大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)對(duì)社交回避和苦惱的影響：人際歸因的中介作用

陳璐嘉 劉 威

(濟(jì)寧醫(yī)學(xué)院精神衛(wèi)生學(xué)院，濟(jì)寧 272067；濟(jì)寧技師學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系，濟(jì)寧 272000)

有學(xué)者認(rèn)為，大學(xué)生的心理健康問題與人際關(guān)系密切相關(guān)，即人際關(guān)系問題已成為大學(xué)生心理障礙與心理疾病的重要誘發(fā)因素。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，人際歸因是影響大學(xué)生人際關(guān)系的重要因素[1]。青少年的歸因方式會(huì)以預(yù)期的方式對(duì)學(xué)業(yè)成績和壓力生活事件的結(jié)果有顯著預(yù)測(cè)[2]。歸因方式(attributional style)作為個(gè)體的認(rèn)知加工傾向，其中人際關(guān)系歸因會(huì)影響個(gè)體在人際交往中的情緒體驗(yàn)，進(jìn)而影響他們的社交體驗(yàn)[3]。不良的認(rèn)知傾向進(jìn)而會(huì)導(dǎo)致個(gè)體的負(fù)面情緒，如焦慮和抑郁等。在現(xiàn)實(shí)的人際關(guān)系中會(huì)表現(xiàn)得消極被動(dòng)，存在較高的人際敏感和社交焦慮[4]。Cattell Watson等[5]認(rèn)為社交回避是一種不健康的外在行為表現(xiàn)和內(nèi)部心理體驗(yàn)用以逃避交往。核心自我評(píng)價(jià)對(duì)工作、學(xué)業(yè)以及心理健康等都具有良好的預(yù)測(cè)作用和調(diào)節(jié)作用[6]。該研究表明社交回避與苦惱與人際關(guān)系以及核心自我評(píng)價(jià)存在一定的相關(guān)關(guān)系[7-10]，但目前研究將三者放在一起的研究尚少。本文就大學(xué)生這一發(fā)展性群體，探討社交回避與苦惱與人際關(guān)系以及核心自我評(píng)價(jià)之間的關(guān)系。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用隨機(jī)取樣的方法，選取山東省某高校大學(xué)生為被試，共發(fā)放問卷750份，剔除無效問卷后，有效問卷637份，有效回收率為84.93%，其中男生300人，平均年齡(19.40±1.09)歲；女生337人，平均年齡(19.25±1.19)歲。

1.2 方法

1.2.1核心自我評(píng)價(jià)量表 采用Judge和Bono編制的核心自我評(píng)價(jià)量表(中文版)(The Core Self-evaluations Scale)。該量表共10道題目，采用5點(diǎn)計(jì)分法。該量表具有良好的信度和效度，可用于我國青少年群體。本文中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為α=0.87。

1.2.2大學(xué)生交往歸因量表 采用韓仁生等編制的大學(xué)生人際歸因量表(The Interpersonal attribution Scale)。該量表采用5點(diǎn)計(jì)分法，分為成功情景和失敗情境兩個(gè)分量表，每部分44道題。該量表具有良好的信度和效度。本文中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為α=0.97。

1.2.3社交回避及苦惱量表 采用Watson與Friend編制的社交回避及苦惱量表(Social avoidance and distress scale，SAD)。該量表采用“是、否”答題方式，共28道題目，包含社交苦惱于社交回避兩個(gè)因子。該量表具有良好的信度和效度。本文中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為α=0.88。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 20.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。統(tǒng)計(jì)方法使用一般描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析和中介分析，P<0.05表示差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)、人際歸因與社交回避與苦惱的描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)關(guān)系

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及相關(guān)分析見表1。由表1可以看出大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)與社交回避和苦惱、失敗歸因均呈負(fù)相關(guān)(r=-0.42,0.32，均P<0.05),與成功歸因呈正相關(guān)(r=0.44，P<0.05)；社交回避和苦惱與成功歸因呈負(fù)相關(guān)(r=-0.29，P<0.05),與失敗歸因呈正相關(guān)(r=31，P<0.05)。

表1 核心自我評(píng)價(jià)、人際歸因與社交回避與苦惱的描述性和相關(guān)分析

注：*P<0.05

2.2 人際歸因方式在大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)對(duì)社交回避和苦惱影響的中介效應(yīng)分析

人際歸因方式、大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)與社交回避與苦惱間的顯著相關(guān)關(guān)系，為驗(yàn)證人際歸因的中介效應(yīng)提供了一定的基礎(chǔ)。根據(jù)溫忠麟、張雷、侯杰泰和劉紅云(2004) 的觀點(diǎn)，當(dāng)所研究的變量都是顯變量時(shí)，可以使用回歸分析來估計(jì)和驗(yàn)證中介效應(yīng)。當(dāng)考慮自變量X 對(duì)因變量Y 的影響時(shí)，如果X通過影響變量M來影響Y，則稱M 為中介變量。在本文大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)為自變量X，社交回避與苦惱為因變量Y，人際歸因?yàn)橹薪樽兞縈。依據(jù)溫忠麟的相關(guān)理論，回歸分析分三步進(jìn)行，第一步考查大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)對(duì)社交回避與苦惱的影響，第二步考查大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)對(duì)人際歸因的影響，第三步考查大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)和人際歸因?qū)ι缃换乇芘c苦惱的影響。因此，本文采用其提出的中介變量及中介作用檢驗(yàn)程序，對(duì)大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)、人際歸因與社交回避與苦惱3個(gè)變量進(jìn)行三步回歸分析。見表2。

由表2可以看出，大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)對(duì)社交回避與苦惱具有顯著的預(yù)測(cè)力(β=-0.42,P<0.001),95%CI[-0.49,-0.33]，即回歸系數(shù)c顯著；大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)正向預(yù)測(cè)成功歸因(β=0.44,P<0.001)，95%CI[1.12,1.86]，大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)負(fù)向預(yù)測(cè)失敗歸因(β=-0.32,P<0.001),95%CI[-2.09,-1.02]，即回歸系數(shù)a顯著；在引入成功歸因和失敗歸因后，兩者均對(duì)社交回避與苦惱具有顯著的負(fù)向和正向預(yù)測(cè)作用(β=-0.14,P<0.05;β=0.20,P<0.05),95%CI[-0.06,-0.02]和[0.02,0.06]，即回歸系數(shù)b顯著；并且，大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)對(duì)社交回避與苦惱仍存在顯著的預(yù)測(cè)作用(β=-0.29,P<0.05),95%CI[-0.37,-0.21]，即回歸系數(shù)c’顯著。這說明人際歸因的兩種方式在大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)與社交回避與苦惱之間起部分中介的作用。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為29.90%，中介效應(yīng)解釋了因變量的方差變異為4.60%。

表2 大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)與社交回避和苦惱之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

注：*P<0.05

根據(jù)以上分析，可以得出路徑分析圖。見圖1。

注：*P<0.05

圖1 人際歸因方式在核心自我評(píng)價(jià)與社交回避與苦惱之間的中介效應(yīng)

3 討論

本文發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)越高，其社交回避和苦惱越少，核心自我評(píng)價(jià)越低，其社交回避和苦惱越多。這與已往的研究結(jié)果一致。張翔等[9]認(rèn)為，大學(xué)生心理健康水平與社交焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)。心理健康的個(gè)體面對(duì)社交情境，更愿意構(gòu)建內(nèi)部評(píng)價(jià)和認(rèn)知體系，防止外在評(píng)價(jià)過度影響自己，從而可以減輕預(yù)期性焦慮，降低社交苦惱和回避行為出現(xiàn)的概率。同時(shí)，社交回避和苦惱與人際情境中的成功歸因呈負(fù)相關(guān)，與失敗歸因呈正相關(guān)，即大學(xué)生社交回避和苦惱程度越低，越容易將人際交往的成功歸于自身，反之則更多將人際交往的失敗歸于自身。因此，在高校教育與管理中，對(duì)于具有社交回避與苦惱的大學(xué)生，教師應(yīng)當(dāng)更多地引導(dǎo)學(xué)生形成積極樂觀的歸因方式 ，樹立人際自信，以改善人際關(guān)系，解決人際困擾。

本文還發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的核心自我價(jià)值能夠顯著預(yù)測(cè)社交回避和苦惱。低核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體更容易產(chǎn)生一些負(fù)面情緒與行為，出現(xiàn)社交問題。已有研究發(fā)現(xiàn)，核心自我評(píng)價(jià)不僅可以預(yù)測(cè)大學(xué)生心理健康、學(xué)業(yè)及未來職業(yè)發(fā)展，而且可以調(diào)節(jié)幸福感與生理健康的關(guān)系[10]。根據(jù)應(yīng)對(duì)理論的觀點(diǎn)，高核心自我評(píng)價(jià)的個(gè)體傾向于認(rèn)為自己有能力解決和應(yīng)對(duì)困難任務(wù)，擁有積極的自我概念，追求趨向成功的目標(biāo)而非回避或保護(hù)性的目標(biāo)。而核心自我評(píng)價(jià)越低，個(gè)體越可能對(duì)環(huán)境做出消極的反應(yīng)來維持既有的情感和認(rèn)知，同時(shí)在人際關(guān)系中與自我相關(guān)消極信息的影響尤為嚴(yán)重。這綜合說明，核心自我評(píng)價(jià)影響個(gè)體對(duì)心理資源的利用，即提升大學(xué)生的核心自我評(píng)價(jià)，可以幫助社交回避和苦惱問題的學(xué)生以更為積極的方式應(yīng)對(duì)社交環(huán)境，將其放在一個(gè)可以應(yīng)對(duì)的“積極框架”下，進(jìn)行更積極的社交設(shè)定，從而降低社交回避和苦惱程度。

本文還發(fā)現(xiàn)，成功和失敗兩種人際歸因方式在大學(xué)生核心自我評(píng)價(jià)與社交回避和苦惱之間起部分中介作用。不同人際歸因的方式會(huì)影響個(gè)體在人際交往中的情緒體驗(yàn)，進(jìn)而影響他們的社交體驗(yàn)。自我驗(yàn)證理論認(rèn)為，擁有積極體驗(yàn)的個(gè)體會(huì)主動(dòng)尋求積極信息，并認(rèn)為自己有能力應(yīng)對(duì)生活事件。面對(duì)人際交往，積極的歸因方式可以誘發(fā)個(gè)體高興、驕傲等正性情緒體驗(yàn)，產(chǎn)生更多的自我認(rèn)同，從而激發(fā)更多的社交行為。相反，不良的認(rèn)知傾向會(huì)導(dǎo)致個(gè)體更多體驗(yàn)到負(fù)面情緒，增強(qiáng)了社交焦慮和人際敏感性，降低了個(gè)體的社交效能。因此，在提升個(gè)體核心自我評(píng)價(jià)時(shí)，可以注重訓(xùn)練他們的人際交往歸因方式，以此改善社交回避和苦惱。

綜上所述，本文驗(yàn)證了核心自我價(jià)值對(duì)社交回避和苦惱的直接效應(yīng)，以及人際交往歸因的中介效應(yīng)。這對(duì)大學(xué)生社交問題的預(yù)防和干預(yù)有一定借鑒意義，但是人際歸因的中介僅是部分中介，說明可能在核心自我價(jià)值與社交回避和苦惱之間存在更復(fù)雜的機(jī)制，需要更進(jìn)一步深入研究。

[1] 孫曉軍，牛更楓，周宗奎，等.大學(xué)生的人際歸因傾向、網(wǎng)絡(luò)交往動(dòng)機(jī)與網(wǎng)絡(luò)人際關(guān)系成癮的關(guān)系研究[J].心理科學(xué)，2014，37(6)： 1397-1403.DOI：10.16719/j.cnki.1671-6981.2014.06.019.

[2] 陳允恩，彭焱，姜寶順，等.高校應(yīng)屆畢業(yè)生核心自我評(píng)價(jià)、歸因方式與就業(yè)焦慮的關(guān)系[J].中國健康心理學(xué)雜志，2017，25(11)： 1738-1740.DOI：10.13342/j.cnki.cjhp.2017.11.036.

[3] 蒲少華，李曉華.大學(xué)生歸因方式與人際信任的關(guān)系研究[J].西南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2013，11(7)： 63-66.

[4] 張彩嬋.醫(yī)學(xué)院新生人際關(guān)系困擾與人際歸因、社會(huì)支持的關(guān)系[J].中國健康心理學(xué)雜志，2015，23(10)： 1520-1523.DOI：10.13342/j.cnki.cjhp.2015.10.023.

[5] American Psychiatric Association.(2013).Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th ed.).Washington,DC:Author.dx.doi.org/10.1176/appi.books.9780890425596.

[6] Rosopa PJ,Schroeder AN.Core self-evaluations interact with cognitive ability to predict academic achievement[J].Personality and Individual Differences，2009，47(8)： 1003-1006.DOI：10.1016/j.paid.2009.07.028.

[7] Vrga D,De Witte H,Cifre E.The role of perceived employability,core self-evaluations,and job resources on health and turnover intentions[J].J Psychol, 2017,151(7):632-645.DOI:10.1080/00223980.2017.1372346.

[8] Howard MC.The empirical distinction of core self-evaluations and psychological capital and the identification of negative core self-evaluations and negative psychological capital[J].Personality and Individual Differences，2017，114： 108-118.DOI：10.1016/j.paid.2017.03.061.

[9] 張翔，趙燕.師范?？粕诵淖晕以u(píng)價(jià)與心理健康狀況的關(guān)系[J].中國學(xué)校衛(wèi)生，2009，30(2)： 129-130.

[10] Kammeyer-Mueller JD,Judge TA,Scott BA.The role of core self-evaluations in the coping process[J].J Appl Psychol, 2009,94(1):177-95.DOI：10.1037/a0013214.