陳必忠 黃 璇 牛更楓 孫曉軍 蔡志慧

學步期至青年期社交焦慮的發(fā)展軌跡和穩(wěn)定性：一項基于縱向研究的三水平元分析*

陳必忠1黃 璇2牛更楓1孫曉軍1蔡志慧1

(1青少年網(wǎng)絡心理與行為教育部重點實驗室; 華中師范大學心理學院, 武漢 430079) (2北京師范大學心理學部, 北京 100875)

鑒于社交焦慮的高患病率和廣泛的不良后效, 大量理論和縱向研究對社交焦慮的發(fā)展進行了探討, 但觀點和研究結果存在矛盾。為厘清爭議, 準確刻畫社交焦慮平均水平變化和穩(wěn)定性的年齡趨勢, 采用三水平模型的方法, 對來自173項縱向研究的192個獨立樣本(= 170197)進行元分析。結果顯示: (1)在平均水平上, 社交焦慮從學步期至青年期呈逐步下降趨勢, 僅青春中期有小幅上升。(2)在穩(wěn)定性上, 社交焦慮在學步期和學前期較高, 在小學兒童期降至低谷后逐漸回升, 青年期穩(wěn)定在較高水平。(3)社交焦慮的平均水平變化不受研究特征、樣本特征和變量特征的影響。(4)社交焦慮的穩(wěn)定性受文章語言、大洲、文化、性別和測量方式的調節(jié)。(5)社交焦慮的穩(wěn)定性隨時間間隔變長呈先快后慢的下降趨勢。研究首次利用元分析技術刻畫了社交焦慮從學步期至青年期的發(fā)展趨勢, 其中發(fā)展軌跡總體上支持了人格成熟論, 穩(wěn)定上則呈現(xiàn)出較強的特質屬性, 結果為探索社交焦慮的畢生發(fā)展和干預提供了新視角。

社交焦慮, 平均水平變化, 穩(wěn)定性, 縱向研究, 三水平元分析

1 引言

社交焦慮(social anxiety)指個體在社交場合中對他人審視或評價的非理性恐懼(Morrison & Heimberg, 2013), 當該狀態(tài)表現(xiàn)出慢性特征并嚴重影響其社會功能時, 則會發(fā)展成精神障礙(Rapee & Spence, 2004)。在美國, 社交焦慮障礙的終身患病率高達12.1% (Ruscio et al., 2008)。在我國15歲以上人群中, 社交焦慮障礙的檢出率在所有焦慮亞型中最高(Guo et al., 2016)。社交焦慮嚴重限制了關系這一基本心理需要的滿足, 阻礙社會性發(fā)展(Ryan & La Guardia, 2000), 對兒童青少年的社會適應有著廣泛的負面影響, 如提高孤獨感(Maes et al., 2019)、削弱同伴關系質量(Chiu et al, 2021)等。鑒于社交焦慮的高患病率和廣泛的不良后效, 明晰其在人生中各階段的發(fā)展具有一定的現(xiàn)實意義。

社交焦慮并非穩(wěn)定不變的人格特征, 它既能呈現(xiàn)出10年以上的曲線變化(Ladd et al., 2019), 也能在以日為單位的觀測期間內上下波動(Kashdan & Steger, 2006)。目前已有大量縱向研究直接或間接地涉及了社交焦慮的發(fā)展趨勢, 但相應的理論和實證證據(jù)存在不一致甚至矛盾。另外, 社交焦慮還存在特質與狀態(tài)的爭議, 社交焦慮穩(wěn)定性的年齡趨勢也缺少探討。因此, 為澄清以往研究的爭議, 基于更大樣本得出更準確的結論, 本研究擬通過元分析的方法對涉及社交焦慮的縱向研究進行定量整合, 刻畫社交焦慮從學步期至青年期的發(fā)展軌跡及相應年齡組內的穩(wěn)定性, 并探討影響該發(fā)展軌跡和穩(wěn)定性的潛在調節(jié)變量。

1.1 社交焦慮的結構和內涵

當前學界通常從情感、認知、行為和生理體驗四個方面對社交焦慮進行界定(Maes et al., 2019)。在情感上, 社交焦慮表現(xiàn)為個體在預期或實際面對人際交往時所產(chǎn)生的強烈的緊張不安、焦慮、苦惱等主觀體驗(Morrison & Heimberg, 2013)。在認知上, 社交焦慮者存在偏向負面評價的信息加工方式——負面評價恐懼(Rapee & Heimberg, 1997), 他們不僅建構了關于自身的偏差印象或心理表征, 也認為他人會對此做出覺察, 并更多地被這種潛在的評價威脅所困擾(劉洋, 張大均, 2010)。在行為上, 社交焦慮者還會采取回避和退出社交場合等行為策略來避免其人際緊張和不安(Rubin et al., 2003)。在生理上, 社交焦慮者還會出現(xiàn)臉紅、心跳加快、出汗等一系列生理喚醒狀態(tài)(Patterson & Ritts, 1997)。

此外, 較多構念與社交焦慮有不同程度的重合, 其中羞怯(shyness)最為典型。羞怯是一種類特質構念(trait-like construct), 指個體在真實或想象的社交情境中產(chǎn)生的自我聚焦型焦慮(Melchior & Cheek, 1990)。由于羞怯與社交焦慮的癥狀高度類似, 且兩者常常相伴出現(xiàn)(Rapee & Spence, 2004), 因此有學者將羞怯歸為社交焦慮的亞類(Beidel & Turner, 1999; Leary, 2013)。而且, 主流的社交焦慮量表同樣包含了羞怯的測量條目, 如多維度兒童焦慮量表(MASC; March et al., 1997)和自我意識量表中的社交焦慮子量表(SAS-SCS; Scheier & Carver, 1985)。

綜上所述, 本研究所關注的社交焦慮是指個體在面對面或想象的社交場合中表現(xiàn)出的情感狀態(tài)(社交緊張、焦慮、苦惱)、認知特征(負面評價恐懼)、行為傾向(社交退縮、社交回避)和類人格特質(羞怯)四個方面。但因為生理反應與其他采用主觀報告的維度存在較大差異, 且同樣的生理反應在其他焦慮亞型中也普遍存在(缺乏特異性), 本研究不考慮生理反應。

1.2 社交焦慮在各年齡段的發(fā)展

從群體層面探討心理與行為的畢生發(fā)展一般有兩種方法, 即平均水平變化(mean-level change)和等級排序穩(wěn)定性(rank-order stability) (Roberts & DelVecchio, 2000)。前者考察的是構念的平均水平隨時間的變化趨勢, 即發(fā)展軌跡; 后者通常以重測相關系數(shù)為效應量, 衡量的是個體在群體中的相對位置隨時間變化的程度, 描述了發(fā)展的個體差異。上述兩種方法雖然都關注構念的跨時間一致性, 但在理論上是相互獨立的(Roberts et al., 2006), 群體平均水平的波動并不意味著所有個體都呈同量同向的變化。結合埃里克森的人格發(fā)展理論和兒童青少年的主要學習階段, 本研究從學步期、學前兒童期、小學兒童期、青春期、青年早期和青年晚期六個階段對社交焦慮的發(fā)展進行探討。

1.2.1 社交焦慮的平均水平變化

學步期(1～3歲)。嬰兒出生不久, 與羞怯相關的氣質性個體差異隨即顯現(xiàn), 表現(xiàn)為早期的行為抑制傾向(Fox et al., 2001)。大約1.5歲時, 幼兒產(chǎn)生對各種新異社會事物的恐懼性羞怯, 即神經(jīng)系統(tǒng)對外部環(huán)境不斷適應的過程(Buss, 1986)。2到3歲左右, 幼兒自我意識覺醒, 同伴交往也開始出現(xiàn), 此時個體會出現(xiàn)自我意識性羞怯, 表現(xiàn)為社交情境中的緊張不安, 對外界評價趨于敏感(Lagattuta & Thompson, 2007)?？傮w而言, 學步期處于社交“從無到有”的過程, 神經(jīng)發(fā)育和自我認知的發(fā)展可能使其社交焦慮(尤其是羞怯)呈現(xiàn)出穩(wěn)定到緩慢上升的趨勢(Baardstu et al., 2020; Eggum-Wilkens et al., 2015)。

學前兒童期(3～6歲)。身心發(fā)展和生活范圍的擴大使學前兒童的獨立性和自主性顯著增強(Munley, 1977)。但社交焦慮在這一階段的發(fā)展存在爭議。第一種觀點強調, 此時期獲得自主感并逐漸克服羞怯的兒童, 對自身持有積極偏向的自我評價, 通常高估自身的社交能力(Harter, 2006b), 其社交焦慮應呈下降趨勢(Bekkhus et al., 2022)。另一方面, 兒童與主要撫養(yǎng)者的依戀連結會受到?jīng)_擊, 社交活動由一對一向一對多轉變, 社會適應面臨較大困難, 故該時期的社交焦慮可能呈上升趨勢(Baardstu et al., 2020; Karevold et al., 2012)。

小學兒童期(6～12歲)。生理發(fā)育上, 小學兒童的腦和神經(jīng)系統(tǒng)發(fā)育表現(xiàn)出均勻和平穩(wěn)的特點; 心理發(fā)展上也更為協(xié)調, 其心理活動在保持開放和純真的同時, 也沒有明顯的閉鎖性。因此, 小學兒童時期的親子關系、同伴關系和師生關系均較為和諧(林崇德, 2009)。綜上, 小學兒童身心發(fā)育的協(xié)調性可能使該階段的社交焦慮呈現(xiàn)逐漸下滑(Ettekal et al., 2022)或穩(wěn)定發(fā)展(Booth-LaForce & Oxford, 2008)的趨勢。但是, 小學晚期的兒童可能因身體發(fā)育的提前到來而面臨人際不適。元分析顯示社交焦慮障礙平均在童年晚期首次出現(xiàn)(de Lijster et al., 2017), 部分研究也發(fā)現(xiàn)童年晚期的社交焦慮會出現(xiàn)短暫上升(Ahlen & Ghaderi, 2020)。

青春期(12～18歲)。關于社交焦慮在青春期的發(fā)展, 當前的研究結論也存在較大差異。一方面, 青春期生理發(fā)育加速而心理發(fā)展緩慢等不協(xié)調的特征給青少年自我評價(包括社交能力的自我評價)帶來了巨大挑戰(zhàn)(Harter, 2006a)。中斷假說(disruption hypothesis)也指出, 青春早期社會適應性的人格特征(如宜人性和情緒穩(wěn)定性)會出現(xiàn)短暫的下降(Soto & Tackett, 2015)。因此, 該階段的社交焦慮呈現(xiàn)上升趨勢(Weymouth & Buehler, 2018)。另一方面, 成熟法則(maturity principle)強調, 到青春后期, 個體的人格發(fā)展更趨成熟(Harter, 2006b; Roberts et al., 2006), 有利于個體人際關系質量的提高和社會支持的獲得(Barańczuk, 2019; Mund & Neyer, 2014), 從而削弱了社會焦慮。但也有研究發(fā)現(xiàn)成熟法則適用于整個青春期, 即整個青春期社交焦慮的平均水平呈持續(xù)下降趨勢(Ladd et al., 2019)。

青年早期(18～25歲)和青年晚期(25～35歲)。新社會分析理論認為青年早期的人格會往更加成熟的方向發(fā)展(Roberts & Wood, 2006), 自尊水平相比青春期也有明顯提升(Orth et al., 2018), 這可能進一步降低了青年人的社交焦慮(張亞利等, 2019)。此外, 根據(jù)社會投入法則, 步入青年晚期的個體開始扮演諸如子女、父母和員工等多重社會角色, 需要投入更多的資源經(jīng)營各類人際關系, 他們的人際關系滿意度通常較高(Roberts & Mroczek, 2008)。由此可見, 青年期的社交焦慮可能呈現(xiàn)平穩(wěn)下降的趨勢。

綜合來看, 對于學步期和青年期, 社交焦慮發(fā)展方向的理論依據(jù)較為一致, 分別呈緩慢上升和下降趨勢。在學前兒童期, 社交焦慮存在因積極偏向地自我概念而下滑, 以及因難以適應社交范圍快速擴大而上升兩種可能。小學兒童期則就其晚期是否存在短暫上升有爭議。對于青春期, 則存在成熟法則(因社會認知能力的成熟而社交無畏)和中斷假說(因青春期發(fā)育而社交焦慮)的矛盾。

1.2.2 社交焦慮的等級排序穩(wěn)定性

與平均水平變化相比, 研究者對社交焦慮穩(wěn)定性的關注較少。首先, 社交焦慮的穩(wěn)定程度如何？一方面, 如前所述, 社交焦慮在嬰兒期就開始出現(xiàn)早期的行為抑制傾向, 隨后逐漸擴散至社交場合中的廣泛性恐懼。因此, 有研究者視社交焦慮為特質性構念(Hayward et al., 2008; Modini et al., 2015)。另一方面, 也有研究發(fā)現(xiàn)社交焦慮會在較短的觀測區(qū)間內發(fā)生變化, 會因此時此刻的情緒情感(Kashdan & Steger, 2006)和社會性行為(Goodman et al., 2021)而波動, 呈現(xiàn)出狀態(tài)性的特點。其次, 社交焦慮的穩(wěn)定性會呈現(xiàn)出怎么樣的年齡趨勢？對這一問題的探討具有較大的干預啟示。穩(wěn)定性較低的時期可能提示該階段最適合對社交焦慮進行干預, 且效果可能更好; 而對于穩(wěn)定性較高的時期, 說明此時的社交焦慮較難改變, 需要本人付出更多的努力和外界的更多關注。研究顯示, 成年期前是個體人格逐漸成熟的過程, 傳統(tǒng)人格特征從學前期到成年中期的穩(wěn)定性波動上升(Roberts & DelVecchio, 2000), 兒童和青少年的人格穩(wěn)定性更低, 可塑性更強。另外, 童年期到青年期是社會網(wǎng)絡逐漸擴大的過程(Wrzus et al., 2013), 個體會在這個過程中形成自身的社會性態(tài)度和人際關系準則(Bühler & Orth, 2022)。因此, 如果社交焦慮呈現(xiàn)出特質屬性, 那么可以預期其穩(wěn)定性隨年齡增加而逐漸上升。

1.3 調節(jié)變量

由前所述, 社交焦慮的發(fā)展在以往研究中存在較大的異質性, 這提示需要進一步探索潛在的調節(jié)因子。綜合已有文獻, 以下樣本特征和變量特征可能會產(chǎn)生影響。

樣本特征方面, 出生組、性別和文化可能起關鍵作用。首先, 心理發(fā)展的年齡差異可能與出生組效應相混淆。以往的橫斷歷史元分析揭示了我國青少年和大學生的社交焦慮水平呈逐年上升趨勢(時蒙等, 2019; Xin et al., 2022), 居民消費水平的提升和社會連結的下滑解釋了這種出生組效應(Xin et al., 2022)。但該結果只能揭示平均水平的出生組效應, 社交焦慮的發(fā)展是否也存在出生組效應仍未知。其次, 雖然女性的社交焦慮水平顯著高于男性(van Loo et al., 2023), 但發(fā)展軌跡高度相似(葉貝等, 2019; Ladd et al., 2019)。類似構念的元分析也表明, 孤獨感與自尊的平均水平變化和穩(wěn)定性不受性別的影響(Mund et al., 2020; Orth et al., 2018)。由此可以推測社交焦慮的平均水平變化和穩(wěn)定性也不受性別的影響。最后, 社交焦慮在集體主義文化中更能被接受, 甚至被認為是合理的(Heinrichs et al., 2006)。元分析也發(fā)現(xiàn)亞洲樣本報告的社交焦慮顯著高于歐洲樣本(Woody et al., 2015)。然而, 社交焦慮水平較高的文化是否意味著其增速更快或者穩(wěn)定性更低仍不得而知。此外, 除探討男性比的調節(jié)作用外, 我們還從文化層面關注男性化指數(shù)的作用。男性化指數(shù)越高, 表明該社會的男性化氣質(如競爭性、冷漠、獨斷性)越明顯, 已有研究表明對傳統(tǒng)男性角色的認同能夠降低社交焦慮的風險(Moscovitch et al., 2005)。

變量特征方面, 社交焦慮類型與測量方式也可能有著顯著影響。一方面, 社交焦慮是一個從社交無畏到社交恐怖癥的連續(xù)體, 其中負面評價恐懼最為普遍, 一般性的情感焦慮和羞怯在連續(xù)體的中端, 社交退縮則在連續(xù)體的最末端(Rapee & Spence, 2004)。那么不同維度癥狀嚴重程度的差異是否意味著其在發(fā)展趨勢上也存在差異？另外, 羞怯的內隱理論強調羞怯是穩(wěn)定不變的人格特征(Beer, 2002), 而來自元分析的證據(jù)則支持社交焦慮障礙并非終身障礙(Vriends et al., 2014)。這可能說明羞怯的穩(wěn)定性比其他維度更高。另一方面, 在測量方式上, 有研究表明自我報告的社交焦慮比教師和父母報告更為有效, 穩(wěn)定性更強(DiBartolo & Grills, 2006); 但也有研究發(fā)現(xiàn)母親報告的羞怯穩(wěn)定性要顯著高于青少年的自我報告(Lawson et al., 2023)。因此, 測量方式可能存在調節(jié)作用, 但方向不清晰。

基于結果穩(wěn)健性的考慮, 除了以上調節(jié)變量外, 我們還納入了研究特征變量(發(fā)表年份、文章語言、發(fā)表狀態(tài)、文章質量), 進一步檢驗選擇性報告偏差的嚴重性。

2 方法

本研究在PRISMA 2020的聲明(Page et al., 2021)下進行元分析。同時, 為迎合開放科學的趨勢, 文獻檢索工作開展前, 本元分析方案已預注冊在PROSPERO平臺上, 注冊號為CRD42022341547。

2.1 文獻檢索

首次檢索在兩個中文數(shù)據(jù)庫(中國知網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù))和三個外文數(shù)據(jù)庫(Web of Science, ProQuest, PubMed)中進行, 時間為2022年6月。此外, 為提升納入文獻的全面性, 我們還從涉及社交焦慮的縱向元分析中補充文獻(如Chiu et al, 2021; Maes et al., 2019)。2022年12月進行二次檢索, 除在上述五個數(shù)據(jù)庫的基礎上進行更新外, 還新增檢索EBOSCO (含MEDLINE、PsycINFO和PsycArticles)庫。中文檢索詞包括社交焦慮(社交焦慮、社交回避、社交苦惱、交往焦慮、害羞、羞怯、社交恐懼、社交恐怖、互動焦慮、人際焦慮、評價恐懼)和縱向研究(縱向、追蹤、前瞻、交叉滯后、面板、T1、T2、時間點、隊列、縱斷)兩個部分。同樣地, 英文檢索詞也包括社交焦慮(“” “” “” “” “” “” “” “” “” “” “” “” “””)和縱向研究(“” “” “” “” “” “” “””” “””””)兩個部分。“*”號表示該詞可拓展, 如“”可擴展為等。各數(shù)據(jù)庫的具體檢索策略和二次檢索的篩選流程見補充材料1 (https://osf.io/5u2aq)。

2.2 文獻篩選

文獻納入標準1本研究預注冊時的預期目標是刻畫生命全程社交焦慮平均水平和穩(wěn)定性的發(fā)展, 但最終符合標準的文獻不含中老年期的樣本, 基于現(xiàn)有數(shù)據(jù)我們只能分析學步期到青年期的發(fā)展。為與預注冊同步, 我們沒有將樣本的年齡范圍做為納入標準之一。：(1)有效樣本量至少達30; (2)由于本研究關注的是社交焦慮的年齡效應, 故樣本年齡的離散程度應在合理范圍內。根據(jù)前人研究的建議(Orth et al., 2018; Orth et al., 2021), 將T1時年齡的標準差在5及以下做為納入標準。對于沒有報告年齡標準差但被描述為同一學段的樣本, 為了最大化保留數(shù)據(jù), 我們認為該離散程度也在合理范圍內; (3)研究至少測量了前文中界定的社交焦慮的某一方面(情感、認知、行為、羞怯); (4)研究須采用縱向追蹤設計; (5)波段的間隔至少在6個月, 最長間隔至少與計劃年齡組范圍有50%的重疊(Hoff et al., 2018)。選擇6個月做為納入標準是為了減輕延滯效應(carry-over effects)的影響(Orth et al., 2018; Orth et al., 2021)。(6)每個波段所使用的社交焦慮量表在內容、題量、計分方式等方面須完全一致; (7)有足夠的效應量信息, 即每個波段社交焦慮的平均值、標準差和波段間的相關系數(shù); (8)文章須采用中文或英文撰寫。

文獻排除標準：(1)臨床樣本; (2)樣本經(jīng)歷了特殊事件(如重大自然災害)或心理干預; (3)采用實驗法、觀察法和同伴提名法測量社交焦慮的研究; (4)采用某種標準將社交焦慮劃分為類別變量的研究, 如僅報告OR、RR等數(shù)值。

篩選工作首先由第一作者獨立進行, 初篩采用快速篩選的方法。隨后參考以往元分析(Orth et al., 2018; Orth et al., 2021), 再隨機選取初篩后剩余的60篇文獻對半分配給另外兩名心理學研究生, 要求他們根據(jù)上述標準判斷文獻是否納入元分析。結果表明篩選的一致性高(90%和87%), 不一致的主要原因是沒有發(fā)現(xiàn)正文未提供的補充材料, 以及誤將僅報告患病率的研究納入。文獻篩選流程圖如圖1所示。

2.2 文獻編碼

編碼表形成后, 由兩位心理學研究生獨立進行編碼工作。對于編碼不一致的內容, 通過協(xié)商討論或再次閱讀原文后達成一致。采用Cohen Kappa值衡量編碼者間的一致性, 0.8及以上表示編碼者一致性高(McHugh, 2012)。

2.3.1 效應量

本研究選取兩次相鄰波段間的標準化均值差()和相關系數(shù)()做為效應量。標準化均值差用于考察社交焦慮的平均水平變化。參考以往研究(如Roberts et al., 2006),值的計算公式為：T2的均值減T1的均值, 再用該差值除去T1的標準差(Morris & DeShon, 2002)。根據(jù)Orth等人(2018)的建議, 構念的平均水平變化通常會隨時間間隔的增大而增大, 因此我們再將值除去波段的間隔年數(shù), 得到以年為單位的標準化均值差(year)。由于縱向研究通常不報告值, 因此我們編碼的是每個波段社交焦慮的均值和標準差, 波段間要求間隔6個月且不重疊(Kappa = 0.96～0.98)。例如, 一項測量5次且每次間隔3個月的研究, 我們選擇的是T1、T3和T5的數(shù)據(jù)。相關系數(shù)用于考察社交焦慮穩(wěn)定性, 直接選取兩個相鄰波段間的相關系數(shù)(Kappa = 0.95～1.00)。

本研究分別對每個年齡組下的效應量進行元分析。對于年齡組的劃分, 考慮到學齡期間是人格社會性發(fā)展的關鍵期, 且有足夠的效應量用于分析, 因此我們將學齡期間劃分為更窄的年齡段, 以更精確地刻畫社交焦慮的發(fā)展趨勢。共劃分11個年齡組, 分別是學步期(1～3歲)、學前兒童期(3～6歲)、小學兒童早期(6～8歲)、小學兒童中期(8～10歲)、小學兒童晚期(10～12歲)、青春早期(12～14歲)、青春中期(14～16歲)、青春晚期(16～18歲)、青年過渡期(18～20歲)、青年早期(20～25歲)、青年晚期(25～35歲)。本研究選擇兩個相鄰波段間的年齡均值做為判定其所屬年齡組的證據(jù)(Orth et al., 2018; Orth et al., 2021)。比如, T1時所測樣本為10歲, T2時為13歲, 年齡均值為11.5歲, 則該效應量應劃分至小學兒童晚期。此外, 部分研究雖然未報告樣本平均年齡, 但有明顯信息可以做出推斷的則保留, 如大學生樣本則編碼為20歲。樣本T1時均齡的Kappa值為0.96。

圖1 PRISMA文獻篩選流程圖

注：格式不符指文章所報告的數(shù)據(jù)為不可比的非連續(xù)型數(shù)據(jù), 如OR和RR等分類數(shù)據(jù)、同伴提名數(shù)據(jù)。其他原因包括非中英文論文、有效樣本量不足30、樣本均齡標準差大于5和量表前后不一致等。

2.3.2 研究特征

文獻發(fā)表年份記錄的是文章正式發(fā)表在期刊上的年份, 對于學位論文編碼為學位申請者答辯的年份(Kappa = 1.00)。文章語言包括中文和英文兩個類別(Kappa = 1.00)。發(fā)表狀態(tài)包括已發(fā)表的期刊論文和未發(fā)表的學位論文兩個類別(Kappa = 0.96)。對于文章質量, 參考觀察性隊列和橫斷研究質量評價工具(National Institutes of Health, 2014)及張亞利等人(2019)編制的相關類元分析文獻質量評價量表, 形成了本研究的文獻質量評價標準(見附錄), 主要評價的是文章的方法學質量, 不涉及理論深度或語言功底等。共包括被試選取、T1數(shù)據(jù)有效率、樣本流失率、量表信度、量表的縱向等值檢驗和出版物等級6個指標, 總分介于0～12之間, 分數(shù)越高代表文獻的質量越高(Kappa = 0.84～1.00)。各文獻的具體得分見補充材料2 (https://osf.io/2sp6m)。

2.3.3 樣本特征

樣本的出生年代通過T1數(shù)據(jù)收集年代減去樣本的平均年齡獲得(Kappa = 0.94)。對于未報告數(shù)據(jù)收集年代的研究, 采用此公式進行計算：T1數(shù)據(jù)收集年代 = 文章發(fā)表年代– 2 (橫斷歷史元分析中推斷數(shù)據(jù)收集年代的常見做法; 辛自強, 張梅, 2009) ? 數(shù)據(jù)收集的時間跨度。性別編碼為男性樣本占總樣本的比例(Kappa = 0.97)。此外, 對每個研究樣本選取的國家和大洲進行編碼, 并根據(jù)Hofstede (1983)的國家文化維度理論, 提取每個國家對應的個體主義指數(shù)和男性化指數(shù)(Kappa = 1.00), 數(shù)據(jù)來源于https://www.hofstede-insights.com/ country-comparison/

2.3.4 變量特征

根據(jù)每個測量工具的內容和性質, 參考以往綜述社交焦慮測量工具的文獻(Modini et al., 2015; Wong et al., 2016), 將社交焦慮類型編碼為5個類別：一般(即測量了社交焦慮多個維度)、情感、認知(即負面評價恐懼)、行為和類特質(即羞怯)。社交焦慮類型的Kappa值為0.92。測量方式根據(jù)量表的填答者進行編碼, 包括自我報告和他人報告兩個類別(Kappa = 1.00)。

2.4 發(fā)表偏倚

發(fā)表偏倚是指已經(jīng)發(fā)表的研究不足以代表研究總體而引發(fā)的偏差, 會威脅到元分析結果的準確性(Borenstein et al., 2009)。本研究通過兩種方法來檢驗發(fā)表偏倚。一方面, 本研究納入了未發(fā)表的學位論文, 通過檢驗發(fā)表狀態(tài)的調節(jié)效應可直接檢驗發(fā)表偏倚。另一方面則采用Begg秩相關法和Egger線性回歸法進行檢驗。前者通過標準化效應值與效應值方差的秩相關(Kendall’s τ)來判斷發(fā)表偏倚的嚴重程度, Kendall’s τ不顯著表明發(fā)表偏倚不嚴重(Begg & Mazumdar, 1994)。后者則通過線性回歸法來檢驗漏斗圖的對稱性, 若回歸方程的截距項顯著不為0, 說明存在發(fā)表偏倚(Borenstein et al., 2009)。

2.5 數(shù)據(jù)分析

由于本研究在每個年齡組下分別進行效應量整合, 因此一個研究既可能給一個年齡組提供多個效應量, 也可能給多個年齡組提供多個效應量, 這違反了傳統(tǒng)元分析中效應量相互獨立的基本假設(Borenstein et al., 2009)。一些類似研究(如Orth et al., 2018; Orth et al., 2021; Roberts et al., 2006)采用平均效應量的方式來應對效應量依賴的問題, 但這種方法不僅會損失較多的信息, 降低統(tǒng)計檢驗力, 而且會增大估計的標準誤, 削弱估計的精確性(Cheung, 2014)。為此, 本研究采用三水平元分析(three-level meta-analysis)來估計總體效應量并檢驗調節(jié)效應。三水平模型允許從一個研究中提取多個效應量, 并在估計時排除效應量依賴的影響, 它將方差來源分為水平1的抽樣誤差、水平2的研究內誤差和水平3的研究間誤差, 提高了元分析估計的精確性(Cheung, 2014)。本研究在Cheung (2019)的方案指導下, 采用R 4.2.1中的包進行元分析。每個效應量的抽樣誤差在分析前通過Borenstein等(2009)的公式來計算。異質性方面, 通過統(tǒng)計量來檢驗效應量間的異質性水平, 并使用2衡量水平2和水平3方差占總方差的比例。對于調節(jié)效應檢驗, 考慮到類別調節(jié)變量在部分年齡組內對應的效應量個數(shù)極少或缺失, 因此本研究參考前人研究的做法(Mund et al., 2020; Orth et al., 2018; Orth et al., 2021), 在所有年齡組內(即利用所有效應量)檢驗調節(jié)效應。

此外, 對于社交焦慮的穩(wěn)定性分析, 本研究先將每個相關系數(shù)轉換為Fisher’s值, 得到總體效應量的估計值后再將其進行反轉換, 得到總體相關系數(shù)。為與Roberts和DelVecchio (2000)的所發(fā)現(xiàn)的人格的穩(wěn)定性做對比, 本研究將時間間隔控制為1年, 探討社交焦慮在1年時間間隔的穩(wěn)定性(Mund et al., 2020)。另外, 檢驗某個心理構念的穩(wěn)定性, 除了參考等級排序相關系數(shù)的點估計值外, 還應考察該系數(shù)與時間間隔的關系(Fraley & Roberts, 2005)。相關系數(shù)通常與時間間隔呈負相關, 如果相關系數(shù)隨著時間間隔的增大呈線性下降趨勢并趨近于0, 說明該構念的特質屬性較弱; 如果相關系數(shù)隨著時間間隔的增大的降幅呈先快后慢的趨勢, 在較長的時間間隔后不再明顯下降, 則該構念的特質屬性較強(Fraley & Roberts, 2005)。為此, 我們使用SPSS 24.0, 以時間間隔為自變量, 以相關系數(shù)為因變量, 通過曲線估計來判斷相關系數(shù)與時間間隔的函數(shù)關系?？紤]到相鄰間隔通常較短, 對于3個及以上波段的研究, 我們選取首次波段和最后波段的相關系數(shù), 以盡量給較長的間隔提供更多的效應量。曲線估計中, 同一獨立樣本的多個效應量通過平均化來處理。

3 結果

3.1 描述性統(tǒng)計

最終共納入了173項研究, 192個獨立樣本, 221個效應量, 樣本總數(shù)為170197人(= 1591.60)。其中203個效應量可用于平均水平變化元分析(= 158799), 163個效應量可用于穩(wěn)定性元分析(= 123888)。所有效應量在各項研究信息上的分布如表1所示。所有納入文獻的具體信息和編碼內容可見補充材料2 (https://osf.io/q4n5x)。

3.2 發(fā)表偏倚

由于來自未發(fā)表研究的效應量明顯少于已發(fā)表研究, 在部分年齡組內缺少未發(fā)表的效應量, 故我們通過元回歸的方法在所有效應量下檢驗發(fā)表狀態(tài)的調節(jié)效應(1=已發(fā)表, 0=未發(fā)表)。結果顯示, 就社交焦慮的平均水平變化而言, 發(fā)表狀態(tài)的調節(jié)效應不顯著(= ?0.01,= 0.860); 就穩(wěn)定性而言, 已發(fā)表的效應量顯著高于未發(fā)表(= 0.12,= 0.017)。進一步發(fā)表偏差檢驗結果如表2所示, 沒有一致的證據(jù)指向某個分析組存在發(fā)表偏倚?？傮w而言, 本元分析較少受到發(fā)表偏倚的影響。

3.3 社交焦慮的平均水平變化

對11個年齡組內社交焦慮的平均水平變化進行獨立元分析, 結果如表3所示, 除了青春中期(14～16歲)呈微弱上升趨勢外, 其他10個年齡組均呈下降趨勢, 其中學前兒童期(3～6歲)和青年過渡期(18～20歲)下降最為明顯?；?1個獨立元分析的結果, 繪制了累積year值圖(見圖2), 可見社交焦慮在學步期相對穩(wěn)定, 學前兒童期明顯下降, 小學兒童期(累積year= ?0.314)和青春期(累積year= ?0.268)持續(xù)下降, 其中青春中期有小幅上升, 青年過渡期進一步下降, 正式邁入青年期后降幅趨緩。調節(jié)效應檢驗結果見表4, 所有調節(jié)變量均未達到統(tǒng)計顯著性。

表1 221個效應量的研究信息

注：表示均值(連續(xù)變量),表示頻次(類別變量),和表示連續(xù)變量的最小和最大值,為標準差, %為頻次的百分比。

3.4 社交焦慮的穩(wěn)定性

對11個年齡組內社交焦慮的穩(wěn)定性進行獨立元分析, 結果如表5所示, 控制在一年的等級排序相關系數(shù)在0.467到0.657之間?；谠治鼋Y果, 繪制了相應的年齡趨勢圖(見圖3), 可見社交焦慮的穩(wěn)定性在學步期和學前兒童期較高, 但在小學兒童期迅速降至低谷, 青春期以后則逐漸回升, 青年過渡期達到頂峰, 青年期則繼續(xù)穩(wěn)定在較高水平。調節(jié)效應檢驗結果見表4。研究特征方面, 來自中文文獻效應量的穩(wěn)定性顯著低于英文文獻。樣本特征方面, 男性比和男性化指數(shù)與穩(wěn)定性呈顯著負相關; 個體主義指數(shù)與穩(wěn)定性呈顯著正相關; 來自北美洲和歐洲樣本的穩(wěn)定性顯著高于亞洲樣本。變量特征上, 來自他人報告的穩(wěn)定性顯著高于自我報告。

表2 社交焦慮平均水平變化和穩(wěn)定性的發(fā)表偏倚檢驗

表3 各年齡組社交焦慮平均水平變化的估計

注：表示獨立樣本的個數(shù);effect size表示效應量的個數(shù);表示樣本出生年代的加權平均值;year表示以年為單位的標準化均值差; 水平22表示研究內方差占總方差的比例; 水平32表示研究間方差占總方差的比例; 1～3歲組不存在效應量嵌套, 故采用兩水平分析。*< 0.05,**< 0.01,***< 0.001, 下同。

圖2 學步期至青年期社交焦慮平均水平的發(fā)展趨勢

此外, 繼續(xù)檢驗社交焦慮穩(wěn)定性的“穩(wěn)定性”?？刂茦颖玖亢蟮钠嚓P結果顯示, 穩(wěn)定性與時間間隔呈顯著負相關(= ?0.41,< 0.001)。進一步曲線估計的結果顯示, 11個函數(shù)方程中, 對數(shù)模型的擬合度最優(yōu)(= 53.15,2= 0.28), 線性模型位居第七(= 30.06,2= 0.18)。因此, 社交焦慮的穩(wěn)定性與時間間隔是對數(shù)函數(shù)關系(如圖4), 降幅呈現(xiàn)出先快后慢的趨勢, 在6年左右明顯放緩。

表4 社交焦慮平均水平變化和穩(wěn)定性的調節(jié)效應檢驗

注：發(fā)表語言(1 = 中文, 0 = 英文); 測量方式(1 = 自我報告, 0 = 他人報告); 大洲將亞洲設置為參考變量; 社交焦慮類型則將一般型設置為參考變量。

表5 各年齡組社交焦慮穩(wěn)定性的估計

注：調整前為未控制時間間隔的相關系數(shù), 調整后為控制時間間隔為1年的相關系數(shù), 95% CI為調整后的95%置信區(qū)間。

圖3 學步期至青年期社交焦慮穩(wěn)定性的發(fā)展趨勢(以每個年齡組的中點繪制)

4 討論

4.1 社交焦慮的平均水平變化

結果顯示, 社交焦慮的平均水平從學步期至青年期呈逐步下降趨勢, 總體上支持人格成熟論而非適應困難的觀點。學步期幼兒雖然會因新異刺激的增加而出現(xiàn)行為抑制, 但此時的羞怯, 尤其是陌生人恐懼主要表現(xiàn)為生物學上的神經(jīng)過敏性反應, 真正意義上的社會性恐懼仍然較少(Buss, 1986)。因此, 對大多數(shù)幼兒而言, 這種以生物學為基礎的羞怯反應會隨著時間的推移而減弱(Bastien et al., 2020; Buss, 1986)。進入學前期后, 隨著自我意識的提升, 兒童不僅容易持有積極傾向的自我概念, 而且社交圈子的擴大對用游戲探索世界的兒童而言可能具有社會協(xié)助性而非造成適應困難(Munley, 1977)。此外, 學前期也開始出現(xiàn)真正意義上的友誼, 有利于削弱社交焦慮(Rubin et al., 2009)。進入小學后, 兒童在社交范圍進一步擴大的同時也獲得了更多的自主性, 人格的社會適應性進一步發(fā)展, 自尊水平大幅提升(Harter, 2006b; Orth, et al., 2018), 這可能是該階段社交焦慮明顯下降的原因之一。青春期的社交焦慮進一步下降, 但降幅較小學時期有所放緩, 這仍然支持了成熟法則而非中斷假說。困境孕育成長的觀點(deficits-breeds growth perspective)強調, 盡管青春期面臨身心發(fā)展不協(xié)調等種種心理危機, 但大多數(shù)個體會在挑戰(zhàn)中逐漸走向社會適應, 而避免人格缺陷(Baltes et al., 1999; Hoff et al., 2018)。正如研究結果所示, 青春中期短暫的社交焦慮上升會在晚期時重新回到人格成熟的發(fā)展軌道。沿著適應性發(fā)展的道路, 成年期后的個體不僅確立了自我同一性, 而且逐漸建立了穩(wěn)定的社會連結, 社會網(wǎng)絡規(guī)模達到頂峰(Wrzus et al., 2013), 社交焦慮則穩(wěn)定在較低的水平。

圖4 社交焦慮等級排序穩(wěn)定性隨時間間隔的變化趨勢圖

4.2 社交焦慮的穩(wěn)定性

從年齡趨勢上看, 學步期和學前期社交焦慮的穩(wěn)定性較高, 小學兒童期最低, 青春中期以后逐漸回升, 青年期則維持在較高水平。根據(jù)Fraley和Roberts (2005)的觀點, 心理構念的穩(wěn)定性取決于隨機環(huán)境事件(如搬家、轉學)、個體與環(huán)境的交易(包括主動、反應性和喚起性的過程)和發(fā)展的恒常性因素(如基因、遺傳)。幼兒階段隨機環(huán)境事件較低, 而發(fā)展的恒常性因素較高。學步幼兒的心理狀態(tài)主要受遺傳因素的影響, 社交焦慮在該階段主要表現(xiàn)為一種生物性的氣質(Buss, 1986); 學前期雖然社會接觸增多, 但此時的發(fā)展環(huán)境仍以家庭環(huán)境為主, 與父母的依戀連結仍然較強(林崇德, 2009)。這可能是學步至學前階段社交焦慮的穩(wěn)定性要高于學齡期間的原因。隨著年齡的增長, 發(fā)展的恒常性下降, 而環(huán)境因素對穩(wěn)定性的影響日益增多(Briley & Tucker-Drob, 2014)。個體進入學校后, 師生關系和同學關系開始出現(xiàn), 社會性生活事件逐漸增多(Wrzus et al., 2013), 但由于此時的人格發(fā)展仍處于塑形期, 兒童的能力和心理資源難以調動個體與環(huán)境的交易過程(Roberts & DelVecchio, 2000)。因此, 環(huán)境、人際關系和人格的不穩(wěn)定可能是小學兒童和青春早期社交焦慮穩(wěn)定性較低的原因。但是, 步入青春晚期, 尤其是成年期后, 個體與環(huán)境的交易發(fā)揮了主要作用(Fraley & Roberts, 2005)。此時, 個體的自我同一性逐漸確立, 高度的身份認同感和控制感不僅使成年人傾向于選擇適合自身身份的環(huán)境, 而且會喚醒他人產(chǎn)生與自身身份相一致的反應(Roberts & DelVecchio, 2000), 這進一步提高了成年期包括社交焦慮在內的各項心理特征的穩(wěn)定性。即社交焦慮的成年人會主動選擇“安全”的環(huán)境來應對其焦慮情緒, 而且會不自覺地誘導他人以“社恐人”的方式對待他, 從而導致其社交焦慮更穩(wěn)定, 更不易改變。

從穩(wěn)定性程度上看, 控制時間間隔為一年的社交焦慮的相關系數(shù)在0.467到0.657之間, 與傳統(tǒng)人格特征的穩(wěn)定性范圍(0.31到0.71之間)基本相當(Roberts & DelVecchio, 2000), 說明在較短的間隔內, 社交焦慮高度穩(wěn)定。此外, 社交焦慮的穩(wěn)定性與時間間隔呈對數(shù)函數(shù)關系, 隨著時間間隔的增加, 穩(wěn)定性的降幅逐漸放緩并進入平原期。如圖4所示的對數(shù)曲線, 16年時間間隔下的穩(wěn)定性系數(shù)仍在0.3左右, 而根據(jù)最新的效應強度判斷標準, 相關系數(shù)在0.3及以上即為相對較大的效應量(Gignac & Szodorai, 2016), 這提示初始水平的社交焦慮對多年后的社交焦慮仍有一定的預測力度。根據(jù)Fraley和Roberts (2005)的觀點, 可推測社交焦慮具有較強的特質屬性, 傾向于特質性構念。

4.3 與其他相近構念的比較

首先, 自尊與社交焦慮存在中等強度的負相關(張亞利等, 2019), 研究發(fā)現(xiàn), 自尊的平均水平從4到11歲呈上升趨勢, 11到15歲間保持平穩(wěn), 而后又明顯上升至30歲, 隨后保持平穩(wěn)(Orth et al., 2018)。而本研究發(fā)現(xiàn)社交焦慮在青春早期仍在下降, 這可能說明該階段是自尊和社交焦慮存在分化的時期。就穩(wěn)定性而言, 自尊的發(fā)展與社交焦慮類似, 從童年晚期到中年期持續(xù)上升(Trzesniewski et al., 2013)。其次, 傳統(tǒng)人格特征(宜人性、盡責性、情緒穩(wěn)定性和開放性)的平均水平從青春期到青年晚期呈波動上升趨勢(Roberts & Wood, 2006), 這再次提示人格漸趨適應性可能是社交焦慮平均水平隨年齡下滑的原因之一。在穩(wěn)定性上, 人格特征從幼兒期到老年期也呈現(xiàn)波動上升趨勢, 與社交焦慮基本相當。最后, 由于孤獨感和社交焦慮都表達了人際適應不良的心理特征, 因此大量研究對兩者的內涵和前因后果進行了對比。最近的一項元分析發(fā)現(xiàn), 孤獨感的穩(wěn)定性從兒童期到中年期逐漸上升, 也呈現(xiàn)出特質性屬性; 但在平均水平變化上, 孤獨感沒有呈現(xiàn)出明顯的年齡趨勢(Mund et al., 2020), 這給區(qū)分社交焦慮與孤獨感提供了進一步的證據(jù)。

4.4 調節(jié)效應

平均水平變化上, 研究特征、樣本特征和變量特征的調節(jié)效應均不顯著, 這提示所刻畫的社交焦慮的發(fā)展軌跡較為穩(wěn)健。但是, 除青年晚期外的年齡組均發(fā)現(xiàn)了效應量間的顯著異質性, 仍需要未來研究進一步探討其他潛在的調節(jié)變量。

穩(wěn)定性上, 大洲的調節(jié)效應顯著, 來自亞洲樣本的穩(wěn)定性顯著低于歐洲和北美洲, 這可能正是文化差異(個體主義指數(shù)和男性化指數(shù))所致; 而發(fā)表語言的調節(jié)效應可能也與此有關, 因為來自中文文章的效應量正好屬于亞洲樣本。就個體主義而言, 個體主義指數(shù)越高的國家, 社交焦慮的穩(wěn)定性越高, 這可能與社會規(guī)范和自我建構的類型有關。一方面, 在個體主義文化中, 個體的行為取決于自己的所思所想; 但在集體主義文化中, 個體需要受制于不同的社會規(guī)范和角色期望, 因此社交焦慮的波動性更大(Hofmann et al., 2010)。另一方面, 與獨立性自我建構的個體主義文化相比, 集體主義文化強調依存性自我建構, 個體常常需要參考他人的感受和行為表現(xiàn)來認知和建構自我, 其社交焦慮的水平受外界的影響更大(Hong & Woody, 2007), 因此穩(wěn)定性通常更低。就男性化指數(shù)而言, 結果顯示男性化指數(shù)越高的國家, 社交焦慮的穩(wěn)定性越低。這可能是因為男性化文化下社會競爭性較強(Hofstede, 1983), 個體社會連結的建立常常與自身所取得的成就有關, 社交焦慮受競爭性成敗和個人榮譽的影響較大(Howell et al., 2015)。此外, 男性比的調節(jié)效應也顯著, 即男性占比越大的樣本, 個體在樣本中的等級排序越容易隨著時間而變動。研究表明, 雖然女性更容易出現(xiàn)社交焦慮障礙, 但男性患者會因社交焦慮障礙經(jīng)歷更多的痛苦, 即便如此他們尋求幫助的幾率也更大(Asher et al., 2017); 這提示男性的社交焦慮更容易加重或減輕, 而女性更傾向于維持現(xiàn)狀。最后, 他人報告社交焦慮的穩(wěn)定性顯著高于自我報告, 這可能是因為父母和教師通常基于社交回避等外化表現(xiàn)進行評估, 而很難觀察到兒童內部的主觀體驗(DiBartolo & Grills, 2006), 因此容易出現(xiàn)判斷定勢。

4.5 研究意義、啟示和局限

首先, 以往關于社交焦慮的發(fā)展的研究存在較大的異質性, 尤其是在學前兒童期、小學兒童晚期和青春期三個階段上, 不同理論持有不同發(fā)展方向的觀點且都有相關實證研究的支持?；诖? 本研究對以往的相關縱向研究進行整合, 刻畫出了社交焦慮的發(fā)展軌跡, 總體上支持人格成熟理論, 以更全面的視角澄清了以往研究的爭議。其次, 以往研究極少關注社交焦慮穩(wěn)定性的年齡效應, 本研究首次基于元分析的視角發(fā)現(xiàn)了社交焦慮穩(wěn)定性的發(fā)展趨勢, 初步支持社交焦慮趨近于特質性而非狀態(tài)性構念; 而且, 小學兒童期和青春早期相對較低的穩(wěn)定性, 提示教育工作者該階段可能是干預社交焦慮的黃金時期, 以防止進一步發(fā)展成精神障礙。最后, 以往單個縱向研究往往難以排除部分樣本特征的干擾, 影響了研究結果的推廣性。而本研究通過元分析的手段發(fā)現(xiàn)社交焦慮的發(fā)展不受出生組效應的干擾, 但是文化因素可能是解釋社交焦慮穩(wěn)定性的關鍵因素。

誠然, 本研究也存在一些局限, 有待未來研究的進一步探索。第一, 學步期和青年晚期的效應量較少, 這可能限制了對該年齡段社交焦慮平均水平變化和穩(wěn)定性的準確估計。第二, 我們沒有檢索到青年晚期后的相關研究, 故無法推斷社交焦慮在中老年期的平均水平和穩(wěn)定性的發(fā)展, 因此未來研究者需要從畢生發(fā)展的視角來進一步關注中老年期社交焦慮的發(fā)展。第三, Weeks等人(2009)強調, 評價恐懼是社交焦慮的核心特征, 包括正性和負性兩個方面; 前者是指個體對他人正面評價的苦惱和擔憂, 與后者相互獨立(劉洋, 張大均, 2010)。由于正性評價恐懼是社交焦慮能夠鑒別于抑郁癥的核心認知特征, 也被一些研究者建議納入為社交焦慮的診斷標準(葉友才等, 2021)。遺憾的是, 涉及正性評價恐懼的縱向研究極少, 還需要未來研究者的進一步探討。第四, 雖然本研究較全面地納入了社交焦慮的認知、情感、行為和類特質維度, 但仍屬于廣泛性社交焦慮, 未考慮特殊情境下的社交焦慮, 如身材焦慮、演講焦慮等。第五, 本研究探討的是社交焦慮總體性的發(fā)展趨勢, 無法推斷所有個體的發(fā)展具有同質性。比如, 有研究發(fā)現(xiàn), 雖然大部分個體的羞怯在童年期至青年期間保持穩(wěn)定或下降, 但仍有超過兩成的被試呈上升趨勢(Tang et al., 2017), 這提示未來研究需要將以個體為中心的方法運用在社交焦慮發(fā)展趨勢的研究中。

5 結論

為準確刻畫社交焦慮平均水平和穩(wěn)定性的年齡趨勢, 本研究對來自173項縱向研究的192個獨立樣本進行三水平元分析, 得出以下結論：(1)在平均水平上, 社交焦慮從學步期至青年期總體呈逐步下降趨勢, 總體上支持人格成熟論。(2)在穩(wěn)定性上, 社交焦慮在青年期前呈U型趨勢, 青年期間保持在較高的穩(wěn)定性。(3)社交焦慮的平均水平變化不受研究特征、被試特征和變量特征的影響。(4)社交焦慮的穩(wěn)定性受文章語言、大洲、文化、性別和測量方式的調節(jié)。(5)社交焦慮的穩(wěn)定性系數(shù)隨著時間間隔的增長呈先快后慢的下降趨勢, 趨近于特質性構念。

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共6個指標: (1)被試的選取。隨機選取計2分, 非隨機選取計1分, 未報告計0分。(2) T1數(shù)據(jù)的有效率。數(shù)據(jù)有效率在0.9及以上計2分, 介于0.8～0.9之間計1分, 0.8以下及未報告的計0分。(3)樣本的流失率。波段間的平均流失率在20%及以下計2分, 20%～40%之間計1分, 40%以上及未報告計0分。(4)測量工具的內部一致性信度。信度在0.8及以上計2分, 介于0.7～0.8之間計1分, 0.7以下及未報告的計0分。(5)測量工具的縱向等值檢驗。滿足強等值(尺度等值)及以上計2分, 以下計1分, 未報告計0分。(6)出版物等級。CSSCI和SSCI三區(qū)及以上期刊計2分, CSSCI擴展版、北大核心、SSCI四區(qū)和博士學位論文計1分, 普通期刊及碩士學位論文計0分。

Developmental change and stability of social anxiety from toddlerhood to young adulthood: A three-level meta-analysis of longitudinal studies

CHEN Bizhong1, HUANG Xuan2, NIU Gengfeng1, SUN Xiaojun1, CAI Zhihui1

(1Key Laboratory of Adolescent Cyberpsychology and Behavior, Ministry of Education; School of Psychology, Central China Normal University, Wuhan 430079, China) (2Faculty of Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)

Given the high prevalence and its extensive possible adverse outcomes, a large number of theoretical and longitudinal studies have explored the development of social anxiety, but the research findings are inconsistent or even contradictory in preschool childhood, late childhood, and adolescence. In addition, there is still debate between trait theory and state theory of social anxiety, and there is also a lack of study on the age trend of social anxiety stability.

To clarify the above controversies and accurately characterize the age trend of the mean level and the stability of social anxiety, this study conducted a meta-analysis of longitudinal studies involving social anxiety. After pre-registering the study protocol on PROSPERO, we searched literature in six databases (CNKI, Wanfang Data, Web of Science, ProQuest, PubMed, and EBOSCO). In addition, we also backtracked the references cited in previous meta-analyses and reviews. Ultimately, a total of 192 independent samples (= 170, 192) from 173 longitudinal studies were included in the current meta-analysis. In order to quantify the trajectory of social anxiety more precisely, we divided the sample into 11 age groups according to the mean age of the sample between two adjacent measurement waves, and estimated the mean-level change and stability for each age group. The standardized mean difference () between two adjacent waves is used to estimate mean-level change, whereas the correlation coefficient () is used to estimate stability. Science most of the included studies reported multiple effect sizes, and these multiple effect sizes were most likely dependent, which violated the basic assumption of independent effect sizes in the conventional meta-analytic methods. We applied the three-level meta-analysis approach to handle such data-independency among effect sizes.

Results showed that: (1) The mean level of social anxiety showed a gradual decline from toddlerhood to young adulthood, with only slight increase in mid-adolescence. (2) In terms of rank-order stability, social anxiety rose slowly from toddlerhood to preschool childhood, then swiftly dropped to a low point in elementary childhood, recovered gradually after mid-adolescence, and stabilized at a high level in young adulthood. (3) The mean-level change of social anxiety was not affected by the study characteristics, the sample characteristics, and the variable characteristics. (4) The rank-order stability of social anxiety was moderated by written language, continent, culture, gender, and assessment mode. (5) The stability of social anxiety was a logarithmic function with time lag. Specifically, with the increase of time lag, the stability declined first quickly and then slowly, and almost reached a plateau after 6 years. (6) The results of moderator test for publication status, Egger's test, and Begg's test indicated the absence of publication bias in this meta-analysis.

This study makes a valuable contribution in characterizing the age-specific trends and stability of social anxiety from toddler to young adult by using the meta-analytic method. We conclude from this study that, in terms of mean level, the trajectory of social anxiety generally supports the personality maturation hypothesis. For stability, similar to personality traits, social anxiety tend to be a trait rather than a state construct. Overall, this study provides a new perspective for exploring the lifelong development of social anxiety.

social anxiety, mean-level change, rank-order stability, longitudinal studies, three-level meta-analysis

B844

https://doi.org/10.3724/SP.J.1041.2023.01637

2022-09-05

*教育部人文社會科學研究一般項目(22YA190009); 北京師范大學中國基礎教育質量監(jiān)測協(xié)同創(chuàng)新中心重大成果培育性項目(2022-04-012-BZPK01)。

孫曉軍, E-mail: sunxiaojun@mail.ccnu.edu.cn