中國大學生社交焦慮變遷的橫斷歷史研究：1998-2015

時 蒙 李 寧 盧文玉 于鑫悅 辛素飛

（魯東大學教育科學學院，煙臺 264025）

1 引言

當前，中國正處于由熟人社會向陌生人社會轉變的時期，社交的作用變得越來越重要。然而，在社交中可能會出現許多心理問題，比如，焦慮問題。而且，近些年來，焦慮問題已受到研究者們的廣泛關注。研究表明，隨著社會轉型，我國大學生的狀態和特質焦慮水平逐漸提高 （辛自強，辛素飛，張梅，2011），那么其社交焦慮水平又是如何隨年代變化的呢？這是本研究主要探討的問題。

社交焦慮（social anxiety）是指個體在一種或多種社交場合中持續感到緊張、害羞、害怕、憂慮的情緒反應，個體往往會回避他人的注視，害怕自己因言行不當而丟面子 （郭曉薇，2000；李波，鐘杰，錢銘怡，2003；栗文敏，劉麗，2007；Schlenker＆Leary，1982）。社交焦慮對人們的工作、學習、生活等方面都會產生重大的影響。一般而言，輕度的社交焦慮對個體沒有害處，反而可能會增強斗志，提升工作效率；但強烈的、持久的社交焦慮會使個體產生社交回避現象，妨礙個體正常的心理與社會功能的發揮（李朝霞，楊孝，2008；梅錦榮，1994）。當前國內關于社交焦慮的研究大多采用的是Leary（1983）編制的交往焦慮量表 （Interaction Anxiousness Scale，IAS），該量表具有較好的信效度，且已經在國內得到廣泛的應用 （高文鳳，叢中，2000；彭純子，燕良軾，馬曉虹，譚謙寶，2003）。

綜合以往研究發現，社交焦慮水平從兒童期到青春期呈顯著增長的趨勢，青少年群體中的社交焦慮問題尤為突出 （彭純子等，2003；Herman，1998；Kessler et al.，2005）。作為未來社會建設主力軍的大學生是一個特殊的社會群體，他們正處于一個迅速走向成熟而又未真正成熟的發展階段，同時又面臨學習、就業、交往等方面的各種壓力和挑戰（辛自強等，2011），其身心健康問題受到社會的廣泛關注，而且已有研究發現社交焦慮是大學生主要心理問題之一 （李英，劉愛書，張守臣，2005；彭純子等，2003）。此外，還有研究表明大學生社交焦慮與社會支持呈顯著負相關（陳熙維，2011；汪雋，樊嘉祿，潘和平，2009；周相宜，2016），而大學生的社會支持水平在逐年降低 （Xin＆ Xin，2016），那么在同一時代背景下大學生的社交焦慮水平會呈現怎樣的變化趨勢呢？然而，當前關于大學生社交焦慮的研究大都是橫斷研究，是基于特定時間點抽樣出的小樣本做出的推斷，鮮有研究從縱向大樣本的視角來考察我國大學生社交焦慮水平的整體變遷狀況。因此本文試圖通過橫斷歷史的元分析方法探究我國大學生社交焦慮水平隨年代的變化趨勢。

橫斷歷史的元分析（cross-temporal meta-analysis），又稱“橫斷歷史研究”，該方法最早是由美國學者 Twenge在實證研究中使用 （Twenge，1997，2000；Twenge＆ Campbell，2001）。這種元分析采用橫斷研究 “設計”（即將孤立的已有研究按照時間順序加以連貫，從而使這些研究成為關于歷史發展的橫斷取樣）對心理指標的縱向變遷趨勢進行研究（辛自強，池麗萍，2008）。Twenge已經運用此方法考察了焦慮 （Twenge，2000）、 自尊 （Twenge＆Campbell，2001） 和自戀人格 （Twenge＆ Foster，2010）等十幾項心理指標隨年代的變遷。而在國內，辛自強等人首先詳細介紹了這種方法 （辛自強，池麗萍，2008），并采用該方法對大學生和青少年群體的焦慮和心理健康狀況等心理指標進行了一系列實證研究 （辛自強等，2011；辛自強，張梅，2009；辛自強，張梅，何琳，2012；Xin，Zhang，＆ Liu，2010）。上述研究均表明，時代變遷對個體的心理特點具有重要影響。因此，我們利用這種方法探討大學生社交焦慮隨年代變化的趨勢。

綜上，本研究除采用橫斷歷史的元分析考察大學生社交焦慮水平的變化趨勢之外，還將采用一般元分析的方法進一步考察不同性別大學生在社交焦慮得分上的差異。雖然學者們已對大學生社交焦慮進行了大量實證研究，但在很多方面卻呈現出不一致的結論。例如，在性別差異上，就有男生的社交焦慮水平明顯高于女生 （李榮鋼，2006；張利冰，2011）、女生的社交焦慮水平顯著高于男生 （汪濤，譚靜，李敏，張夔，馮正直，2009）以及男女生社交焦慮水平沒有顯著差異 （高文鳳，叢中，2000；郭曉薇，2000；彭純子等，2003）三種不同的結論。為此，本研究希望能用一般元分析的方法對不同性別大學生社交焦慮水平得分的差異做出全面客觀的判斷。

2 研究方法

2.1 研究工具

交往焦慮量表（IAS）是由 Leary（1983）編制，此量表用于評定獨立于行為之外的主觀社交焦慮體驗的傾向。該量表含有15個題目，每個題目均采用1-5級評分（1代表“與我一點兒也不符合”，5代表“與我極其符合”）。量表總分最低為15分，最高為75分，分數越高，表明社交焦慮水平越高 （高文鳳，叢中，2000；彭純子等，2003）。

2.2 文獻搜集

2.2.1 文獻搜集的標準

本研究在參照以往針對大學生群體的橫斷歷史研究 （沙晶瑩，張向葵，2016；辛自強等，2012；辛素飛，劉麗君，2019）的基礎上，結合本研究要探討的問題，制定了如下文獻篩選標準：（1）所有研究都使用同一測量工具——交往焦慮量表（IAS）；（2）被試均為中國大學本科生，不包括高職生、專科生和研究生；（3）被試均為中國內地大學生，不包括華裔和港澳臺學生；（4）測試的時間必須是“平時”，特殊時間段施測的排除在外，如考試周期間；（5）研究報告中有明確的量化數據結果（一般包括樣本量、平均數和標準差）；（6）同一作者發表的不同文章，如使用同一批數據，那么只選用其中數據完整且發表時間最早的一篇文章參與元分析。

2.2.2 文獻搜集結果

按照上述標準，在中國知網（CNKI）、維普資訊、萬方和 Elsevier、ProQuest、Wiley 等 中外文 數 據庫中，分別以 “大學生”“社交焦慮”“social anxiety”“IAS”等中英文詞匯進行全文檢索。通過上述標準共篩選出105篇符合要求的文獻，其發表時間分布在2000至2017年間，除2001、2002年沒有文獻外，其他年份均有文獻分布。根據以往橫斷歷史研究方法的慣例，除非文獻中給出具體數據收集年代（以下簡稱“年代”），本文中的數據收集年代均用發表年代減去兩年得到 （辛自強，張梅，2009；Twenge，2000），因此，本研究中數據收集年代為1998至2015年，共涉及44554名大學生。文獻的具體情況如表1所示。

2.3 文獻編碼及數據整理

按照以往橫斷歷史研究的慣例 （辛自強，張梅，2009；Twenge，2000），本研究在建立數據庫時：（1）把所有文獻的基本數據（N，M，SD）、發表年代和數據收集年代錄入數據庫；（2）將文獻中含有被試性別的分組報告結果（如表1所示）作為子研究進行編碼并錄入數據庫；（3）對文獻的其他信息進行編碼，包括文獻所發期刊類型（1＝核心期刊，2＝一般期刊，3＝學位論文或論文集）、數據收集地區（0＝無明確地區信息，1＝東部沿海地區，2＝東北地區，3＝中部崛起地區，4＝西部開發地區，5＝包含兩類及以上地區）和被試來源地（0＝無明確城鄉信息，1＝城市，2＝農村，3＝既有城市又有農村）等信息。

3 研究結果

3.1 大學生社交焦慮隨年代的整體變化

為直觀描述近年來我國大學生社交焦慮的變遷趨勢，本研究以數據收集年代為橫坐標，社交焦慮均值為縱坐標繪制散點圖（見圖1）。如圖1所示，大學生的社交焦慮均值隨年代呈上升趨勢。這說明，1998至2015年間我國大學生的社交焦慮水平是逐年上升的。

為了更加準確地量化描述大學生社交焦慮水平隨年代的變化，首先，我們將年代與社交焦慮得分均值進行相關分析，結果表明，大學生社交焦慮水平與年代呈顯著正相關（r＝0.31，p＜0.01）。然后，為了進一步探究大學生社交焦慮隨年代的變遷，我們把年代作為自變量，社交焦慮均值得分作為因變量，進行回歸分析。結果發現，在控制樣本量后，年代對社交焦慮的預測作用顯著（β＝0.20，p＜0.05）。

表1 大學生社交焦慮文獻數量及歷年分布情況

3.2 社交焦慮隨年代的變化量及年代解釋率

由上述分析可知，我國大學生的社交焦慮水平隨年代呈上升趨勢。為了求得這18年的變化量，按照以往研究者 （辛自強，張梅，2009；Twenge＆Campbell， 2001； Twenge ＆ Im， 2007）的做法，我們利用回歸方程和研究樣本的平均標準差進行分析，通過效果量d來衡量。首先，以年代和社交焦慮均值分別作為自變量和因變量，同時對樣本量進行加權建立回歸方程：y＝Bx+C（其中y為社交焦慮的平均分，B為偏回歸系數，x為數據收集年代，C為常數）。其次，分別將1998和2015代入回歸方程獲得這兩年的平均分M1998和M2015。最后，計算M1998和M2015之差，再除以18年間的平均標準差MSD（是通過對所有研究的標準差求平均數得到的），即可得到d值。

如表2所示，經計算，18年間大學生社交焦慮均值上升的效果量（d）達到0.27。根據Cohen（1992）的建議：d值（絕對值）為0.80屬于大效果量，0.50屬于中等效果量，0.20屬于小效果量，大于0.80為大效應，可知本研究中社交焦慮的變化量在小效果量和中等效果量之間。這表明，18年來大學生社交焦慮水平是緩慢上升的。

表2 大學生社交焦慮均值的變化量

3.3 男生與女生社交焦慮水平隨年代的變化及差異

同樣地，我們還對64篇報告了不同性別大學生社交焦慮的文獻 （共包括12433名男生和15858名女生，數據收集年代跨度為1998至2015年）進行了橫斷歷史的元分析。本研究首先將年代分別與男生和女生社交焦慮得分均值進行相關分析，如表3所示，男生和女生社交焦慮水平均與年代呈顯著正相關。在控制樣本量后，年代能顯著預測男生的社交焦慮水平（p＜0.05），但不能顯著預測女生的社交焦慮水平（p＞0.05）。此外，為了計算不同性別大學生社交焦慮得分的變化量，我們根據上述做法求得，男生和女生的社交焦慮得分分別增加了0.40和0.21個標準差（詳見表4）。綜合上述結果可知，與女生相比，男生社交焦慮水平上升的趨勢更為明顯。

表3 男生和女生社交焦慮均值與年代之間的相關

表4 男生和女生社交焦慮均值的變化量

雖然男生的社交焦慮隨年代的變化更顯著，但實際上這一時期男生與女生的均值誰更高呢？為此，我們根據一般元分析的方法，以男生為實驗組，女生為對照組，根據公式1-4（辛自強，周正，2012），計算每年有對應數據的平均效果量d。其中ne和nc分別為男生和女生的樣本量，Se和Sc分別為兩組的標準差，SD為兩組的合成標準差，M男與M女分別為男生和女生社交焦慮的均值，Wi是各研究的權數，Ni為各研究的樣本量。經計算，大學生社交焦慮性別差異的總體平均效果量為0.04，即女生比男生有相對更高的社交焦慮水平。然而依據Cohen（1992）的標準，這低于小效果量，即不同性別大學生社交焦慮水平的差異并不明顯。

4 討論

4.1 中國大學生社交焦慮水平逐年上升

本研究采用橫斷歷史的元分析方法探究了我國大學生社交焦慮水平隨年代的變化趨勢，結果發現，大學生社交焦慮水平的年代效應顯著，與1998年相比，2015年時的社交焦慮得分增加了0.27個標準差。這說明，在1998至2015年間大學生社交焦慮水平呈逐年上升的趨勢。這與我國大學生焦慮變遷狀況的元分析結果基本一致（辛自強等，2011）。我國大學生的社交焦慮水平逐漸上升，可能有如下幾個原因。

首先，社會的劇烈變化可能是我國大學生社交焦慮水平上升的一個重要原因。基于英美社會背景的一項調查發現，人們的焦慮水平與其生活環境的變化，特別是與知覺到的整體社會變遷速率有顯著正相關（Lauer＆ Thomas，1976）。這一結論在中國可能同樣適用。自中國改革開放以來，我國經濟、政治、文化等方面發展迅猛，社會劇變使個體生活方式更多元的同時，也增加了生活的不確定性，使個體更加謹慎和易焦慮。更具體地說，中國社會的發展為個體提供了更多的機遇，但也加劇了多方面的社會競爭。隨著知識經濟的發展，就業市場對大學生的專業知識和技能提出了更高的要求，各類等級、資格證、研究生等考試的報名人數也越來越多，大學生的學業壓力和就業壓力不斷增大。這些變化可能使得大學生精力更加分散，能夠有效參與社交，獲得社交鍛煉的次數越來越少。同理，多方面社會競爭也包括學校之間的升學競爭，應試教育愈演愈烈，在基礎教育階段，學校往往容易忽視學生綜合素質的培養，學生一般缺乏必需的社交經驗和技能，進入大學后便有可能在人際交往中產生恐懼和緊張的心理，造成其社交焦慮水平的升高 （朱敏，2015；Halford＆Foddy，1982）。綜上所述，各方面競爭日趨激烈的社會大環境可能使大學生廣泛社交的需要越來越強烈，而社交能力的日漸匱乏和現實條件的制約又更進一步增加了我國大學生的社交焦慮程度。

其次，家庭也可能對大學生社交焦慮水平的提高產生了重要影響。經過推算可以知道，本研究中大學生的出生年代約為1978至1995年，這一時間跨度正是我國提出并逐步嚴格地執行計劃生育政策的時期（1978年計劃生育政策正式寫入憲法，此后獨生子女的政策方向逐步明朗，并從城市到農村逐步推廣下來）。因此，隨著年份的增加，獨生子女大學生越來越多，家庭中的孩子數量逐漸變少，父母把原先對多個子女的期望和養育精力集中于一個孩子，更容易出現對子女的過分干涉和保護，這剝奪了子女鍛煉社交能力的機會，容易使其缺乏獨立生活的意識和能力，易引發社交焦慮，很難與他人形成良好的人際關系。這一推論得到了以往研究（張秀芳，張淑娟，張順，張素娟，2010）的部分支持，即母親的過度干涉和過度保護均與子女的社交焦慮呈顯著正相關。

最后，大學生社交焦慮水平的升高可能與其獲得的社會支持減少和自尊水平的下降有關。大學生即將走出象牙塔，步入社會，這對每個人來說都是一個巨大的挑戰。更復雜的社會環境要求他們擁有更強的社交能力，因此大學生獲得的精神支持和物質支持越多，其社交焦慮水平可能就越低。許多研究（陳熙維，2011；汪雋等，2009；周相宜，2016）證實了我們的推論，即大學生的社會支持與社交焦慮得分存在顯著的負相關。當前，中國正處于由熟人社會向陌生人社會轉變的時期，隨著人際關系逐漸疏遠，人們給予他人和陌生人的關懷和幫助越來越少，同時，由于社會發展速度加快，父母與孩子之間的代溝可能會變得更大，進而可能使得父母能給予孩子的精神支持變少，這都可能會影響大學生可獲得的社會支持。根據研究可知，近年來大學生社會支持水平呈逐年下降的趨勢（Xin＆ Xin，2016），因此，社會支持的減少可以在一定程度上解釋大學生社交焦慮水平的上升。另外，社交焦慮水平的逐年上升可能也與大學生自尊水平的下降有關。研究發現（李焰，李祚，1998；劉冉，2012；劉婭俐，1995），大學生自尊與社交焦慮存在顯著負相關，即自尊水平越高，社交焦慮水平越低。而根據大學生自尊變遷的橫斷歷史研究結果可知，近年來大學生自尊水平呈下降趨勢（沙晶瑩，張向葵，2016），由此解釋大學生社交焦慮水平逐年上升的結論可能是合理的。自尊水平的下降，可能使其對自己的能力產生懷疑，形成自卑心理，與他人特別是陌生人交流時可能會感到羞澀、恐懼，進而可能對社交焦慮產生負面影響。

4.2 不同性別大學生社交焦慮的變化及差異

本研究對不同性別大學生社交焦慮的變遷進行橫斷歷史的元分析，結果發現，與女生相比，男生社交焦慮的上升趨勢更為明顯。一方面，這可能是因為社會競爭的日趨激烈與男生的相關度更高，基于社會角色的認知，男生不僅需立業，還要成家，女生在這方面的壓力可能小得多，所以當前社會背景下，成家立業的壓力快速增長，男生社交的壓力和焦慮水平上升更明顯；另一方面，這可能與女生本身就具有相對較高的社交焦慮水平有關，女性較敏感、情緒波動大，在人際交往中，女生相對男生可能會比較羞澀，相對更焦慮（張翔，王旭鋒，2003；趙程，戴斌榮，2016）。事實上，一般元分析的結果也確實發現，女生要比男生有相對較高的社交焦慮水平，這可能也會使得其上升趨勢不如男生明顯。

此外，一般元分析的結果還發現，大學生社交焦慮性別差異的總體平均效果量低于小效應。也就是說，雖然女生有著相對較高的社交焦慮水平，但男生與女生在社交焦慮水平上的差異并不顯著。這與許多關于社交焦慮的研究結果 （明景磊，范宏民，2017；溫焱，楊雅珺，岳彩鎮，2016）相一致，其原因可能是，近年來，性別平等觀念逐漸深入人心，社會對男女的要求趨于平等，社交中性別因素的影響可能逐漸被弱化，特別是在大學階段，男女大學生擁有相同的社交機會，社交焦慮水平也相差不大（李朝霞，楊孝，2008；趙程，戴斌榮，2016）。

4.3 改善大學生社交焦慮狀況的建議

通過上文中對我國大學生社交焦慮水平變化原因的討論，我們著眼于不同的主體，提出一些有針對性的建議，以期改善我國整個大學生群體的社交焦慮狀況。

第一，從國家和社會層面來說，其主要任務應該是減輕當前社會的競爭壓力，尤其是大學生群體的升學和就業等壓力。國家可以加強對高考、研究生、公務員等升學、就業考試的監管，還可以努力創造更多的就業崗位，適當降低對一些國家公務員考試資格的限制（如學歷、專業和戶籍限制等），要求企業提高其工作崗位招聘的開放度和透明度，使大學生擁有更多的就業選擇，減輕升學和就業壓力。

第二，家庭是改善學生社交焦慮狀況的重要一環。當前絕大多數父母愈來愈重視孩子的成長發展，但父母不科學的家庭教養方式不但不利于孩子的正常發展，反而有可能產生反作用。父母不能過分干涉和保護孩子，要有意識地培養孩子的獨立性。同時，父母不能只關心孩子在學校的學習成績，還要與孩子建立良好的親子關系，了解孩子的社交情況，給予強大的精神支持和適當的物質支持，在孩子的社交出現問題時，還要給予必要的指導和幫助。

第三，作為上述所有建議的最終受眾，改善社交焦慮狀況的核心永遠在于大學生自身。學生要有全面發展的意識，積極主動地參與學校的相關課程和活動，通過學校和家庭學習社交的方式和技巧，在具有一定能力的前提下，應該主動嘗試社交而不要逃避。學生在遇到自己難以獨立解決的社交問題時，要有主動尋求家長、老師和同學們幫助的意識，必要時還可以尋求心理疏導，在不斷解決社交問題的過程中提高社交能力，降低社交焦慮水平。

4.4 本研究的局限

雖然得到了上述有價值的結果，但本研究仍存在一些局限。例如，本研究只是選取了本科生為研究對象，不包括專科生和高職生等群體，結果可能不具有推廣性，其他群體是否有相同結果有待將來進行研究。此外，將來還可以尋找一些宏觀的社會指標來預測其對大學生社交焦慮的作用，更明確地探究社會變遷對于大學生社交焦慮變化的影響。