羞怯感對交往焦慮的影響：社會支持的調節效應

林吉香

（福建師范大學，福建 福州350117）

大學生的社交活動對于個體的心理健康至關重要，本研究通過探討羞怯感與交往焦慮的關系及其心理機制，為相關研究提供新的思路，增加大學生對自身的羞怯水平與交往焦慮水平的認知，進一步了解社會支持網絡的建立對個體心理健康的益處。

一、引言

羞怯是指個體在社交情境中一種令人感到不自在的體驗；對他人消極評價的恐懼與過分關注，由于緊張、膽怯而表現出羞澀、臉紅與表情不自然等削弱個體行為的動機，從而減少了個體的社交行為。社交焦慮是指個體在社交情境中表現出持續的擔憂或恐懼，對某一種或多種人際處境有強烈的憂慮、緊張不安的情緒反應和回避行為。Hendersnon（1994）社會適應模型中的惡性三循環理論表明個體產生自我否定和退縮行為的焦慮動態變化及相應的適應不良的應用機制。第一個循環是指個體在準備進行社交活動時產生恐懼感，使個體產生負性自動思維，如：認為自己社交能力差，從而產生對社交活動的回避行為；第二個循環是指由于第一階段的回避行為導致個體產生自責而引發羞愧感，這種體驗又使個體更加自責；第三個循環是指個體通過責備他人來減輕自己的自責感，在這過程中會感受到自己對他人的憤怒與怨恨情緒。這樣的惡性循環會使個體產生攻擊或被動攻擊行為，從而進一步影響個體人際關系的發展。由此提出假設：羞怯感與交往焦慮存在顯著正相關，即羞怯感水平越高，交往焦慮水平越高。

社會支持是指個體對周圍人的一般或具體支持行為的認知，根據塔迪社會支持模型，其內容可以分為四種，包括情緒支持、工具性支持、信息性支持和評估性支持。一般利益模型表明（Rueger et al.，2016），社會支持通過促進積極情感和減少消極情感來促進適應性結果。本研究試圖確定羞怯、交往焦慮和社會支持之間的聯系是否可以通過社會支持的一般利益模型的增強效應來解釋，即感受到高水平的社會支持對大學生的羞怯感與交往焦慮的關聯起到調節作用。

二、研究方法

（一）研究對象

采用便利抽樣方法，選取在校大學生作為調查對象。共發放問卷230份，最終獲得有效問卷197份。其中，男生97人，女生100人。

（二）研究工具

1.羞怯量表

該研究由Heek及Buss（1981）編制，由向碧華（2018）等人修訂。用于測量羞怯個體在社交焦慮和行為抑制兩方面的表現。一共有13個條目（Cheek，1983），采用李克特5點計分法計分，分數從1到5分，分數高于34即為羞怯，在社交情境中越可能表現出焦慮與恐懼。科隆巴赫系數為0.9，45天的重測信度為0.88。

2.交往焦慮量表

交往焦慮量表（interaction anxiousness scale，1993）由Leary編制，選自《心理衛生評定量表手冊》（1999年增訂版），用于評定獨立于行為之外的主觀社交焦慮體驗的傾向。含有15條自陳條目，采用李克特5點計分法計分，1～5計分，分數越高表明交往焦慮越嚴重。科隆巴赫系數為0.94。重測信度（間隔8周）為0.80。

3.社會支持量表

社會支持評定量表（SSRS）由肖水源1990修訂完成。社會支持評定量表包括三個維度，分別是主觀支持（1，3，4，5）、客戶支持（2，6，7）和社會支持的利用度（8，9，10），一共10個條目，第1～4、8～10條，采用李克特1～4計分；第5條計算A、B、C、D對應分數1、2、3、4；第6、7條計分選擇計算項目數總分。可以計算總分也可以計算分維度的分數。維度分包括客觀支持分、主觀支持分和對支持的利用度。科隆巴赫系數為0.90。

（三）研究程序和數據處理

發放紙質問卷與網絡問卷。所得數據運用SPSS21.0進行處理，剔除無效數據后進行

t

檢驗、

F

檢驗及回歸分析。

三、結果

（一）關于大學生羞怯感、社會支持與交往焦慮性別與年紀差異檢驗

1.本次研究以性別為自變量對大學生的羞怯感，社會支持以及交往焦慮采用獨立樣本

t

檢驗進行分析；在社會支持的各個維度：主觀支持維度得分

t

（197）=-3.44，

p

＜0.05；客觀支持維度得分

t

（197）=-2.23，

p

＜0.05；對支持的利用度維度得分

t

（197）=-2.14，

p

＜0.05，男生與女生存在顯著的性別差異，男生得分低于女生，說明男生的社會支持在一定程度上比女生低一些；其余維度在性別方面均不存在顯著差異。2.結果顯示以年級為自變量對大學生羞怯感、社會支持以及交往焦慮進行了單因素方差分析，大學生羞怯感、社會支持的主觀支持分，對社會支持的利用度與社會支持總分、交往焦慮均不存在顯著差異；大學生的客觀支持在年級上存在顯著差異，經事后多重比較檢驗可得在社會支持的客觀支持維度上，大四學生的客觀支持要優于大一、大二（

p

＜0.001；

p

＜0.01）；大三學生的客觀支持也大于大一（

p

＜0.05）；大二學生的客觀支持優于大一（

p

＜0.050）。

（二）關于大學生羞怯感、社會支持與交往焦慮的描述統計與相關分析

本次研究分析了大學生羞怯感、社會支持與交往焦慮的描述統計與相關關系，具體結果見表1。

表1 羞怯感、社會支持與交往焦慮的描述統計與相關分析

注：表示＜0.01。

平均值 標準差 1 2 3 4 5 6 1.羞怯感 35.11 12.82 - - - - - -2.主觀支持 19.06 5.85 -.683** - - - - -3.客觀支持 8.63 3.54 -0.565**0.605** - - - -4.對支持利用度 7.25 2.58 -0.706**0.761**0.588** - - -5.社會支持 34.95 10.60-0.738**0.940**0.811**0.861** - -6.交往焦慮 46.36 13.78 0.886**-0.507**-0.441**-0.575**-0.567** -

從表1中可以看出，交往焦慮與羞怯感存在顯著正相關。

（三）社會支持對大學生的羞怯感與交往焦慮關系的調節效應檢驗

羞怯感與社會支持之間存在顯著負相關，社會支持與交往焦慮之間存在顯著負相關，羞怯感與交往焦慮之間存在顯著正相關。初步確定羞怯感、社會支持與交往焦慮之間存在相關關系，想要更高層次地了解羞怯感、交往焦慮與社會支持的關系，就要探討在羞怯感與交往焦慮之間社會支持的調節作用。

自變量

X

是本次研究中的羞怯感，因變量

Y

是本次研究中的交往焦慮，以社會支持

M

作為調節變量來做調節效應的檢驗。在統計回歸分析中，檢驗變量的調節效應意味著檢驗調節變量和自變量的交互效應是否顯著。在檢驗調節效應之前，首先需要將樣本數據進行中心化處理，之后用樣本數據的中心化數值進行調節效應的檢驗與分析。

本研究采用層次回歸模型的方法進行調節效應分析，具體結果如表2所示。

表2 社會支持調節效應檢驗

注：＜0.05；＜0.001。

變量 模型一 模型二第一步自變量X和調節變量M羞怯感 1.105*** 21.703***社會支持 0.249*** 4.042***第二步交互項X×M 2.024*F 393.106*** 267.619***R2 0.802 0.806 ΔR2 0.800 0.803

第一步，放入自變量

X

與調節變量

M

，即羞怯感與社會支持的模型一通過顯著性檢驗（

p

＜0.01）；第二步放入自變量

X

（羞怯感）與調節變量

M

（社會支持）的乘積（即交互項），模型二通過顯著性檢驗（

p

＜0.01），系數為0.008，

R

由0.802上升至0.806，說明社會支持對羞怯感與交往焦慮的關系起一定的正向調節作用，即社會支持水平高的大學生中，羞怯感水平能夠顯著預測交往焦慮水平。

四、討論與分析

（一）大學生羞怯感與交往焦慮的相關關系分析

本研究表明羞怯感與交往焦慮之間存在正相關，即羞怯感較高的個體交往焦慮水平較高。原因可能是羞怯感較高的個體在以往的生活中較少嘗試突破自我，加之羞怯是一種穩定人格特質，羞怯感導致個體體驗消極的社交活動經歷。

（二）社會支持的調節效應

社會支持在羞怯感對交往焦慮影響的過程中起到正向調節的作用，即大學生社會支持水平越高，羞怯水平能夠顯著預測交往焦慮水平。結論由于羞怯而在人際交往時感到焦慮時，可以積極地尋求社會支持，努力搭建社會支持網絡，在面臨困難時多尋求他人的幫助，利用他人對自己的支持而減少自己的焦慮。羞怯是一個穩定的人格特質，想要改變并不容易，只有積極尋求他人的支持與幫助，與他人和諧相處獲得支持，在這一過程中漸漸地克服自己的焦慮與恐懼才能更好地進行人際交往。在家庭教育中家長不僅應關注增強子女對社會支持的認知，還應關注教育子女正確應對負面社會互動影響的策略。