金曉雨 肖 晶 崔麗霞

社交焦慮指對某一種或多種人際處境有強烈的憂慮、緊張不安或恐懼的情緒反應和回避行為。社交焦慮開始于青少年時期,西方國家的流調結果顯示其終生患病率為 10%～13%,對于處于青春期的大學生來說,社交焦慮更是一個值得關注的突出問題,英、美兩國曾對大學生人群進行過調查,結果 10%～42%的大學生有社交困難或有回避行為[1],我國現有大學生心理健康調查文獻中顯示有 11.5%～25.5%的大學生有人際關系和焦慮方面的問題,且是導致大學生自殺的主要原因之一[2]。

大學階段是個體自我意識形成的階段,他們重視自己的人際交往,渴望通過自己的努力建立良好的人際關系。社交焦慮癥狀不僅會使人們的社會交往能力下降,同時可能對教育、家庭關系和戀愛關系及友誼等方面有著不同程度的損害[3],而且社交焦慮的個體對自我的評價普遍偏低,即使當外在表現是積極的和引人注目的情況下,也不能改變個體對自己的消極評價。

在大學生群體中,社交焦慮的存在較為普遍。已有研究發(fā)現,社交焦慮高分組的比例為總人數的 20.9%。中國的學生在中學階段因為相對較重的學業(yè)及升學壓力,人際交往的能力沒有得到充分培養(yǎng),而到了大學階段,在不斷嘗試社交溝通并不斷受挫的過程中,容易出現社交焦慮現象。如果得不到矯正或改善,可能會發(fā)展成嚴重的社交焦慮障礙,并持續(xù)影響到成年期的心理健康、學業(yè)成就等。

以往研究探討了自尊、自我接納、父母教養(yǎng)方式、自我和諧、一般自我效能感以及個性特征等因素與社交焦慮的關系[4-5]。研究發(fā)現個體自尊水平越低,社交焦慮程度越嚴重[4]。自我接納的程度越高而社交焦慮程度則越輕,反之則越重[5]。父母對子女缺少關心愛護、理解及情感溫暖,過分拒絕否定、過分保護以及過度的嚴厲與懲罰,都可能導致兒童內心缺乏安全感、自卑,從而導致對社交場合的回避。

然而,以往研究考察的社交焦慮影響因素較為單一,并且較少評估情緒調節(jié)策略對社交焦慮的影響因素,以往研究已經發(fā)現情緒調節(jié)策略以及性格特征與焦慮有顯著相關,而齊玉龍[6]在 2005年對醫(yī)學生的研究中發(fā)現,焦慮抑郁導致的失眠組內外向維度得分明顯低于對照組,且其情緒穩(wěn)定性維度得分高于對照組,即焦慮抑郁人群明顯表現為內向且性格不穩(wěn)定。但是關于情緒調節(jié)策略與性格特征對大學生社交焦慮的影響研究報告還幾乎空白。

因此,在本研究中,為了全面考察社交焦慮的影響因素,我們選取了個性特征、自尊及認知性情緒調節(jié)策略 3個變量,考察三者與大學生社交焦慮的關系以及探討大學生社交焦慮的部分心理學發(fā)生機制,以期更好的理解大學生社交焦慮的發(fā)生。

1 對象與方法

1.1 對象 采用整群分層法選取北京市某高校的在校本科學生為樣本。共發(fā)放問卷 600份,有效問卷 540份。其中女生69.6%,男生 31.4%;90.5%為漢族學生,9.5%為少數民族學生;68.9%為獨生子女,31.1%為非獨生子女。年齡范圍:16～ 22歲,平均 18.84歲。男女年齡無顯著性差異。

1.2 方法

1.2.1 自我意識量表-社交焦慮分量表(SAS-CS) 社交焦慮評估采用 Fenigstein等學者編制的自我意識量表中的社交焦慮分量表[7],社交焦慮分量表由 6個自陳式條目組成,按“非常不符合”到“非常符合”分別記 0～4分。得分范圍從 0(社交焦慮程度最低)～24分(社交焦慮程度最高),用于評估各種社交情景中個體的主觀焦慮以及言語表達及行為舉止上的困難。以及獨立于行為之外的主觀社交焦慮體驗傾向。該問卷在以往國內外中具有良好的信效度 ,α系數在 0.70～0.79之間[7]。

1.2.2 艾森克個性問卷(EPQ) 艾森克個性問卷屬于自陳式量表,由 Eysenck等人于 1975年編制,量表包含 88個條目,根據自身情況的相符程度,回答“是”或“否”。包括內外向(E)、情緒穩(wěn)定性 (N)、精神質(P)及測謊(L)4個維度,主要調查人格特性的內外向、情緒的穩(wěn)定性及精神質(P)3個維度;L是一個效度量表也叫測謊量表,主要是考量量表的真實性。本次研究采用的問卷是由龔耀先等[8]于 1984年修訂的中文版艾森克測驗。各維度 α系數在 0.63～ 0.87之間,總量表α系數為 0.76,均符合測量學要求。

1.2.3 自尊量表(SES) 自尊量表由 Rosenberg于 1965年編制,最初用以評定青少年關于自我價值和自我接納的總體感受[7],目前是我國心理學界使用最多的自尊測量工具。該量表由 10個自陳式條目組成,采用 1～ 4級評分,主要統(tǒng)計指標為自尊總分 ,總分范圍 10～ 40分 ,隨分值增高 ,自尊水平增高。總量表的α系數為 0.88,一周后總量表的重測信度為0.82[9]。均符合測量學要求。

1.2.4 認知性情緒調節(jié)問卷(CERQ) 認知情緒調節(jié)問卷屬于自我報告式問卷,由 Garnefski等人 2001年編制,要求個體自我評估在經歷負性生活事件后所使用的認知性情緒調節(jié)策略或應對方式[10]。 CERQ包括 9個分量表:自我責難、接受、沉思、積極重新關注、重新關注計劃、積極重新評價、理性分析、災難化、責怪他人。評分方式采用五級評分 [1(幾乎)從不,5(幾乎)總是 ]。在某個分量表上得分越高 ,被試就越有可能在面臨負性事件時使用這個特定的認知策略。本次研究采用的該問卷中文版由朱熊兆[11]等人于 2006年修訂,各分量表 α系數的范圍在 0.76～0.90之間,總量表的 α系數為0.79,1個月后的總量表的重測信度為 0.64,均符合測量學要求。

2 結 果

2.1 大學生社交焦慮及其相關影響因素總體特征 本研究所有受測者以及不同性別受測者的各因子得分情況見表1:540名大學生社交焦慮總分為(12.11± 5.19)。受測者社交焦慮得分在性別上沒有顯著差異。而在性格的內外向、穩(wěn)定程度及部分認知性情緒調節(jié)策略的因子上存在顯著差異。女生在積極重新評價、重新關注計劃、積極重新評價 3個分量表中的得分均高于男生,且均具有顯著性差異(P＜0.05),且在人格特征的外向及情緒不穩(wěn)定的得分均高于男生,且具有顯著性差異(P＜0.01)。男生和女生在自尊水平上并無明顯差異。

表1 大學生社交焦慮及其相關影響因素總體特征的比較(±s)

表1 大學生社交焦慮及其相關影響因素總體特征的比較(±s)

分量表 所有樣本(n=540)女 性(n=376)男 性(n=164) t P社交焦慮 12.11± 5.19 12.26±5.07 11.74± 5.45 1.07 0.285自我責難 12.72± 2.00 12.67±2.02 12.84± 1.96 -0.88 0.378接 受 14.23± 2.39 14.33± 2.35 14.00± 2.49 1.46 0.145沉 思 12.01± 2.81 11.92± 2.77 12.21± 2.91 1.10 0.272積極重新關注 12.82± 2.76 13.02±2.71 12.36± 2.82 2.59 0.010重新關注計劃 14.77± 2.79 14.96±2.73 14.33± 2.89 2.43 0.015積極重新評價 10.88± 2.73 15.05±2.61 14.48± 2.97 2.13 0.034理性分析 10.71± 2.24 10.76±2.22 10.59± 2.30 0.85 0.397災難化 8.41± 2.91 8.37± 2.95 8.49± 2.85 0.45 0.656責難他人 9.50± 2.69 9.54± 2.69 9.42± 2.70 0.47 0.637自 尊 28.23± 3.79 28.23± 3.74 28.23± 3.92 0.00 1.000內、外向 54.98± 11.35 56.28± 11.08 52.00± 11.41 4.10 0.000情緒穩(wěn)定性 48.63± 12.89 49.67±11.61 46.22±13.45 2.86 0.005

2.2 高、低社交焦慮組大學生自尊、人格及認知性情緒調節(jié)策略的比較 參考 Megan的四分位分組方法,將社交焦慮得分的 25%和 75%作為分界指標[12],將 540名學生分為社交焦慮高分組(＞ 15)、社交焦慮低分組 (＜8)。

高、低社交焦慮組大學生在自尊、人格特征-內外向維度及情緒穩(wěn)定性維度因子上的差異有統(tǒng)計學意義(P＜0.01)。高社交焦慮組的大學生在自尊、內外向的因子得分均低于低社交焦慮組的大學生,且具有顯著性差異(P＜0.01)。同時,高社交焦慮組在情緒穩(wěn)定性的因子得分顯著高于低社交焦慮組。社交焦慮高分組學生表現出低自尊、內向、情緒不穩(wěn)定的特點。

高、低社交焦慮組大學生在認知性情緒調節(jié)策略因子得分顯示,在自我責難、沉思、重新關注計劃、積極重新評價、理性分析、災難化、責怪他人等策略上,不同社交焦慮組存在顯著性差異(P＜0.05)。高社交焦慮組大學生在重新關注計劃、積極重新評價因子得分上顯著低于低社交焦慮組大學生(P＜0.01),在理性分析(P＜0.01)、沉思 (P＜0.05)、自我責難、災難化及責怪他人的因子得分均高于低社交焦慮組,且具有顯著性差異(P＜0.001),見表2。

表2 高、低社交焦慮組大學生自尊、人格及認知性情緒調節(jié)策略的比較(x-±s)

2.3 大學生社交焦慮與自尊、人格特征及認知性情緒調節(jié)的相關分析 相關分析發(fā)現大學生的社交焦慮與自尊、人格特征內外向維度呈顯著的負相關(r=-0.34,-0.46;P＜0.001),而與性格特征情緒穩(wěn)定性維度呈顯著的正相關(r=0.38,P＜0.001)。

大學生社交焦慮與自責、沉思、理性分析、災難化及責怪他人策略都呈顯著的正相關 ,相關系數依次為 0.20、0.09、0.12、022、0.14,P＜0.05;與重新關注計劃、積極重新評價策略則呈顯著的負相關,相關系數依次為-0.15、-0.19,P＜0.001;與接受、積極重新關注策略相關不顯著(r= 0.03,-0.07)。

表3 性別、人格特征及認知性情緒調節(jié)策略對社交焦慮預測作用的多元回歸分析

2.4 大學生自尊、人格及認知性情緒調節(jié)策略對社交焦慮預測作用的多元回歸分析 為進一步驗證大學生自尊、性格特征及認知性情緒調節(jié)策略傾向對社交焦慮的預測作用,采用多元回歸分析來評估自尊、2個個性特征維度及 9個認知性情緒調節(jié)策略對社交焦慮的影響。2個性格特征維度及 2個認知性情緒調節(jié)策略同時進入回歸方程。在內外向、情緒穩(wěn)定性、自我責難策略及重新關注計劃策略這 4個進入方程的預測變量中,內外向、情緒穩(wěn)定性與自我責難策略的預測力較強。見表3。多元回歸分析結果顯示,總的解釋方差值為 33%,內向的性格、不穩(wěn)定的情緒、高水平的自我責難和重新關注計劃的認知性情緒調節(jié)策略可以顯著增加社交焦慮發(fā)生的可能性。

3 討 論

國外研究結果表明,社交焦慮的學習機會及社會支持來源顯著減少,并影響個體的情緒表達、社會功能與主觀幸福感[13]。大學生社會交往能力受到多方面因素的影響,容易出現各種社會交往心理不適或心理障礙,影響他們的社交活動,也影響著其社會性和自我意識的發(fā)展。

本次研究發(fā)現,不同性別的大學生在社交焦慮表現并無明顯差異?，F代社會對女性同男性在工作和學習上的要求基本一致,成長環(huán)境的差異也不大,對年輕的大學生群體而言,接受高等教育以及在競爭上的平等地位,使得他們更多的傾向于中性化,使得兩者在自尊水平及社交焦慮水平上并無明顯差異。而以往也有研究認為,女性比男性有更多的社交焦慮,男性相比女性在人際交往中表現出豁達且不拘小節(jié),而女性相對更傾向于斤斤計較,使得女性在社會交往中考慮的因素比男性更多,導致對交往的恐懼而產生更明顯的社交焦慮現象[14]。而在認知性情緒調節(jié)的積極重新評價、重新關注計劃及積極重新評價的 3個策略上,女生的得分均高于男生,且差異達到了顯著性水平。

參考 Megan的四分位分組方法,篩查出社交焦慮高、低分組,社交焦慮高分組的大學生多表現為低自尊、內向情緒不穩(wěn)定的抑郁質的特點。自尊是個體對自己的評價與情感,影響個體的交往行為。司徒巧敏等[4]學者發(fā)現,社交焦慮與外顯與內隱自尊均顯著負相關,而有學者[3]也發(fā)現,大學生自尊通過羞恥感的中介作用影響個體的社交焦慮。并且性格特征在社交中有重要作用,另有學者發(fā)現[15],不同水平的社交焦慮組別在情緒穩(wěn)定性得分上有顯著性差異,社交焦慮高分組有更多的內向不穩(wěn)定的特征,如優(yōu)柔寡斷、不善于表達感情、不善交往、好孤僻等特點。而在認知性情緒調節(jié)策略的選擇上,高社交焦慮者相對于低社交焦慮者傾向于選擇沉思、自我責難、災難化及責怪他人的消極策略。而在積極策略維度上,低社交焦慮者更多的使用重新關注計劃和積極重新評價策略。社交焦慮高分者持有這些消極的情緒調節(jié)策略,使得自己在面對社交情景與社交壓力時,有更多的社交問題與負性情緒。而社交焦慮高分組不僅僅是低自尊,并且同時具有內心情緒不穩(wěn)定以及多項負性的情緒調節(jié)策略,這都提示社交焦慮高分組個體具有類似的心理特征,對理解該類人群提供心理學支持。

相關分析發(fā)現,大學生的社交焦慮與自尊、人格特征內外向維度呈顯著的負相關,而與性格特征情緒穩(wěn)定性維度呈顯著的正相關。同時,大學生社交焦慮與自責、沉思、理性分析、災難化及責怪他人的認知情緒調節(jié)策略都呈顯著的正相關,與重新關注計劃、積極重新評價策略則呈顯著的負相關。多元回歸的結果進一步的證實了認知性情緒調節(jié)策略及性格特征對社交焦慮的預測作用。內向的性格、情緒的穩(wěn)定性越差、高水平的自我責難等因素可以顯著增加社交焦慮發(fā)生的可能性。提示在解釋社交焦慮的發(fā)生機制時,應該關注個體的性格特征以及情緒策略。

今后研究中,將進一步探討大學生社交焦慮發(fā)生率的評估標準以及了解社交焦慮在大學生中的發(fā)生率。并采取長時程追蹤方法探討上述相關因素對于社交焦慮的作用機制。

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