自我认同，立足于吉登斯的自我认同理论（self-identity theory），指个体在与周围环境互动的过程中，对自己身体、性格、道德等方面的认同情况和评价看法[1]。自我认同困境和自卑等心理问题[2]，会较多较早出现在家庭结构不良、家庭教育资源缺乏的环境等社会经济地位处于不利境地的儿童[3]身上。有研究表明，留守儿童的自我认同建构逐渐导向低层次化和个体化[4]。而高水平的自我认同，对处境不利儿童具有保护作用。研究表明，流动儿童的认同整合会调节歧视知觉、学业自我妨碍对学业倦怠的影响[5]。探究自我认同的影响因素，能为小学生的健康成长提供心理教育和心理咨询方面的指导方向。
在家庭的微观生态系统理论中，外部的家庭环境会影响个体自我的发展。亲子亲合，源于Olson以家庭结果为取向的家庭功能理论[6]，是衡量亲子关系的一个基本维度[7]，指父母与子女间亲密和谐的情感联结状态[8]，具体表现为双方积极良好的交流互动行为和内心对彼此间的亲密感受[9]。亲子亲合，是青少年心理健康成长的重要保护性因素，可以减少不良因素的消极影响[10]，可以调节青少年的积极情感和学校适应间的关系[11]，能在农村留守儿童歧视知觉对积极情绪的影响上起着保护作用[12]。当前已有研究表明，亲子关系可以显著预测自我认同[13]，亲子沟通能预测中学生的自我同一性发展状态[14]，亲子依恋也有助于大学生自我同一性的形成[15]。
亲子关系的需求无法得到满足，会加强青少年的孤独感[16]。孤独感，指个体由于在现实中的人际关系需求未得到满足[17]，进而产生的一种不愉快情绪体验[18]，比如：落寞、孤单等主观心理体验[19]。已有研究发现，青少年的孤独感会加剧抑郁[20]，会对社交焦虑产生影响[21]，还会影响青少年的问题行为[22]。而良好的亲子关系可以负向预测孤独感[23]，积极型的亲子亲合能够缓解孤独感。[24]此外，亦有研究表明，孤独感与初中生的自我认同[25]、大学生的同一性状态[26]存在显著的相关关系。
基于已有的研究成果，假设小学高年级儿童亲子亲合和孤独感能影响小学高年级的自我认同，而且孤独感在亲子亲合对自我认同的影响具有中介作用。
采用方便取样的方法，向清远市连山壮族瑶族自治县某民族小学高年级学生（该小学采用五四学制的教育模式，小学高年级只包括四年级和五年级）发放320份问卷，剔除无效问卷后，共回收306份有效问卷，有效回收率为95.6%，其中男生有161人，四年级有119人，平均年龄为10.87（SD=0.729）。
采用王美萍等人根据Olson的家庭亲密度和适应性量表改编的亲子亲合量表[27]，由母子亲子亲合和父子亲子亲合两个分量表构成，各5道题，采用5点计分（1代表“从不”到5代表“总是”）。本研究的Cronbach’s a系数为0.76。
采用汪向东等人据Asher等人编制的儿童孤独感量表的修订版，共24个题目，其中16个用于评定儿童孤独感，其余8个关于个人爱好是为了使被试回答得更为坦诚放松，适用于3-6年级的学生，并采取5点计分量表（1代表“一直如此”，5代表“并非如此”）。[28]本研究的Cronbach's a系数为 0.81。
采用林邦杰根据Fitts1965年编制的田纳西自我概念量表修订版中的自我认同分量表（identity），包括生理自我、道德自我、心理自我、家庭自我、社会自我和自我批判6个维度，共24道题，采取Likert5点计分量表（1代表“完全不同”到5代表“完全相同”）。本研究的Cronbach's a系数为0.61。
主试以班级为单位，在课余时间统一向学生宣读指导语和测试要求，然后逐一发放调查问卷。等学生完成后，回收问卷。施测时间约为15分钟。
回收到的问卷需主试进行筛选，剔除空白、未填完整、一题多答的无效问卷。随后，在SPSS 17.0上录入有效问卷的数据，并对这些数据进行Harman 单因素分析、描述性统计、单因变量分析、相关分析和回归分析，同时，通过运行Process插件检验中介效应，通过Amos 17.0检验路径系数。
研究中三个量表的全部题项，采用Harman 单因素分析法进行检验，通过主成分分析，提取出了18个特征值大于1的成分，而且首因子方差变异解释量为12.22%，小于40%的临界标准。研究中的三个量表可以同时使用，且不具有严重的共同方法偏差。
亲子亲合的均值为64.99，方差为9.66。根据自我认同分量表的理论总分，确定自我认同的理论中值为72，亲子亲合的总体均值低于理论中值，同时发现，仅有2.9%学生的自我认同低于理论中值，但方差较大，最大值（109）和最小值（44）相差65。总的来说，儿童的自我认同偏低且个体间的差距较大，需进一步分析人口学变量对自我认同的影响情况。
由单因变量方差分析的结果得到，年级和留守类型在少数民族地区儿童的自我认同上不具有显著的主效应（p>0.05）。只有年级*留守类型在自我认同上存在显著的交互作用（F（2,373）=4.090，p<0.05），随后进行简单两两比较，发现仅当留守类型=非留守时存在显著性差异（F（1,642）=7.031，p=0.008<0.01），五年级显著高于四年级（平均值差值=4.274，p=0.008<0.01，95%置信区间为[1.102,7.447]）。
单因变量方差分析的结果表明，抚养类型和性别*抚养类型，均在少数民族地区儿童的自我认同上不显著（p>0.05）。只有性别的主效应在儿童的自我认同上显著（F（1,409）=4.418，p<0.05），女生的自我认同显著高于男生的自我认同（平均值差值=4.023，p=0.036<0.05，95%置信区间为[0.257,7.790]）。
鉴于亲子亲合、孤独感和自我认同及其维度都是连续变量，故采用Pearson相关检验两两变量及其维度间的相关性。据相关分析结果，亲子亲合与孤独感显著负相关（r=-0.122，p<0.05），亲子亲合与自我认同显著正相关（r=0.203，p<0.05），孤独感与自我认同显著负相关（r=-0.222，p<0.05），具体见表 1。
表 1 亲子亲合、孤独感与自我认同的相关性检验
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| M±SD | 亲子亲合 | 孤独感 | 自我认同 |
| 亲子亲合 | 32.39±7.52 | 1 |
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| 孤独感 | 32.39±10.39 | --0.122* | 1 |
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| 自我认同 | 64.99±9.66 | 0.203** | -0.222** | 1 |
注：*.在0.05级别（双尾），相关性显著；**.在0.01级别（双尾），相关性显著。下同。
采用线性回归中的逐步回归，进一步分析亲子亲合、孤独感和自我认同三者间的回归关系，详见表 2。从亲子亲合、孤独感和自我认同的回归关系检验结果可知，亲子亲合显著负向预测孤独感（β=-0.122，t=-2.136，p<0.05），亲子亲合仅能解释孤独感1.2%的变异；亲子亲合显著正向预测自我认同（β=0.203，t=3.606，p<0.01），亲子亲合能解释自我认同3.8%的变异；孤独感显著预测负向自我认同（β=-0.222，t=-3.978，p<0.01），孤独感能解释自我认同4.6%的变异；孤独感和亲子亲合能共同解释自我认同7.5%的变异，其中孤独感显著负向预测自我认同（β=-0.201，t=3.618，p<0.01），亲子亲合显著正向预测自我认同（β=0.178，t=3.210，p<0.01）。
表 2 亲子亲合、孤独感和自我认同的回归关系检验
| 回归方程 | 整体拟合指数 | 回归系数显著性 | |||||
| 结果变量 | 预测变量 | R | △R2 | F | β | t | p |
| 孤独感 | 亲子亲合 | 0.122 | 0.012 | 4.562 | -0.122 | -2.136 | 0.033 |
| 自我认同 | 亲子亲合 | 0.203 | 0.038 | 13.001 | 0.203 | 3.606 | 0.000 |
| 自我认同 | 孤独感 | 0.222 | 0.046 | 15.821 | -0.222 | -3.978 | 0.000 |
| 自我认同 | 孤独感 亲子亲合 | 0.284 | 0.075 | 13.303 | -0.201 0.178 | -3.618 3.210 | 0.000 0.001 |
采用SPSS 17.0的Process插件，运用非参数百分位法Bootstrap 5000次的方法，以亲子亲合为自变量、孤独感为中介变量、自我认同为因变量，进行中介效应检验。若95%置信区间不包括0，则存在中介效应。[]经中介效应检验后得知，孤独感作为间接效应的95%置信区间为[0.0024,0.0694]，95%置信区间不包含0。孤独感在亲子亲合和自我认同间存在中介效应，中介效应=0.0313，效应量占12.1%，起着部分中介的作用，具体结果如表 3。
表 3 中介路径分析表
| 路径 | Effect | Boot SE | Boot LLCI | Boot ULCI | 效应量 |
| 总效应 | 0.260 | 0.072 | 0.000 | 0.118 | 100.0% |
| 直接效应 | 0.229 | 0.071 | 0.002 | 0.089 | 87.9% |
| 孤独感的间接效应 | 0.031 | 0.017 | 0.002 | 0.069 | 12.1% |
为了进一步检验亲子亲合、孤独感和自我认同间的路径系数，进行路径系数拟合，结果如图 1。亲子亲合显著正向预测自我认同（p<0.01），亲子亲合→孤独感→自我认同的路径系数显著（p<0.05）。
图 1 中介路径系数图
注：路径为标准化系数
研究结果显示，小学高年级自我认同总体处于偏低的水平，且自我认同间的个体差异较大。这可能是受到个体间人口学变量差异的影响，需进一步探究自我认同特点的影响机制。
根据研究数据，年级和留守类型在自我认同上不具有显著的主效应。这与已有结果部分一致，年级的主效应不显著一致，留守类型的主效应显著不一致。[30]但是，年级和留守类型在自我认同上存在显著的交互作用，随后的简单两两比较发现，仅当留守类型=非留守时，五年级显著高于四年级。这可能是由于小学高年级正是孩子思维和自我意识发展的转折期，而父母的陪伴与教育会更有利于孩子在思维和自我意识方面的发展，也更能增强他们自我认同的发展。对于非留守的学生，父母都陪伴在自己的身边，即将面临小升初的五年级，相较于四年级，此时由于思维和自我意识的逐步发展，更能从多方面意识到父母对自己的鼓励和关爱，对自我的认同也随之显著提升。对于单留守或双留守的孩子，一方或双方父母的教育缺席，而且同伴群体间不成熟的观点，可能会让这些不利处境相似的孩子很难在自我认同上呈现显著性的差异。
根据单变量方差分析的结果，抚养类型的主效应和与性别的交互效应，都不能显著影响小学高年级儿童的自我认同。一般来说，不具备一定教育资源的抚养人，更多时候仅作为一个照顾者，而非全面的教育者，能满足更多的是情感上的需求，而不能很好地促进男孩或女孩自我认同的发展。所以，抚养类型的差异不能显著性地影响学生的自我认同。此外，性别的主效应在自我认同上具有显著性差异，女生的自我认同显著高于男生的。这可能是因为传统文化中，男孩会受到比女孩更多和更高的教育期待和成长目标，可在资源和优势的比较打破了时空的局限时，男孩会比女孩更快速地认识到自己的不完美和与期待（自己的和长辈的）的差距之大，进而男生的自我认同就会显著低于女生的。
根据亲子亲合与孤独感关系的结果，亲子亲合与孤独感显著负相关，亲子亲合显著负向预测孤独感。这与范志宇的研究部分一致，亲子亲合与孤独感显著负相关、亲子亲合显著负向预测孤独感[31]。基于家庭功能理论和社交需要理论，和谐的亲子关系能发挥家庭的情感联系和有效应对外部事件的家庭功能，满足孩子亲子社交的情感需求，进而降低孤单寂寞的情感体验。
根据亲子亲合与自我认同关系的结果，亲子亲合与自我认同显著正相关，亲子亲合显著正向预测少数民族地区儿童的自我认同，这与前人的研究结果一致[13]。根据家庭的微观生态系统理论和吉登斯的自我认同理论，外部的家庭环境会影响个体的心理发展，个体的自我认同是在不断与外部环境的交互中动态形成的。良好的亲子关系可以提升孩子对自我的认同水平，促进儿童认同心理的健康发展。
根据孤独感与自我认同关系的结果，孤独感与自我认同显著负相关，孤独感显著负向预测自我认同，这与前人的研究成果一致[25]。根据孤独感的认知加工理论和吉登斯的自我认同理论，当自我觉知到外部的社交数量和质量都不满足自己的情感需要时，就会产生孤独等消极的情感体验，而这种外部环境与自我认知的作用，会促使个体随着外部环境和自我意识的变化，不断塑造和更新自我认同的水平和内容。
根据亲子亲合、孤独感与自我认同关系的结果，亲子亲合和孤独感能共同显著预测自我认同。根据生态系统理论和社会认知加工理论，外部的生态环境与个体内部的心理环境是相互作用的，个体通过感知觉外部环境的关系现状，基于认知的机制，进而产生不同的情绪体验，而这种内外部的交互影响促使个体重新思考自我、更新自我认同。此外，根据中介效应和路径分析的检验结果，小学高年级儿童孤独感在亲子亲合和自我认同间存在部分中介效应，亲子亲合→自我认同和亲子亲合→孤独感→自我认同的路径全部显著。这与马娜等人发现，大学生的孤独感在亲子亲合与自我同一性之间起着中介作用的结果一致[26]。根据家庭功能理论、生态系统理论、孤独感的社交需求理论和吉登斯的自我认同理论，家庭作为以个体为中心的微观生态系统，当微观家庭能有效发挥情感连接、处理外部事件、亲子沟通等功能时，不仅可以直接作用于个体内部的认同环境，增强个体的自我认同；还可以通过满足个体的社交情感需求，降低个体的孤独体验，间接影响个体的自我认同。
关注处境不利儿童自我认同的发展。心理健康教育教师或班主任在调研学生的人口学变量情况的基础上，可以对处境不利的儿童给予心理支持、学习与生活方面的帮助。另外，在开展心育活动时，可以根据主题活动和心理技术展开心理小组活动，促进和发展小学高年级儿童的自我认同。
提升儿童感知到的亲子亲合水平。教师一方面可以通过家长会、家访或线上沟通学生的学习和心理发展情况，鼓励家长多鼓励孩子、欣赏孩子的优点；另一方面，可以通过心育主题班会或心理健康教育活动课程，鼓励孩子多与父母交流，帮助孩子掌握基础的亲子沟通技巧，提高母子亲密度和父子沟通频率。
缓解儿童体验到的孤独感强度。良好的同伴关系可以降低孤独感[32]，教师对于孤独感直接或间接影响自我认同的机制，可以通过开展丰富多样的班集体活动或小组活动发展班级学生的友谊、增强学生的班集体归属感和荣誉感，进而降低他们的孤独感。
小学高年级儿童的自我认同在民族*独生子女*主观经济情况具有显著的三因素交互效应，在年级*留守类型具有简单交互作用，在性别上具有显著的主效应。亲子亲合、孤独感和自我认同之间两两显著相关，亲子亲合和孤独感都能显著预测自我认同，而且亲子亲合既可以直接、也可以通过孤独感间接影响小学高年级儿童的自我认同发展。对此，加强家校合作，改善儿童感知到的亲子亲合水平和孤独感强度，能够助力他们的自我认同发展，促进他们的健康成长。
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