趙林萍，趙成蓉

（1.晉中學(xué)院教育科學(xué)與技術(shù)學(xué)院，山西晉中030619；2.晉中職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)院辦公室，山西晉中030600）

一、問(wèn)題的提出

羅森伯格（Rosenberg，1965）認(rèn)為自尊是個(gè)體對(duì)自我這一特殊客體的積極或消極態(tài)度，同時(shí)，他指出自尊是對(duì)自己整體性的態(tài)度或自我評(píng)價(jià)，即整體自尊（global self-esteem）[1]3。楊燁、王登峰（2007）的研究證實(shí)Rosenberg的整體自尊可分為自我肯定和自我否定兩個(gè)維度[2]。很多研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)自尊與抑郁、焦慮等消極情緒高度負(fù)相關(guān)[3]，其中一些研究顯示整體自尊的兩個(gè)維度與焦慮、抑郁的關(guān)系并不相同。Kaplan&Pokorny（1974）指出自我肯定與焦慮、抑郁的相關(guān)不顯著，但自我否定與之相關(guān)顯著。[4]Owens（1994）也發(fā)現(xiàn)自我否定維度與心理和情緒障礙關(guān)系更大[5]。本研究的目的在于探索整體自尊及自我肯定、自我否定兩個(gè)維度與焦慮的關(guān)系。

二、對(duì)象與方法

（一）研究對(duì)象

采取隨機(jī)抽樣的方法在三所省級(jí)本科院校中向在校大學(xué)生隨機(jī)發(fā)放318份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷317份，有效被試占99.7%，其中64.04%為女生，35.96%為男生。

（二）研究工具

1.整體自尊量表

Rosenberg（1965）的自尊量表（SES）[6]采用自我報(bào)告法，關(guān)注人們整體上看待自己的方式，沒(méi)有涉及具體的品質(zhì)和特性。量表共十題，四級(jí)評(píng)分，積極和消極條目各半，消極題目反向計(jì)分，分?jǐn)?shù)范圍介于10～40分之間，得分越高，自尊水平越高。量表信效度指標(biāo)較好，總量表α=0.88，一周后總量表重測(cè)信度為0.82。

2.特質(zhì)焦慮量表

選用spielberger狀態(tài)-特質(zhì)焦慮量表（STAI）的分量表特質(zhì)焦慮問(wèn)卷（Trait Anxiety Inventory，T-AI）。該量表共20題，四級(jí)評(píng)分，11題闡述負(fù)性情緒，9題闡述正性情緒，正性情緒題目反向計(jì)分。分?jǐn)?shù)范圍20～80，得分越高，特質(zhì)焦慮水平越高。李文利、錢銘怡（1995）的研究發(fā)現(xiàn)該量表可分為兩個(gè)維度：特質(zhì)焦慮存在、特質(zhì)焦慮缺失[7]。中國(guó)正常人群男性總平均分為41.11±7.74，女性總平均分為41.31±7.54。該量表具有較好的信效度，分半信度為0.7566，同質(zhì)性系數(shù)α=0.8230[8]。

3.Zung焦慮自評(píng)量表（Self—Rating Anxiety Scale）

SAS由Zung于1971年編制[9]，包括焦慮的情緒體驗(yàn)、運(yùn)動(dòng)性不安、自主神經(jīng)功能失調(diào)、軀體癥狀4因子。量表共20題，4級(jí)評(píng)分。其中5項(xiàng)正性陳述，15項(xiàng)負(fù)性陳述，前者反向計(jì)分。20題得分的和乘以1.25，取整數(shù)部分即得標(biāo)準(zhǔn)分，分?jǐn)?shù)解釋方法：標(biāo)準(zhǔn)分70分以上重度焦慮，60～69分中度焦慮，50～59分輕度焦慮，低于50分不焦慮。修訂后的量表ɑ系數(shù)為0.931，信度較好。

（三）數(shù)據(jù)處理

采用SPSS19.0中文版統(tǒng)計(jì)軟件包對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)處理，涉及的統(tǒng)計(jì)方法有獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、pearson積差相關(guān)、一元線性回歸。

三、研究結(jié)果

（一）整體自尊和特質(zhì)、ZUNG焦慮的性別差異

從表1可以看出，大學(xué)生整體自尊、自我肯定、特質(zhì)焦慮、特質(zhì)焦慮存在、ZUNG焦慮、自主神經(jīng)功能失調(diào)、運(yùn)動(dòng)性不安、焦慮的情緒體驗(yàn)不存在性別差異。女生“特質(zhì)焦慮缺失”因子得分高于男生（P＜.01）；軀體癥狀得分低于男生（P＜.05）；女生整體自尊自我否定得分低于男生（p＜.05）。

表1 整體自尊和特質(zhì)、ZUNG焦慮的性別差異（M±SD）

（二）整體自尊與特質(zhì)、ZUNG焦慮的相關(guān)分析

從表2可以看出，軀體癥狀（Z1）與整體自尊、自我肯定負(fù)相關(guān)（P＜.05），與自我否定不存在相關(guān)（p>0.05）。整體自尊、自我肯定、自我否定與特質(zhì)焦慮、特質(zhì)焦慮存在（T1）、特質(zhì)焦慮缺失（T2）、ZUNG氏焦慮、自主神經(jīng)功能失調(diào)（Z2）、運(yùn)動(dòng)性不安（Z3）、焦慮的情緒體驗(yàn)（Z4）均存在顯著負(fù)相關(guān)（P＜.001）。

表2 整體自尊與特質(zhì)、ZUNG焦慮的相關(guān)（r）

（三）整體自尊與特質(zhì)、ZUNG焦慮的回歸分析

分別以整體自尊、自我肯定、自我否定為自變量（因變量），特質(zhì)、ZUNG氏焦慮為因變量（自變量）進(jìn)行一元線性回歸分析，結(jié)果顯示：整體自尊與特質(zhì)、ZUNG焦慮分別可以解釋對(duì)方32.4%、9.7%的變異量；自我肯定與特質(zhì)、ZUNG焦慮分別可以解釋對(duì)方26.1%、8.5%的變異量；自我否定與特質(zhì)、ZUNG焦慮分別可以解釋對(duì)方24.8%、6.7%的變異量。見表3。

表3 整體自尊與焦慮的一元線性回歸分析

四、討論

（一）整體自尊與焦慮的性別差異

本研究發(fā)現(xiàn)女生整體自尊、自我否定得分低于男生（p＜.05）。但很多國(guó)外的研究并沒(méi)有發(fā)現(xiàn)女性的自尊比男性的低 （Maccoby&Jacklin，1974；Wylie，1979；Brown，1986；Pliner，Chaiken & Flett，1990；Feingold，1994）[10]。自尊的社會(huì)學(xué)模型認(rèn)為，在社會(huì)上處于劣勢(shì)或者被歧視的人比享有社會(huì)特權(quán)的人自尊水平低，因自尊取決于社會(huì)總體上如何看待個(gè)人。中國(guó)的封建思想認(rèn)為男尊女卑，盡管現(xiàn)代社會(huì)批判這一價(jià)值觀，但它仍然存在于人們的潛意識(shí)之中，并對(duì)人的自我意識(shí)發(fā)生著影響。另有研究（Rosenberg，1979 ；Crocker&Major，1989）發(fā)現(xiàn)處于劣勢(shì)的社會(huì)群體成員自尊并不低，如黑人。Tajfel&Turner（1986）的社會(huì)特性理論（social identity theory）認(rèn)為，自尊部分取決于群體自豪（group pride），積極評(píng)價(jià)自己所處的群體的人會(huì)比消極評(píng)價(jià)自己群體的人享有更高的自尊。因此，社會(huì)性別歧視并不是導(dǎo)致女性自我否定的充分條件，只有女性自己對(duì)女性群體持消極態(tài)度時(shí)，自我否定才會(huì)發(fā)生。我們應(yīng)該鼓勵(lì)女性以自己的性別為榮。

本研究還發(fā)現(xiàn)，女大學(xué)生“特質(zhì)焦慮缺失”因子得分要高于男生，說(shuō)明女大學(xué)生被試比男生更少正性的情緒（P＜.01），而男大學(xué)生軀體癥狀得分高于女生（P＜.05），這說(shuō)明男生對(duì)威脅情境更多身體應(yīng)對(duì)，而女生更多情緒應(yīng)對(duì)。

（二）整體自尊與焦慮的關(guān)系

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)自我否定與軀體癥狀不存在相關(guān)；整體自尊、自我肯定與軀體癥狀存在負(fù)相關(guān)（P＜.05）；整體自尊及兩個(gè)分維度與特質(zhì)、ZUNG氏焦慮總分及其余分維度分別呈顯著負(fù)相關(guān)（P＜.001）。我們假設(shè)整體自尊應(yīng)與軀體癥狀顯著負(fù)相關(guān)，就像它與情緒、行為等其他類型的焦慮表現(xiàn)的關(guān)系一樣，因?yàn)橄嚓P(guān)研究顯示，低自尊的人更容易出現(xiàn)健康問(wèn)題[10]167-183。有文獻(xiàn)指出，個(gè)體的軀體反應(yīng)模式具有特異性，一些人在焦慮時(shí)更容易心率加快，而另一些則可能消化不良，這使得這些生理喚起的聚合效度較低[11]，這應(yīng)該是導(dǎo)致整體自尊與軀體癥狀低相關(guān)甚至無(wú)相關(guān)的原因。表2顯示整體自尊與自主神經(jīng)功能失調(diào)（呼吸、尿頻、多汗）的相關(guān)盡管達(dá)到了0.001的顯著水平，但相關(guān)系數(shù)并不高，這可能反映了同樣的問(wèn)題，即不同個(gè)體在焦慮時(shí)所激發(fā)的自主神經(jīng)活動(dòng)并不相同。

表2顯示了整體自尊與特質(zhì)焦慮的相關(guān)為-.570，與ZUNG焦慮的相關(guān)為-.311，回歸結(jié)果顯示，整體自尊與特質(zhì)焦慮可以互相預(yù)測(cè)對(duì)方32.4%的變異，而與ZUNG焦慮相互的解釋力僅有9.7%。與特質(zhì)焦慮不同，ZUNG焦慮不僅包括焦慮的認(rèn)知、情緒成分，還包括行為（運(yùn)動(dòng)性不安）和生理成分。人們的生理體驗(yàn)受自主神經(jīng)系統(tǒng)的控制，多處于無(wú)意識(shí)的狀態(tài)，自我報(bào)告法可以相對(duì)有效地測(cè)出被試焦慮情緒和行為的變化，但無(wú)法有效反映被試的生理變化。這可能是導(dǎo)致后者低相關(guān)的原因。

本研究發(fā)現(xiàn)，自我肯定與特質(zhì)焦慮、特質(zhì)焦慮缺失、ZUNG焦慮及各維度的相關(guān)均高于自我否定。回歸結(jié)果顯示，自我肯定與特質(zhì)、ZUNG焦慮可以互相解釋對(duì)方26.1%、8.5%的變異，高于自我否定24.8%、6.7%的解釋率。Brown（1986）的研究發(fā)現(xiàn)，低自尊的個(gè)體對(duì)自己在14個(gè)積極品質(zhì)上的8個(gè)和所有12個(gè)消極品質(zhì)上的評(píng)分要高于他人，但這種自我與他人評(píng)價(jià)之間的差異在高自尊組更大。這說(shuō)明與高自尊者相比，低自尊者并沒(méi)有太多的自我否定，而是不夠自我肯定。從表2可以看出，自我肯定與特質(zhì)焦慮缺失的相關(guān)系數(shù)-.479高于特質(zhì)焦慮存在的-.382，說(shuō)明自我肯定的人更多正性的情緒，自我否定與特質(zhì)焦慮存在的相關(guān)系數(shù)-.445高于特質(zhì)焦慮缺失的-.382，這說(shuō)明自我否定的人負(fù)性情緒多。這與 Kaplan&Pokorny（1974）、Owens（1994）的研究結(jié)果基本一致，他們發(fā)現(xiàn)自我否定與情緒障礙關(guān)系更大，自我肯定與焦慮、抑郁的相關(guān)不顯著[5]。

綜上，我們認(rèn)為正常人群并沒(méi)有過(guò)多自我否定，只是自我肯定不夠，因此，自我肯定決定了其焦慮的總體水平。但如果個(gè)體自我建構(gòu)中自我否定的成分增多，就會(huì)導(dǎo)致負(fù)性情緒增多，這可能是病理性焦慮障礙產(chǎn)生的根源。

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