聾啞中學(xué)生社會比較傾向、自尊與主觀幸福感的關(guān)系

張燕平

(安陽學(xué)院 心理健康教育與咨詢中心，河南 安陽 455000)

健康心理研究

聾啞中學(xué)生社會比較傾向、自尊與主觀幸福感的關(guān)系

張燕平

(安陽學(xué)院 心理健康教育與咨詢中心，河南 安陽 455000)

目的考察聾啞中學(xué)生社會比較傾向、自尊與主觀幸福感的關(guān)系。方法采用橫斷面研究用社會比較傾向問卷、自尊量表和幸福感指數(shù)量表調(diào)查80位聾啞中學(xué)生。結(jié)果聾啞中學(xué)生主觀幸福感程度在性別和城鄉(xiāng)上差異無統(tǒng)計學(xué)意義(Pgt;0.05)，在年齡上差異有統(tǒng)計學(xué)意義(F=14.582，Plt;0.005)。聾啞中學(xué)生社會比較傾向和自尊負相關(guān)(r=-0.145，P=0.207)；回歸分析表明，聾啞中學(xué)生能力比較傾向、觀點比較傾向和自尊能解釋主觀幸福感總方差30.8%。結(jié)論聾啞中學(xué)生社會比較傾向、自尊是影響其主觀幸福感的重要因素。

聾啞；中學(xué)生；社會比較；自尊；主觀幸福感

社會比較由Festinger于1954年首次提出，指個體把自己與具有類似生活情景的人比較，對自己的能力、行為水平及行為結(jié)果做出評價的過程。自尊是個體在社會實踐過程中所獲得的對自我的積極情感性體驗，由自我效能和自我悅納兩部分構(gòu)成。主觀幸福感是反映個體生活質(zhì)量的重要綜合性心理學(xué)指標(biāo)，它是以行動者自己界定的標(biāo)準(zhǔn)，對其生活質(zhì)量的主觀的整體評價。徐帥等[1]研究表明：聾啞中學(xué)生的主觀幸福感、一般自我效能感、應(yīng)對方式得分均顯著低于普通中學(xué)生，自尊量表得分均顯著高于普通中學(xué)生。田麗麗等[2]研究表明：聽障中學(xué)生的幸福感顯著低于普通中學(xué)生；在學(xué)習(xí)成績?yōu)橄碌群蜕系鹊穆犝吓c普通中學(xué)生中，聽障中學(xué)生的幸福感均顯著低于普通中學(xué)生。本研究以聾啞中學(xué)生為被試，嘗試探索聾啞中學(xué)生社會比較傾向、自尊與主觀幸福感的關(guān)系，以期為聾啞中學(xué)生的心理健康教育提供理論依據(jù)，為創(chuàng)造有助于聾啞中學(xué)生健康成長的社會環(huán)境提供一些建議。

1 對象與方法

1.1 被試 河南省某特殊教育學(xué)校中學(xué)部共80人。其中男生47人，女生33人，年齡15～25歲，平均17.56±1.755歲。

1.2 研究工具

12.1 社會比較傾向問卷 問卷采用的是由美國的F.X.Gibbons和荷蘭的B.P.Buunk合作編制的、漢化版的《社會比較傾向問卷》，共有兩個分量表，第一個是能力社會比較分量表，包括6個項目，第二個是觀點社會比較分量表，包括5個項目，支持費斯汀格的關(guān)于社會比較的二因素結(jié)構(gòu)：能力和觀點。內(nèi)在一致性信度為0.83。

1.2.2 自尊量表 采用Rosenberg(1965)編制的量表，共10道題目，分值越高，自尊程度也越高。量表的α系數(shù)為0.88。并且大量研究表明該量表聚合效度和區(qū)分效度都良好。有研究者建議考慮到中西方文化差異，將題目8(“我希望我能為自己贏得更多尊重”)由原來的反向計分改為正向計分，可以提高量表的鑒別度，提升量表的信效度[3-4]。分值越高，自尊程度越高。

1.2.3 幸福感指數(shù)量表 量表用于測查被試目前所體驗到的幸福程度，包括兩個部分：總體情感指數(shù)量表和生活滿意度問卷。前者由8個項目組成，從不同角度描述了情感的內(nèi)涵；后者僅一項；將總體情感指數(shù)量表之均分與生活滿意度問卷的得分(權(quán)重為1.1)相加?？傮w情感指數(shù)與生活滿意度的一致性為0.55。重測一致性為0.849。

1.3 施測程序與數(shù)據(jù)處理 采用團體施測的方式進行，以班級為單位，統(tǒng)一施測要求。為了在最大程度上消除聾啞中學(xué)生溝通障礙對測試結(jié)果的影響，聾啞中學(xué)生測試的主試為各班的語文老師，并對他們進行了系統(tǒng)的內(nèi)容解釋。實際印發(fā)問卷80份，收回有效問卷78份，有效回收率為97.5%。所得數(shù)據(jù)運用SPSS15.0軟件包進行分析。

2 結(jié)果

2.1 性別、年齡和城鄉(xiāng)對聾啞中學(xué)生主觀幸福感的影響 對聾啞中學(xué)生主觀幸福感在性別和城鄉(xiāng)之間的方差分析發(fā)現(xiàn)，性別和城鄉(xiāng)對主觀幸福感上的主效應(yīng)差異沒有統(tǒng)計學(xué)意義(Pgt;0.05)，且性別和城鄉(xiāng)之間沒有交互作用。

將被試分為3個年齡組，≤16歲、17～18歲、≥19歲的主觀幸福感分別為40.476±7.511分、34.4133±3.271分、33.913±1.745分；單因素方差分析表明年齡的主效應(yīng)差異有統(tǒng)計學(xué)意義(F=14.582，Plt;0.005)；成對組多重比較進一步分析，結(jié)果如表1所示，≤16歲的聾啞中學(xué)生主觀幸福感高于其它兩個年齡段(Plt;0.05)，17～18歲的聾啞中學(xué)生主觀幸福感雖高于≥19歲的聾啞中學(xué)生，但二者之間差異無統(tǒng)計學(xué)意義(Pgt;0.05)。

表1 不同年齡組的主觀幸福感差異比較

2.2 聾啞中學(xué)生社會比較、自尊和主觀幸福感的相關(guān)分析 由表2可知，社會比較總分與自尊、主觀幸福感各維度以及總分都呈現(xiàn)出負相關(guān)，且和生活滿意度呈現(xiàn)出顯著負相關(guān)(Plt;0.05)。自尊與主觀幸福感各維度和總分都呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)(Plt;0.05)。

表2 聾啞中學(xué)生社會比較、自尊和主觀幸福感的相關(guān)分析

注：*Plt;0.05，**Plt;0.01，***Plt;0.005；下同。

2.3 聾啞中學(xué)生社會比較、自尊對主觀幸福感的多元逐步回歸分析 在控制人口統(tǒng)計學(xué)變量后，以總體主觀幸福感為因變量，能力社會比較、觀點社會比較、社會比較總分和自尊為自變量進行多元逐步回歸分析，結(jié)果見表3。能力社會比較、觀點社會比較和自尊對主觀幸福感均有顯著的預(yù)測作用(Plt;0.05)，三者可以解釋總變異量的30.8%，其中自尊可以解釋總變異量的12.4%，能力社會比較可以解釋總變異量的8.5%，觀點社會比較可以解釋總變異量的9.9%，社會比較總分沒有進入回歸方程。

表3 社會比較、自尊對主觀幸福感的多元逐步回歸分析

3 討論

研究表明聾啞中學(xué)生的主觀幸福感不存在性別差異，這與田麗麗等[2]、佟永峰等[5]的研究結(jié)論一致。女性在家庭和社會的地位越來越高、中學(xué)階段女生擔(dān)任班委的數(shù)量居多以及女生學(xué)習(xí)成績明顯優(yōu)于男生，都可以使得她們具有較高的幸福感。研究發(fā)現(xiàn)16歲以下聾啞學(xué)生主觀幸福感顯著高于17歲以上年齡組聾啞學(xué)生，其原因可能是16歲以下的聾啞學(xué)生對自我和環(huán)境的認(rèn)知的廣度和深度不及17歲以上年齡組聾啞學(xué)生，17歲以上年齡組聾啞學(xué)生將直接面臨就業(yè)壓力，不得不面對由于身體缺陷而導(dǎo)致的就業(yè)困難問題，會產(chǎn)生焦慮、自卑、自暴自棄等負面情緒。因此，學(xué)校的心理健康教育針對不同年齡的聾啞學(xué)生應(yīng)有所不同，尤其是對即將面臨就業(yè)的聾啞高中生有針對性地進行心理減壓和就業(yè)指導(dǎo)，有計劃地組織他們做好職業(yè)規(guī)劃，社會和學(xué)校要為他們提供多渠道的心理援助和就業(yè)途徑。

回歸分析表明自尊可以解釋主觀幸福感總變異量的12.4%，說明自尊在很大程度上能預(yù)測個體的主觀幸福感。這與王珊珊等[6]、洪冬美等[7]的研究結(jié)果一致。Baumeister等[8]認(rèn)為，高自尊個體往往從積極方面看待自己，傾向于改變情境，能較好地應(yīng)付各類問題，從而導(dǎo)致較高的主觀幸福感?；貧w分析表明，能力社會比較負向預(yù)測主觀幸福感，可以解釋主觀幸福感總變異量的8.5%，觀點社會比較正向預(yù)測主觀幸福感，可以解釋主觀幸福感總變異量的9.9%。聾啞中學(xué)生因聽力、語言障礙，導(dǎo)致他們在社會能力各方面低于其他同齡人，因此他們更加注重能力方面的比較，這樣會使他們過于在意自己與他人能力間的比較，從而愉快的感受性低。而聾啞中學(xué)生可以通過和正常人在觀點上的統(tǒng)一來降低自己的自卑心理。班主任要把思想政治教育工作和心理健康教育工作結(jié)合在一塊，尤其要結(jié)合心理咨詢師對聾啞學(xué)生進行如何選擇恰當(dāng)?shù)纳鐣容^方式為主題的班會教育，心理咨詢中心要有計劃地進行自尊干預(yù)訓(xùn)練，以期幫助他們能在生活中學(xué)會選擇恰當(dāng)?shù)纳鐣容^方式，增強自尊水平，從而達到提升主觀幸福感水平的目的。

[1] 徐帥,王江峰,柴玉龍,等.聾啞和普通中學(xué)生主觀幸福感及其影響因素對比分析[J].健康研究,2009, 29(4):280-285.

[2] 田麗麗,范麗恒,鄭雪.聽障中學(xué)生與普通中學(xué)生幸福感的比較研究[J].中國特殊教育,2006,13(5):24-27.

[3] 韓向前,江波,湯家彥.自尊量表使用過程中的問題及建議[J].中國行為醫(yī)學(xué)科學(xué)，2005,14(8):763.

[4] 田錄梅.Rosenberg(1965)自尊量表中文版的美中不足[J].心理學(xué)探新,2006,26(2):88-91.

[5] 佟永峰,李焰,范杰.中學(xué)聾生主觀幸福感調(diào)查研究[J].中國特殊教育,2006,13(7):9-12.

[6] 王珊珊,劉一軍.自尊水平對大學(xué)生自我評價的影響研究[J].保健醫(yī)學(xué)研究與實踐,2016,13(2):8-10.

[7] 洪冬美,許芳,陳紅云.大學(xué)生自尊、社會比較傾向?qū)ζ湫腋８械挠绊懱骄縖J].中國電力教育,2013,29(35):209-211.

[8] Baumeister RF,Campbell JD,Krueger JI,etal. Does High Self-Esteem Cause Better Performance, Interpersonal Success, Happiness, or Healthier Lifestyles?[J].Psychological Science in the Public Interest, 2003,4(1):1-44.

Correlationofsocialcomparisondispositiontoself-esteem
andsubjectivewell-beingofdeaf-mutestudentsofsecondaryeducation:across-sectionalstudy

ZHANG Yan-ping

(CenterforMentalHealthEducationandCounseling，AnyangUniversity,Anyang455000,China)

ObjectiveTo examine the correlation of social comparison disposition to self-esteem and subjective well-being of deaf-mute students of secondary schools.MethodBy cross-sectional study, eighty deaf-mute middle school students were surveyed with INCOM, Self-Esteem Scale and Index of Well-Being.FindingsThe differences between sex, cities and rural areas were found to impose no significant influence on subjective well-being(Pgt;0.05). There was significant difference in age (F=14.582，Plt;0.005). Social comparison had negative correlation with self-esteem (r=-0.145，P=0.207) Regression analysis indicated that the total-variance of subjective well-being influenced by the ability comparison orientation, the opinion comparison orientation and self-esteem was 30.8%.ConclusionSocial comparison disposition and self-esteem are two important factors affecting subjective well-being in deaf-mute middle school students.

deaf-mute middle school students; social comparison; self-esteem; subjective well-being

10.3969/j.issn.1674-6449.2017.05.020

2016-10-11

張燕平(1975 - )，男，河南安陽人，碩士，講師。

R395.6

A

1674-6449(2017)05-0542-03