大学新生自尊与心理健康的关系：社交焦虑与述情障碍的链式中介作用

关啟亮，黄召江，李天畅，伍倬莹

(1.广东白云学院心理健康教育中心，广东 广州 510450；2.深圳市康宁医院心理测验室，广东 深圳 518118；3.广州市机电技师学院智能制造产业系，广东 广州 510435；4.广州医科大学附属第五医院心理科，广东 广州 510700)

大学新生经历着从高中走向大学校园的适应时期，处于人生发展的重要阶段，面对着学习、生活方式转变所带来的挑战。因此，大学新生的心理健康状况一直是社会关注的焦点。调查显示，大学新生易出现退缩、社交攻击、偏执、性心理障碍、精神病倾向等心理问题[1]，并且有心理问题的新生人数呈波浪式逐年上升[2]。自尊是个体对自我能力和价值的评价[3]，是大学新生心理健康的重要影响因素[4]，低自尊与抑郁、焦虑、人际敏感等心理问题关系密切[5]。根据 Becker等人提出的恐惧管理理论，自尊是个体适应社会文化环境的心理机制，能够缓解和减少由生活中的毁灭、破坏、失败、被拒绝、被遗忘等因素引起的焦虑，从而保证心理健康[6]。因此，低自尊被认为是导致大学新生心理健康水平下降的原因之一。本研究假设大学新生自尊水平越高，其心理健康水平越高(H1)。

社交焦虑通常被定义为对有陌生人在场或者可能受到他人审视的社交情境的恐惧，在国内大学生中普遍存在，高社交焦虑的个体对自己的社交关系缺乏信心，更倾向于回避社交场合[7]。社会计量器理论认为，自尊本质上是监控个体人际关系质量的心理计量器，反映个体避免社会排斥的需要，激发个体付诸行动维持人际关系中被接纳的状态。[8]根据社会计量器理论，低自尊者与社会的联结比较弱，弱化的社会联结使低自尊者对社会规范的适应较差，更易出现社交焦虑[9]。另外，社交焦虑影响大学生的社会心理适应和情绪调节能力[10]，被认为是生活压力和心理健康之间的中介变量[11]。因此，本研究假设社交焦虑在自尊与心理健康的关系之间起到中介作用(H2)。

述情障碍是一种反映个体在情绪认知和调节方面存在缺陷的人格特征，以不能准确表达和描述情感、自身情绪体验受限以及对他人的情绪识别困难为主要表现[12]。述情障碍与自尊、心理健康之间均存在关联性。一方面，低自尊被认为可能是述情障碍的危险因素[13]，自尊和学习能力的提高能显著改善大学生述情障碍[14]。另一方面，述情障碍会造成个体心理健康水平的下降[15]，是精神疾病中常见的心理特点[16]，已有研究证明述情障碍是大学生社会性发展水平与心理健康关系之间的中介变量[17]。因此，本研究假设述情障碍在自尊与心理健康的关系之间起到中介作用(H3)。

此外，社交焦虑与述情障碍具有相关性。从神经机制的角度来看，功能影像学研究显示社交焦虑患者的前额叶皮层(PFC)与前扣带皮层(ACC) 活动减弱[18]，而述情障碍的相关研究也显示PFC和ACC区域活动异常[19]，表明社交焦虑个体可能存在述情能力的损伤。根据Dalbudak的观点，述情障碍的形成，可能是由于个体试图通过逃避各种感官体验和选择抑制自己的情绪体验以防御社交焦虑所产生的不适感[20]。既往研究发现，个体将自身的认知资源过度消耗于应对社交焦虑，导致其用于识别情绪和抑制负性情绪的认知资源减少，表现出情绪表达不能的症状，容易产生述情障碍[21]。所以，低自尊的大学新生更容易产生社交焦虑，同时他们也可能因为无法有效调节焦虑情绪而出现述情障碍，并进一步影响心理健康。因此，本研究假设社交焦虑和述情障碍在自尊和心理健康的关系之间起到链式中介作用(H4)。

综上所述，本研究探讨自尊对大学新生心理健康的影响，并考察社交焦虑和述情障碍在自尊对大学新生心理健康影响中的独立中介作用以及链式中介作用，以期为大学生心理健康教育工作的开展提供一定参考。

一、对象与方法

(一)对象

2020年11月—2021年2月，以大一新生为调查对象，采用方便取样的方法在广东5所高校发放问卷3936份，收回有效问卷3598份，有效回收率为91.41%。其中男生1428人，女生2170人；文学552人，理学289人，工学819人，教育学262人，管理学911人，艺术类418人，经济学347人；年龄17～22岁，平均年龄为18.78±0.88岁。研究对象均知情同意，自愿参与。

(二)方法

1.一般资料调查问卷 由研究者自行编制，内容包括研究对象性别、年龄、所学专业等。

2.自尊量表(SES) 采用Rosenberg编制的自尊量表，中文版由季益富和于欣[22]修订。该量表为单维度结构，共10个条目，每个条目从“1 非常符合”到“4 非常不符合”4点计分。参照既往研究[23]，条目 3、5、9、10 反向计分，其余条目正向计分，量表总分为各个条目的计分相加，总分越高表明自尊水平越高。本研究中，该量表Cronbach’s α系数为0.88。

3.社交焦虑量表(LSAS) 采用Liebowitz编制的社交焦虑量表，中文版由何燕玲等[24]修订。该量表共24个条目，每个条目分别评定恐惧焦虑和回避程度。“恐惧焦虑”指主观体验，按严重程度从“1无”到“4重”4点计分。“回避”指客观回避，按出现频率从“1 从未”到“4 经常”4点计分。恐惧焦虑得分加回避得分作为量表总分，量表总分越高代表社交焦虑越严重。本研究中，该量表Cronbach’s α系数为0.97。

4.多伦多述情障碍量表(TAS-20) 采用Taylor编制的多伦多述情障碍量表，中文版由袁勇贵等[25]修订。该量表包括情感识别障碍、情感描述障碍、外向性思维3个维度，共20个条目，条目1、3、6、7、9、13、14属于情感识别障碍维度，条目2、4、11、12、17属于情感描述障碍维度，条目5、8、10、15、16、18、19、20属于外向性思维维度。该量表每个条目从“1 很不同意”到“5 很同意”5 点计分，条目 4、5、10、18、19采用反向计分，其余条目正向计分，量表总分为各个条目的计分相加，总分越高表示述情障碍程度越严重。本研究中，该量表Cronbach’s α系数为0.94。

5.一般健康问卷(GHQ-20) 该量表由李虹和梅锦荣[26]在Goldberg的GHQ-30(一般健康问卷-30)基础上修订。该量表包括自我肯定、忧郁和焦虑3个维度，共20个条目，条目1至9属于自我肯定维度，条目10至15属于忧郁维度，条目16至20属于焦虑维度，每个条目按“1 是”和“2 否”两点计分。参照既往研究[27]，选“是”计 1分，选“否”计0分，将自我肯定维度得分进行反向转换，与忧郁、焦虑维度得分相加形成心理健康总分，心理健康总分越高表示心理健康水平越低。本研究中，该量表Cronbach’s α系数为0.84。

(三)统计处理

本研究采用SPSS 21.0与SPSS的扩展插件Process 3.3进行数据的统计分析。SPSS 21.0主要用于共同方法偏差检验、描述性统计、相关分析等，Process 3.3主要用于中介模型的建立和Bootstrap法检验中介模型的有效性。

二、结果

(一)共同方法偏差检验

本研究所有变量的测量均采用问卷自我报告，可能存在共同方法偏差，因此在分析前采用Harman单因子检验对数据是否存在共同方法偏差进行检验，结果表明：特征值大于1的因子有16个，第一个因子解释了28.57%的变异，小于40%[28]的判断标准。因此，本研究样本数据不存在明显的共同方法偏差。

(二)各变量的平均数、标准差及相关矩阵

以性别为控制变量，对自尊、社交焦虑、述情障碍、心理健康总分进行相关分析发现，自尊、社交焦虑、述情障碍、心理健康总分两两之间均呈显著相关。其中，社交焦虑、述情障碍、心理健康总分之间呈显著正相关，自尊分别与社交焦虑、述情障碍、心理健康总分之间呈显著负相关。结果见表1。

表1 各变量描述统计与相关分析结果

(三)社交焦虑与述情障碍的中介模型检验及中介效应分析

使用SPSS扩展插件Process 3.3中的Model6进行链式中介分析，以性别为控制变量，检验社交焦虑、述情障碍在自尊和心理健康关系中的中介作用，结果见表2和图1。在总效应分析中，自尊对心理健康总分有直接预测作用(β=-0.51，p<0.001)。当用自尊预测社交焦虑时，预测作用显著(β=-0.41，p<0.001)。当用自尊和社交焦虑作为述情障碍的预测变量时，两者的预测作用均显著，自尊显著负向预测述情障碍(β=-0.33，p<0.001)，社交焦虑显著正向预测述情障碍(β=0.37，p<0.001)。当自尊、社交焦虑和述情障碍共同预测心理健康总分时，预测作用均显著(β=-0.29，p<0.001；β=0.17，p<0.001；β=0.33，p<0.001)。

表2 各变量回归分析结果

图1 大学新生自尊对心理健康的影响路径图

采用偏差校正的百分位Bootstrap法(重复取样5000次，95%置信区间)进行中介效应检验，结果见表3。社交焦虑和述情障碍在自尊与心理健康之间发挥部分中介作用，总间接效应值为-0.23，占总效应的45.10%。中介效应的三条路径分别是：自尊-社交焦虑-心理健康、自尊-述情障碍-心理健康、自尊-社交焦虑-述情障碍-心理健康。这三条路径的间接效应值分别为-0.07、-0.11、-0.05，分别占总效应的13.73%、21.57%、9.80%，三条路径的Bootstrap 95%CI均不包含0。结果表明，自尊对心理健康有显著的直接影响，同时会通过社交焦虑、述情障碍的独立中介作用以及社交焦虑和述情障碍的链式中介作用对心理健康产生间接影响。

表3 社交焦虑与述情障碍在自尊影响心理健康中的中介效应检验

三、讨论

(一)自尊对心理健康的影响机制

本研究结果表明自尊对心理健康总分具有直接的负向预测作用，提示低自尊的大学新生心理健康水平下降，研究假设H1得到验证。另外，本研究还发现自尊可以通过三条间接路径对心理健康产生影响，即社交焦虑的单独中介作用、述情障碍的单独中介作用以及社交焦虑和述情障碍的链式中介作用。究其原因，低自尊的个体在面对挫折时缺乏有效的策略和资源[6]，容易出现消极行为[29]，不利于情绪调节。另外，恐惧管理理论认为，自尊是个体对自己生活环境及在这种环境中价值感的体会与理解，是个体适应社会文化环境的心理机制，自尊的减弱会使个体更多地受到焦虑的影响[30]。因此，低自尊的大学新生在面对新校园生活和人际关系转变的挑战中更容易出现心理健康问题。

(二)社交焦虑的中介作用

本研究发现，社交焦虑在自尊与心理健康之间起部分中介作用，支持了研究假设H2 。恐惧管理理论认为自尊是应对焦虑的天然缓冲器[8]，低自尊者往往怀疑自身的能力，更容易进行自我贬损，自尊的自我调节机制所提供的弹性空间受到压缩[31]，使个体无法有效摆脱和缓解社交情景中的焦虑情绪，因而社交焦虑水平较高[32]。另外，高社交焦虑的个体心理韧性、幸福感[33]和社会支持[34]均较低，容易形成一种负面的情绪，比如孤独、压抑或者对自身的否定，从而对心理健康产生不良影响[35]。因此，低自尊可以通过引发社交焦虑而损害大学新生的心理健康。

(三)述情障碍的中介作用

本研究另外发现，述情障碍在大学新生自尊与心理健康之间起部分中介作用，研究假设H3得到验证。Rosenberg认为自尊是个体对自我情感的整体性评价[36]，述情障碍的特征也包括个体对于情绪的识别和评价感到困难，既往研究也表明低自尊的大学新生自我情绪知觉较差[37]，因此，低自尊被认为是述情障碍发生的起始原因[13]。另外，述情障碍的发展会让个体的情绪调节和压力应对产生阻碍[38]，易引发心理健康问题。所以，低自尊可以通过引发述情障碍而损害大学新生的心理健康。

(四)社交焦虑和述情障碍的链式中介作用

本研究结果证实社交焦虑和述情障碍密切相关，社交焦虑正向预测述情障碍。根据Muraven等人提出的自我调节理论，个体完成最初的自我调节任务时会消耗一定的自我调节资源并对随后进行的自我调节行为产生不利影响[39]。既往研究同样发现，高社交焦虑的个体会将自身的认知资源过度消耗在应对社交情境的担忧和恐惧上，导致其用于识别情绪和抑制负面情绪的认知资源减少，所以，高社交焦虑个体更容易产生述情障碍[21]。本研究通过中介效应分析证实社交焦虑和述情障碍在自尊与心理健康之间起链式中介作用，支持研究假设H4，提示社交焦虑和述情障碍都是损害大学新生心理健康的危险因素。由此推断，大学新生在适应陌生的人际关系和校园生活中存在挑战，而低自尊的新生因为缺乏自我认同感而在人际交往中出现社交焦虑，新生过度耗竭自我调节资源以应对社交焦虑时会影响其对自身情绪的识别与调节，从而容易产生述情障碍并逐渐损害心理健康。

四、启示与展望

本研究中，虽然社交焦虑及述情障碍在自尊与心理健康之间的链式中介效应值相对偏小，只有9.80%，但大学新生受到社交焦虑和述情障碍的影响在长期累积下会对心理健康构成威胁，并且可能引发严重结果(如精神心理障碍)。当小效应可能直接或间接引发重大结果，或者小效应可能随时间推移而累积成大效应时，小效应量也可能具有重要的实践意义[40]。因此，社交焦虑及述情障碍在自尊与心理健康之间的链式中介效应也应受到重视。从链式中介的实践意义分析，对因变量近端的中介变量进行着重干预对改善因变量效果更好[41]。因此，在现实中关注大学新生因为低自尊而出现心理健康问题的现象时，需同时观察和评估其社交焦虑和述情障碍的情况，但要更侧重于改善述情障碍这个近端的因素。团体辅导[42]、心理干预[43]和人际支持[44]都被证实对述情障碍有改善作用，高校教育工作者可以考虑通过心理讲座、学生互助组织、心理辅导等方式帮助新生学习表达和宣泄情绪，提高新生情绪调节能力，通过对述情障碍进行适当干预从而减少心理问题的产生。另外，本次研究采用问卷调查法，通过横断面研究初步探讨了自尊对大学新生心理健康的影响机制，但横断面研究无法探讨因果关系，今后的研究可以考虑采用纵向研究的方法进一步验证本次研究的结论。