成人依戀與大學(xué)生社交焦慮的關(guān)系:有調(diào)節(jié)的中介模型

胡哲,賈方燕

(合肥師范學(xué)院 教師教育學(xué)院,安徽 合肥 230061)

研究顯示,超過一半的大學(xué)生有中度社交焦慮,近四分之一患嚴(yán)重社交焦慮[1]。社交焦慮是指在人際交往中因過度擔(dān)心被他人評價(jià)而引起的負(fù)面情緒體驗(yàn)。它不僅會嚴(yán)重危害大學(xué)生的社會心理適應(yīng)、人際交往和學(xué)業(yè)成績,還會引發(fā)一些內(nèi)化和外化問題,如抑郁和攻擊性行為[2]。因此,探究大學(xué)生社交焦慮的成因,緩解大學(xué)生社交焦慮,已成為亟待解決的現(xiàn)實(shí)問題。研究表明,社交焦慮受到一系列個(gè)體內(nèi)外部因素的影響,如自尊水平的下降、羞恥感的增強(qiáng)、社會支持的減少、消極的教養(yǎng)方式或不安全的親子依戀等都可能導(dǎo)致社交焦慮[2-4]。

成人依戀作為早期親子依戀的延伸,是受到個(gè)體早期依戀模式影響而形成的穩(wěn)定情感聯(lián)結(jié)。鮑爾比(Bowl by)[5]的依戀理論認(rèn)為,人們在獲取安全、舒適和保護(hù)時(shí)會被激勵(lì)與他人形成情感紐帶,同時(shí)在人際互動中形成“內(nèi)部工作模型”(I WM),該模型用于了解自己,并且包含著人際互動的隱含規(guī)則。建立和維持安全、令人滿意的社會關(guān)系是人類的基本需求,但是這種需求的剝奪,會影響成年后的人際關(guān)系,并可能會形成不安全的成人依戀模式[6]。研究者[7]還將不安全依戀分為依戀回避和依戀焦慮,其中依戀焦慮者會經(jīng)常感到緊張并且對親密關(guān)系感到不安,他們更專注于伴侶離開時(shí)的威脅感,面對關(guān)系中的負(fù)面事件更多地做出消極反應(yīng),并更容易感到擔(dān)憂;依戀回避者則傾向于脫離親密關(guān)系,在依賴他人時(shí)會感到不適,他們會避免親密關(guān)系和高度偏愛而選擇自力更生。

研究表明,不安全型依戀者更容易做出影響健康的行為,從而導(dǎo)致抑郁或焦慮等癥狀[8]。對青少年而言,不安全依戀者的社交焦慮障礙發(fā)病率比安全型依戀者顯著更高[9],且高回避與高焦慮等不安全依戀模式會引發(fā)大學(xué)生社交焦慮障礙[10]。但是,不同的不安全依戀模式可能對身心健康產(chǎn)生不同影響。例如,有研究提出僅依戀回避與以情緒為中心的應(yīng)對方式有關(guān),也只有依戀回避可能引發(fā)免疫系統(tǒng)失調(diào),焦慮依戀則沒有這類影響[11-12];另外的研究則發(fā)現(xiàn)焦慮型依戀對負(fù)面健康癥狀的影響比回避型依戀更強(qiáng)[13]。因此,有必要對成人依戀特別是不安全依戀與社交焦慮的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證與探討。

僅證實(shí)成人依戀與社交焦慮之間簡單的對應(yīng)關(guān)系,還不足以揭示成人依戀影響社交焦慮的內(nèi)在發(fā)生機(jī)制。Bowl by[5]提出依戀行為旨在減輕痛苦并且保護(hù)個(gè)體免受身體和心理的威脅,本質(zhì)上是一種情緒調(diào)節(jié)方式。由此可見,適應(yīng)性的情緒調(diào)節(jié)能促進(jìn)心理健康,反之情緒調(diào)節(jié)困難會加大個(gè)體患焦慮障礙的風(fēng)險(xiǎn)。情緒調(diào)節(jié)困難是指個(gè)體在經(jīng)歷負(fù)面情緒時(shí),難以控制沖動行為或不能選擇適當(dāng)?shù)那榫w調(diào)節(jié)策略以滿足目標(biāo)和情境需要[14]。研究發(fā)現(xiàn)不安全依戀與情緒調(diào)節(jié)困難都和廣泛性焦慮癥狀有關(guān),焦慮癥個(gè)體也存在情緒調(diào)節(jié)過程的缺陷,而且情緒調(diào)節(jié)困難可能會導(dǎo)致社交焦慮[15-17]。此外,也有研究在不同群體中都發(fā)現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)困難能起到中介作用,如情緒調(diào)節(jié)障礙在依戀風(fēng)格與廣泛性焦慮癥之間起到中介作用[18];情緒調(diào)節(jié)困難在不安全依戀與抑郁或焦慮的影響中起到顯著的中介作用[19]。因此,我們認(rèn)為社交焦慮作為一種特殊的焦慮癥狀,會受到情緒調(diào)節(jié)困難的影響,同時(shí)成人依戀也能通過情緒調(diào)節(jié)困難而影響社交焦慮。

情緒反應(yīng)性是指一個(gè)人對各種刺激所感受到的情緒體驗(yàn)和情緒強(qiáng)度,以及回到情緒基線水平所需要的時(shí)間[20]。具有高情緒反應(yīng)性的個(gè)體更有可能經(jīng)歷情緒調(diào)節(jié)困難,情緒調(diào)節(jié)困難的個(gè)體則可能使其情緒反應(yīng)更加強(qiáng)烈和持久[21-22]。研究發(fā)現(xiàn),高情緒反應(yīng)性與情緒調(diào)節(jié)策略關(guān)系密切,往往表現(xiàn)為與不良策略的顯著正相關(guān)及與有效策略的顯著負(fù)相關(guān)[23]。還有研究提出,情緒反應(yīng)性高的個(gè)體更容易體驗(yàn)到消極情感,情緒反應(yīng)性低的個(gè)體傾向于抑制自己的行為;而高焦慮個(gè)體在面對負(fù)性事件時(shí),則會產(chǎn)生更高水平的情緒反應(yīng)性[24-25]。因此我們推測情緒反應(yīng)性可能會調(diào)節(jié)情緒調(diào)節(jié)困難對社交焦慮的影響。

綜上所述,本研究提出一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型,擬探討成人依戀如何影響大學(xué)生社交焦慮,主要考察情緒調(diào)節(jié)困難的中介作用及情緒反應(yīng)性的調(diào)節(jié)作用。

1 研究對象與方法

1．1 研究對象

采用整班施測和個(gè)別施測的方式,以大學(xué)生為研究對象,發(fā)放問卷444份,得到有效問卷417份(回收率為93．9%)。被試年齡在17～25歲之間,平均年齡為20．59±1．55歲。其中,男生144人(34．5%),女生273人(65．5%);大一學(xué)生68人(16．3%),大二學(xué)生155人(37．2%),大三學(xué)生106人(25．4%),大四學(xué)生88人(21．1%)。

1．2 研究工具

1．2．1 成人依戀量表(Adult Attach ment Scale,AAS)

采用由柯林斯(Collins)等[26]編制、吳薇莉等[27]修訂的中文版成人依戀量表。量表共有18個(gè)題項(xiàng),量表包括回避維度和焦慮維度,采用5點(diǎn)計(jì)分法進(jìn)行評定?；乇芫S度測量的是個(gè)體在親密關(guān)系中的適應(yīng)、舒適程度以及在需要時(shí)有可依賴對象的程度;焦慮維度測量的是個(gè)體對被厭惡、拋棄的焦慮擔(dān)憂程度。本研究中該問卷的信效度指標(biāo)為:χ2/df＝3．93,RMSEA＝0．08,TLI＝0．84,CFI＝0．86;Cr onbach'sα系數(shù)為0．74。

1．2．2 簡版情緒調(diào)節(jié)困難量表(Brief Version of the Difficulties in Emotion Regulation Scale,DERS)

采用由比朱雷貝里(Bjureberg)等[28]編制、王國猛等[29]修訂的中文簡版情緒調(diào)節(jié)困難量表。該量表共16個(gè)項(xiàng)目,由情緒清晰性的缺失、目標(biāo)定向行為投入的困難、控制沖動行為的困難、有效情緒調(diào)節(jié)策略的獲取有限、不接受情緒反應(yīng)五個(gè)維度構(gòu)成,采用5點(diǎn)計(jì)分法,得分越高表示個(gè)體的情緒調(diào)節(jié)困難水平越高,情緒調(diào)節(jié)能力越低。本研究中該問卷的信效度指標(biāo)為:χ2/df＝3．24,RMSEA＝0．07,TLI＝0．89,CFI＝0．92;Cronbach'sα系數(shù)為0．90。

1．2．3 情緒反應(yīng)性量表(Emotion Reactivity Scale,ERS)

采用由諾克(Nock)等[30]編制、楊麗等[31]修訂的中文版情緒反應(yīng)性量表。該量表共21個(gè)項(xiàng)目,由情緒敏感性、情緒強(qiáng)度和情緒持續(xù)性三個(gè)維度構(gòu)成。采用5點(diǎn)計(jì)分法,得分越高,個(gè)體的情緒反應(yīng)性越高。本研究中該問卷的信效度指標(biāo)為:χ2/df＝4．90,RMSEA＝0．097,TLI＝0．84,CFI＝0．86;Cr onbach'sα系數(shù)為0.95。

1．2．4 交往焦慮量表(Interaction Anxiousness Scale,IAS)

采用由賴瑞(Leary)[32]編制、彭純子等[33]修訂的中文版交往焦慮量表。該量表共15個(gè)項(xiàng)目,為單維度,采用5點(diǎn)計(jì)分法,得分越高表示個(gè)體社交焦慮程度越高。本研究中該問卷的信效度指標(biāo)為:χ2/df＝5．78,RMSEA＝0．11,TLI＝0．77,CFI＝0．80;Cr onbach'sα系數(shù)為0．87。

1．3 統(tǒng)計(jì)處理

根據(jù)作答情況剔除無效問卷,使用SPSS24．0對各變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析、共同方法偏差檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步采用海耶斯(Hayes)[34]編制的SPSS宏程序PROCESS中的Model14進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)(Model 14假設(shè)中介效應(yīng)的后半段路徑受到調(diào)節(jié),與本研究假設(shè)模型一致),并通過5 000次樣本抽樣估計(jì)中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)的95%置信區(qū)間。

1．4 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本研究數(shù)據(jù)均由自我報(bào)告獲得,可能存在共同方法偏差問題。因此,本研究已在研究程序方面進(jìn)行了相應(yīng)的控制,如匿名作答和部分題項(xiàng)反向計(jì)分。為了保證研究結(jié)果的嚴(yán)謹(jǐn)性和科學(xué)性,我們進(jìn)一步采用哈曼(Har man)單因素檢驗(yàn)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)[35]。結(jié)果顯示,特征根大于1的因素共16個(gè),最大因子的方差解釋率為19．78%(小于40%),因此本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

2 結(jié)果

2．1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

首先,采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對各變量在性別上做差異檢驗(yàn)(見表1),男生在依戀回避與情緒反應(yīng)性上的分?jǐn)?shù)都顯著高于女生(t依戀回避＝-2．06,p＜0．001;t情緒反應(yīng)性＝-3．6,p＜0．001),女生的社交焦慮水平顯著高于男生(t＝4．96,p＜0．001),其他變量在不同性別上間不存在顯著差異(ps＞0．05)。

表1 各變量在性別上的差異檢驗(yàn)

然后,對各變量進(jìn)行皮爾遜(Pearson)積差相關(guān)分析(見表2),依戀焦慮與依戀回避、情緒調(diào)節(jié)困難、情緒反應(yīng)性、社交焦慮等變量都呈顯著正相關(guān)(ps＜0．01);依戀回避與情緒調(diào)節(jié)困難、情緒反應(yīng)性、交往焦慮等變量的相關(guān)都不顯著(ps＞0．05);情緒調(diào)節(jié)困難與情緒反應(yīng)性、社交焦慮都呈顯著正相關(guān)(ps＜0．01);情緒反應(yīng)性與社交焦慮呈顯著正相關(guān)(p＜0．05)。

表2 各變量描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果

2．2 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

將數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后,采用SPSS宏程序中的Model14對各變量進(jìn)行檢驗(yàn)(見圖1、表3)。首先以依戀回避為自變量,依戀回避對情緒調(diào)節(jié)困難影響不顯著(β＝-0．07,SE＝0．08,p＞0．05),情緒調(diào)節(jié)困難對社交焦慮有顯著的正向影響(β＝0．31,SE＝0．05,p＜0．001),并且依戀回避通過情緒調(diào)節(jié)困難對社交焦慮影響的間接效應(yīng)值為-0．01,標(biāo)準(zhǔn)誤為0．02,95%CI為[-0．05,0．02],包含0,說明情緒調(diào)節(jié)困難未起到顯著的中介作用。此外,依戀回避和情緒反應(yīng)性對社交焦慮影響不顯著(β＝0．02,SE＝0．08,p＞0．05;β＝0．07,p＞0．05)。情緒調(diào)節(jié)困難與情緒反應(yīng)性的交互項(xiàng)對社交焦慮具有顯著的負(fù)向影響(β＝-0．25,SE＝0．07,p＜0．001),表明情緒反應(yīng)性對情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮的調(diào)節(jié)作用存在。

表3 有調(diào)節(jié)的中介模型

圖1 路徑分析結(jié)果圖

然后,以依戀焦慮為自變量,依戀焦慮對情緒調(diào)節(jié)困難和社交焦慮都有顯著的正向影響(β情緒調(diào)節(jié)困難＝0.33,SE＝0．04,p＜0．001;β社交焦慮＝0．17,SE＝0．04,p＜0．001),情緒調(diào)節(jié)困難對社交焦慮有顯著的正向影響(β＝0．24,SE＝0．06,p＜0．001),并且依戀焦慮通過情緒調(diào)節(jié)困難對社交焦慮影響的間接效應(yīng)值為0．09,標(biāo)準(zhǔn)誤為0．02,95%CI為[0．05,0．14],不包含0,表明情緒調(diào)節(jié)困難在依戀焦慮對社交焦慮的影響中起顯著的中介作用。此外,情緒調(diào)節(jié)困難與情緒反應(yīng)性的交互項(xiàng)對社交焦慮具有顯著的負(fù)向影響(β＝-0．22,SE＝0.06,p＜0．001),表明情緒反應(yīng)性對情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮的調(diào)節(jié)作用存在。

為了能夠更加清楚地表明情緒反應(yīng)性在情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮之間的調(diào)節(jié)作用,本研究進(jìn)行了簡單斜率分析,并繪制了交互效應(yīng)圖。當(dāng)以依戀回避為自變量時(shí)(見圖2),在情緒反應(yīng)性水平較低時(shí),情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮的正向作用顯著(β＝0．46,p＜0．001);在情緒反應(yīng)性水平較高時(shí),情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮的正向作用不顯著(β＝0．12,p＞0．05)。說明隨情緒反應(yīng)性水平升高,情緒調(diào)節(jié)困難對社交焦慮的正向作用呈下降趨勢。

圖2 情緒反應(yīng)性的調(diào)節(jié)作用(依戀回避為自變量)

當(dāng)以依戀焦慮為自變量時(shí)(見圖3),在情緒反應(yīng)性水平較低時(shí),情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮的正向作用顯著(β＝0．39,p＜0．001);在情緒反應(yīng)性水平較高時(shí),情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮的正向作用不顯著(β＝0．07,p＞0．05)。同樣說明隨情緒反應(yīng)性水平升高,情緒調(diào)節(jié)困難對社交焦慮的正向作用呈下降趨勢。

圖3 情緒反應(yīng)性的調(diào)節(jié)作用(依戀焦慮為自變量)

3 討論

基于社交焦慮的研究現(xiàn)狀及大學(xué)生的生活實(shí)際,本研究構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型,探討了成人依戀對社交焦慮的影響及其內(nèi)在作用機(jī)制——情緒調(diào)節(jié)困難的中介作用和情緒反應(yīng)性的調(diào)節(jié)作用。

結(jié)果顯示,男生依戀回避得分顯著高于女生,女生的社交焦慮水平顯著高于男生,這與前人研究結(jié)果一致[36-37]。進(jìn)化心理學(xué)提出,依戀風(fēng)格反映了一種另類的交配策略,依戀回避代表短期交配取向,而男性比女性更傾向于短期交配,因此男性比女性表現(xiàn)出更高的依戀回避[38]。研究發(fā)現(xiàn),女性更傾向于建立和維持一種相互依存的自我建構(gòu),因此更容易對人際交往感到焦慮[39]。結(jié)果還發(fā)現(xiàn),男生的情緒反應(yīng)性顯著高于女生,這可能是由于在受到外界刺激時(shí),男性比女性更大的激活了雙側(cè)前額皮層、中央旁回或顳中回等與情緒調(diào)節(jié)有關(guān)的腦區(qū)[40]。

本研究顯示,依戀焦慮能顯著正向預(yù)測社交焦慮,而依戀回避不能顯著預(yù)測社交焦慮,這與以往一些研究結(jié)果一致[41-42]。安全型依戀者的社交焦慮水平低于依戀焦慮者,而依戀回避的社交焦慮程度較低,表明依戀回避與社交焦慮之間的關(guān)系較弱[7]。研究表明,成人依戀受到當(dāng)前依戀經(jīng)歷的影響,是對童年依戀的回憶和再現(xiàn),不安全型依戀意味著其在早期經(jīng)常遇到被拒絕的情景,從而產(chǎn)生焦慮或不信任等消極情緒[5]。而與依戀回避者相比,依戀焦慮者更傾向于表現(xiàn)出消極情緒狀態(tài),以及過度警惕和高度敏感,并且更傾向于將痛苦惡化[6],因此對社會交往能力產(chǎn)生損害,最終產(chǎn)生社交焦慮。

本研究中,依戀焦慮對情緒調(diào)節(jié)困難有顯著的正向影響,但依戀回避對情緒調(diào)節(jié)困難影響不顯著。前人研究發(fā)現(xiàn),焦慮依戀者可能會通過夸大自己的情緒來吸引撫養(yǎng)者的注意,而回避依戀者則是通過降低自己的情緒反應(yīng)來屏蔽負(fù)面情緒[43]。也就是說,可以把情緒調(diào)節(jié)策略看作特定的依戀模式的特征,依戀焦慮者傾向于表現(xiàn)出消極情緒狀態(tài)、過度警惕和高度敏感,回避型個(gè)體傾向于自己解決問題,避免尋求幫助。對于依戀回避者來說,對痛苦和威脅的主觀反應(yīng)可能會減弱,而在那些依戀焦慮者中則會升高,他們便更加難以調(diào)節(jié)自身情緒[18]。

我們還發(fā)現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)困難可以在依戀焦慮對社交焦慮的影響中起顯著的中介作用,表現(xiàn)為依戀焦慮程度越高,就越容易引起情緒調(diào)節(jié)困難并導(dǎo)致社交焦慮上升。以往研究顯示,不安全依戀會導(dǎo)致情緒調(diào)節(jié)的困難,情緒調(diào)節(jié)困難又會對心理和身體健康造成負(fù)面影響[6],也有研究發(fā)現(xiàn),情緒調(diào)節(jié)在依戀焦慮與焦慮癥狀之間起到中介作用,而依戀回避則無法起到這種作用[18]。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能是依戀回避更多地是與外化障礙聯(lián)系而非與情感障礙相關(guān)。由于依戀回避者多使用停用策略,即獨(dú)自調(diào)節(jié)痛苦并且完全否定對他人的親密和依賴,而依戀焦慮者更多使用過度激活策略,即持續(xù)的警惕關(guān)注和努力以重建依戀人物的接近與關(guān)懷。具體來說,依戀焦慮者會努力尋求與他人接近獲得他人的關(guān)懷,而依戀回避者則會避免這一行為,由于依戀焦慮者比依戀回避者參與更多的社會交往,因而也就更容易出現(xiàn)情緒調(diào)節(jié)困難,從而產(chǎn)生社交焦慮。與此一致的是,安德魯斯(Andrews)等[43]提出,隨著時(shí)間的推移,過度激活策略的使用會使孩子更容易患上焦慮癥。但回避型依戀風(fēng)格會對焦慮和痛苦的經(jīng)歷進(jìn)行抑制,從而認(rèn)為自己比實(shí)際更強(qiáng)大,高估自己。因此,回避型依戀個(gè)體可能會低估其情緒調(diào)節(jié)困難和社交焦慮。

除此之外,我們還發(fā)現(xiàn)情緒反應(yīng)性在情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮之間有顯著的調(diào)節(jié)作用,即個(gè)體情緒反應(yīng)性水平較低時(shí),情緒調(diào)節(jié)困難能顯著正向預(yù)測社交焦慮的水平,情緒反應(yīng)性水平較高時(shí),情緒調(diào)節(jié)困難對社交焦慮的預(yù)測作用不顯著。以往研究表明,情緒反應(yīng)性在父母敵意與飲食障礙之間起到顯著的調(diào)節(jié)作用[8],這說明情緒反應(yīng)性可以對變量之間的關(guān)系進(jìn)行調(diào)節(jié);社會動機(jī)在情緒失調(diào)與焦慮之間起到顯著的調(diào)節(jié)作用[44],這說明情緒調(diào)節(jié)困難與社交焦慮之間的關(guān)系可能會受到其他變量的調(diào)節(jié);情緒反應(yīng)性能與適應(yīng)不良的情緒調(diào)節(jié)策略相互作用對焦慮產(chǎn)生影響[45]。因此,我們認(rèn)為當(dāng)刺激事件出現(xiàn)時(shí),情緒反應(yīng)性較高的個(gè)體比情緒反應(yīng)性較低的個(gè)體對刺激更敏感,更容易對情緒進(jìn)行宣泄和排解,不易產(chǎn)生情緒調(diào)節(jié)困難,也就不容易產(chǎn)生社交焦慮。

本研究通過有調(diào)節(jié)的中介模型探討了成人依戀對大學(xué)生社交焦慮的影響,揭示了情緒調(diào)節(jié)困難的中介作用及情緒反應(yīng)性的調(diào)節(jié)作用,為進(jìn)一步了解大學(xué)生社交焦慮的發(fā)生機(jī)制進(jìn)行了拓展性研究,并能為治療社交焦慮提供新的啟示。但由于本研究屬于橫斷設(shè)計(jì),無法提供嚴(yán)格的因果驗(yàn)證,今后的研究還應(yīng)采用縱向追蹤設(shè)計(jì)探討依戀對社交焦慮的影響。

總的來說,本研究發(fā)現(xiàn)依戀焦慮能夠顯著正向預(yù)測社交焦慮;情緒調(diào)節(jié)困難在依戀焦慮與社交焦慮之間起到中介作用;依戀焦慮通過情緒調(diào)節(jié)困難影響社交焦慮這一中介過程受到情緒反應(yīng)性的調(diào)節(jié)。