趙林萍，趙成蓉

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

一、問題的提出

羅森伯格（Rosenberg，1965）認為自尊是個體對自我這一特殊客體的積極或消極態(tài)度，同時，他指出自尊是對自己整體性的態(tài)度或自我評價，即整體自尊（global self-esteem）[1]3。楊燁、王登峰（2007）的研究證實Rosenberg的整體自尊可分為自我肯定和自我否定兩個維度[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相關(guān)[3]，其中一些研究顯示整體自尊的兩個維度與焦慮、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、自我否定兩個維度與焦慮的關(guān)系。

二、對象與方法

（一）研究對象

采取隨機抽樣的方法在三所省級本科院校中向在校大學生隨機發(fā)放318份問卷，回收有效問卷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]采用自我報告法，關(guān)注人們整體上看待自己的方式，沒有涉及具體的品質(zhì)和特性。量表共十題，四級評分，積極和消極條目各半，消極題目反向計分，分數(shù)范圍介于10～40分之間，得分越高，自尊水平越高。量表信效度指標較好，總量表α=0.88，一周后總量表重測信度為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)焦慮問卷（Trait Anxiety Inventory，T-AI）。該量表共20題，四級評分，11題闡述負性情緒，9題闡述正性情緒，正性情緒題目反向計分。分數(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)該量表可分為兩個維度：特質(zhì)焦慮存在、特質(zhì)焦慮缺失[7]。中國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焦慮自評量表（Self—Rating Anxiety Scale）

SAS由Zung于1971年編制[9]，包括焦慮的情緒體驗、運動性不安、自主神經(jīng)功能失調(diào)、軀體癥狀4因子。量表共20題，4級評分。其中5項正性陳述，15項負性陳述，前者反向計分。20題得分的和乘以1.25，取整數(shù)部分即得標準分，分數(shù)解釋方法：標準分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)計軟件包對收集到的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計處理，涉及的統(tǒng)計方法有獨立樣本t檢驗、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)、運動性不安、焦慮的情緒體驗不存在性別差異。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）、運動性不安（Z3）、焦慮的情緒體驗（Z4）均存在顯著負相關(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）。但很多國外的研究并沒有發(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]。自尊的社會學模型認為，在社會上處于劣勢或者被歧視的人比享有社會特權(quán)的人自尊水平低，因自尊取決于社會總體上如何看待個人。中國的封建思想認為男尊女卑，盡管現(xiàn)代社會批判這一價值觀，但它仍然存在于人們的潛意識之中，并對人的自我意識發(fā)生著影響。另有研究（Rosenberg，1979 ；Crocker&Major，1989）發(fā)現(xiàn)處于劣勢的社會群體成員自尊并不低，如黑人。Tajfel&Turner（1986）的社會特性理論（social identity theory）認為，自尊部分取決于群體自豪（group pride），積極評價自己所處的群體的人會比消極評價自己群體的人享有更高的自尊。因此，社會性別歧視并不是導致女性自我否定的充分條件，只有女性自己對女性群體持消極態(tài)度時，自我否定才會發(fā)生。我們應該鼓勵女性以自己的性別為榮。

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

（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相關(guān)（P＜.05）；整體自尊及兩個分維度與特質(zhì)、ZUNG氏焦慮總分及其余分維度分別呈顯著負相關(guān)（P＜.001）。我們假設整體自尊應與軀體癥狀顯著負相關(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，因為相關(guān)研究顯示，低自尊的人更容易出現(xiàn)健康問題[10]167-183。有文獻指出，個體的軀體反應模式具有特異性，一些人在焦慮時更容易心率加快，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]，這應該是導致整體自尊與軀體癥狀低相關(guān)甚至無相關(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題，即不同個體在焦慮時所激發(fā)的自主神經(jīng)活動并不相同。

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)焦慮可以互相預測對方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知、情緒成分，還包括行為（運動性不安）和生理成分。人們的生理體驗受自主神經(jīng)系統(tǒng)的控制，多處于無意識的狀態(tài)，自我報告法可以相對有效地測出被試焦慮情緒和行為的變化，但無法有效反映被試的生理變化。這可能是導致后者低相關(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)，低自尊的個體對自己在14個積極品質(zhì)上的8個和所有12個消極品質(zhì)上的評分要高于他人，但這種自我與他人評價之間的差異在高自尊組更大。這說明與高自尊者相比，低自尊者并沒有太多的自我否定，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，這說明自我否定的人負性情緒多。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，我們認為正常人群并沒有過多自我否定，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。但如果個體自我建構(gòu)中自我否定的成分增多，就會導致負性情緒增多，這可能是病理性焦慮障礙產(chǎn)生的根源。

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