青少年羞恥感與心理控制

摘要：對924名中小學生進行問卷調查，考查心理控制源、自我效能感和自尊對羞恥感的影響。結果表明：（1）羞恥感與自我效能感、自尊呈顯著負相關，與心理控制源呈正相關，心理控制源與自我效能感、自尊呈負相關，自我效能感與自尊呈正相關；（2）自尊對羞恥感與心理控制源、自我效能感之間關系具有部分中介作用；（3）自我效能感對心理控制源和自尊、羞恥感之間關系具有部分中介作用；（4）高、低自尊組的結構方程模型之間存在顯著差異。在全模型的基礎上，高自尊組少了心理控制源到自尊的路徑，而低自尊組少了心理控制源到自我效能的路徑，說明心理控制源對自尊、自我效能感的影響會受到自尊水平的調節。

關鍵詞：羞恥感；心理控制源；自我效能感；自尊

中圖分類號：G444 文獻標志碼：A 文章編號：1673-4289（2012）05-0072-04

一、問題提出

羞恥感是指因某種突然的、意想不到的自我暴露而使個體感到渺小或有缺陷的情感體驗[1]，伴隨強烈的無能感、自我責備和自我譴責，并推動個體隱藏和逃離[2]。作為一種社會化的高級情感，適度的羞恥感不僅是個體人格尊嚴的衡量標準，也是社會道德的重要調節機制。因此對正處于建構個體道德標準重要時期的青少年進行羞恥感研究具有重要意義。

研究者通常從內、外因兩個視角考察影響羞恥感的因素。其中，內部因素的研究主要集中在心理控制源、自尊和自我效能感等方面。

已有研究表明，自我效能感、心理控制源和自尊均對羞恥感有影響，同時它們之間也存在密切關系：心理控制源對自我效能感有直接作用，自我效能感、心理控制源對自尊有預測作用[3][4]。但已有研究并沒有深入探討四者之間的關系路徑。

二、研究方法

（一）對象

采用分層取樣的方法，選取某市四所中小學，共發放問卷1200份，回收問卷1158份，回收率96.5%，剔除無效問卷后，最終有效問卷924份，有效率為79.8%。其中男生489人，女生435人；小學生469人，中學生455人。

（二）工具

1.羞恥感量表

采用亓圣華編制的中學生羞恥感量表，用以測量過去一年內學生的羞恥感受。該量表共有22道題目，包括個性羞恥、行為羞恥、能力羞恥和身體羞恥4個維度。采用四點計分：1表示完全沒有，2表示偶爾有點，3表示有時有點，4表示經常如此。

由于本研究的對象包含小學生，所以在正式施測前，在某小學4、5、6年級各選取一個班進行試測，并詢問小學生對該問卷題目在理解上是否存在的問題，絕大部分學生表示能夠讀懂全部題目。預測數據中，總量表的Cronbachα系數為0.889，說明信度較好，其驗證性因素分析的擬合指數為χ2=844.211，df=203，χ2/df=4.159，RMR=0.037，RMSEA=0.058，χ2/df小于5，RMR小于0.08，RMSEA小于0.08，說明該量表的結構效度良好。

2.心理控制源問卷

采用Rotter編制的內在—外在心理控制源問卷，共23個題目，采用四級評分，分越高，越傾向于外部控制。考慮到施測對象包含小學生，對于個別較難理解的題目，根據學生的建議，對題目的表述進行修改并再次試測。對重新回收到的數據進行驗證性因素分析，其擬合指數為χ2=561.597，df=230，χ2/df=2.442，RMR=0.007，RMSEA=0.040，χ2/df小于5，RMR小于0.08，RMSEA小于0.05，說明該量表的結構效度良好，該量表的信度系數Cronbachα為0.69，說明信度良好。

3.自尊量表

該量表由Rosenberg編制，共10道題目，四級評分，“很不符合”記1分，“非常符合”記4分，總分越高，表明自尊水平越高。本研究中其信度系數Cronbachα為0.84，結構效度良好。

4.一般自我效能感量表

該量表由Jerusalem和Schwarzer編制，經我國學者張建新、王才康翻譯修訂，由10個項目組成，采用四點計分法，“很不符合”記1分，“非常符合”記4分，總分越高，表明自我效能感水平越高。本研究中，信度系數Cronbachα為0.83，且有良好的結構效度。

（三）程序

采用問卷調查的方式進行。主試為經過嚴格培訓的心理學研究生，采用相同的指導語，進行團體施測。要求被試仔細閱讀指導語，然后按要求填答問卷。問卷不記名，完成全部問卷約需時25分鐘，所有問卷當場回收。

（四）數據處理

采用SPSS17.0軟件包和Amos5.0對數據進行分析。

三、結果

（一）青少年羞恥感與心理控制源、自我效能感及自尊之間的相關分析

表1列出了各個變量之間的相關系數，除行為羞恥與心理控制源不相關外，其他各變量之間的相關均達到統計學意義上的顯著性。具體來說，羞恥感與心理控制源呈正相關，心理控制源越大（即越傾向于外歸因），個體的羞恥感越強；羞恥感與自尊、自我效能感呈負相關，即自尊心越強、自我效能感越高，個體的羞恥感越低；心理控制源與自尊、自我效能感之間呈負相關，而自尊與自我效能感之間呈正相關。

（二）心理控制源、自尊和自我效能感與羞恥感的作用機制分析

采用結構方程的極大似然法對測量模型進行檢驗。因為假設模型是一個多重中介模型，對這種模型的檢驗包括兩部：總體中介效應檢驗和個別中介效應檢驗[5]。

1.總體中介效應檢驗

本研究所涉及到的各潛變量的觀察變量設置如下：個性羞恥、行為羞恥、能力羞恥、身體羞恥作為羞恥感的4個觀察變量。自尊量表包含的項目比較多，因此，根據Landis，Beal，Tesluk（2000）的建議將觀察變量隨機分為兩組打包作為其觀察變量，分別命名為自尊1和自尊2[6]。同理，將自我效能感、心理控制源也各自打包成兩個觀察變量，分別命名為效能1、效能2和控制源1、控制源2。得到的擬合指數為：χ2=41.738，df=11，χ2/df=3.794，RMSEA=0.055，RMR=0.008，IFI=0.983，CFI=0.982，NFI=0.976。χ2/df小于5，RMSEA小于0.05，IFI、CFI、NFI均大于0.9，得到的結構方程模型如下（見圖1），非標準化路徑系數及相應標準誤和t值（見表2）。從表2可知，總體中介效應為50.38%，運用多元得爾塔方法對其顯著性進行檢驗。經計算，Z=3.112，查表可知，總體中介效應在0.05水平上顯著。因此，將自尊作為心理控制源、自我效能感對羞恥感作用的中介變量是合理的。

2.個別中介效應檢驗

對于多重中介模型而言，個別中介效應計算公式為aibi，相應顯著性檢驗統計量為Z=aibi/Saibi，而Saibi是ai2Sbi2+bi2Sai2的平方根。其中，ai指第i個自變量到中介變量的路徑系數，bi指第i個中介變量到結果變量的路徑系數，Sai和Sbi則分別為ai和bi的標準誤。結合表2的結果與上述計算公式，可以計算出以下結果：自我效能感在心理控制源和自尊之間的個別中介效應為-0.084，相應Z值為4.302；自我效能感在心理控制源和羞恥感之間的個別中介效應為0.028，相應Z值為-8.417；自尊在心理控制源和羞恥感之間的個別中介效應為0.0459，相應Z值為6.698；自尊在自我效能感和羞恥感之間的個別中介效應為-0.108，相應Z值為-6.501。亦即在羞恥感影響因素的多重中介模型中，自我效能感和自尊的個別中介效應在P<0.05顯著性水平下都顯著。所以，研究假設H1、H2、H3和H4都獲得了統計結果的支持，其中自尊的總體中介效應為6.21%，自我效能感的總體中介效應為5.46%。同時，如圖1所示，總模型中，心理控制源、自我效能感對羞恥感的直接路徑，心理控制源對自尊、羞恥感的直接路徑仍然顯著，說明自尊、自我效能感起的都是部分中介作用。

（三）高自尊組與低自尊組結構方程模型間的比較

利用結構方程多模型比較法考查高自尊組青少年和低自尊組青少年結構方程模型之間是否存在顯著差異。定義下列相互嵌套的模型:

模型1(零模型):對于不同的組，定義相同的模型結構。

模型2:在模型1的基礎上，限定不同組的結構模型部分對應的預測路徑系數相等。

模型3:在模型2的基礎上，限定不同組模型的所有路徑系數相等。

結果發現Δχ2（6）=7.855，p=0.040＜0.05(見表3)，說明對于高、低自尊組由心理控制源、自我效能感、自尊和羞恥感建立的結構方程模型是有顯著差異的。進一步分析的結果（見表4），其中，對于低自尊組，自我控制源到自我效能感的路徑不顯著（B=-0.08），而對于高自尊組，自我控制源到自尊的路徑不顯著（B=0.00），兩個模型中其他路徑的標準化路徑系數也有很大差異。

四、討論

（一）心理控制源、自尊、自我效能感與羞恥感的關系及其作用機制

研究結果表明，心理控制源、自尊和自我效能感與羞恥感相關顯著，自尊、心理控制源和自我效能感作為核心自我評價的基本內容，是引發羞恥感的重要因素。

此外，運用結構方程模型和多重中介效應檢驗步驟發現自尊在心理控制源、自我效能感與羞恥感之間發揮部分中介作用，自我效能感在心理控制源與自尊、羞恥感之間起部分中介作用。首先，心理控制源、自我效能感既可以直接影響羞恥感，也可以通過自尊對羞恥感進行間接影響。不同的控制源取向導致個體自尊水平存在明顯差異。外控者對自己持消極態度，不相信自己的力量，因此其自尊水平較低，自尊水平低的人對社會暗示更加敏感，因此容易體驗羞恥；而內控者傾向于積極歸因，無論遇到正性還是負性事件，都會主動從自身成長的角度看待自己，因此其自尊水平較高，不容易體驗到羞恥等負性情緒。其次，自我效能感在心理控制源與自尊、羞恥感之間起部分中介作用。一個相信自己能夠控制周圍環境的人一定是一個相信自己有能力能夠有效處理大多數事情的人，內控的人傾向于把正性事件歸因與個體內部、穩定的因素，其自尊、自信水平一般較高，很少體驗到羞恥；而外控者容易被外界力量所左右，其自我效能感較低，經常對自己的勝任力表示懷疑，進而對自尊和羞恥感產生影響。

（二）高、低自尊組結構方程模型的比較分析

將高、低自尊組結構方程模型進行多組比較發現，高、低自尊組的結構方程模型之間差異顯著。進一步分析發現：對于低自尊組，自我控制源到自我效能感的路徑不顯著，而對于高自尊組，自我控制源到自尊的路徑不顯著。其他路徑系數雖然也存在差異，但并未達到顯著水平。之所以出現這種結果，可能的解釋如下：首先，本研究考察的心理控制源，只用其得分的高低來判斷被試屬于外控還是內控，而沒有考慮具體的情境，比如成功還是失敗。已有研究表明：高、低自尊者在面對成功時，其歸因方式的差異并不顯著，而當個體遭受負性事件時，內部歸因容易導致自尊的降低，外部歸因對自尊則幾乎沒有影響。也有研究得出不一致的結論，即正性事件上的歸因方式和自尊有顯著相關，在負性事件上的歸因方式和自尊的關系卻并不密切。但是本研究從另外一個角度進一步揭示了歸因與自尊的復雜關系，即一個人自尊水平的高低決定了其是否會受不同歸因方式的影響。

其次，本研究還發現歸因方式對自我效能感的影響也會受到自尊水平的調節。高自尊個體的歸因方式和其自我效能感顯著相關，而低自尊個體的歸因方式與其自我效能感則相關不顯著。產生這種結果可能是因為高自尊個體的歸因方式一般比較合理、積極，積極的歸因方式不僅有助于個體在成功時體驗到更強的正性情感，而且在失敗時也會合理的分析從而不至于造成自我效能的降低；相反，低自尊個體的歸因往往是不恰當的、不利于個體成長的，其自我效能感也會隨所遇事件的不同而變化。

五、結論

一是心理控制感、自我效能感、自尊和羞恥感兩兩之間均顯著相關。其中，自我效能感、自尊與羞恥感之間呈負相關，心理控制源與羞恥感呈正相關，心理控制源與自我效能感呈負相關。

二是自尊不僅在心理控制源和羞恥感之間起部分中介作用，在自我效能感與羞恥感之間也發揮部分中介作用。同時，自我效能感在心理控制源和自尊之間以及心理控制源和羞恥感之間都具有部分中介作用。

三是高、低自尊組的結構方程模型之間存在顯著差異，在全模型的基礎上，高自尊組少了心理控制源到自尊的路徑，而低自尊組少了心理控制源到自我效能的路徑，說明心理控制源對自尊、自我效能感的影響會受到自尊水平的調節。

參考文獻：

[1]Frederick G. Lopez，Mark R.Gover＆Jenoie Leskela et al.Attachment Styles， Shame，Guilt， and Collaborative Problem-Solving Orientations[J]. Personal Relationships. 1997，（4）：187-199.

[2]William K. Hahn.Shame[M].Corsini Encyclopedia of Psychology.2010:1-3.

[3]R. W. Tafarodi， W. B. Swann Jr. Two-demensional Self-esteem：Theory and Measurement. Personality and Individual Differences.2001，31:653-673.

[4]竭婧，楊麗珠.三種羞恥感發展理論述評[J].遼寧師范大學學報(社會科學版)，2009，(1)：46-50．

[5]柳士順，凌文輇.多重中介模型及其應用[J].心理科學，2009，32(2):433-435.

[6]Landis R. S.， Beal D. J.， Tesluk P. E. A comparison of approaches to forming composite measures in structural equation models[J].Organizational Behavioral Research，2000，（3）：186-207.

（作者單位：西南大學教育科學研究所，重慶 400715）