社交焦虑对自尊的影响：心理弹性的中介和调节作用

杨 桐,冉光明,张 琪,李 松

(1.西华师范大学 教育学院心理系,四川 南充 637002;2.西华师范大学 学前与初等教育学院,四川 南充 637002;3.西南大学 心理学部,重庆 400715)

0 引言

自尊作为个体的心理需要之一，对个体的健康发展具有重要作用。Maslow[1]指出自尊需要的满足将使个体相信自己有能力去从事工作并富有创造力，而缺乏自尊将会使个体对从事工作失去信心并充满自卑；自尊是个体实现个人目标时由于成功或失败的经历而产生的一种自我体验，表明自尊与个体的理想自我和现实自我有关。当个体的现实自我与理想自我相一致时，会有较高的自尊体验，而当现实自我与理想自我不一致时，会感到自尊缺乏，表现为低自尊[2]。有研究显示，低自尊水平个体在行为上表现出更多的拖延，患抑郁的概率将会增加，同时心理健康水平也显著低于常人，甚至可能产生自杀行为[3-5]。此外，为期2年的纵向研究也表明低自尊的个体更有可能对网络形成依赖[6]。

社交焦虑是个体在公众前表演或从事社交活动时由于担心会处于尴尬的境地或者受到他人的消极评价而产生的一种情绪体验[7]。当个体体验到更多的社交焦虑时，其心理健康水平和工作效率将显著降低[8]。根据社会计量理论，自尊是预示人际关系好坏的一种社会计量器，在人际关系紧张时敏锐地降低个体自尊，缓解个体的焦虑情绪，反之焦虑情绪也会导致自尊水平的下降[9]。于欢等[10]研究显示，高社交焦虑的个体常常具有倾向于负向归因和加工拒绝线索的特点；Abdollahi[11]、Nordstrom[12]等研究显示，高社交焦虑的个体更有可能展现出较低的自尊水平。

心理弹性反映的是个体在面对挫折情景时通过积极地自我调整以适应情景进而战胜挫折的能力[13]。Wu等[14]研究显示，心理弹性与多种负性心理结果相联系，特别是社交焦虑。根据Kumpfer[15]提出的弹性框架模型(Resiliency framework model，RFM)，较高的社交焦虑和抑郁降低了个体的心理弹性水平。这与大多数研究结果一致，在人际交往情景中，高社交焦虑个体难以处理由于他人的负性评价而产生的压力，从而降低了个体的心理弹性水平[14,16]。自尊，作为一种基本心理需要，在个体的心理适应和心理调整中扮演着重要角色[17]。Lee等[18]研究发现，在面对逆境或挫折时，个体的心理弹性将唤起多种心理资源，比如自我效能感，社会支持，自我控制力和自尊。此外，较强心理弹性的个体也往往会展现出较高水平的自尊[19]。由此可见，心理弹性也许在社交焦虑对自尊的影响中扮演了中介角色，即较高社交焦虑的个体由于难以应对社交情景中的压力，从而导致的低水平心理弹性降低了个体的自尊水平。

心理弹性反应了个体忍受挫折和从逆境中恢复的能力。Luthar[20]的研究发现，虽然个体经历了同等程度的应激事件，但部分经历应激事件的人的心理健康水平并没有显著地降低。此外，在遭遇逆境后，高心理弹性的个体相比于低心理弹性的个体表现出了较少的负性心理结果[21]。这也许意味着心理弹性改变了应激事件与个体自身的联系。刘丹霓等[22]提出的自我弹性的双作用理论，认为自我弹性作为一种重要的人格特质，通常能在环境因素和个体发展结果之间担任中介和调节双重角色。有研究发现，心理弹性对于危险因素和个体发展结果具有调节作用[23-24]，这表明心理弹性作为自我弹性的临近概念可能也具有双重性质。关于心理弹性是如何影响社会焦虑对自尊的作用轨迹，根据以往的研究依据保护性因子(心理弹性)对危险性因子(社交焦虑)调节能力的不同，分为“雪中送炭”(见图1)和“锦上添花”(见图2)2种模式[25-26]，前者指由于保护性因子可以有效地防御危险性因子，高水平的心理弹性个体能够抵御社交焦虑对自尊的危害；后者指保护性因子不能有效地防御危险性因子仅仅只能使低水平的心理弹性个体的自尊较少的受到来自社交焦虑的威胁。

图1 “雪中送炭”模式Fig.1 “Fuel delivered in the snow” model

图2 “锦上添花”模式Fig.2 “Icing on the cake” model

基于此，为验证自尊、社交焦虑和心理弹性之间存在的关系，丰富社交焦虑对自尊的影响机制的相关内容。本研究提出以下假设：社交焦虑与自尊和心理弹性之间均存在负相关(H1)；心理弹性与自尊之间存在正相关(H2)；心理弹性在社交焦虑对自尊的影响中担任中介角色(H3)；心理弹性在社交焦虑对自尊的影响中发挥调节作用(H4)。

1 研究方法

1.1 被试

由专业的测试者在获得被试知情同意后使用统一的指导语在大学生群体中发放问卷。在排除所有存在缺失的问卷后获得由581名志愿者组成的总样本，包括123名男性和458名女性，其中139名来自自然科学，442名来自社会科学；被试年龄在16～24岁之间，平均年龄为19.42±1.09岁。

1.2 研究工具

1.2.1 社交焦虑量表(Liebowitz social anxiety scale,LSAS)

采用Liebowitz的LSAS评定个体的社交焦虑程度[27]。He等[28]研究表明LSAS具有良好的内部一致性和重测信度。该量表包括25个条目，实际计分24项(第25个条目要求被试评定上诉情景中感到最恐惧的3项，不计入总分)，其中包括恐惧焦虑和回避2个维度，恐惧焦虑指个体对负性评价的主观体验，按程度不同从0～3分为从无、稍微、中度和严重4个等级；回避指个体避免操作或表演情景的频率，按程度不同从0～3分为从未、极少数、有时和通常4个等级。通常使用恐惧焦虑总分加回避总分作为社交焦虑的总分，分数范围为3～123，分数越高代表社交焦虑越严重。当前研究中问卷整体的Cronbach′sα系数为0.94；此外，验证性因子分析(CFA)显示问卷的效度指标拟合良好，χ2(245,N=581)=855.66(P<0.001)；χ2/df=3.49；RMSEA=0.065;90%CI=(0.061, 0.070)；CFI=0.914；TLI=0.903；SRMR=0.044。

1.2.2 心理弹性量表(Connor-davidson resilience scale,CD-RISC)

采用Connor等[29]编制的CD-RISC测试个体的心理弹性水平。过去有研究发现CD-RISC的3因子模型(坚韧性、力量性和乐观性)相比于5因子模型更适合中国文化[30]，因此当前研究采用CD-RISC的3因子模型。该问卷共包括25个项目，采用Likert 5点计分，从0(从不)到4(一直如此)，分数范围为23～97，分数越高代表个体所具有的心理弹性越强。当前研究中问卷整体的Cronbach′sα系数为0.91；此外，CFA显示问卷的效度指标拟合良好，χ2(260,N=581)=679.33(P<0.001)；χ2/df=2.61；RMSEA=0.053；90%CI=(0.048，0.058)；CFI=0.916；TLI=0.903；SRMR=0.042。

1.2.3 自尊量表(Self-esteem Scale，SES)

采用Rosenberg编制的SES以检测个体的自尊水平。该量表具有良好的信度和效度[31]。SES包括10个条目，采用Likert 4点计分，从1(非常不符合)到4(非常符合)。根据以往的研究，对条目8反向计分以更适应中国文化[32]，分数范围为18(35，分数越高代表自尊水平越高。当前研究中问卷整体的Cronbach′sα系数为0.89；此外，CFA显示问卷的效度指标拟合良好，χ2(31，N=581)=136.37 (P<0.001)；χ2/df=4.40；RMSEA=0.076;90%CI=(0.064，0.090)；CFI=0.961；TLI=0.943；SRMR=0.041。

1.3 数据处理

采用SPSS 21.0对主要变量进行描述性分析以及检验各问卷的Cronbach′sα系数，利用Mplus 8.1构建CFA (Confirmatory factor analysis,CFA) 模型以检验各问卷的效度；采用Harman单因素检验法和相关独特性模型检验共同方法偏差；采用吴艳等[33]方法打包社交焦虑和自尊的数据；采用结构方程模型 (Structural equation model，SEM) 检验心理弹性在社交焦虑对自尊影响中的中介作用；采用潜变量调节结构方程 (Latent moderate structural equations，LMS)方法检验心理弹性在两者间的调节作用[34]，该方法在Mplus中只能输出非标准化解；借鉴Bentler的标准[35]，采用以下指标作为模型拟合良好的标准：RMSEA<0.08；CFI>0.95；TLI>0.95；SRMR<0.08。

2 结果与分析

2.1 共同方法偏差检验

由于本研究要求被试自评作答，可能存在共同方法偏差。根据周浩等[36]建议，Harman单因素方法表明通过未旋转的因子分析得到的最大公因子只解释了总变异量的26.56%，并未达到40%的临界标准[37]。为此，本研究中不存在明显的共同方法偏差。

2.2 社交焦虑、自尊和心理弹性的描述性分析

由表1可见，男性的社交焦虑显著低于女性而心理弹性显著高于女性。此外，相关分析的结果显示社交焦虑与自尊之间是负相关(r=-0.37，P<0.001)；社交焦虑与心理弹性是负相关(r=-0.41，P<0.001)；心理弹性与自尊之间是正相关(r=0.66，P<0.001)。

表1 社交焦虑、自尊和心理弹性的标准差、平均数和性别差异Tab.1 Standard deviation，mean and gender difference of social anxiety，resilience and self-esteem

2.3 心理弹性在社交焦虑对自尊影响中的中介作用

运用Mplus 8.1构建中介模型(限定模型)以检验心理弹性在社交焦虑对自尊的影响中的中介效应。根据Preacher等[38]建议，采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法进行参数估计。结果显示(见图3)：中介模型拟合良好，χ2(24，N=581)=43.45(P<0.01),χ2/df=1.81；RMSEA=0.037；90%CI=(0.019，0.055),CFI=0.995,TLI=0.993,SRMR=0.021。同时，社交焦虑对自尊的直接效应β=-0.013，SE=0.006，P<0.05，CI=(-0.025，-0.001)和间接效应均显著β=-0.045，SE=0.006,P<0.001，CI=(-0.057，-0.034)，表明心理弹性在社交焦虑作用于自尊的路径中起部分中介作用，其中中介效应占总效应的78%。

图3 中介效应检验结果(限定模型)Fig.3 The mediating effect of resilience (qualified model)

2.4 心理弹性在社交焦虑对自尊影响中的调节作用

根据方杰等[39]提出的LMS法的3个步骤，首先本研究检验了不含潜调节项的限定模型(见图3)的模型拟合度，该模型拟合良好。此外，其AIC=24 711.70；LogL=-12 325.85，df=30。然后在限定模型的基础上加入潜调节项以构成全模型(见图4)，结果发现该模型的AIC=24 707.62；LogL=-12 321.81，df=32。比较发现，全模型的AIC值相较于限定模型减少了4.08；而其LogL值相较于限定模型增加了4.04，即-2LogL (df=2)=8.08，P<0.05。表明全模型相比基准模型存在明显的改善。最后调节效应检验发现，心理弹性对社交焦虑与自尊之间关系的调节效应显著β=0.002，SE=0.001，P<0.01，CI=(0，0.004)。

图4 调节效应检验结果(全模型)Fig.4 The moderating effect of resilience (full model)

由图5可见，当心理弹性为均值下一个标准差时，社交焦虑对自尊的影响显著，β=-0.023，SE=0.007，P<0.001，CI=(-0.375，-0.239)，当心理弹性为均值上一个标准差时，社交焦虑对自尊的影响不显著，β=0.002，SE=0.008，P>0.05，CI=(-0.019，-0.013)，表明社交焦虑在心理弹性较高时对自尊的负面影响更小，随着心理弹性水平降低，这种负面影响增加，属于交互模式的“雪中送炭”模型。

图5 心理弹性在社交焦虑与自尊之间的调节效应Fig.5 The moderating effect of resilience in the relationship between social anxiety and self-esteem

3 讨论

本研究发现，社交焦虑对心理弹性和自尊均具有负向预测作用，心理弹性正向预测自尊；心理弹性在社交焦虑对自尊的影响中起部分中介和调节作用。

相关分析发现社交焦虑与自尊呈负相关，社交焦虑较高的个体常常也是低自尊的。该发现与Leary[9]的研究一致。栗文敏等[40]认为社交焦虑也是认知失调的结果.根据认知失调理论，观念与行为的冲突和观念与观念的冲突是产生认知失调的重要因素[41]。换句话说，由于个体担心他人的消极评价和自身可能的不当行为导致的社交焦虑加大了个体理想自尊和现实自尊之间的认知失调，从而导致了低自尊的产生。

社交焦虑对心理弹性的负向预测作用主要是通过增强心理弹性的危险性因子实现的。刘雅琼[42]的研究显示，心理弹性与社交压力之间存在显著的负向相关，经历较大社交压力的个体的心理弹性水平往往较低。这表明社交焦虑显著地增强了心理弹性的危险性因子，进而导致个体的弹性水平较低。

Tusaie等[43]认为心理弹性是个体在遭遇逆境时成功应对的能，这表明高心理弹性个体具有较丰富的成功经历。金盛华[44]的“经验-体悟”教育论揭示了个体的成功经历对自尊有着积极的促进作用。这暗示成功经验使得个体的理想自我和现实自我更加接近，心理弹性对自尊的积极作用有可能是通过增加成功经验而实现的，但该观点还有待进一步证实。

本研究发现心理弹性在社交焦虑作用于自尊的路径中起部分中介作用，中介量为78%，与以往的研究结果类似[45]。这说明社交焦虑对自尊的负向作用一方面是通过社交焦虑直接影响自尊，但更大程度上是通过降低心理弹性而实现的。个体的心理弹性由于受到社交焦虑的影响而导致保护性因子降低和危险性因子升高，使得个体表现出较低的心理弹性水平，因此，个体在面对挫折情景时难以顺利地渡过危机而经历更多的负性事件，进而降低了自尊水平。可见，提高个体自尊的有效途径除了降低社交焦虑还应该提高个体的心理弹性。

此外，调节效应检验表明心理弹性在社交焦虑对自尊的影响中起调节作用，该结果支持了Mackinnon[46]的一个变量可以同时担任中介和调节角色的观点。具体而言，低心理弹性组社交焦虑对自尊的负向预测作用较强，而高心理弹性组社交焦虑对自尊的预测作用不显著，验证了“雪中送炭”模式[25-26]。这表明心理弹性的保护性作用可以有效抵御社交焦虑对自尊的危害。究其原因，心理弹性表征个体对负性情绪的抵抗能力的大小，当个体体验到低社交焦虑时所感受到的逆境程度较低，此时激活的心理弹性的保护功能较小，因而对社交焦虑的缓冲作用不明显，而较高的社交焦虑将带给个体较大的压力，从而激活了更强的心理弹性的保护功能，进而有效地抵御了社交焦虑的威胁。值得注意的是，以上过程只发生在具有较强的从逆境中恢复能力的高心理弹性个体，而低心理弹性个体由于缺乏应对逆境的能力而无法有效地抵御社交焦虑对自尊的威胁。综上，该结果揭示了心理弹性对于个体发展的重要性，当个体的心理弹性水平足够高时，可使个体的自尊不再受到社交焦虑的威胁。

本研究扩展了刘丹霓等[22]提出的自我弹性的双作用理论的外延，表明心理弹性在危险因素(社交焦虑)与个体发展结果(自尊)之间可以扮演中介和调节双重角色。虽然降低社交焦虑和提高心理弹性是提高自尊的有效途径，但其心理弹性的作用也尤为重要。综上，笔者针对大学生的自尊干预提出：高社交焦虑是降低自尊的重要的风险性因素，为此，建议教育工作者们重点关注拥有人际问题的学生，并及时采取干预措施；心理弹性在抵御社交焦虑对自尊消极影响上有重要作用，为此，建议提高学生的心理弹性来增强社交焦虑学生的自尊水平；另外，建议教育工作者们通过增强心理弹性的保护性因子来增强学生的心理弹性，如给予更多的支持、关心，组织班级活动增近学生同伴关系等。最后，受样本量、被试群体男女比例不平衡及横断研究方法的限制，本研究结果尚有一些不足之处，这些将在下一步的研究中进行完善。