寧嘉鵬 朱亞莉 楊 勇 郭 雙

進(jìn)入21世紀(jì)，社交焦慮作為影響人類心理健康的負(fù)性情緒受到廣泛關(guān)注[1-2]。社交焦慮是指對(duì)一種或幾種人際情境產(chǎn)生強(qiáng)烈的憂慮、緊張不安，甚至是恐懼的情緒反應(yīng)和回避行為[3]。具體表現(xiàn)為:個(gè)體無(wú)法抑制或改變過(guò)分的、不合理的擔(dān)心，同時(shí)伴有某些生理性的反應(yīng)，乃至社會(huì)功能受損，且損害程度比其它焦慮更為嚴(yán)重[4-7]。受到發(fā)展情境論和人類發(fā)展生態(tài)學(xué)模型的影響，家庭環(huán)境對(duì)個(gè)體發(fā)展和社會(huì)適應(yīng)的影響開始得到研究者的廣泛關(guān)注[8]，李彩娜等認(rèn)為，家庭結(jié)構(gòu)、家庭功能、家庭沖突等家庭環(huán)境因素是影響個(gè)體社會(huì)適應(yīng)狀況的重要因素之一[9]。雖然以往大量研究考察了社交焦慮的各種影響因素[10-14]，研究者仍然有必要探討父母沖突對(duì)社交焦慮的影響。

父母沖突(Interparental conflict)是指父母之間由于意見不一致或其它原因而產(chǎn)生的言語(yǔ)或身體性的攻擊與爭(zhēng)執(zhí)[15]。近年來(lái)，父母沖突影響青少年社交焦慮等適應(yīng)問(wèn)題的內(nèi)部機(jī)制得到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注[16-18]，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父母沖突較多的孩子適應(yīng)問(wèn)題也較多[19-20]。認(rèn)知－情境理論認(rèn)為，對(duì)父母沖突的認(rèn)知評(píng)估(Cognitive appraisal)決定父母沖突對(duì)孩子的影響程度，評(píng)估過(guò)程受到父母沖突的頻率、強(qiáng)度、解決程度等父母沖突特征，以及情緒氛圍等情境因素的影響[21]。父母間的交往互動(dòng)為兒童提供了最早的和最經(jīng)常的人際互動(dòng)榜樣。如果父母經(jīng)常發(fā)生沖突，并給兒童造成威脅感，他們很有可能對(duì)一般人際交往也產(chǎn)生消極預(yù)期，擔(dān)心人際交往會(huì)給自己帶來(lái)傷害，從而產(chǎn)生社交焦慮[22]。情緒安全感理論(Emotional security theory，EST)指出，父母沖突影響兒童的情緒調(diào)節(jié)能力，使其缺乏情緒安全感，表現(xiàn)為兒童對(duì)自身和家庭幸福的意義產(chǎn)生消極的內(nèi)部表征;消極表征導(dǎo)致兒童預(yù)期父母沖突會(huì)對(duì)父母關(guān)系和自身幸福帶來(lái)?yè)p害，屬于情緒不安感的認(rèn)知成分，而情緒不安感在父母沖突與兒童適應(yīng)問(wèn)題之間起中介作用[23-24]。綜上所述，消極表征和人際不安感可能是父母沖突影響社交焦慮的間接因素。

研究者指出，在解釋父母沖突影響兒童適應(yīng)問(wèn)題的內(nèi)部機(jī)制上，認(rèn)知－情境理論與情緒安全感理論的觀點(diǎn)是互補(bǔ)的[25]。從認(rèn)知－情境理論和情緒安全感理論出發(fā)，本研究假設(shè)，頻繁暴露于父母沖突的孩子，其父母沖突作為一種負(fù)性經(jīng)歷，容易使孩子產(chǎn)生消極信念和消極期望，如果這些信念和期望泛化到家庭外的人際交往中，產(chǎn)生人際不安感(Interpersonal insecurity)，就會(huì)進(jìn)而導(dǎo)致孩子在與他人交往時(shí)產(chǎn)生社交焦慮。

社交焦慮多發(fā)生在青少年時(shí)期[26-27]，近年來(lái)，隨著學(xué)業(yè)壓力的增加和父母期許的提高，青少年正承受著越來(lái)越多的壓力，各種壓力因素便更容易引起他們的社交焦慮等適應(yīng)問(wèn)題。羅伏生等[28]的研究也發(fā)現(xiàn)，中學(xué)生比大學(xué)生報(bào)告更多的焦慮癥狀。因此，本研究選取高中生作為被試，檢驗(yàn)消極表征和人際不安感在父母沖突與社交焦慮之間的間接作用。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用方便取樣法，選取武漢市某高中的學(xué)生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。發(fā)放問(wèn)卷500份，收回有效問(wèn)卷481份(96.2%)。其中，高一男生130名，女生111名;高二男生144名，女生96名。被試的年級(jí)和性別分布無(wú)顯著關(guān)聯(lián)(χ2=1.80，P=0.198)。

1.2 方法

1.2.1 父母沖突兒童知覺(jué)量表(Children＇s Perception of Interparental Conflict Scale，CPIC)[29]原始問(wèn)卷由Grych等人編制，共49題，包括沖突頻率、威脅知覺(jué)、自責(zé)等9個(gè)維度。根據(jù)以往研究者的經(jīng)驗(yàn)[30]，本研究選取前3個(gè)維度(即沖突頻率、沖突解決情況和沖突強(qiáng)度)作為父母沖突的測(cè)量指標(biāo)，共19題，采用4點(diǎn)計(jì)分，從1“不符合我”到4“符合我”。對(duì)所選擇的3個(gè)維度進(jìn)行CFA分析，擬合指標(biāo)如下:χ2/df=3.96，NNFI=0.94，IFI=0.95，CFI=0.95，GFI=0.89，RMSEA=0.079。實(shí)測(cè)時(shí)沖突頻率、沖突解決和沖突強(qiáng)度分量表的Cronbach＇s α分別為 0.66、0.76、0.80，總量表Cronbach＇s α 為0.89。

1.2.2 消極表征分量表[31]Davies等編制的父母關(guān)系安全感量表共37題，包括7個(gè)維度，測(cè)量?jī)和诟改笡_突情境中的情緒不安感水平。對(duì)原始問(wèn)卷進(jìn)行CFA 分析，擬合指標(biāo)如下:χ2/df=3.54，NNFI=0.85，CFI=0.87，GFI=0.80，RMSEA=0.073，表明該問(wèn)卷結(jié)構(gòu)效度良好。本研究選擇破壞性家庭表征(比如，“我擔(dān)心父母因?yàn)闋?zhēng)吵而離婚”)和蔓延性家庭表征(比如，“我擔(dān)心父母發(fā)生爭(zhēng)吵時(shí)會(huì)責(zé)備我”)兩個(gè)維度作為消極表征，包括8題，項(xiàng)目作答采用4點(diǎn)計(jì)分，從1“不符合我”到4“符合我”。實(shí)測(cè)時(shí)消極表征維度的 Cronbach＇s α 為 0，73。

1.2.3 人際不安感分量表[32]人際不安感分量表來(lái)自安莉娟和叢中編制的安全感量表，包括8個(gè)題目(例如:“我從來(lái)不敢主動(dòng)說(shuō)出自己的想法”)，項(xiàng)目作答采用5點(diǎn)計(jì)分，從1“非常不符合”到5“非常符合”分?jǐn)?shù)越高表示越符合。計(jì)算維度總分，分?jǐn)?shù)越高，表示安全感越低。對(duì)該維度進(jìn)行單因子模型驗(yàn)證，擬合指數(shù)如下:χ2/df=2.57，NFI=0.93，CFI=0.97，GFI=0.95，RMSEA=0.057。本研究中人際不安感分量表的 Cronbach＇s α 為 0.76。

1.2.4 社交焦慮分量表[33]社交焦慮分量表選自Fenigstein，Schieier和Buss編制的自我意識(shí)量表，包括6個(gè)題目(例如:“當(dāng)眾演講讓我感到焦慮”)，項(xiàng)目作答采用5點(diǎn)計(jì)分，從0“非常不符合”到4“非常符合我”。對(duì)該維度進(jìn)行單因子驗(yàn)證，擬合度指標(biāo)如下:χ2/df=1.64，NNFI=0.98，CFI=0.99，GFI=0.99，RMSEA=0.04。本研究中社交焦慮分量表的Cronbach＇s α 為 0.72。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

采用SPSS 18.0對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，用LISREL 8.70對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證。

2 結(jié)果

2.1 父母沖突、消極表征、人際不安感與社交焦慮的相關(guān)

見表1。父母沖突水平與消極表征、人際不安感以及社交焦慮均呈現(xiàn)顯著正相關(guān);消極表征與人際不安感以及社交焦慮顯著正相關(guān);人際不安感與社交焦慮也呈顯著正相關(guān)。變量之間的相關(guān)模式與 假設(shè)的變量關(guān)系一致。

表1 研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及變量間相關(guān)系數(shù)表(n=481)

2.2 消極表征和人際不安感在父母沖突與社交焦慮之間的間接效應(yīng)模型建構(gòu)

以父母沖突作為自變量，消極表征和人際不安感為間接變量，社交焦慮為因變量，建立消極表征、人際不安感在父母沖突與社交焦慮之間的間接效應(yīng)模型M，見圖1。利用LISREL 8.70對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，得到模型的擬合指數(shù)為:χ2/df=1.83、NFI=0.98、NNFI=0.99、CFI=0.99、IFI=0.99、GFI=0.99、MSEA=0.04，說(shuō)明此模型擬合良好。消極表征和人際不安感產(chǎn)生的間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為40.06%。

圖1 消極表征和人際不安感在父母沖突與社交焦慮之間的間接效應(yīng)模型M

3 討論

本研究考察消極表征和人際不安感在父母沖突和青少年社交焦慮之間的間接作用，較為深入的揭示了父母沖突如何通過(guò)消極表征影響其人際不安感，進(jìn)而影響社交焦慮，從而為緩解由父母沖突引發(fā)的青少年社交焦慮提供理論指導(dǎo)，同時(shí)再次支持了認(rèn)知－情境理論和情緒安全感理論。研究結(jié)果顯示，父母沖突、消極表征、人際不安感均和社交焦慮顯著正相關(guān)，說(shuō)明父母沖突水平越高，孩子的消極表征越高，人際不安感越強(qiáng)，社交焦慮越嚴(yán)重。間接效應(yīng)模型擬合數(shù)據(jù)良好，表明父母沖突對(duì)青少年社交焦慮既有直接影響，也通過(guò)消極表征和人際不安感的間接作用對(duì)社交焦慮產(chǎn)生促進(jìn)作用。

家庭是青少年社會(huì)化的最早場(chǎng)所，父母沖突是青少年在家庭中經(jīng)常經(jīng)歷的壓力性生活事件。長(zhǎng)期暴露于父母沖突會(huì)導(dǎo)致青少年對(duì)人際交往情境產(chǎn)生消極表征，父母沖突水平越高，青少年對(duì)父母關(guān)系的表征和期望越消極，同時(shí)也影響到他們對(duì)其他人際交往情境的解釋和應(yīng)對(duì)，引起人際不安感，進(jìn)而導(dǎo)致社交焦慮。這也與以往的研究結(jié)論相一致[5，34-36]。

本研究提示，教育工作者和父母本人要關(guān)注父母沖突給青少年心理健康帶來(lái)的消極影響，尤其是對(duì)社交焦慮等情緒適應(yīng)問(wèn)題的影響。日常生活中父母應(yīng)有意識(shí)地避免在孩子面前發(fā)生沖突，如果發(fā)生沖突，要及時(shí)向孩子解釋并進(jìn)行情緒上的安撫。心理與教育工作者也要多關(guān)注經(jīng)常暴露在父母沖突環(huán)境下的孩子，給予他們必要而及時(shí)的心理輔導(dǎo)，通過(guò)防止他們形成消極表征和人際不安感來(lái)避免其社交焦慮的產(chǎn)生。

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