林子江，謝林杉，趙永忠，蘇文靜，胡淑錦，陳 林，楊 闖

(1.溫州醫(yī)科大學(xué)附屬第一醫(yī)院 精神衛(wèi)生科，浙江 溫州 325000； 2.溫州醫(yī)科大學(xué) 精神醫(yī)學(xué)系，浙江 溫州 325000)

大學(xué)入學(xué)階段，對(duì)于新生來(lái)說(shuō)是適應(yīng)期，不僅需要適應(yīng)大學(xué)的學(xué)習(xí)和生活，社交和人際關(guān)系的壓力也較大。既往研究表明，大學(xué)新生的社交焦慮發(fā)病率高于其他年級(jí)的學(xué)生[1]。在對(duì)新生的社交焦慮機(jī)制研究中，已有研究指出同學(xué)關(guān)系在新生社交焦慮和心理健康中起到中介作用[2]，注意控制在新生的自動(dòng)思維和社交焦慮中起到中介作用[3]。情緒調(diào)節(jié)自我效能感(regulatory emotional self-efficacy，RESE)由Caprara等[4]提出，是指?jìng)€(gè)體對(duì)能否有效調(diào)節(jié)自身情緒狀態(tài)的一種自信程度，是積極心理學(xué)的研究熱點(diǎn)之一。該理論認(rèn)為個(gè)體管理情緒方式不同，不僅和他們管理情緒的能力不同有關(guān)，而且還和他們對(duì)自己情緒管理的自信心不同有關(guān)。以往研究指出：社交焦慮和情緒調(diào)節(jié)自我效能感有關(guān)[5]，應(yīng)對(duì)方式和情緒調(diào)節(jié)效能感也有關(guān)[6]。但目前探討新生情緒調(diào)節(jié)自我效能感、應(yīng)對(duì)方式和社交焦慮三者之間內(nèi)部關(guān)系的研究較少。本研究以醫(yī)科大學(xué)新生為研究對(duì)象，考察情緒調(diào)節(jié)自我效能感與社交焦慮的關(guān)系，并對(duì)應(yīng)付方式是否在兩者間起到中介作用進(jìn)行探討，為社交焦慮的有效干預(yù)提供依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象 于2018年9—10月，在新生入學(xué)和軍訓(xùn)階段，采用方便取樣的方法，面向溫州醫(yī)科大學(xué)的大一新生進(jìn)行調(diào)查。發(fā)放問卷668份，回收有效問卷588份，有效問卷回收率為88.02%。其中，醫(yī)學(xué)相關(guān)專業(yè)392人，非醫(yī)學(xué)專業(yè)196人；男生166人，女生422人。平均年齡(18.28±0.58)歲。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 社交焦慮量表[7]由Liebowitz等編制，用以評(píng)價(jià)個(gè)體的社交焦慮程度。量表由24道題目組成。該量表分為恐懼和回避兩個(gè)維度?！翱謶只蚪箲]”為主觀的焦慮，按嚴(yán)重程度從0～3分為無(wú)、輕、中、重；回避指客觀回避頻率，從0(幾乎沒有)到3(總是)，逐漸增加1/3程頻度。量表分值區(qū)間為0～144分，>38分為存在社交焦慮癥狀，得分越高，焦慮程度越重。問卷的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.78。

1.2.2 情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表[8]由竇凱等[9]研制，適合進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)效能感的研究。該量表由12個(gè)項(xiàng)目組成，采用5點(diǎn)計(jì)分法，包括表達(dá)積極情緒的自我效能感、管理沮喪/痛苦情緒的自我效能感和管理生氣/易怒情緒的自我效能感3個(gè)維度，總分為0～60分，得分越高，代表情緒調(diào)節(jié)自我效能感越高。問卷的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.86。

1.2.3 應(yīng)對(duì)方式問卷[10]采用肖計(jì)劃等人編制的應(yīng)對(duì)方式問卷，該問卷反映個(gè)體應(yīng)對(duì)方式特點(diǎn)及人的思維和行為發(fā)展的成熟度。問卷有6個(gè)維度，分別是解決問題、求助、自責(zé)、幻想、退避、合理化。其中，“退避”“幻想”“自責(zé)”為消極應(yīng)對(duì)方式，“解決問題”和“求助”為積極應(yīng)對(duì)方式，“合理化”為混合型的應(yīng)對(duì)方式。問卷有62個(gè)題目，回答“是”得1分，回答“否”得0分，其中有4個(gè)反向計(jì)分題目。問卷分值區(qū)間為0～124分。問卷的Cronbach’s ɑ系數(shù)為0.86。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS19.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，采用Pearson積差相關(guān)分析探討情緒調(diào)節(jié)自我效能、應(yīng)對(duì)方式和社交焦慮之間的相關(guān)關(guān)系。使用偏差校正的Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)[11]。采用AMOS24.0統(tǒng)計(jì)軟件建立結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步驗(yàn)證中介效應(yīng)。

2 結(jié)果

2.1 情緒調(diào)節(jié)自我效能感、應(yīng)對(duì)方式和社交焦慮的相關(guān)分析 將情緒調(diào)節(jié)自我效能感量表3個(gè)維度得分相加為總分，將應(yīng)對(duì)方式問卷中“退避”、“幻想”和“自責(zé)”得分相加得到消極應(yīng)對(duì)方式的總分，將“解決問題”和“求助”得分相加得到積極應(yīng)對(duì)方式的總分，“合理化”作為混合型應(yīng)對(duì)方式直接進(jìn)入相關(guān)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，情緒調(diào)節(jié)自我效能感和消極應(yīng)對(duì)、社交焦慮之間呈負(fù)相關(guān)，和積極應(yīng)對(duì)呈正相關(guān)；消極應(yīng)對(duì)和社交焦慮、合理化呈正相關(guān)，和積極應(yīng)對(duì)呈負(fù)相關(guān)；積極應(yīng)對(duì)和社交焦慮呈負(fù)相關(guān)；合理化和社交焦慮呈正相關(guān)。見表1。

表1 情緒調(diào)節(jié)自我效能感、應(yīng)對(duì)方式和社交焦慮之間的相關(guān)分析(r)

注：P<0.01。

2.2 應(yīng)對(duì)方式在情緒調(diào)節(jié)效能感與社交焦慮的中介作用 由于合理化與情緒調(diào)節(jié)自我效能感相關(guān)性無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)，不進(jìn)入中介分析。以情緒調(diào)節(jié)自我效能感為自變量，社交焦慮作為因變量，消極應(yīng)對(duì)和積極應(yīng)對(duì)方式作為中介變量，進(jìn)行Bootstrap中介變量檢驗(yàn)，樣本量選擇5 000，設(shè)置95%可信區(qū)間。結(jié)果見表2。

檢驗(yàn)的各條途徑對(duì)應(yīng)的可信區(qū)間均未包含0，中介效應(yīng)均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。其中，RESE的直接效應(yīng)為-0.73，占總效應(yīng)的67%；消極應(yīng)對(duì)在RESE和社交焦慮之間的中介效應(yīng)值為-0.19，占總體效應(yīng)的17%；積極應(yīng)對(duì)在RESE和社交焦慮之間的效應(yīng)值為-0.17，占總體效應(yīng)的16%。具體中介效應(yīng)模型如圖1，采用AMOS 24.0對(duì)該中介模型進(jìn)行檢驗(yàn)，擬合指標(biāo)為χ2/d=4.27，CFI=0.98，NFI=0.97，RFI=0.85，IFI=0.98，TLI=0.88，RMSEA=0.10，說(shuō)明模型成立。

表2 應(yīng)對(duì)方式對(duì)RESE和社交焦慮的中介作用

圖1 大學(xué)新生的應(yīng)對(duì)方式對(duì)RESE和社交焦慮的中介模型

3 討論

Clark等[12]提出的社交焦慮的認(rèn)知模型認(rèn)為：社交焦慮的產(chǎn)生和維持是一個(gè)負(fù)性的情緒、思維和行為的惡性循環(huán)。而情緒調(diào)節(jié)自我效能感是一種對(duì)自我情緒調(diào)節(jié)的元認(rèn)知。元認(rèn)知(metacognition)是指人們對(duì)自我認(rèn)知過程的認(rèn)知以及在這種認(rèn)知基礎(chǔ)上的自我監(jiān)督、計(jì)劃與調(diào)節(jié)[13]。因此，理論上講，高情緒調(diào)節(jié)自我效能感的個(gè)體，能更好地進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)，從而產(chǎn)生更積極的情緒。本研究假設(shè)：情緒調(diào)節(jié)自我效能感可以直接作用于社交焦慮，也能通過應(yīng)對(duì)方式(認(rèn)知行為指標(biāo))，間接作用于社交焦慮。

本研究結(jié)果顯示：情緒調(diào)節(jié)自我效能感得分與消極應(yīng)對(duì)、社交焦慮得分呈負(fù)相關(guān)，與積極應(yīng)對(duì)呈正相關(guān)。中介效應(yīng)檢驗(yàn)提示情緒調(diào)節(jié)自我效能感可以直接影響社交焦慮，還通過消極和積極應(yīng)對(duì)方式間接影響社交焦慮，積極應(yīng)對(duì)和消極應(yīng)對(duì)在該過程中起到的中介作用相當(dāng)。以往研究也認(rèn)為：情緒調(diào)節(jié)自我效能感越高的個(gè)體，對(duì)焦慮有更好的掌控能力，遇到困境和挫折越能采取有效的應(yīng)對(duì)方式，從而產(chǎn)生更多積極情緒。而情緒調(diào)節(jié)自我效能感較低的個(gè)體，就會(huì)認(rèn)為自己是沒有能力應(yīng)對(duì)負(fù)性情緒事件，因此無(wú)法有效采取應(yīng)對(duì)方式，這是其焦慮產(chǎn)生和維持的主要原因[14-16]。

需要指出的是，雖然研究結(jié)果顯示消極應(yīng)對(duì)方式與社交焦慮呈正相關(guān)，但不意味著社交焦慮個(gè)體就會(huì)有過度地使用消極應(yīng)對(duì)方式。以前也有研究提出，社交焦慮高的個(gè)體可能太少使用消極應(yīng)對(duì)方式，從而造成社交焦慮[17]。本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“合理化”雖然與社交焦慮呈正相關(guān)，但與情緒調(diào)節(jié)自我效能感之間無(wú)相關(guān)性。以往研究也認(rèn)為 “合理化”屬于中間型應(yīng)對(duì)方式，在強(qiáng)迫癥患者組和對(duì)照組之間使用的頻率和程度沒有差異[18]。

本研究局限性之一是橫向研究，因果關(guān)系只有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。今后需要開展跟蹤研究，明確變量之間的因果關(guān)系。由于研究條件限制，本次只選取了某大學(xué)的新生，未來(lái)可選取更廣泛的被試群體，以檢驗(yàn)本研究結(jié)果的外部效度。