简述个人评价在情感表达与社交焦虑间的中介效应.

简述个人评价在情感表达与社交焦虑间的中介效应

论文关键词个人评价中介效应情感症状社交焦虑

论文摘要目的探讨大学生情感表达、个人评价与大学生社交焦虑的关系,为健康教育和心理咨询提供依据。方法采用多伦多述情障碍量表(TAS-20)、个人评价问卷(PEI)和社交回避及苦恼量表(SAD),对江苏省2所高等院校170名大学生施测。结果情感表达对社交焦虑的间接效应显著(β=0.612,P<0.001),但直接效应不显著(β=-0.02,P>0.05);个人评价是情感表达与社交焦虑间的中介变量,情感表达通过个人评价的中介作用与社交焦虑发生联系。结论提高大学生情感表达能力,形成正确个人评价,可以有效改变大学生的社交焦虑状况,有利于促进大学生的身心健康发展。

社交焦虑是指对人际处境的紧张与害怕。过分的社交焦虑会妨碍人的社会交往功能,产生社交焦虑症的症状。在我国,受传统文化的影响,社交焦虑的一些行为常被认为是个体比较斯文、害羞、腼腆的表现,没有受到足够的重视。在竞争激烈的现代社会,此类心理问题或障碍给个人的日常工作、生活和社会交往都会造成严重的损害,大大降低个人的生活质量。近年来研究发现,社交焦虑症是一种常见的、能力受损的精神卫生问题,是继抑郁症、酒精依赖后第三种常见的精神障碍。但是,估计不到1/4的患者接受了正确的诊断和适当的治疗[1]。青春期(13岁~23岁)为社交焦虑的多发期。Rose报告说,有关社交情境和事件的

害怕和恐惧支配并笼罩着整个青春期[2]。大学生的社交焦虑问题已引起了我国相关学者的重视,他们对我国大学生社交焦虑的原因以及预防和治疗措施进行了研究,为提高大学生的社交水平以及高校开展心理健康教育提供了理论与实践基础。

1 社交焦虑和述情障碍

有研究表明,在大学生群体中,自我评价低和社交技能缺乏是造成社交焦虑的重要原因[3];大学生自我接纳的程度越低,社交焦虑程度则越高,反之则越轻[4]。青春期是身心发展的关键期,更是自我意识发展的关键期。自我意识尚未确定的青年,往往对他人的评价更为敏感,内心特别重视他人对自我的评价,经常为能否得到他人的承认和接纳而担心,并以社交焦虑的形式表现出来。另一方面,社交焦虑一般是预期性的,即在人际交往之前个体内心就出现了对他人能否接纳自己的担心,这表明社交焦虑实际上是大学生自我否定、自我厌恶、自我憎恨等特征在社交活动中的表现,是大学生自我评价不良、不能自我接纳的向外投射。情感表达是个体情绪和社会发展的重要评价标准之一,对于促进个体人际关系和谐具有重要意义。情感表达不能又称述情障碍,它并非一种独立的精神疾病,可为一种人格特征,也可为某些躯体或精神疾病时较常见到的心理特点,或为其继发症状。述情障碍由Sifneos于1973年首先提出[5]。Bagby认为述情障碍是

情感认知、加工和调节过程的一种损害,而这种损害作为一种潜在危险因素引发

多种身心障碍和疾病[6]。国外已有研究表明,低情绪表达者比高情绪表达者更少快乐、更多焦虑和内疚。

情感表达不能会不会导致社交焦虑的增强?作为认知成分的个人评价变量是否在情感表达不能与社交焦虑之间起中介作用?目前对于这些问题的实证性研究还比较少。笔者研究尝试在这一方面作些工作,拟探讨大学生情感表达不能、个人评价与社交焦虑之间的关系,为今后进一步深入研究大学生社交焦虑的成因,以及临床干预提供确实的依据。

在研究中,笔者假设情感表达除了与社交焦虑具有直接联系外,还可以通过个人评价的中介作用与社交焦虑产生间接联系,即个人评价在情感表达和社交焦虑间存在部分中介作用。

2 研究方法

2. 1 被试对象

随机抽取江苏2所高等院校1~4年级大学生200名,进行问卷调查,回收问卷196份,有效问卷170份。其中男生74人,女生96人;文科127人,工科43人,来自农村的学生111人,来自城镇的学生59人。

2. 2 施测工具

采用社交回避及苦恼量表(SAD)评定个体的社交焦虑状况[7]。社交回避及苦恼量表是Watson及Friend编制的用于评定回避社会交往的倾向及其身临其境时的苦恼感受的量表。包含“回避行为”和“主观焦虑感受”2个分量表。

苦恼分量表及回避分量表的信度系数分别是0. 85及0. 87。量表含有28个条目,其中14条用于评价社交回避, 14条用于评定社交苦恼。采用“是—否”评分制,“是—否”评分制得分范围从0(最低的回避及苦恼程度)到28(最高的一级)。采用情感表达量表(TAS一20中文版)评定个体的情感表达能力,含有情感辨别不能、情感描述不能、外向性思维3个因子[8]。量表的每个题目均有1、2、3、4、5五个等级,分别为“很不同意、”“不同意”、“部分同意”、

“同意”、“很同意”,计分时分别计1、2、3、4和5。各因素得分为各条目

分数之和。量表的Cronbach a系数为0. 83,重测信度为0. 87,条目间平均相关系数在0. 13~0. 32之间,总分与各因子相关系数在0. 72~0. 83之间;各因子间的相关系数在0. 29~0. 54之间;条目对因子负荷系数在0. 25~0. 76之间,复相关系数在0. 06~0. 57之间;验证性因素分析表明问卷具有良好的结构效度;得分越高,情感表达能力越差。个人评价问卷(PEI)用来评估个人对自己的主观评价。该问卷Cronbach a系数女性为0. 74~0. 89,男性为0. 67~0. 86。因为体育运动分量表虽为自我评价的一个独立因子,但它在社交焦虑中的适用性似乎很小,故将其删去。剩下的几个维度为:学业表现、外表、爱情、社会交往及同人们交谈[9]。

2. 3 统计方法

数据采集方式是将上述测验一次性发给被试,不记名,以班级为单位进行团

体测试。采用SPSS11. 0软件和Amos4. 0进行统计处理,采用了t检验、

person相关分析以及结构方程模型等统计方法。

3 结果

3. 1 社交焦虑水平的性别差异

检验的结果表明,文科和理科专业的大学生在各因变量上均不存在显著差异在社交焦虑量表的社交回避因子上存在显著的性别差异,女生的得分显著高于男生(见表1)。

3. 2 城乡大学生在个人评价、情感表达及社交焦虑量表上的得分差异

除了个人评价的学业表现与外表维度及社交焦虑的社交苦恼维度外,在所有其它因变量上均存在显著的地区差异,在个人评价的爱情(M城镇=19. 831,M农

村= 18. 063, t=3. 253,p<0. 001)、社会交往(M城镇=20. 814,M农村=18. 991, t=3. 645,p<0. 001)、与人们交谈(M城镇=21. 119,M农村=18. 973, t=3. 947,p<0. 001)维度上,来自城市学生的得分均显著高于来自农村学生的得分,而在情感辨别不能(M城镇=17. 932,M农村=20. 369, t=-2. 933,p<0. 01)、情感描述不能(M城镇=13. 203,M农村=14. 514, t=-2. 729,p<0. 01)、外向性思维(M城镇=19. 542,M农村=20. 847, t=-2. 157,p<0. 05)维度以及社交焦虑的社交回避(M城镇=3. 610,M农村=5. 090, t=-2. 671,p<0. 01)维度上,农村学生

的得分均显著高于城镇学生(见表2)。

3. 3 各变量之间的相关系数

社交焦虑2个因子社交回避和社交苦恼与个人评价的5个因子呈显著负相

关(P<0.01),与情感表达量表各因子呈显著正相关(P<0.01);情感表达量表的3

个因子与个人评价的5个因子呈显著负相关( P<0. 01)(见表3)。

3. 4 个人评价在社交焦虑中的中介作用

如果某个变量的介入能够更清晰地说明预测变量与因变量之间的关系,它就有可能是中介变量。因此,检验中介效应或中介作用时要考察这3个变量之间的关系。通常进行中介效应检验时,要先满足预测变量、中介变量、因变量之间彼此有显著的影响这个前提[10, 11]。本研究中,各变量间均存在极其显著的相关,这就满足了我们进行中介效应检验的前提条件。下面结合本研究的数据加以分析。本研究中,笔者假设个人评价是情感表达与社交焦虑间的中介变量。为了检