崔麗瑩，胡松齡，蔣婧妍,3

初中生自尊穩(wěn)定性的發(fā)展特點及其與自尊水平的關系

崔麗瑩1，胡松齡2，蔣婧妍1,3

（1. 上海師范大學 心理學系，上海 200234；2. 蘇州市木瀆實驗中學，江蘇 蘇州 215101；3. 上海市松江區(qū)九亭第五小學，上海 200234）

為了探討青少年自尊穩(wěn)定性的發(fā)展特點及其與自尊水平的關系，本研究采用Kernis編制的自尊穩(wěn)定性量表對704名初中生進行了為期6個月的追蹤調查。結果發(fā)現(xiàn)：（1）從自尊穩(wěn)定性來看，男生和女生的初測得分均顯著高于再測，表明初一到初二階段學生的整體自尊穩(wěn)定性隨著時間推移而降低；從具體維度來看，女生在他人評價與社會認可維度上的穩(wěn)定性得分顯著高于男生；（2）初測和再測的自尊穩(wěn)定性與自尊水平之間存在著顯著的相關。

初中生；自尊穩(wěn)定性；自尊水平；追蹤研究

引言

自尊穩(wěn)定性（self-esteem stability）是指一段時間內，個體在不同的社會背景中自我價值感的波動程度[1]。作為剛步入青春期的群體，初中生出現(xiàn)了較高的自我意識、不穩(wěn)定的自尊水平和自我意象。自尊的穩(wěn)定性與其波動程度呈反比，自尊穩(wěn)定性高的個體一般具有較好的自我價值感，較高的自我接納能力，在應對威脅時有較好的自我調節(jié)能力，不容易受具體評價性事件的負面影響；而自尊穩(wěn)定性低的個體的自我價值感往往比較脆弱，具有明顯的情境性，在應對威脅時傾向于使用消極的防御性策略，容易受到具體評價性事件的消極影響。

自尊（self-esteem）亦稱“自尊感”“自尊心”，是個人基于自我評價產(chǎn)生和形成的一種自重、自愛、自我尊重，并要求受到他人、集體和社會尊重的情感體驗[2]。十九世紀末，詹姆斯提出自尊取決于兩方面：一是如何看待自己；二是個體的實際情況與自己所設想的可能性的比值。近年來，發(fā)展心理學領域的學者更關注兒童自尊的發(fā)展特點，以及提升自尊水平的有效途徑。國外有研究發(fā)現(xiàn)，在小學階段，兒童的自尊水平基本保持穩(wěn)定，但步入初中后，青少年的自尊水平出現(xiàn)了明顯下降[3~4]；也有研究指出，歐洲裔、非洲裔和拉丁美洲裔青少年在14歲到青年早期階段的整體自尊水平呈現(xiàn)一致的穩(wěn)中升的增長趨勢[5]。國內研究顯示，我國青少年的自尊水平發(fā)展趨勢呈“U”字形，但不同研究結果在對于“U”字形低谷期的出現(xiàn)時間上存在分歧，比如有學者發(fā)現(xiàn)，在初一和初三時，青少年的自尊水平相對較高，初二呈現(xiàn)顯著下降趨勢[6~7]；初二是生理自尊、利他自尊及人際自尊發(fā)展的轉折點[8]；但也有學者提出青少年自尊發(fā)展的兩個低谷期分別是15歲和17~18歲[9]。造成以往研究結果不同的原因可能有以下兩點：一是國內大多采用橫斷數(shù)據(jù)對青少年自尊發(fā)展進行研究；二是自尊測量采用的量表不一致。

雖然自尊穩(wěn)定性與自尊水平是不同的人格變量，但兩者同時影響個體的認知、情感和行為。有研究探討了外顯自尊、內隱自尊與自尊穩(wěn)定性三者之間的關系，發(fā)現(xiàn)在外顯自尊水平高的人群中，內隱自尊水平越高，自尊穩(wěn)定性也越高[10]；外顯自尊通過個體的內隱自尊水平來間接影響他們的自尊穩(wěn)定性[11]。

初中生剛步入青春期，在生理與心理的急劇轉變的同時，也需要面對升學、同伴關系等多方面壓力。自尊作為自我概念的核心，對個體的身心健康與幸福生活都有著重要影響[12]。鑒于以往國內對青少年自尊發(fā)展特點的研究結果并不一致，本研究嘗試通過對初中生進行兩次追蹤調查，揭示初一到初二階段的初中生在自尊穩(wěn)定性與自尊水平上的發(fā)展特點，性別差異以及兩者之間的相關關系。

一、研究方法

（一）研究對象

本研究選取蘇州市某一初級中學七年級的學生為被試，年齡分布在13至14周歲，兩次調查相隔6個月，第一次調查時（T1）共發(fā)放問卷752份，刪除漏答、亂答的無效問卷后剩余748份，問卷有效率達99.5%。因生病、轉學等原因，第二次調查時（T2）收回問卷716份，刪除漏答、亂答的無效問卷后剩余711份，問卷有效率達99.3%。完整參加兩次測量的有效被試人數(shù)為704名，其中女生378名，占53.7%；男生326名，占46.3%。

（二）研究工具

1. 自尊穩(wěn)定性問卷

采用國外學者Kernis[13]2003年編制的自尊穩(wěn)定性量表，旨在測試自尊受競爭標準、事件結果、他人評價等的影響程度。國內由韓磊等人修訂[14]，包含四個維度：事件影響、外在依附、他人評價、社會認可，共15道題目。采用五點計分，“1”是非常不符合、“5”是非常符合。2、9、11、13、15 題是反向記分題，得分越低，代表自尊穩(wěn)定性越差，越容易受影響。該量表在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.63。

2. 自尊問卷

采用魏運華[15]1997年編制的自尊量表，旨在測量我國中小學生的自尊水平，該量表分為六個分量表：外表、能力、體育運動、成就感、紀律以及公德與助人，共26道題目。采用五點計分，“1”是非常不符合，“5”是非常符合。3、4、10、17、20、22、23、26是反向計分題，得分越高，代表自尊水平越高。該量表在本研究中的Cronbach’s α系數(shù)為0.84。

（三）數(shù)據(jù)收集和分析

以班級為單位進行統(tǒng)一施測，由心理學專業(yè)的碩士研究生擔任主試。測試前先對問卷進行簡單說明，再請被試仔細閱讀指導語，要求被試在規(guī)定時間內獨立完成問卷，不得與其他人討論，問卷在測試結束后當場收回。

將所得數(shù)據(jù)錄入到計算機中，采用SPSS20.0軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析與處理，包括描述性分析、相關分析、重復測量方差分析。

二、研究結果

（一）自尊穩(wěn)定性與自尊水平的發(fā)展特點

對不同性別學生在自尊穩(wěn)定性與自尊水平各維度上的初測、再測得分情況進行描述性統(tǒng)計分析，具體結果見表1。

表1 自尊穩(wěn)定性與自尊水平各維度初測、再測的性別差異情況（M±SD）

為探討女生和男生在自尊穩(wěn)定性和自尊水平各維度上的差異，以時間（T1、T2）和性別作為自變量，其中時間為組內變量，性別為組間變量，自尊穩(wěn)定性和自尊水平各維度得分為因變量，進行重復測量方差分析。

結果顯示，從自尊穩(wěn)定性來看，在他人評價和社會認可維度上的性別主效應顯著（=4.170，<.05，η2=.006；=25.110，<.001，η2=.035），女生在他人評價上的得分顯著高于男生（女生-男生=.088，=.042）；從自尊水平來看，在體育運動、外表和成就感維度上的性別主效應顯著（=27.678，<.001，η2=.039；=16.329，<.001，η2=.023；=5.942，<.05，η2=.009），男生得分顯著高于女生；在紀律維度上的性別主效應顯著（=103.731，<.001，η2=.133），表現(xiàn)為女生得分高于男生。

從自尊穩(wěn)定性來看，時間的主效應顯著（=6.129，<.05，η2=.009），初測得分顯著高于再測，表明整體自尊穩(wěn)定性的水平隨時間推移而下降。具體主要表現(xiàn)在外在依附和社會認可維度上，時間的主效應顯著（=17.784，<.001，η2=.025；=17.117，<.001，η2=.024），初測得分顯著高于再測。

從自尊水平來看，時間的主效應顯著（=16.006，<.001，η2=.025），再測得分高于初測，表明整體自尊水平隨時間推移而提高，具體表現(xiàn)在能力感、外表和成就感維度上，時間的主效應都顯著（=6.943，<.05，η2=.010；=57.648，<.001，η2=.078；=13.696，<.001，η2=.020），再測得分顯著高于初測。

從性別和時間的交互影響上來看，社會認可維度上時間和性別的交互作用顯著（=5.515，<.05，η2=.008）。進一步簡單效應分析結果顯示：女生初測與后測的社會認可水平不存在差異（初測-再測=.053，=.189），男生兩次測試的社會認可水平差異顯著，初測得分高于再測（初測-再測=.192，<.001）。

在總體自尊水平上時間和性別的交互作用也顯著（=8.179，<.01，η2= .013）。進一步簡單效應分析結果顯示：女生兩次測試的自尊水平不存在差異（初測-再測=-.022，=.398），而男生在兩次測試中的自尊水平差異顯著，再測得分高于初測（再測-初測=.135，<.001）。從具體維度來看：在公德與助人維度上，時間和性別的交互作用顯著（=4.415，<.05，η= .007）。進一步簡單效應分析的結果顯示：女生在兩次測試中差異顯著，女生初測顯著高于再測（M初測-M再測=-.101，=.012），男生在兩次測試中的公德與助人維度上的自尊水平不存在差異（M再測-M初測=.023，=.593）。但在紀律和成就感維度上，時間和性別的交互作用顯著（=7.579，<.01，η2=.011；=6.759，<.05，η2= .010），且表現(xiàn)出相同的趨勢，即：女生在兩次測試中的得分不存在差異（M初測-M再測=-.066，=.133；M初測-M再測=-.033，=.418），而男生兩次測試中的得分差異顯著，再測得分高于初測（M再測-M初測=.112，=.019；M再測-M初測=0.187，<.001）。

（二）自尊水平與自尊穩(wěn)定性的相關關系

為探究兩次測試中的自尊水平和自尊穩(wěn)定性之間的關系，本研究對初測和再測的自尊水平與自尊穩(wěn)定性的各維度分別進行了皮爾遜積差相關分析。

表2 初測、再測自尊水平與自尊穩(wěn)定性各維度的相關

注：1-T1事件影響/T2公德與助人，2-T1外在依附/T2紀律，3-T1他人評價/T2成就感，4-T1社會認可/T2能力感，5-T1外表/T2 體育運動，6-T1體育運動/T2外表，7-T1能力感/T2社會認可，8-T1成就感/T2他人評價，9-T1紀律/T2外在依附，10-T1公德與助人/T2事件影響，下同。

由上表可見，在初測中事件影響穩(wěn)定性與自尊的成就感存在顯著負相關，與自尊水平其他維度不存在顯著相關；外在依附穩(wěn)定性與能力感自尊、紀律自尊、公德與助人自尊存在顯著正相關，與外表自尊、體育運動自尊、成就感自尊存在顯著負相關；他人評價穩(wěn)定性與外表自尊、成就感自尊存在顯著負相關，與能力感自尊和紀律感自尊存在顯著正相關，與體育運動自尊、公德與助人自尊不存在顯著相關；社會認可穩(wěn)定性與外表自尊、體育運動自尊、能力感自尊存在顯著正相關，與自尊其他維度不存在顯著相關。

再測中事件影響穩(wěn)定性與自尊各維度不存在顯著相關；外在依附穩(wěn)定性與外表自尊、體育運動自尊、成就感自尊存在顯著負相關，與紀律感自尊存在顯著正相關，與能力感自尊、公德與助人自尊不存在顯著相關；他人評價自尊穩(wěn)定性與外表自尊呈顯著負相關，與能力感自尊、紀律自尊存在顯著正相關，與體育運動、公德與助人自尊不存在顯著相關；社會認可穩(wěn)定性與能力感自尊、成就感自尊存在顯著正相關，與自尊其他維度不存在顯著相關。

三、討論

（一）初中生自尊穩(wěn)定性的發(fā)展

從初中生自尊穩(wěn)定性的發(fā)展來看，性別差異主要體現(xiàn)在他人評價和社會認可兩個具體維度上。在他人評價維度上，女生比男生更穩(wěn)定；在社會認可維度上，追蹤數(shù)據(jù)顯示男生的自尊穩(wěn)定性得分會隨年齡增長而下降，而女生無明顯變化。這與對成人研究所發(fā)現(xiàn)的結果不同，王建平等人[16]發(fā)現(xiàn)，在大學生群體中，女生更傾向于關注自我外部顯現(xiàn)，更渴望得到他人的認同；男生則更傾向于關注內在自我、實現(xiàn)自我價值以及追求個人成功。產(chǎn)生這種差異的原因可能有二：第一，對初中生而言，成績通常是最主要的評價標準，學業(yè)成績較好的同學更易獲得他人的認可，而女生的學業(yè)成績在小學初中階段一般比男生更為穩(wěn)定，因此，我們推斷在他人評價與社會認可維度上，女生的自尊也會比男生更加穩(wěn)定。第二，由于女生比男生更早進入青春期，因此在初一到初二這個階段，大部分女生已經(jīng)度過了青春期最初的騷動和不安階段，而男生此時大多剛剛開始進入青春期，行為上的逆反和情緒上的波動更容易給他們帶來消極反饋，因此男生的自尊穩(wěn)定性會出現(xiàn)下降。

此外，不管男生還是女生在外在依附維度上的自尊穩(wěn)定性都隨年齡增長而出現(xiàn)了下降，出現(xiàn)這一結果的原因主要是隨著年齡的增長，青少年會逐漸提高對穿著、家庭條件等外在因素的關注度，更容易受到其他事物的影響。

（二）初中生自尊水平的發(fā)展

初中生的自尊水平在性別上存在顯著差異，這一結果與假設一致。差異主要表現(xiàn)在外表、體育運動和成就感維度上，女生顯著低于男生。根據(jù)埃里克森的人格發(fā)展理論，初中生正處于自我同一性對自我混亂的階段。從生理層面來看，女生步入青春期后，對自己的生理和外表變化更加敏感，由于脂肪體重的增加不符合東方文化女性追求苗條的審美標準，因此女生的身體意象可能更加消極，外表自尊水平會顯著低于男生。

從行為和心理層面，男生在體育運動方面的自尊高于女生的原因可能是，體育作為一種社會建構，可以在一定程度上對人的性別角色定位產(chǎn)生影響，在兒童時期的游戲中，大部分男生偏愛以競爭性的、動態(tài)的游戲為主，大部分女生喜歡靜態(tài)的、合作類的游戲。在初中階段的體育運動項目中，較多以競爭、動態(tài)的形式出現(xiàn)，這更加符合男生的游戲模式，同時，隨著身體發(fā)育，男性在速度和力量上的優(yōu)勢比女性更明顯，運動能力也日漸增強，因此男生的體育運動自尊水平會逐漸高于女生。此外，男生成就感自尊水平也高于女生，從追蹤數(shù)據(jù)來看，初中階段男生的成就感隨著年齡的增長持續(xù)提高，而女生則無明顯變化。這可能是因為初中男生的優(yōu)勢在學校生活的眾多領域（如：體育、學科競賽等）中逐漸顯現(xiàn)，因此男生比女生更容易獲得成就感。

與外表、體育和成就感不同，在紀律維度上女生的自尊水平要高于男生，但從追蹤數(shù)據(jù)來看，男生的紀律自尊會隨著年齡增長而提高，而女生則無顯著變化，這可能是因為女生比男生更早進入青春期，對成人社會的規(guī)范和要求內化早于男生，也更能夠遵守學校規(guī)則，因此相對更容易得到家長和教師的積極評價，紀律維度上的自尊水平更高。此外，本研究還發(fā)現(xiàn)女生在公德與助人維度上的自尊水平出現(xiàn)了下降，而男生尚無明顯變化，原因可能有二：一方面與社會媒體往往將女性群體塑造成弱勢角色有關；另一方面與女生在多維度的自尊水平下降有關。

（三）初中生自尊穩(wěn)定性與自尊水平的相關

本研究發(fā)現(xiàn)，不管是初測還是再測，初中生的自尊水平各維度與自尊穩(wěn)定性的部分維度之間存在著密切相關。其中，初中生在自尊穩(wěn)定性的外在依附維度上與自尊的外表、成就感、體育運動維度呈顯著負相關；在他人評價維度上的自尊穩(wěn)定性與自尊的外表維度呈顯著負相關，與自尊的能力感、紀律維度呈顯著正相關；在社會認可維度上的自尊穩(wěn)定性與能力感等呈顯著正相關。

從這些結果來看，如果初中生在外在依附和他人評價維度上的自尊穩(wěn)定性越高，意味著他們的外表自尊水平越低，產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能與青春期階段的生理變化有關，對于許多青少年來說，隨著身體發(fā)育帶來的體型變化和激素分泌增加，可能帶來消極的身體意象，對自己的外貌特征變得愈加不滿和挑剔。同時，越在意他人評價的青少年在面對激烈的學業(yè)競爭時，就越容易感受到來自教師期望和同伴比較的壓力，挫敗感更強，成就感更低。

而來自于社會認可的自尊穩(wěn)定性越高，個體對于自身的能力感自尊水平也就越高。這說明社會認可仍然是青少年自尊產(chǎn)生的重要來源，即得到的社會認可越多，青少年的自我認知越積極，體驗到的能力感水平越高。

[1] Kernis, M. H. , Greenier, K. D. , Herlocker, C. E. , Whisenhunt, C. R. , & Abend, T. A. Self-perceptions of reactions to doing well or poorly: the roles of stability and level of self-esteem[J]. Personality and Individual Differences, 1997, 22(6): 845~854.

[2] 林崇德. 心理學大辭典[M]. 上海: 上海教育出版社, 2003: 1783.

[3] Harter, S. The perceived competence scale for children[J]. Child development,1982(53): 87~97.

[4] Wigfield, A. , & Eccles, J. S.Children's competence beliefs, achievement values, and general self-esteem[J]. Journal of Early Adolescence, 1994,14(2): 107~138.

[5] Erol, R. Y. ,& Orth, U.Self-esteem development from age 14 to 30 years: a longitudinal study[J]. J Pers Soc Psychol, 2011,101(3): 607~619.

[6] 張文新. 初中學生自尊特點的初步研究[J]. 心理科學, 1997, 20（6）: 504~506.

[7] 張麗華, 張索玲, 侯文婷. 青少年自尊發(fā)展特點研究[J]. 遼寧師范大學學報（社會科學版）, 2009, 32（2）: 56~58.

[8] 劉春梅. 初中生自尊發(fā)展特點的研究[J]. 哈爾濱學院學報, 2002（4）: 60~63.

[9] 張林. 青少年自尊結構、發(fā)展特點及其影響因素的研究[D]. 長春: 東北師范大學, 2004.

[10] Wilson, T. D., Lindsey, S., & Schooler, T. Y. A model of dual attitudes[J]. Psychological Review, 2000, 107(1): 101~26.

[11] 吳明證, 梁寧建, 孫曉玲, 等. 自尊水平與自尊穩(wěn)定性的關系: 完美主義的中介作用[J]. 應用心理學, 2008, 14（4）: 324~329.

[12] 吳師, 任曦, 姜珂, 等. 自我知覺視角和元知覺視角下能動性評價對自尊的預測作用[J]. 心理科學, 2017（6）: 1456~1463.

[13]Kernis, M. H., High self-esteem: A differentiated perspective[C]. In: Chang, E, C., Sanna, L, J., (Eds). Virtue, vice, and personality: The complexity of behavior. Washington, DC:American Psychological Association, 2003: 3~22.

[14] 韓磊, 朱帥帥, 孫淑慧, 等. 自尊穩(wěn)定性問卷的編制[J]. 山東師范大學學報（自然科學版）, 2015（3）: 112~115.

[15] 魏運華.自尊的結構模型及兒童自尊量表的編制[J]．心理發(fā)展與教育,1997, 13（3）: 29~36.

[16] 王建平, 馬林芳. 男女大學生自尊獲得方式及其受損后應對方式的比較研究[J]. 韓山師范學院學報, 2002（1）: 64~71.

Developmental Characteristics of Self-esteem Stability in Junior High School Students and its Relationship to Self-esteem Level

CUI Li-ying1, HU Song-ling2, JIANG Jing-yan1,3

(1. School of Psychology, Shanghai Normal University, Shanghai 200234; 2.Mudu Experimental Middle School of Suzhou, Suzhou Jiangsu 215101, China; 3. Jiuting No. 5 Primary School of Songjiang District, Shanghai 200234, China)

In order to investigate the developmental characteristics of adolescent self-esteem stability and its relationship to self-esteem level, the Self-esteem Stability Scale developed by Kernis was adopted to follow up 704 junior high school students over a six-month period. Results show that: (1) In terms of self-esteem stability, both boys and girls scored significantly higher on the pretest than that on the retest, indicating that the overall self-esteem stability of students from the first to the second year of junior high school declined over time; in terms of specific dimensions, girls scored significantly higher than boys on the dimensions of other people’s evaluation and social approval; (2) There was a significant correlation between self-esteem stability and self-esteem level on the pretest and retest.

junior high school students; self-esteem stability; self-esteem level; follow-up study

2020-05-09

崔麗瑩（1972—），女，吉林舒蘭人，副教授，博士，研究方向：兒童人格與社會性發(fā)展。

蔣婧妍（1993—），女，浙江舟山人，二級教師，碩士，研究方向：兒童人格與社會性發(fā)展，E-mail：453760215@qq.com。

B844.2

A

2095-9249（2020）04-0093-05

〔責任編校：范延琛〕