究者于2019年暑假期间分别在陕西省（代表西北地区）、云南省（代表西南地区）所选定的农村村落施测问卷调查，调查采取团体调查和个体调查相结合的方式，按照统一的程序进行，问卷当场发放，当场收回。在调查时，让贫困人口在完全理解指导语的前提下，对问卷项目做出自己的选择，调查没有时间限制，做完为止。

2.3 研究工具

本研究以自我和谐量表（SCCS）［9］为研究工具。该量表包括35个项目，分为自我与经验不和谐、自我灵活性、自我刻板性3个分量表。每个项目都是有关个人对自己看法的陈述，并在5 点量表上表明被试的个人判断，即“1-完全不符合；2-基本不符合；3-不确定；4-基本符合；5-完全符合”，将“自我灵活性”反向计分，再与其他两个分量表的得分相加，得出总分。3个分量表的同质性信度分别为0.85、0.81、0.64。

由于最初的“自我和谐量表”是基于大学生被试的评定结果形成的，应用在农村贫困人口中可能产生变异，因此本研究首先根据农村贫困人口的评定数据重新计算了项目的区分度和分问卷的信度。以970名被试在评定项目上的分数与分量表总分的相关为指标，计算了所有评定项目与各量表评定总分的Pearson积差相关系数，结果（表1）表明，所有项目得分与所属分量表总分的相关都达到了显著性水平（p＜0.001）。这说明各个评定项目能够准确地反映被试在各分量表上的特征，具有较高的区分度。

表1 自我和谐量表各个项目的区分度系数（r）

以克龙巴赫（Cronbach）α系数为指标，计算了各分量表构成项目的同质性信度系数，结果（表2）表明，两个分量表的α系数接近0.70，最低一个分量表的α系数为0.550。这说明自我和谐量表的评定分数具有较高的同质性，评定的信度是有保证的。

表2 自我和谐问卷三个分量表的同质性信度系数（α）

2.4 统计指标与方法

基于研究目的，选取农村贫困者的年龄、文化程度、健康状况、家庭规模、贫困年限、贫困程度、主要职业、收入来源、代际贫困等人口学变量为影响农村贫困人口自我和谐的潜在因素，并将这些因素分为个体性因素（年龄、文化程度和健康状况三个变量）、家庭因素（家庭规模、贫困年限和贫困程度三个变量）和社会因素（主要职业、收入来源和代际贫困三个变量）三类。对被试在“自我和谐问卷”上的分数采用Eta系列相关分析方法考察贫困者与其社会人口学特征之间的相关，采用分层回归分析技术构建累积模型考察社会人口学特征对自我和谐的预测作用，并运用F检验考察不同人口学特征的贫困者在自我和谐三个因素上的差异，全部统计工作由SPSS717.0完成。

3 结果

3.1 农村贫困者的社会人口学特征与自我和谐结构特征的相关分析

为了探讨与农村贫困者自我和谐有关的社会人口学因素，对样本的数据采用Eta系列相关法计算了自我和谐的三个维度与被试的年龄、文化程度、健康状况、家庭规模、贫困年限、贫困程度、主要职业、收入来源、代际贫困等社会人口学因素的相关系数，并采用Eta相关分析技术

（式中：E表示Eta相关系数；k表示变量类别数；n表示样本容量）［10］73检验了Eta系数的显著性，结果（表3）显示：（1）自我与经验不和谐与贫困年限、代际贫困呈显著相关；（2）自我灵活性与年龄、文化程度、贫困程度、收入来源、代际贫困呈显著相关；（3）自我刻板性与年龄、健康状况呈显著相关。总体而言，构成自我和谐的各因素与贫困群体自身、家庭和社会因素均存在某种相关关系，但此种关联性表现出不同的模式，说明农村贫困群体的社会人口学特征在自我和谐各因素上存在差异及对其具有不同的预测作用。

表3 社会人口学特征与自我和谐各因素之间的系列相关分析结果

续表3

3.2 社会人口学特征与自我和谐的差异检验

为了考察农村贫困者的社会人口学特征在自我和谐问卷各因素上的差异，基于对样本（N=970）的相关分析的结果，对不同人口学特征的贫困者在自我和谐问卷上的调查分数进行多因素方差分析，探讨社会人口学特征对自我和谐的影响。

3.2.1 贫困者的个体特征与自我和谐调查数据的比较结果

对贫困者的个体特征在自我和谐问卷三个因素上的调查分数进行F检验，方差分析结果表明（表4）：

表4 贫困者的个体特征与自我和谐调查数据的多因素方差分析结果

（1）年龄、文化程度、健康状况变量对自我与经验不和谐因素上不具有主效应。说明贫困人口的年龄、文化程度和健康状况变量对其自我与经验不和谐不产生直接的影响。交互作用分析结果表明，贫困者的个体特征在自我经验不和谐因素上均未发现交互作用效应。

（2）年龄（F=5.535，p=0.001）、文化程度（F=2.945，p=0.032）在自我灵活性因素上具有主效应。健康状况在自我灵活性因素上具有主效应。对各年龄平均数的LSD 检验结果表明，显著差异存在于30-39 岁与50 岁及以上之间（p=0.004），说明30-39 岁贫困者的自我灵活性较高。对各文化程度平均数的LSD 检验结果表明，显著差异存在于初中与文盲之间（p=0.029），初中与小学之间（p=0.004），高中及以上与文盲之间（p=0.041），高中及以上与小学之间（p=0.011），说明贫困者的文化程度越高，其自我灵活性就越高。交互作用分析结果表明，贫困者的个体特征在自我灵活性因素上均未发现交互作用效应。

（3）年龄（F=4.885，p=0.002）变量在自我刻板性因素上具有主效应。对各年龄平均数的LSD检验结果表明，显著差异存在于50 岁及以上与20-29 岁之间（p=0.025）、50 岁及以上与30-39 岁之间（p=0.049）以及50 岁及以上与40-49 岁之间（p=0.001），说明自我刻板性程度随着贫困者年龄的增长而提高。文化程度和健康状况在自我刻板性因素上不具有主效应。交互作用分析结果表明，年龄与文化程度（F=2.986，p=0.002）、年龄与健康状况（F=2.619，p=0.016）在自我刻板性因素上具有显著效应，简单效应检验结果发现，在初中文化程度的贫困者当中，50 岁及以上个体（3.128±0.09）显著高于40-49 岁个体（2.846±0.048）的自我刻板性水平（p=0.034）；在高中文化程度的贫困者当中，30-39岁个体（3.051±0.112）显著高于40-49 岁个体（2.625±0.096）的自我刻板性水平（p=0.023）；50 岁及以上个体（3.269±0.115）显著高于40-49 岁个体（2.625±0.096）的自我刻板性水平（p<0.001）。年龄与健康状况的简单效应显示，在20-29岁的贫困者当中，健康状况良好个体（2.785±0.075）显著低于健康状况一般个体（3.234±0.123）的自我刻板性水平（p=0.006）。

3.2.2 贫困者的家庭特征与自我和谐调查数据的比较结果

对贫困者的家庭特征在自我和谐问卷三个因素上的调查分数进行F检验，方差分析结果表明（表5）：

表5 贫困者的家庭特征与自我和谐调查数据的多因素方差分析结果

（1）家庭规模、贫困年限、贫困程度在自我与经验不和谐因素上不具有主效应。说明贫困者的家庭特征对其自我与经验不和谐不产生直接的影响。交互作用分析结果表明，家庭规模、贫困年限和贫困程度（F=1.813，p=0.042）在自我与经验不和谐因素上具有显著效应，简单效应检验结果发现，在深度贫困且贫困年限在2 年及以下的贫困者当中，家庭人口数在2 人及以下的个体（3.391±0.158）显著高于家庭人口数在5 人及以上个体（2.625±0.129）的自我与经验不和谐水平（p=0.001）；在浅度贫困且贫困年限在7 年及以上的贫困者当中，家庭人口数在2 人及以下的个体（2.55±0.141）显著低于家庭人口数在5人及以上个体（3.047±0.084）的自我与经验不和谐水平（p=0.008）。

（2）家庭规模和贫困年限在自我灵活性因素上不具有主效应。说明这两个变量对自我灵活性不产生直接的影响。贫困程度在自我灵活性因素上显示了主效应（F=4.564，p=0.011），对各贫困程度平均数的LSD 检验结果表明，显著差异存在于浅度贫困与深度贫困之间（p=0.002），浅度贫困与一般贫困之间（p=0.003），说明贫困程度越高，自我的灵活性就越低。交互作用分析结果表明，贫困者的家庭特征在自我灵活性因素上均未发现交互作用效应。

（3）家庭规模、贫困年限、贫困程度在自我刻板性因素上不具有主效应。说明贫困者的家庭特征对其自我刻板性不产生直接的影响。交互作用分析结果表明，家庭规模与贫困程度（F=2.486，p=0.042）以及家庭规模、贫困年限与贫困程度（F=1.954，p=0.025）在自我刻板性因素上具有显著效应，简单效应检验结果发现，在一般贫困的贫困者当中，家庭人口数在2 人及以下的个体（3.101±0.077）显著高于家庭人口数在3-4 人个体（2.889±0.041）的自我刻板性水平（p=0.044），也显著高于家庭人口数在5 人及以上个体（2.863±0.044）的自我刻板性水平（p=0.022）。说明一般贫困者随着家庭人口数的增加，其自我刻板性水平呈降低趋势。在深度贫困且贫困年限在2 年及以下的贫困者当中，家庭人口数在2人及以下的个体（3.536±0.196）显著高于家庭人口数在5 人及以上个体（2.726±0.160）的自我刻板性水平（p=0.004）。在一般贫困且贫困年限在2年及以下的贫困者当中，家庭人口数在2 人及以下的个体（3.107±0.124）显著高于家庭人口数在3-4人个体（2.717±0.082）的自我刻板性水平（p=0.027）。在浅度贫困且贫困年限在7 年及以上的贫困者当中，家庭人口数在2 人及以下的个体（2.357±0.175）显著低于家庭人口数在5 人及以上个体（2.985±0.105）的自我刻板性水平（p=0.006）。

3.2.3 贫困者的社会特征与自我和谐调查数据的比较结果

对贫困者的社会特征在自我和谐问卷三个因素上的调查分数进行F检验，方差分析结果表明（表6）：

表6 贫困者的社会特征与自我和谐调查数据的多因素方差分析结果

（1）主要职业和收入来源在自我与经验不和谐因素上不具有主效应。说明贫困者的主要职业和收入来源对其自我与经验不和谐不产生直接的影响。代际贫困在自我与经验不和谐因素上显示了主效应（F=4.784，p=0.009），对各代际贫困平均数的LSD 检验结果表明，显著差异存在于本代与连续两代之间（p=0.010），本代与连续三代及以上之间（p=0.005），说明代际贫困时间越长其自我与经验不和谐水平越高。交互作用分析结果表明，贫困者的社会特征在自我与经验不和谐因素上均未发现交互作用效应。

（2）主要职业和收入来源在自我灵活性因素上不具有主效应。说明贫困者的主要职业和收入来源对其自我灵活性不产生直接的影响。代际贫困在自我灵活性因素上显示了主效应（F=3.780，p=0.023），对各代际贫困平均数的LSD 检验结果表明，显著差异存在于本代与连续两代之间（p=0.001），本代与连续三代及以上之间（p=0.006），说明代际贫困时间越长其自我灵活性就越低。交互作用分析结果表明，贫困者的社会特征在自我灵活性因素上均未发现交互作用效应。

（3）代际贫困和主要职业在自我刻板性因素上不具有主效应。说明贫困者的代际贫困和主要职业对其自我刻板性不产生直接的影响。收入来源在自我刻板性因素上显示了主效应（F=3.950，p=0.020），但对各收入来源平均数的LSD检验结果发现，各收入来源之间没有显著性差异。交互作用分析结果表明，代际贫困与主要职业（F=2.527，p=0.020）、代际贫困与收入来源（F=2.382，p=0.050）在自我刻板性因素上具有显著效应，简单效应检验结果发现，本地务农且本代贫困的个体（2.843±0.063）显著低于本地务农且连续三代及以上个体（3.121±0.056）的自我刻板性水平（p=0.003）；以务工为收入来源且本代贫困的个体（2.710±0.060）显著低于以务工为收入来源且连续三代及以上个体（2.99±0.063）的自我刻板性水平（p=0.004）。

3.3 社会人口学特征对自我和谐的预测力分析

为了考察社会人口学特征对农村贫困者自我和谐的预测作用，基于对样本（N=970）的相关分析的结果，我们以被试在自我和谐量表上总分的平均分为因变量构建贫困人群的社会人口学特征对自我和谐的分层回归模型，通过识别这些社会人口学特征对自我和谐的增益效度来探讨自我和谐的个体和社会文化基础。

3.3.1 贫困者个体特征对自我和谐的增益效度

表7 呈现了贫困者个体特征（年龄、健康状况、文化程度）对自我和谐增益效度的分层回归分析结果。其中，在第一步回归分析中，预测因子“年龄”的回归系数不显著（t=-0.008，p=0.993），且模型的决定系数亦不显著（F=0.000，p=0.993），该因子不能对因变量做出有效解释；在第二步回归分析中，新增预测因子“文化程度”的回归系数显著（t=-1.989，p=0.047），但新增模型的决定系数不显著（F=1.979，p=0.139），新增因子对自我和谐的有效解释率为0.4%。在第三步回归分析中，新增预测因子“健康状况”的回归系数显著（t=2.284，p=0.023），且新增模型的决定系数显著（F=3.064，p=0.027），新增因子对自我和谐的额外有效解释率为0.5%；可见，贫困人群的文化程度和健康状况能有效解释其自我和谐因素，解释率为0.9%，其回归方程模型为：Y=2.924-0.014X1+0.026X2（X1=文化程度，X2=健康状况）。

表7 贫困者的个体特征对自我和谐的层次回归分析结果

3.3.2 贫困者家庭特征对自我和谐的增益效度

表8 呈现了贫困者家庭特征（家庭规模、贫困年限、贫困程度）对自我和谐增益效度的分层回归分析结果。其中，在第一步回归分析中，预测因子“家庭规模”的回归系数显著（t=-2.667，p=0.008），且模型的决定系数显著（F=7.112，p=0.008），该因子对因变量的有效解释率为0.7%；在第二步回归分析中，新增预测因子“贫困年限”的回归系数不显著（t=1.494，p=0.135），但新增模型的决定系数显著（F=4.677，p=0.010），该因子不能对因变量做出有效解释；在第三步回归分析中，新增预测因子“贫困程度”的回归系数不显著（t=0.638，p=0.523），但新增模型的决定系数显著（F=3.252，p=0.021），该因子不能对因变量做出有效解释。可见，贫困家庭特征中的家庭规模因子可有效解释其自我和谐程度，解释率为0.7%，其回归方程模型为：Y=2.991-0.034X（X=家庭规模）。

表8 贫困者的家庭特征对自我和谐的层次回归分析结果

3.3.3 贫困者社会特征对自我和谐的增益效度

表9呈现了贫困者社会特征（代际贫困、主要职业、收入来源）对自我和谐增益效度的分层回归分析结果。其中，在第一步回归分析中，预测因子“代际贫困”的回归系数不显著（t=1.286，p=0.199），且模型的决定系数亦不显著（F=1.654，p=0.199），该因子不能对因变量做出有效解释；在第二步回归分析中，新增预测因子“主要职业”的回归系数不显著（t=-.046，p=0.964），且新增模型的决定系数亦不显著（F=0.827，p=0.438），新增因子不能对因变量做出有效解释；在第三步回归分析中，新增预测因子“收入来源”的回归系数不显著（t=-0.478，p=0.633），且新增模型的决定系数亦不显著（F=0.627，p=0.598），新增因子不能对因变量做出有效解释。可见，贫困人群社会特征均不能有效解释其自我和谐性因素。

表9 贫困者的社会特征对自我和谐的层次回归分析结果

上述分析结果表明，贫困者的文化程度和健康状况两个个体特征与贫困家庭特征中的家庭规模特征与自我和谐的形成有关，这三个因素可解释自我和谐因素1.6%的总变异，那些文化程度较高、身体健康和家庭人口数较少的贫困者的自我和谐度较高。贫困者的社会特征与自我和谐的形成无关。总体而言，社会人口学特征对贫困者自我和谐的形成没有预测力，说明贫困者自我和谐的形成是多方面复杂因素综合作用的产物，现象学层面的社会人口学特征难以解释自我和谐的形成机制，需要在更微观层面上考察其更深层次的解释变量。

4 讨论

在我国中西部农村地区，一方面，普遍缺乏公共基础设施、现代农业技术援助、信贷和营销等生产性服务以及学校教育教学资源落后、教育质量差，已经成为农村贫困者自我不和谐的重要外在原因。另一方面，在传统的农耕文化和宗族文化的影响下，农村贫困群体普遍接受了与现代社会格格不入的贫困文化价值观念，以及一直伴随着“不体面”等消极自我认知导致的自卑感、焦虑感、抑郁感、被排斥感等负面情绪是引发农村贫困者自我不和谐的内在原因。因此，在实施乡村振兴战略过程中，如何在一定程度上增加公共基础设施、优质教育资源投入，制定生产性服务保障制度，让农村贫困人口迈向中等收入行列。全面改善农村健康生活条件，维护和促进社会公平正义，消除社会的贫困歧视、社会偏见，“激活”贫困者的现代心理理性，降低贫困群体的“阶层固化”焦虑等负性情绪是当今社会要解决的一个重要议题。

农村贫困者的年龄、文化程度、健康状况、主要职业、家庭规模、贫困年限等社会人口学特征对其自我和谐具有广泛且显著的影响。50 岁以上的贫困者长期生活在农村，思想稳定，安于现状，其思维方式、行为习惯与农村较为单一模式化的生活方式高度一致，因此，他们的自我灵活性较低而自我刻板性较高。随着城镇化的推进和城市化水平的提高，农村居住人口的老龄化现象也必然加快，呈现“中间少两头多”的趋势，即低幼化（留守儿童）和老龄化并存。这对我国实施乡村振兴战略带来巨大的挑战。目前，农村贫困人口大部分是初中以下文化程度（本研究中占82.2%）。农村贫困者的文化程度和学历低且思想观念保守落后，接受新科技、新思想的能力差，思维方式、生产方式和生活方式较为落后，更容易用一种僵化的方式来行动和处事，较难灵活应对贫困的处境。农村贫困人口身体健康状况总体较差，体弱多病、慢性病、重症和残疾占本次调查数据的28.5%。身体不健康的贫困人口由于身体的原因，他们在当今竞争激烈的市场经济中处于弱势地位，找不到收入高的职业甚至就没有就业的机会和能力，严重影响了经济收入水平，并要支付额外的一些医疗费用，因而他们需要承受更大的生活压力。职业因素在自我和谐中的作用越发明显。在偏远和资源匮乏的农村地区，职业的种类和范围有限，传统的种植业为大多数家庭提供了消除绝对贫困的收入，但种植、养殖、加工的农产品容易受到自然灾害、季节性需求波动的影响，均会导致欠收甚至绝收，这种巨大的风险压力导致农村贫困人口的自我和谐度普遍较低。家庭人口数越多，自我不和谐程度就越高。农村贫困家庭人口数多意味着家庭经济支出增加，但他们通常无法拿出更多的资金来支出子女的生活及教育经费。因此，提高贫困家庭成员的受教育水平，控制家庭规模，实施医疗保险制度以及给农村贫困人口提供更多的非农就业的岗位是提高自我和谐的一条根本路径。

社会人口学特征对农村贫困者自我和谐的预测作用表现出不同的模式，贫困者的自我和谐度不仅与其文化程度、健康状况个体因素有关，也与贫困者的家庭规模等家庭因素有关，这些因素对自我和谐度的联合解释率为1.6%；而贫困者的自我和谐则与其社会特征完全无关。可见，尽管总体而言，社会人口学特征对贫困者自我和谐度的解释力较弱，但改善贫困者的社会人口学特征可在一定程度上帮助贫困者提升自我和谐度。例如，普遍推行和改善农村人口医疗保险制度、改善农村基础教育和职业培训条件、控制家庭规模等措施不仅有利于促进贫困者自我和谐度的提高，也有助于改善贫困者的心理健康水平。

总的看来，社会人口学特征对农村贫困者自我和谐的影响不明显，由于国内外缺乏同等条件的类似研究报告，我们难以对本研究结果进行比较性讨论，也难以判断这个结果是否反映了我国中西部农村贫困者自我和谐形成的普遍性和稳定性的规律。但我们认为，这个结果既与中西部农村地区贫困群体的整体文化程度不高有关，也与这些地区经济社会发展的总体水平不高有关。因此，有关影响农村贫困者自我和谐的社会人口学特征仍然需要在更加广泛的地区获得实证研究资料，以便能够对这个问题获得更加清晰的认识。