王永保

(江蘇聯(lián)合職業(yè)技術(shù)學(xué)院 宿遷經(jīng)貿(mào)分院，江蘇 宿遷 223600)

一、背景

“社交焦慮 (social anxiety) 是指?jìng)€(gè)體在社交活動(dòng)中所體驗(yàn)到的消極情緒，并對(duì)其人際關(guān)系和社交活動(dòng)造成某種程度的消極影響”。[1]“社交焦慮會(huì)對(duì)學(xué)生的社會(huì)心理適應(yīng)產(chǎn)生影響，學(xué)生較高水平的社交焦慮與其高水平的內(nèi)化問題和外化問題都相關(guān)，如攻擊和抑郁”。[2-3]“攻擊性行為是一種經(jīng)常性有意的挑釁和傷害他人的行為”。[4]而在最近的有關(guān)研究表明，“約三分之一的個(gè)體社交焦慮存在攻擊沖動(dòng)和行為去抑制，且自我調(diào)節(jié)能力較差 ”。[5-6]“對(duì)攻擊性行為，社交焦慮具有獨(dú)立正向預(yù)測(cè)力”。[2]現(xiàn)代生理心理學(xué)研究指出，“攻擊和焦慮在社會(huì)情境中有著共同的神經(jīng)生物學(xué)基礎(chǔ)，神經(jīng)化學(xué)系統(tǒng)和交疊的大腦回路既調(diào)節(jié)攻擊也調(diào)節(jié)焦慮”。[2]攻擊的減少或增多取決于個(gè)體的自我評(píng)估和調(diào)節(jié)能力?！扒榫w調(diào)節(jié)自我效能感是指?jìng)€(gè)體對(duì)情緒有效管理的能力感，是個(gè)體對(duì)自己情緒狀態(tài)有效調(diào)節(jié)的一種自信程度”，[7]研究發(fā)現(xiàn)，“其可以有效調(diào)節(jié)抑郁、害羞等內(nèi)化問題和犯罪、攻擊等外化問題，可以影響個(gè)體的社會(huì)心理適應(yīng)?！盵8]

所謂“單親家庭指父母一方去世或父母離異子女歸一方撫養(yǎng)的家庭”。[9]因?yàn)榧彝ソY(jié)構(gòu)、周圍環(huán)境及社會(huì)輿論的影響，單親家庭學(xué)生缺少另一半親子情感呵護(hù)、關(guān)注、溝通，常常使其感到敏感、多疑、離群索居、情感冷漠、孤獨(dú)、抑郁等，使部分單親家庭學(xué)生極易產(chǎn)生對(duì)待他人不滿、嫉妒、自私、憎恨、霸道、敵對(duì)、不自信心理，造成社交焦慮和產(chǎn)生攻擊性行為。因此，本文旨在研究探討高職單親家庭學(xué)生社交焦慮與攻擊性行為的關(guān)系以及它們之間情緒調(diào)節(jié)自我效能感的中介作用，以期提高五年制高職單親家庭學(xué)生的心理健康水平。

二、對(duì)象與方法

(一)對(duì)象

1.樣本

江蘇省連云港、宿遷、鹽城和徐州等蘇北4市9所五年制高職學(xué)校639名“單親家庭學(xué)生”，其中，男生325人，女生314人。

2.對(duì)照組

隨機(jī)抽取上述學(xué)校中完整家庭學(xué)生，其中男、女生各60人。

(二)工具

1.社交焦慮量表

“該量表共有6個(gè)條目，采用 5(完全符合)～1(完全不符合)5點(diǎn)計(jì)分，1個(gè)條目為反向計(jì)分?！?。[10]

2.攻擊性量表

“該量表分為身體攻擊、易怒性、沖動(dòng)、敵意4個(gè)維度，共22道題目。采用5(完全符合)～1(完全不符合) 5點(diǎn)計(jì)分。該量表由呂路等修訂。”[11]

3.情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表

“該量表分為憤怒情緒的自我效能感/痛苦情緒和管理生氣/積極情緒、管理沮喪三個(gè)維度，每個(gè)維度4個(gè)題目,共12個(gè)題目。采用5(完全符合)～1(完全不符合)5點(diǎn)計(jì)分。該量表由Caprara修訂。”[12]

(三)數(shù)據(jù)處理

本研究運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS23.0，具體采用相關(guān)分析、t檢驗(yàn)、回歸分析、方差分析、中介效應(yīng)檢驗(yàn)等統(tǒng)計(jì)方法，進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計(jì)分析。

三、結(jié)果

(一)差異比較

表1在攻擊性行為、社交焦慮上單親家庭學(xué)生與對(duì)照組差異比較(n=639)

表1 差異比較

表1顯示，單親家庭學(xué)生與對(duì)照組在社交焦慮上對(duì)比(t=4.823**,**p<0.01)差異非常顯著;單親家庭學(xué)生與對(duì)照組在攻擊性行為總分上對(duì)比(t=3.860**,**p<0.01)差異非常顯著，在攻擊性行為具體維度上，沖動(dòng)、易怒性分別與對(duì)照組相比差異非常顯著(t=4.513**,t=4.341**，**p<0.01)，身體攻擊、敵意分別與對(duì)照組相比差異顯著(t=2.011*,t=2.155*，*p<0.05)。

(二)相關(guān)分析

表2顯示，攻擊性行為與社交焦慮之間相關(guān)關(guān)系(r=0.455**，**p<0.01)非常顯著；情緒調(diào)節(jié)自我效能感分別與攻擊性、社交焦慮之間負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.439**，r=-0.477**，**p<0.01)非常顯著。

表2 相關(guān)分析(r)

(三)回歸分析

多元回歸分析以高職單親家庭學(xué)生的社交焦慮作為自變量，以攻擊性四個(gè)因子為因變量。表3顯示：

表3 回歸分析

第一，以高職單親家庭學(xué)生的社交焦慮作為自變量，攻擊性因子身體攻擊作為因變量，標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程為:身體攻擊=0.363×社交焦慮，方程調(diào)整后的R2為0.130，表明社交焦慮能夠解釋攻擊性因子身體攻擊中13.0%的變異，回歸效應(yīng)非常顯著(t值=3.338**，F(xiàn)值=10.031**，**p<0.01)。

第二，以社交焦慮作為自變量，攻擊性因子沖動(dòng)作為因變量，標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程為:沖動(dòng)=0.487×社交焦慮，方程調(diào)整后的R2為0.238，表明社交焦慮能夠解釋攻擊性因子沖動(dòng)中23.8%的變異，具有非常顯著回歸效應(yīng)(t值=4.267**，F(xiàn)值=12.429**，**p<0.01)。

第三，以社交焦慮作為自變量，攻擊性因子易怒性作為因變量，標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程為:易怒性=0.451×社交焦慮，方程調(diào)整后的R2為0.204，表明社交焦慮能夠解釋攻擊性因子易怒性中20.4%的變異，具有非常顯著回歸效應(yīng)(t值=3.817**，F(xiàn)值=11.624**，**p<0.01)。

第四，以社交焦慮作為自變量，攻擊性因子敵意作為因變量，標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程為:敵意=0.394×社交焦慮，方程調(diào)整后的R2為0.155，表明社交焦慮能夠解釋攻擊性因子敵意中15.5%的變異，具有非常顯著回歸效應(yīng)(t值=3.628**，F(xiàn)值=11.329**，**p<0.01)。

(四)中介效應(yīng)

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序[13]，當(dāng)管理沮喪/痛苦情緒的自我效能感為中介變量時(shí)，高職單親家庭學(xué)生的管理沮喪/痛苦情緒的自我效能感中介效應(yīng)顯著，其占總比為(-0.469)×(-0.428) /(0.455)=44.12%；當(dāng)中介變量為管理生氣/憤怒情緒的自我效能感時(shí)，高職單親家庭學(xué)生的管理生氣/憤怒情緒的自我效能感中介效應(yīng)顯著 ，其占總比為(-0.483)×(-0.441) /(0.455)=47.03%。

四、討論

(一)在攻擊性行為、社交焦慮上單親家庭學(xué)生與對(duì)照組差異比較討論

在社交焦慮方面，從表1可看出，單親家庭學(xué)生與對(duì)照組對(duì)比(t=4.823**,**p<0.01)差異非常顯著，這與孫藝菲研究結(jié)論基本一致。[14]在交往過程中,與享受健全家庭結(jié)構(gòu)中父母共同的愛相比，單親家庭學(xué)生的外部環(huán)境發(fā)生變化，其所處的氛圍過于沉悶、壓抑與緊張，其家庭中缺少了關(guān)懷、呵護(hù)與溫暖，其人際關(guān)系受到了排斥或拒接，此時(shí)就極易形成自我懷疑、難以信任他人、教學(xué)交往主動(dòng)性欠缺、交往滿意度與家庭親密度偏低、社交興趣不足，并表現(xiàn)出交往焦慮和明顯的人際敏感。同時(shí)在高焦慮的情況下，外部給予的負(fù)面信息，更會(huì)促使單親家庭學(xué)生社交障礙的形成，與健全家庭學(xué)生呈顯著的差異。其次，傳統(tǒng)觀念的影響，單親家庭，尤其是離異家庭，未被社會(huì)高程度接納。因此單親家庭學(xué)生心理壓力增大，焦慮、孤獨(dú)、抑郁隨之而來，影響其心理健康和人際關(guān)系正常發(fā)展。第三，單親家庭社會(huì)支持系統(tǒng)不夠完善，通常只能有一方監(jiān)護(hù)人供給其家庭支出，會(huì)使單親家庭學(xué)生面臨現(xiàn)實(shí)困境，有可能造成經(jīng)濟(jì)拮據(jù)，會(huì)使其產(chǎn)生社交焦慮。

研究發(fā)現(xiàn)，在行為交互作用的過程中，父母與孩子所形成的對(duì)他人和自我的一種心理模式，即“內(nèi)部工作模式”(internalworkingmodel簡(jiǎn)稱IWM)。當(dāng)個(gè)體的不安全I(xiàn)WM一旦形成，就可能會(huì)造成后來的生活、學(xué)習(xí)行為的焦慮和不安全感，導(dǎo)致攻擊性行為的發(fā)生。這一點(diǎn)在本研究中，得到進(jìn)一步的印證。單親家庭學(xué)生與對(duì)照組在攻擊性行為總分上對(duì)比差異非常顯著(t=3.860**,**p<0.01)，在攻擊性行為具體維度上，沖動(dòng)、易怒性分別與對(duì)照組相比差異非常顯著(t=4.513**,t=4.341**，**p<0.01)，身體攻擊、敵意分別與對(duì)照組相比差異顯著(t=2.011*,t=2.155*，*p<0.05)。與陳玉煥等研究結(jié)果一致。[15]家庭變故、父母婚姻沖突離異等，都可能導(dǎo)致單親家庭學(xué)生的高攻擊性行為。在單親家庭中成長的學(xué)生，缺少應(yīng)有克制力和耐心，懷疑自己的能力，缺乏安全感，造成性格缺失，難以與老師、同學(xué)進(jìn)行主動(dòng)的交流，常伴有不同程度的焦慮、不安、恐懼、悲觀、孤獨(dú)與反叛等情緒和表現(xiàn)出自閉、敏感、自卑、苦惱等心理特征，因此經(jīng)常為達(dá)自我保護(hù)的目的而表現(xiàn)出過于囂張、過度沉默或極強(qiáng)的攻擊性行為。

(二)各變量間相關(guān)分析討論

從單親家庭學(xué)生攻擊性行為與社交焦慮的相關(guān)分析可以看出，二者正相關(guān)關(guān)系(r=0.455**，**p<0.01)非常顯著；說明社交焦慮程度越高，則單親家庭學(xué)生越容易出現(xiàn)攻擊性行為。與吳曉薇的研究結(jié)論一致。[16]家庭變故、離異直接導(dǎo)致了孩子社交焦慮，造成人際挫折，從而發(fā)生攻擊性行為。在高社交焦慮的狀態(tài)下，有的單親家庭學(xué)生與同學(xué)、老師的人際關(guān)系處理相當(dāng)糟糕，其某些行為必然不能被他人接受，被群體接納，以致處處遇到困難、甚至碰壁，以致出現(xiàn)摩擦或者沖突，即出現(xiàn)經(jīng)常性的有意挑釁和傷害他人的攻擊性行為。

情緒調(diào)節(jié)自我效能感分別與社交焦慮、攻擊性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.439**，r=-0.477**，**p<0.01)非常顯著。說明高職單親家庭學(xué)生社交焦慮程度就越高，其情緒調(diào)節(jié)自我效能感越低，攻擊性行為的程度也越強(qiáng)。Loudin[2]和Von Salisch[17]研究得出結(jié)論：社會(huì)交往焦慮程度高、攻擊性行為強(qiáng)的人，往往更傾向于采用情緒調(diào)節(jié)自我的方式來抑制攻擊性行為。本研究結(jié)論也證明這一點(diǎn)。

(三)回歸分析的討論

多元回歸分析顯示，社交焦慮能夠分別解釋攻擊性因子沖動(dòng)中23.8%、身體攻擊中的13.0%、易怒性中的20.4%、敵意中15.5%變異，具有非常顯著回歸效應(yīng)(沖動(dòng)t值=4.267**，**p<0.01；易怒性t值=3.817**,**p<0.01；身體攻擊t值=3.338**，**p<0.01；敵意t值=3.628**，**p<0.01)。與以往研究結(jié)果[2-18]相符。表明社交焦慮對(duì)高職單親家庭學(xué)生的攻擊性有直接預(yù)測(cè)作用。在社會(huì)交往中，高職單親家庭學(xué)生的認(rèn)知偏差通常會(huì)引起過低期望自己的能力和表現(xiàn)、注意力偏向危險(xiǎn)性情境、否定性自我評(píng)估，以致于在交往中得不到肯定而產(chǎn)生社交焦慮。當(dāng)具有社交焦慮的高職單親家庭學(xué)生面臨暖昧不清或情境中不明晰的、被認(rèn)為具有挑釁性的信息時(shí)，其攻擊性行為自然而然產(chǎn)生了。即高職單親家庭學(xué)生認(rèn)知偏差及歸因?qū)е洛e(cuò)誤理解社會(huì)信息，形成自己的社交焦慮，就易出現(xiàn)沖動(dòng)、易怒性、敵意、身體攻擊等攻擊性行為。

(四)中介效應(yīng)的討論

表4 顯示，管理沮喪/痛苦情緒的自我效能感中介效應(yīng)顯著，其占總比為(-0.469)×(-0.428) /(0.455)=44.12%；管理生氣/憤怒情緒的自我效能感中介效應(yīng)顯著，其占總比為(-0.483)×(-0.441) /(0.455)=47.03%。這說明：一是高職單親家庭學(xué)生的攻擊性行為直接受社交焦慮的影響；二是通過中介變量為管理沮喪/痛苦情緒和管理生氣/憤怒情緒的自我效能感，社交焦慮還部分地影響其攻擊性行為。當(dāng)然，關(guān)于情緒調(diào)節(jié)在社交焦慮與攻擊性行為之間的研究，多集中于消極情緒管理方面；在消極情緒管理上，社交焦慮程度較高的個(gè)體往往表現(xiàn)較差，且攻擊性行為較強(qiáng)。[19]

表4 中介作用

五、結(jié)論

基于社交焦慮量表和攻擊性量表的研究，本文可得出以下結(jié)論：

第一，在社交焦慮、攻擊性行為總分上，單親家庭學(xué)生與對(duì)照組對(duì)比都呈非常顯著差異；情緒調(diào)節(jié)自我效能感分別與社交焦慮、攻擊性負(fù)相關(guān)關(guān)系非常顯著。

第二，社交焦慮能夠分別解釋攻擊性因子沖動(dòng)中23.8%、身體攻擊中的13.0%、易怒性中的20.4%、敵意中15.5%變異，具有非常顯著回歸效應(yīng)。社交焦慮對(duì)高職單親家庭學(xué)生的攻擊性有直接預(yù)測(cè)作用。

第三，管理沮喪/痛苦情緒的自我效能感中介效應(yīng)顯著，其占總比為(-0.469)×(-0.428)/(0.455)=44.12%；管理生氣/憤怒情緒的自我效能感中介效應(yīng)顯著，其占總比為(-0.483)×(-0.441)/(0.455)=47.03%。