李秀錦，孟迎芳

(1.福建農(nóng)林大學(xué) 東方學(xué)院，福建 福州 350017；2.福建師范大學(xué) 心理學(xué)院，福建 福州 350007)

社交焦慮是個(gè)體進(jìn)行人際交往時(shí)，因擔(dān)心被評(píng)價(jià)而產(chǎn)生緊張和恐懼的情緒體驗(yàn)[1]。這種情緒體驗(yàn)影響個(gè)體的人際交往和心理健康水平。國(guó)外調(diào)查顯示，社交焦慮始于青少年時(shí)期，10%～42%的大學(xué)生有社交困難或有回避行為[2]。國(guó)內(nèi)研究也表明，即將步入社會(huì)的大學(xué)生人際敏感性極高，社交焦慮占20.9%[3]。

核心自我評(píng)價(jià)指?jìng)€(gè)體對(duì)自己的能力和價(jià)值做出最基本的評(píng)價(jià)和總體估計(jì)[4]。有研究指出，具有社交焦慮的個(gè)體害怕被否定，擔(dān)心別人不認(rèn)同，對(duì)自己做出較多的負(fù)面評(píng)價(jià)，因而產(chǎn)生較多的回避傾向；也有研究證實(shí)大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)越低，情緒越消極，社交焦慮水平越高[5-7]。

自我分化指?jìng)€(gè)體能夠區(qū)分情感和理智的能力[8]。自我分化高的個(gè)體不容易情緒化，可以平衡理智和情感，具有穩(wěn)定的情緒，人際困擾較少，焦慮水平較低。Poleg-Popko對(duì)年齡在20～28歲的25名男性和92名女性大學(xué)生組成樣本的研究結(jié)果顯示，自我分化水平越高，被試社交焦慮水平越低，軀體癥狀越少[9]。自我分化水平低的大學(xué)生在人際交往中有回避和退縮的傾向，面臨更多的人際困擾，而自我分化水平越高的大學(xué)生，焦慮水平越低[10-12]。

社交焦慮與核心自我評(píng)價(jià)、自我分化三者之間應(yīng)存在著密切的聯(lián)系，核心自我評(píng)價(jià)對(duì)社交焦慮產(chǎn)生的影響可能既存在著直接的作用，也可能會(huì)通過自我分化水平的高低產(chǎn)生間接的作用。因此，以大學(xué)生為研究對(duì)象，一方面探索社交焦慮在性別、專業(yè)等變量上的差異；另一方面探索良好的核心自我評(píng)價(jià)和自我分化是否能降低大學(xué)生社交焦慮水平以及自我分化在核心自我評(píng)價(jià)與社交焦慮之間是否起中介作用。

一、調(diào)查對(duì)象與方法

(一)被試對(duì)象

隨機(jī)選取福建省10所高校大學(xué)生，包括公立本科學(xué)校、民辦本科(含獨(dú)立學(xué)院)、專科學(xué)校(含高職院校和師范類?？?。施測(cè)以班級(jí)為單位進(jìn)行，共發(fā)放1 200份問卷，回收率100%,有效問卷1 127份，有效率93.92%。其中，城鎮(zhèn)396人(35.14%)，農(nóng)村731人(64.86%)；男生449人(39.84%)，女生678人(60.16%)；獨(dú)生子女353人(31.32%)，非獨(dú)生子女774人(68.68%)；理科516人(45.79%)，文科611人(54.21%)。運(yùn)用SPSS17.0對(duì)大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)、社交焦慮與自我分化的問卷結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。調(diào)查數(shù)據(jù)采用t檢驗(yàn)、相關(guān)分析、回歸分析和中介效應(yīng)檢驗(yàn)，旨在探討核心自我評(píng)價(jià)是否會(huì)通過自我分化影響社交焦慮。

(二)測(cè)試工具

1.交往焦慮問卷。該問卷由Leary編制，共含15個(gè)項(xiàng)目，通常用于測(cè)量個(gè)體的社交焦慮傾向，采用5點(diǎn)計(jì)分，其中3，6，10，15這4個(gè)項(xiàng)目為反向計(jì)分，其余為正向計(jì)分，總分越高表示個(gè)體的社交焦慮越嚴(yán)重。該問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)超過0.87，8周后重測(cè)信度為0.80[13]。本次測(cè)試問卷的內(nèi)部一致性信度為0.853，分半信度為0.768。

2.核心自我評(píng)價(jià)問卷。該問卷由杜建政、張翔、趙燕修訂，共含10個(gè)項(xiàng)目，是一個(gè)單維度的自評(píng)量表，適用對(duì)象為大學(xué)生和社會(huì)人員[14]。每個(gè)項(xiàng)目均采用5點(diǎn)計(jì)分的方式。其中1，4，6，9這4個(gè)項(xiàng)目為正向計(jì)分，其余為反向計(jì)分，總分越高表示個(gè)體核心自我評(píng)價(jià)越高。問卷的內(nèi)部Alpha系數(shù)達(dá)0.83，分半信度為0.84，重測(cè)信度為0.82。本次測(cè)試問卷的內(nèi)部一致性信度為0.800，分半信度為0.814。

3.大學(xué)生自我分化問卷。該問卷由吳煜輝修訂，共含27個(gè)項(xiàng)目。每個(gè)項(xiàng)目均采用6點(diǎn)記分的方式，其中4，6，13，16，26這5個(gè)項(xiàng)目為正向計(jì)分，其余為反向計(jì)分，總分越高表示個(gè)體的自我分化水平越高[15]。量表的Alpha系數(shù)為0.896，分半信度為0.868。本次測(cè)試問卷的內(nèi)部一致性信度為0.867，分半信度為0.823。

二、調(diào)查結(jié)果

(一)不同類型的大學(xué)生社交焦慮狀況

為了解不同類型的大學(xué)生社交焦慮狀況，對(duì)性別、專業(yè)等方面進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果表明，在性別方面，女生(47.17±7.694)的社交焦慮明顯高于男生(44.12±7.656)(t=-6.513，P<0.001)；在專業(yè)方面，文科學(xué)生(46.84±7.914)明顯高于理科學(xué)生(44.92±7.650)(t=4.139，P<0.001)；在是否獨(dú)生子女、生源地方面，社交焦慮分?jǐn)?shù)沒有顯著差異(表1)。

表1 社交焦慮狀況

*P<0.05；**P<0.01；***P<0.001.(下表同)

(二)核心自我評(píng)價(jià)、自我分化與社交焦慮的相關(guān)關(guān)系

為了探討大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)、自我分化與社交焦慮的關(guān)系，對(duì)其進(jìn)行了兩兩之間的相關(guān)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，社交焦慮和核心自我評(píng)價(jià)之間呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.412，P<0.01)；自我分化與社交焦慮也存在顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.446，P<0.01)，而核心自我評(píng)價(jià)與自我分化存在顯著正相關(guān)(r=0.572，P<0.01)。因此，大學(xué)生自我分化、核心自我評(píng)價(jià)與社交焦慮三者之間關(guān)系密切，兩兩相關(guān)(表2)。

表2 核心自我評(píng)價(jià)與自我分化、社交焦慮的相關(guān)分析

(三)自我分化在核心自我評(píng)價(jià)與社交焦慮間的中介作用

根據(jù)溫忠麟等對(duì)中介效應(yīng)的說明，假設(shè)核心自我評(píng)價(jià)(X)為自變量，自我分化(M)為中介變量，社交焦慮(Y)為因變量，又設(shè)核心自我評(píng)價(jià)(X)對(duì)自我分化(M)的回歸系數(shù)為a，自我分化(M)對(duì)社交焦慮(Y)的回歸系數(shù)為b，而核心自我評(píng)價(jià)(X)對(duì)社交焦慮(Y)的直接回歸系數(shù)為c′，核心自我評(píng)價(jià)(X)對(duì)社交焦慮(Y)的總回歸系數(shù)為c[16-18]。如果自變量X對(duì)因變量Y的影響全部通過中介變量M來實(shí)現(xiàn)，則稱M為完全中介變量；如果因變量X對(duì)自變量Y的影響部分通過中介變量M來實(shí)現(xiàn)，則稱M為部分中介變量。本研究滿足了中介效應(yīng)檢驗(yàn)兩兩相關(guān)的前提條件,自我分化與核心自我評(píng)價(jià)和社交焦慮均有顯著相關(guān)，符合中介效應(yīng)檢驗(yàn)的條件,故采用溫忠麟等提出的中介變量的檢驗(yàn)方法，分三步進(jìn)行檢驗(yàn)(表3)，檢驗(yàn)程序如圖1所示。第一步：檢驗(yàn)回歸系數(shù)c。以社交焦慮為因變量，核心自我評(píng)價(jià)為自變量進(jìn)行回歸分析，回歸系數(shù)c為-0.412，檢驗(yàn)結(jié)果顯著(t=-15.170，P<0.001)；第二步：檢驗(yàn)回歸系數(shù)a和b。以自我分化為因變量，將核心自我評(píng)價(jià)作為自變量進(jìn)行回歸分析，核心自我評(píng)價(jià)顯著正向預(yù)測(cè)自我分化，回歸系數(shù)a為0.572，檢驗(yàn)結(jié)果顯著(t=23.365,P<0.001)。以社交焦慮為因變量，將自我分化作為自變量進(jìn)行回歸分析，回歸系數(shù)b為-0.313，檢驗(yàn)結(jié)果顯著(t=-9.843，P<0.001)；第三步：檢驗(yàn)回歸系數(shù)c′。以社交焦慮為因變量，將核心自我評(píng)價(jià)和自我分化作為自變量進(jìn)行回歸分析，回歸系數(shù)c′為-0.233，檢驗(yàn)結(jié)果顯著(t=-7.341，P<0.001)，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)c,a,c′，b都達(dá)到了顯著水平。因此，自我分化在核心自我評(píng)價(jià)與社交焦慮的關(guān)系中起部分中介作用。

表3 自我分化在核心自我評(píng)價(jià)與社交焦慮間的中介作用

圖1 中介變量示意圖

三、分析與討論

(一)大學(xué)生社交焦慮的特點(diǎn)

研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生社交焦慮在是否獨(dú)生子女、生源地兩個(gè)方面均未出現(xiàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的差異，但性別和專業(yè)上卻存在顯著差異。在性別方面，女生社交焦慮水平明顯高于男生，這與以往研究相一致[19-20]。由于傳統(tǒng)世俗的影響，女生在升學(xué)、就業(yè)上往往處于弱勢(shì)，有著比男生更高的心理壓力，因而社交焦慮水平較高。男生因傳統(tǒng)世俗的影響較少，在就業(yè)及人際交往方面較之女生自如，較少產(chǎn)生社交焦慮。在專業(yè)方面，不同專業(yè)學(xué)生的社交焦慮差異顯著，文科生社交焦慮分?jǐn)?shù)明顯高于理科生，此研究結(jié)果與張紫漩一致[21]。這主要是由于文科生供大于求，畢業(yè)之后競(jìng)爭(zhēng)激烈，就業(yè)面狹窄，就業(yè)壓力大，進(jìn)而影響個(gè)人的社交焦慮水平。

(二)良好的核心自我評(píng)價(jià)會(huì)降低社交焦慮水平

調(diào)查顯示，核心自我評(píng)價(jià)與社交焦慮存在顯著負(fù)相關(guān)，核心自我評(píng)價(jià)越高，社交焦慮水平越低。這一結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)，與前人研究結(jié)果一致，核心自我評(píng)價(jià)的高低程度影響社交焦慮水平[1,4]。核心自我評(píng)價(jià)高的大學(xué)生具有較積極的情緒，自信心較強(qiáng)，自我評(píng)價(jià)和自我認(rèn)可度比較高。這類學(xué)生與他人相處游刃有余，較少產(chǎn)生社交困擾，社交焦慮水平比較低。反之，核心自我評(píng)價(jià)低的大學(xué)生情緒比較消極，易受他人的評(píng)價(jià)和意見所左右，自我認(rèn)可度低，出現(xiàn)較多負(fù)面評(píng)價(jià)，容易產(chǎn)生回避，社交焦慮水平較高。因此，大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)對(duì)社交焦慮具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用，而良好的核心自我評(píng)價(jià)會(huì)降低社交焦慮水平。

(三)良好的自我分化會(huì)降低社交焦慮水平

自我分化與社交焦慮之間存在顯著負(fù)相關(guān)，大學(xué)生自我分化水平越高，社交焦慮水平越低，這與柴莉穎的研究結(jié)論一致[22]。大學(xué)生自我分化水平對(duì)社交焦慮具有良好的預(yù)測(cè)作用，高自我分化組的大學(xué)生在社交焦慮上顯著低于低自我分化組的大學(xué)生。自我分化水平高的大學(xué)生在與他人相處時(shí)，能夠用理智控制自己的情緒和情感，容易處理好自己和他人的關(guān)系，在面對(duì)壓力時(shí)，不受他人意見所左右，能客觀評(píng)價(jià)自己，堅(jiān)持自己的觀點(diǎn)，因而社交焦慮水平較低。反之，自我分化水平較低的大學(xué)生在與他人相處時(shí)，難以理智地控制情感，無法把握恰當(dāng)?shù)娜穗H交往距離，容易情緒化，社交焦慮水平較高。因此，大學(xué)生自我分化對(duì)社交焦慮具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用，良好的自我分化能降低社交焦慮水平。

(四)自我分化在核心自我評(píng)價(jià)與社交焦慮間的中介作用分析

核心自我評(píng)價(jià)和自我分化可以共同解釋在社交焦慮指標(biāo)的變異中由核心自我評(píng)價(jià)引起的部分由16.9%下降到3.8%，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)由-0.412變化到-0.233。核心自我評(píng)價(jià)對(duì)社交焦慮的影響顯著，核心自我評(píng)價(jià)通過自我分化對(duì)社交焦慮的間接影響也較為顯著，說明自我分化在核心自我評(píng)價(jià)與社交焦慮間起部分中介作用。這一結(jié)果證實(shí)了筆者的假設(shè)，核心自我評(píng)價(jià)與自我分化均與社交焦慮存在顯著負(fù)相關(guān)，且核心自我評(píng)價(jià)與自我分化存在顯著正相關(guān)。這意味著大學(xué)生的核心自我評(píng)價(jià)水平越高，情緒越穩(wěn)定，能客觀評(píng)價(jià)自己，不易受他人意見影響，能夠改善自我分化水平，理性控制情緒和情感。而自我分化水平提高的個(gè)體對(duì)自己認(rèn)識(shí)客觀，能夠恰當(dāng)表現(xiàn)自己的情緒，調(diào)節(jié)社交焦慮水平。因此，通過提高大學(xué)生的核心自我評(píng)價(jià)，可培養(yǎng)健康的自我分化水平，更好地改變一個(gè)人對(duì)外界和自我的認(rèn)識(shí)，有效調(diào)節(jié)不良的情緒反應(yīng)，促進(jìn)人際關(guān)系融洽和身心健康發(fā)展。

四、結(jié)語

大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)水平越高，自我分化水平越高，積極情緒越明顯，社交焦慮水平較低。反之，大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)越低，自我分化也越低，情緒越消極，社交焦慮水平越高。這啟示我們?cè)诟纳拼髮W(xué)生社交焦慮時(shí)，除了考慮性別和專業(yè)的差異，還可以通過提高核心自我評(píng)價(jià)水平間接提高自我分化，進(jìn)而降低社交焦慮水平。

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