編班模式對民族院校藏族大學生主觀幸福感的影響
——一個有調節的中介模型

曲曉曉,原子茜

(中央民族大學,北京市 100081)

一、問題提出

“民族接觸”也叫“族際接觸”或“群際接觸”。“群際接觸”(Intergroup contact)一詞最早是由西方社會心理學家奧爾波特(Allport)提出,旨在解決二戰后美國的種族關系這個歷史遺留問題,佩蒂格魯(Pettigrew),通過實證方法對群際接觸在多大程度上能夠促進群際關系、降低群際偏見進行了確證[1]。我國學者的研究也證實,民族接觸對族際關系有積極預測作用,如高承海等人的研究結果表明民族接觸可以減少消極刻板印象,增加積極刻板印象,減少群際焦慮,從而提高民族之間交往的良好意愿[2]。民族接觸可以間接促進民族交往,而民族認同、民族本質論、刻板印象和群際焦慮則在二者之間起部分中介作用[3]。劉陽等人采用情感錯誤歸因程序和問卷測量,發現在群際接觸背景下,民族接觸對改善蒙漢大學生群際關系可以起到積極作用[4]。但是民族接觸與群際關系二者之間并非直接的因果關系,郝亞明認為二者之間經過了一個從認知取向到情緒取向發展的中介變量的間接過程[5],因而僅僅關注民族接觸與群際關系的改善是遠遠不夠的,需要進一步探討它們之間的作用機制。一直以來,我國民族教育領域的辦學形式有民族院校、民族班等,但這種獨立、封閉的民族教育體系不利于民族間的接觸與團結[6]。合校不合班現象對于族群之間交往以及族群關系的改善也會產生負面影響[7]。有學者指出,民族院校應積極推進混班混宿的新模式以促進各民族大學生之間的交往交流與交融[8]。習近平總書記在中央民族工作會議中強調“要積極推進民漢合校、混合編班,形成共學共進的氛圍和條件,避免各民族學生到了學校各抱各的團、各走各的圈”[9]。2015年國務院《關于加快發展民族教育的決定》中明確指出,要積極推進混班教學、混合住宿。

主觀幸福感(Subjective Well-Being,簡稱SWB)是一個綜合性的心理指標,指個體按照自身標準對生活質量做出的評價[10]。近年來,跨文化民族接觸背景下的主觀幸福感問題研究逐漸受到關注,但主要集中在留學生的文化適應與主觀幸福感關系問題[11-13],而對國內民族接觸背景下少數民族大學生主觀幸福感問題研究較少。少數民族大學生的主觀幸福感水平,對于他們身心和諧發展和民族交往交流交融有著重要的影響,理應受到更多的關注。

學者們的研究發現,民族接觸背景下個體的主觀幸福感與其文化適應策略密切相關。貝瑞(Berry)指出當個體既認同自己的原有民族文化,也愿意接觸主流民族文化時,就會產生較高的主觀幸福感[14]。他將文化適應分成保持傳統文化及身份特征和保持主流群體文化兩種基本維度,分離、同化、整合、邊緣化四種策略類型[15]。菲尼(Phinney)認為整合策略能夠幫助個體在異文化中適應最好[16]。雖然這些研究是以移民國家為對象,但其理論對研究中國少數民族成員的跨文化適應問題也是適用的[17]。學者萬明鋼[18]、王亞鵬[19]的研究表明我國藏族大學生在文化適應策略上常用分離、同化和整合三種,在文化適應研究中通常不考慮邊緣化策略,因此,以下研究也只采用三種文化適應策略;萬明鋼還指出民族間的交往不是簡單的相互接觸,交往交流交融也不是每個個體線性遞進、同步達到的關系。個體文化適應態度不同,會選擇不同的交往策略,產生完全不同的心理體驗[20]。葉寶娟[21]、高承海[22]等人發現采用整合策略后,少數民族大學生在降低文化適應壓力同時,能提高他們的主觀幸福感水平。從上述研究得知,在民族交往中,文化適應策略對主觀幸福感影響是顯著的,特別是整合策略對少數民族學生的主觀幸福感起積極預測作用。

混合編班模式能否有助于促進不同民族之間的交往,增進民族關系、提高其主觀幸福感;混合編班模式對少數民族學生的文化適應策略是否起到調節作用等問題,當前學術界有關此類的研究為數不多,基本是圍繞混合編班模式對教學的效果影響進行探討,缺乏深入調查[23]。僅有的一篇實證研究是以一所內地職業院校的藏族學生為研究對象,探討了民族接觸與主觀幸福感之間的影響機制[24]。但對編班模式是否會影響民族接觸水平與文化適應策略以及主觀幸福感之間的關系,并未做出進一步的實證分析。

西藏民族大學是西藏自治區創辦的一所民族院校,學生民族成分構成是漢族和少數民族基本各占一半(其中少數民族學生以藏族學生居多)。學校長久以來的辦學模式是區內外分別編班。為積極響應國家政策號召,自2016年以來開始試行區內外混合編班。本研究以西藏民族大學藏族大學生為例,除了探討文化適應策略對民族接觸水平與主觀幸福感之間的影響外,還將比較不同編班模式如何調節民族接觸水平對文化適應策略以及主觀幸福感的影響。為此做出下列三個假設。

假設1:文化適應策略在民族接觸水平與主觀幸福感之間起部分中介作用。

假設2:編班模式在民族接觸水平與主觀幸福感之間發揮調節作用。

假設2a:在區內班中,民族接觸水平對主觀幸福感具有積極預測作用;假設2b:在混合編班中,民族接觸水平對主觀幸福感的積極預測作用高于區內班中民接觸水平對主觀幸福感的預測程度。

假設3:編班模式在民族接觸水平與文化適應策略之間發揮調節作用。

假設3a:在區內班中,民族接觸水平對文化適應策略具有積極預測作用;假設3b:在混合編班中,民族接觸水平對文化適應策略的積極預測作用高于區內班中民族接觸水平對文化適應策略的預測程度。

根據以上假設構建一個有調節的中介模型,如圖1所示:

圖1 本研究的假設模型

二、研究方法與結果

(一)研究對象

本研究在西藏民族大學采用隨機抽樣方式,被試為大一至大四混合編班和區內班的藏族學生。發放問卷330份,回收有效問卷311份,回收率為94.2%,其中男女生各為82人(26.4%)、229人(73.6%);大一至大四分別為104人(33.4%)、79人(25.4%)、55人(17.7%)、73人(23.5%);居住地分布情況為農牧區208人(66.9%)、縣城或小城鎮66人(21.2%)、城市37人(11.9%);社區結構分布情況為藏族多的有278人(89.4%)、漢族多的有12人(3.9%)、差不多的有21人(6.7%);學習漢語時間1-4年有8人(2.6%)、4-7年有26人(8.3%)、7-10年有40人(12.9%)、10年以上有237人(76.2%);擔任班干部的有160人(51.4%),不擔任班干部的有151人(48.6%)。區內班202人(65.0%),混合編班109人(35.0%)

(二)研究工具

1.民族接觸量表

民族接觸量表采用了史佳鑫、劉力等人改編自國外學者伊斯蘭(Islam)和休斯郭(Jewstone)的民族接觸問卷,包括接觸數量和接觸質量兩個維度[25],共計10個題目。在本研究中,總量表Cronbach'sα為0.89,分量表接觸數量和接觸質量的Cronbach'sα分別為0.858、0.855。該量表采用7點計分法,1是指“完全不同意”,7是指“完全同意”,程度依次增加,根據以往研究,接觸數量與接觸質量的乘積就是接觸水平,分數越高,接觸水平越高。

2.文化適應策略量表

文化適應策略量表根據國外文化適應模式研究結果和我國藏族大學生的實際情況改編后形成的問卷,包括分離、同化與整合三個維度,共15個題目[18]。在本研究中,總量表的Cronbach'sα為0.67,分量表的Cronbach'sα分別為0.64,0.663,0.61,采用5點計分法,1代表“非常不同意”,5代表“非常同意”。在某一維度得分越高,說明比較傾向使用這一種文化策略。

3.主觀幸福感量表

主觀幸福感量表采用了由汪向東整理國外學者坎貝爾(Campbell)編制的問卷,包括總體情感指數和生活滿意度兩個維度,共9個題目,本研究中量表的Cronbach'sα為0.915。1代表“完全不符合”,7代表“完全符合”。根據以往研究,主觀幸福感得分=總體情感指數/8+生活滿意度*1.1。

(三)統計方法

采用SPSS22.0對收集的數據進行描述統計、差異檢驗和相關分析,使用SPSS的宏插件Process進行中介效應、調節效應檢驗。

(四)結果分析

1.共同方法偏差檢驗

為了防止問卷出現共同方法偏差,對數據首先進行Herman單因素檢驗,進行不旋轉和不指定抽取因子的分析,結果發現有7個因子特征大于1,第一個因子解釋的變異量是22.69%,小于40%的臨界值,因此,可以判定不存在共同方法偏差方面的問題[26]。

2.變量間的相關分析

對藏族大學生民族接觸水平、文化適應策略以及主觀幸福感采用皮爾遜(Person)相關法進行相關分析,結果如表1所示。

表1 不同變量間的相關分析(N=311)

從以上相關矩陣中可以看出,民族接觸水平與同化、整合、主觀幸福感、編班模式呈顯著正相關,與分離負相關不顯著;分離與同化、整合、編班模式呈顯著負相關,但與主觀幸福感相關不顯著;同化與整合顯著正相關,與主觀幸福感和編班模式不相關;整合與主觀幸福感顯著正相關;主觀幸福感與編班模式顯著正相關。

3.中介效應檢驗

為了進一步檢驗文化適應策略在民族接觸水平與主觀幸福感之間的中介作用,根據溫忠麟中介效應檢驗程序來分析[27]。依據多個變量在自變量與因變量發揮的中介作用方式可以是同時的、順序性的或是兩者重合,即并行多重中介模型、鏈式中介模型和復合式中介模型三種[28]。鑒于本研究的中介變量包括三個類別維度,同時又考慮到文化適應策略的三個維度分離、同化、整合之間是兩兩顯著正相關(r=0.330、0.148、0.316),且三者之間沒有明顯的順序性特征,因此,建立并行多重中介模型進行分析。其中民族接觸為自變量X,中介變量M為分離、同化、整合三個維度,主觀幸福感為因變量Y。第一步:建立民族接觸對主觀幸福感的回歸方程:Y=cX+e1,檢驗回歸系數c的顯著性,若顯著則繼續接下來兩個方程的檢驗,否則停止檢驗;第二步:建立文化適應策略各維度對民族接觸水平的回歸方程:M=aX+e2,檢驗回歸系數a的顯著性,若顯著則繼續最后一個方程的檢驗,否則停止檢驗;第三步:建立民族接觸水平和文化適應策略各維度對主觀幸福感的回歸方程:Y=c’X+bM+e3,檢驗回歸系數c’和b的顯著性,若b顯著,c’也顯著,說明存在部分中介效應,民族接觸對主觀幸福感的影響有一部分是通過文化適應策略維度實現的;若c’不顯著,說明文化適應策略維度在民族接觸與主觀幸福感之間起著完全中介效應的作用。

用SPSS宏插件Process(Module 4)進行中介檢驗,基于既有研究,將人口學變量、班級結構、學習漢語時間、是否為班干部等相關因素納入控制變量,對分離、同化和整合在民族接觸水平與主觀幸福感之間的并行多重中介效應進行分析。如表2所示,第一步:民族接觸水平對主觀幸福感的預測作用顯著(β=0.279,P<0.01),即民族接觸水平對主觀幸福感的總效應c顯著;第二步:分離對主觀幸福感的預測作用(β=0.057,P>0.05)不顯著,同化對主觀幸福感預測作用顯著(β=0.279,P<0.01),整合對主觀幸福感的預測作用也顯著(β=0.368,P<0.01),說明路徑a1作用不顯著,a2、a3作用顯著;第三步:只有同化、整合對主觀幸福感預測作用顯著,同化對主觀幸福感具有負向顯著預測作用(β=-0.193,P<0.05),整合對主觀幸福感具有顯著正向預測作用(β=0.137,P<0.05),說明路徑b2、b3作用顯著,即間接效應顯著。當同化、整合與民族接觸水平共同作為預測變量時,民族接觸水平對主觀幸福感的預測作用依然顯著(β=0.281,P<0.01),說明c’直接作用顯著。而路徑a1、b1作用都不顯著,說明分離在民族接觸水平與主觀幸福感之間中介作用不存在。

表2 中介模型回歸

采用漢斯(Hays)和普里徹(Preacher)的偏差較正百分位bootstrap重復抽樣5000次,進行多重中介效應檢驗結果如表3所示(分離作為變量中介作用不存在,不再進行分析):首先同化作為中介變量,95%置信區間為[-0.099,-0.02],區間不包括0,中介效應值為系數a2與b2的乘積為-0.057,根據溫忠麟等對中介效應檢驗的補充,若民族接觸水平對主觀幸福感的間接效應即a與b乘積后的符號與直接效應c’的符號異號,則屬于遮掩效應[29],間接效應與直接效應的比例為|a2×b2÷c'|即|-0.057/0.281|=0.203,因此,同化在民族接觸水平與主觀幸福感之間發揮遮掩效應作用。當整合作為中介變量,95%的置信區間為[0.015,0.095],區間不包括0,中介效應值為系數a3與b3的乘積,與c’同號,中介作用顯著,屬于部分中介效應,中介效應占比為間接效應/總效應即0.368×0.137/0.279=0.181,因此,整合是民族接觸水平與主觀幸福感之間的中介變量。分離、同化、整合在民族接觸水平與主觀幸福感之間并不是并行多重中介作用。分離作為中介作用不存在,同化在二者之間發揮遮掩作用,整合在二者中間發揮部分中介作用。綜上,假設1得到證實。

表3 中介效應的Bootstrap檢驗

4.有調節的中介模型檢驗

調節效應分析方法應根據自變量和調節變量的測量級別確定,若自變量是連續變量,調節變量是分類變量,則選取分組回歸進行調節分析[30]。利用漢斯(Hayes)提供的宏插件Process(module8),進行調節作用檢驗,本次研究中民族接觸水平作為自變量是連續變量,編班模式作為調節變量是分類變量,在其他人口學變量控制情況下,檢驗不同編班模式對民族接觸水平與主觀幸福感之間的調節作用(表4):將民族接觸水平*編班模式放進模型后,僅對整合的預測作用顯著(β=0.169,t=3.305,P<0.01),對主觀幸福感的預測作用不顯著(β=0.077,t=31.969,P>0.05),說明不同編班模式對民族接觸水平→整合→主觀幸福感這一中介路徑的前半段起調節作用,在民族接觸水平對主觀幸福感的直接預測中不起調節作用。假設2不成立,假設3得到支持。

表4 有調節的中介模型檢驗

為進一步了解民族接觸水平對整合策略的影響如何受到不同編班模式的調節,將不同編班模式影響繪制簡單調節效應圖(圖2),簡單斜率檢驗表明:在區內班中,民族接觸水平對整合的預測作用顯著(simpleslope=0.151,t=2.007,P<0.05);在混合編班中,民族接觸水平對整合也具有顯著正向預測作用(simpleslope=0.506,t=6.164,P<0.001),且預測作用更強。綜上,民族接觸水平通過整合策略對主觀幸福感產生影響受到編班模式的調節,無論是在區內班還是混合編班,民族接觸水平都能通過采取整合的文化適應策略提高其主觀幸福感,但在混合編班當中,這種預測作用更加顯著。

圖2 不同編班模式對民族接觸水平與整合策略關系的簡單調節作用效應圖

三、討論與啟示

(一)整合策略的中介作用

本研究結果發現,民族接觸水平對整合的文化適應策略具有正向預測作用,且整合在民族院校藏族大學生民族接觸與主觀幸福感之間起部分中介作用,民族接觸水平對分離具有負向預測作用,且分離在二者之間不起中介作用,這與楊寶琰等人的結論一致[24],在此基礎上研究還進一步得出同化在二者之間的作用機制是“遮掩效應”。當出現“遮掩效應”時,結論所探討的問題應當由傳統的“自變量為何影響因變量”轉變為“自變量為何不影響因變量”[29]。因此本研究需要解釋的問題也變成“在同化策略影響下,民族接觸水平為何不一定能提高民族院校藏族大學生的主觀幸福感”。上述實證研究表明,當采取同化的文化適應策略時,遮掩了民族接觸水平對主觀幸福感的影響,同化策略可能是藏族大學生民族接觸與主觀幸福感之間的一個抑制變量,而對同化策略的控制會加大民族接觸對主觀幸福感的作用力[31]。其可能的原因如下,根據學者貝瑞(Berry)對同化的定義,是指個體不愿保持身份特征,完全融入并模仿主流文化,本研究調查對象主要是在內地民族院校就讀的藏族大學生,采取同化策略能迅速適應民族院校當中混合編班的學習生活,但同時也可能意味著他們放棄了自己原來的生活習慣,甚至忽視自己的民族文化。不可否認的是,采取同化策略可以讓生活在內地民族院校混合編班的少數民族學生避免更多的文化沖突,但是這樣做,一方面會降低適應水平,另一方面大部分藏族學生畢業后90%是要回西藏工作,等到假期返回西藏或者畢業回西藏后,他們又會再次面臨二次適應困難,進而影響整體上的主觀幸福感。因而從長遠來看,對于藏族學生來說,當采取同化的文化適應策略時,遮掩了民族接觸水平對民族院校就讀藏族大學生主觀幸福感的影響,這也意味著 在控制同化變量后,民族接觸水平對主觀幸福感的影響增強,民族接觸水平越高,主觀幸福感才會越高。“遮掩效應”同時也說明預測變量與結果變量間可能存在其他更大的中介效應作用機制,如被證實的整合中介變量,當然有可能也有其他中介變量未被納入研究視野,有待進一步探索。

這一中介作用的探討對于學校管理者的啟示在于,民族接觸水平能夠促使民族院校藏族大學生選擇積極的文化適應策略,減少使用消極的文化適應策略從而提高主觀幸福感,但同時也可能會受到同化這個策略的抑制,因此,管理者在今后應主動引導藏族大學生對文化適應策略的選擇,通過教育干預來防止同化民族院校藏族大學生在民族接觸中對主觀幸福感的影響。

(二)編班模式的調節作用

本研究基于三個假設構建了一個有調節的中介模型,驗證不同編班模式對民族接觸水平→文化適應策略→主觀幸福感這一中介過程的調節作用,結果發現,編班模式在民族接觸水平與整合的文化適應策略之間的調節效應顯著,且在混合編班中,民族接觸水平對整合策略的預測作用以提高主觀幸福感更加顯著。編班模式在民族接觸水平對主觀幸福感的直接作用上調節效應不顯著。

這一結果的分析可以借鑒錢民輝教授的意識三態觀理論來解釋。意識三態觀是指意識形態(宏觀)、意識生態(中觀)與意識心態(微觀)。在民族教育中,意識形態是基于中華民族一體多元的政治需要制定和確立的國家知識、政策意圖、價值觀和實踐導向的統稱,意識生態是基于多元一體的文化格局建立的多元文化融合共生的教育體系,意識心態是根據文化身份培養國家認同和民族認同[32]。混合編班模式就是在國家意識形態指導下,對多元意識生態的制度優化,從而促進民族接觸,引導學生個體在意識心態層面采取整合的文化適應策略,增強主觀幸福感,并進而促進加強民族團結、促進民族交往交流與交融的意識形態的實現。借助編班模式這個意識生態可以調節民族接觸對整合策略的選擇,實質上是借用中觀制度來幫助混合編班中的藏族大學生建立一個更加良好的意識心態,最終提升其主觀幸福感,構建民族交往交流交融的意識形態。

這一結論的實踐啟示在于,編班模式能夠調節藏族大學生的民族接觸水平對積極文化適應策略的預測以提高主觀幸福感,因此,從意識生態上而言,管理者要具備跨文化管理能力,用好意識形態指導下的混合編班這一優越制度設計;從意識心態上而言,混合編班不應僅流于形式,教育者應從學生入學之日起,向學生闡明混合編班的存在價值,讓學生首先從思想上意識到這一制度存在的必要性與合理性。教育者還可以通過組織豐富的民族文化活動,增進少數民族和漢族學生之間的交往,增加他們對不同民族文化知識的了解,讓學生可以感受體驗不同民族的習俗。此外,藏族大學生引起文化不適應的另一個主要原因是學業適應困難,教育者可以組織漢族學生與藏族學生“結對學習小組”,并對進步較大的學生進行公開表揚。