謝瑋玉

湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)，湖南 長沙 410128

一、前言

當(dāng)今中國的社會(huì)全面轉(zhuǎn)型仍在繼續(xù)，人們的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位隨著社會(huì)發(fā)展迅速分化，并且還在持續(xù)分化。研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生雖然生活在學(xué)校中，但其近20年的成長背景——家庭，對其人際交往的影響不容忽視。人是社會(huì)中的人，實(shí)踐表明，人際關(guān)系對一個(gè)人的生活質(zhì)量和事業(yè)發(fā)展有很大的影響，也是判斷個(gè)人心理健康水平、社會(huì)適應(yīng)能力的重要指標(biāo)。良好的人際關(guān)系是大學(xué)生社會(huì)發(fā)展的重要組成部分，而目前對不同家庭經(jīng)濟(jì)地位背景的學(xué)生及其人際交往特點(diǎn)的研究比較少，且偏重研究父母受教育程度或家庭收入等單個(gè)因子對大學(xué)生人際交往的影響，對客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位整體的研究較少。本研究試圖探討家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際交往的相關(guān)關(guān)系，以揭示家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對大學(xué)生人際交往的影響及其作用機(jī)制，從而能豐富國內(nèi)外關(guān)于大學(xué)生人際交往研究，以期為學(xué)校提升大學(xué)生人際交往能力的教育實(shí)踐提供基本理論和事實(shí)依據(jù)，同時(shí)能針對大學(xué)生人際交往的心理輔導(dǎo)工作提供參考建議。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有主觀和客觀之分，主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是個(gè)人對家庭在社會(huì)所處的地位的主觀認(rèn)知，是個(gè)體主觀的感受；客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是指一個(gè)家庭在社會(huì)中所處的地位或社會(huì)等級，通常以父母職業(yè)、父母受教育程度和家庭收入水平三個(gè)指標(biāo)來衡量，[1]（P500～506）反映了個(gè)體目前獲得或控制的現(xiàn)實(shí)資源和潛在資源的多少。人際交往指個(gè)體通過一定的語言或文字、肢體動(dòng)作或表情等將某種信息表達(dá)出來并傳遞給其他個(gè)體的過程。[2]

目前，大學(xué)生人際交往現(xiàn)狀非常嚴(yán)峻，更有少數(shù)同學(xué)存在較嚴(yán)重的人際交往障礙；而且人際交往能力受經(jīng)濟(jì)狀況的影響非常顯著，貧困大學(xué)生的人際焦慮水平比經(jīng)濟(jì)狀況良好的大學(xué)生高很多。[3]家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好的大學(xué)生人際關(guān)系更好，在與人交往中更主動(dòng)、更外向；而家庭經(jīng)濟(jì)貧困和特困的大學(xué)生自卑內(nèi)向，小心翼翼，在人際交往中顯得更被動(dòng)、更內(nèi)向。另一方面，父母受教育程度對大學(xué)生人際交往也有很大的影響，父母受教育程度比較高的家庭偏向于民主的教養(yǎng)方式，有利于子女自小形成良好的性格和氣質(zhì)類型，促進(jìn)良好人際關(guān)系的形成;而父母受教育程度較低的家庭在子女心中留下不可磨滅的印記，使得子女性格軟弱，不敢與人交往，自卑內(nèi)向。[4]但也有學(xué)者提出，父母教養(yǎng)方式、價(jià)值觀對大學(xué)生人際關(guān)系的影響主要是間接影響，在大學(xué)生人際關(guān)系心理輔導(dǎo)中，要更加注重主觀因素教育。[5]（P983～985）對于人格特質(zhì)的中介作用，則沒有太多文獻(xiàn)描述。

Lianne和David的研究表明，人際交往困難的9歲兒童來自社會(huì)背景不利的家庭的可能性更大，尤其是低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的家庭。[6]（P67～86）Thomas發(fā)現(xiàn)低家庭經(jīng)濟(jì)地位的孩子更容易形成拒絕型同伴關(guān)系。[7]（P76～97）

綜上研究可見，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位已經(jīng)成為了影響大學(xué)生人際交往的重要背景因素，然而相關(guān)的研究還較匱乏。因此，本研究將在我國文化背景下，深入考察家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對大學(xué)生人際交往的影響及人格特質(zhì)的中介作用。

二、研究方法

（一）被試與取樣方法

本次調(diào)查研究對象為湖南省各高校（以湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)為主）全日制在校大學(xué)生，共發(fā)放問卷300份，回收有效問卷289份，有效回收率達(dá)96.33%。網(wǎng)上收集問卷采用隨機(jī)抽樣的方法，共回收問卷134份，紙質(zhì)檔回收問卷采用分層隨機(jī)抽樣的方法，共回收問卷155份。樣本年齡階段為17～24歲，平均年齡為20.12±1.04歲。其中男生樣本102人，女生樣本187人；漢族樣本263人，少數(shù)民族樣本26人；農(nóng)村生源樣本198人，城鎮(zhèn)生源樣本91人；獨(dú)生子女樣本106人，非獨(dú)生子女樣本183人；大一、大二、大三、大四樣本分別為66、89、42、92。

（二）研究思路

首先，查閱國內(nèi)外關(guān)于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際交往的相關(guān)研究文獻(xiàn)，找出研究匱乏和爭議的地方，進(jìn)一步確定研究思路、研究假設(shè)和研究方法。提出合理的假設(shè)：大學(xué)生家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其人際交往有顯著相關(guān)關(guān)系；

再采用家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位問卷、中國大五人格問卷簡式版和人際關(guān)系綜合診斷量表進(jìn)行問卷調(diào)查，完成回收以及統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)；

通過數(shù)據(jù)分析出家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對大學(xué)生人際交往的影響及人格的中介作用，總結(jié)出普遍性，得出結(jié)論。

（三）研究工具

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位問卷：本研究采用師保國等人編制的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位問卷，該量表的內(nèi)在一致性α系數(shù)為0.88。問卷包含父親、母親職業(yè)，父親、母親受教育程度，家庭月收入五項(xiàng)指標(biāo)，[8]（P30～34）其中最后一題調(diào)查大學(xué)生對家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的主觀認(rèn)知。本研究將采用張玲的碩士論文計(jì)分方法，將父母受教育程度、父母職業(yè)和家庭年收入上的等級得分標(biāo)準(zhǔn)化后求和，得出客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位得分，取值范圍為5～29，得分越高意味著其客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。[9]

大五人格問卷簡式版：本研究采用王孟成和戴曉陽等人編制的中國大五人格問卷簡式版（CBFPI-B），共40道題目，分別測量神經(jīng)質(zhì)、盡責(zé)性、開放性、外傾性、隨和性五個(gè)維度，采用六點(diǎn)計(jì)分法，各維度對應(yīng)題目得分累加即為該特質(zhì)對應(yīng)的得分。該量表內(nèi)在一致性系數(shù)在0.76～0.81之間，重測信度在0.74左右，有較好的信效度。[10]

人際關(guān)系綜合診斷量表：本研究采用鄭日昌編制的人際關(guān)系綜合診斷量表，共包含28個(gè)項(xiàng)目，分為交談行為困擾程度、交際困擾程度、待人接物困擾程度和異性交往困擾程度四個(gè)方面。計(jì)分方式為打“√”的給1分，打“×”的給0分，計(jì)總分，即為人際焦慮水平，各因子也單獨(dú)就對應(yīng)的題目計(jì)總分。得分越高意味著人際焦慮水平越高，人際交往困擾程度越高。該量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)為0.89，結(jié)構(gòu)效度為0.67，有較好的信效度。[11]（P454～457）

數(shù)據(jù)分析策略：本文采用SPSS22.0軟件作為分析工具，對所收集數(shù)據(jù)進(jìn)行單因素方差分析、相關(guān)分析和回歸分析，以驗(yàn)證假設(shè)。

三、結(jié)果與分析

（一）大學(xué)生人際交往現(xiàn)狀

人際焦慮水平分為交談行為困擾程度、交際困擾程度、待人接物困擾程度和異性交往困擾程度四個(gè)方面。大學(xué)生人際焦慮水平均值為9.70（總分28分），交談行為困擾程度、交際困擾程度、待人接物困擾程度和異性交往困擾程度均值分別為2.61、3.21、1.74、2.13（總分均為7分），據(jù)量表評分標(biāo)準(zhǔn)可知大部分大學(xué)生在人際交往過程中存在一定程度的困擾，具體表現(xiàn)為與朋友的關(guān)系不穩(wěn)定、交談能力較弱、能夠訴說內(nèi)心感受但難以表達(dá)清楚，想成為好的傾聽者但不夠努力，害怕孤單又不太善于積極主動(dòng)，但大學(xué)生群體比較尊重他人，真誠寬容，勇于承擔(dān)責(zé)任，社會(huì)適應(yīng)性強(qiáng)，并且常常因此獲得社會(huì)好感與認(rèn)可，除此之外，大學(xué)生也比較能夠懂得如何處理與異性朋友之間的關(guān)系，能輕松自然地與之交往。

對大學(xué)生人際交往現(xiàn)狀做描述分析可知，大學(xué)生人際焦慮水平總得分為9.7分，且標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明大學(xué)生人際焦慮水平較高，但個(gè)體差異較大。其中交談行為困擾程度和交際困擾程度較為嚴(yán)重。交際困擾程度得分為3.21，且標(biāo)準(zhǔn)差偏大，說明交際困擾程度較高，但個(gè)體差異較大。

表1 大學(xué)生人際交往現(xiàn)狀

（二）人口學(xué)因素與大學(xué)生人際交往的差異性檢驗(yàn)

人口學(xué)因素與人際焦慮水平做單因素方差分析可知，男生的人際焦慮水平均分為8.92，女生為10.12，雖然男生人際焦慮水平低于女生但兩者差異不顯著；18歲以下人際焦慮水平均分為10.63，18～21歲人際焦慮水平均分為10.02，21歲以上人際焦慮水平均分為9.01，年齡與大學(xué)生人際焦慮水平差異不顯著，且得分隨著年齡增長愈來愈低；漢族大學(xué)生人際焦慮水平均分為9.59，其他少數(shù)民族為10.81，少數(shù)民族大學(xué)生人際焦慮水平均分略高于漢族大學(xué)生但差異并不顯著；來自農(nóng)村的大學(xué)生人際焦慮水平均分為9.86，城鎮(zhèn)為9.34，二者差異并不顯著。來自獨(dú)生子女家庭的大學(xué)生人際焦慮水平均分10.56，非獨(dú)子女為9.20，顯著性水平為0.09，與其他人口學(xué)因素相比略微顯著但未達(dá)到0.05。大一、大二、大三、大四學(xué)生人際焦慮水平均分分別為9.53、9.72、10.21、9.52，可能是由于分層取樣數(shù)量不同影響了分析結(jié)果，導(dǎo)致數(shù)據(jù)沒有逐增或逐減，但沒有達(dá)到0.05的顯著性水平，差異依舊不顯著。

綜上所述，不同性別、年齡、生源地、年級、民族和是否為獨(dú)生子女的大學(xué)生的人際焦慮水平?jīng)]有顯著差異。

（三）家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際交往的相關(guān)研究

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位分為主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，其中客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位又由父母職業(yè)、父母受教育水平、家庭經(jīng)濟(jì)水平三個(gè)指標(biāo)評定。分別與人際焦慮水平做Pearson相關(guān)檢驗(yàn)分析可知：大學(xué)生主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其人際焦慮水平之間的相關(guān)系數(shù)為-0.23，顯著性水平＜0.01，二者之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，人際焦慮水平越低，人際交往能力越強(qiáng)；大學(xué)生客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其人際焦慮水平之間的相關(guān)系數(shù)為-0.12，顯著性水平0.053＞0.05，兩者之間存在一定負(fù)相關(guān)關(guān)系，但沒有達(dá)到0.05的顯著性水平；客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位中的父母職業(yè)、父母受教育水平、家庭經(jīng)濟(jì)水平與大學(xué)生人際焦慮水平之間的相關(guān)系數(shù)分別為-0.12、-0.07、-0.09，顯著性水平分別為 0.05、0.25、0.13，即只有父母職業(yè)與大學(xué)生人際焦慮水平之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，其余二者與人際焦慮水平之間不具有顯著相關(guān)關(guān)系。

綜上所述，大學(xué)生主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其人際焦慮水平在0.01的顯著性水平上有很強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系；大學(xué)生客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其人際焦慮水平存在一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但未達(dá)到0.05的顯著性水平；父母職業(yè)與大學(xué)生人際焦慮水平在0.05顯著性水平上存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，其余二者與人際焦慮水平之間不具有顯著相關(guān)關(guān)系。

表2 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際交往的相關(guān)研究

（四）人格的五大因素與大學(xué)生人際交往過程之間的相關(guān)研究

通過Pearson相關(guān)檢驗(yàn)分析可知，神經(jīng)質(zhì)、盡責(zé)性、開放性和外傾性與人際焦慮水平之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.45、-0.22、-0.28、-0.38，均在0.01的顯著性水平上存在相關(guān)關(guān)系，其中神經(jīng)質(zhì)與人際焦慮水平為正相關(guān)關(guān)系，盡責(zé)性、開放性和外傾性與人際焦慮水平為負(fù)相關(guān)關(guān)系。隨和性與人際焦慮水平之間的相關(guān)系數(shù)為-0.04，顯著性0.52＞0.05，說明隨和性與人際焦慮水平之間無顯著相關(guān)關(guān)系。

分析表明，人格特質(zhì)的不同，對大學(xué)生人際交往過程有很大的影響，在接下來的研究分析中，將探討人格在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際交往過程之中所產(chǎn)生的作用。

表3 人格的五大因素與大學(xué)生人際交往過程之間的相關(guān)研究

（五）主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際交往的回歸分析

因?yàn)榭陀^家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際交往不存在顯著相關(guān)關(guān)系，所以，本研究只針對主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際焦慮水平做回歸分析。

以人際焦慮水平為因變量，主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量做回歸分析可知，顯著性水平＜0.01，主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際交往之間存在顯著的線性回歸關(guān)系。

該回歸方程的回歸系數(shù)B值為-0.91，截距為14.21，所以建立一元回歸方程為：Y=14.21-0.91X。顯著性水平＜0.01，因此主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生人際交往之間存在一元線性回歸關(guān)系，且回歸效果非常顯著，回歸模型的設(shè)定可以接受。

表4 回歸系數(shù)表

（六）中介效應(yīng)

據(jù)以上分析，人格五大特質(zhì)中，神經(jīng)質(zhì)與人際焦慮水平為正相關(guān)關(guān)系，盡責(zé)性、開放性和外傾性與人際焦慮水平為負(fù)相關(guān)關(guān)系，隨和性與人際焦慮水平之間無顯著相關(guān)關(guān)系，為了進(jìn)一步探討人格與自變量、因變量三者之間的關(guān)系，這里提出合理的研究假設(shè)：人格特質(zhì)作為中介變量在主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對人際交往的影響中起作用。

本研究采用溫忠麟等人的中介變量研究方法進(jìn)行檢驗(yàn)，分為三步：

1.以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為自變量X，中介因素神經(jīng)質(zhì)、盡責(zé)性、開放性、外傾性分別作因變量，進(jìn)行回歸分析，判斷是否有影響以及是否顯著；

2.以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作自變量，人際焦慮水平作因變量Y，進(jìn)行回歸分析，判斷是否有影響以及是否顯著；

3.以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、中介因素作為自變量X，人際焦慮水平作因變量Y，檢驗(yàn)二者是否對因變量產(chǎn)生影響以及影響是否顯著。[12]（P614～620）

結(jié)果如下：以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量，神經(jīng)質(zhì)為因變量進(jìn)行回歸分析，在0.05顯著性水平上顯著相關(guān)；以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量，人際焦慮水平為因變量具有0.01水平上的顯著性；以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、神經(jīng)質(zhì)為自變量，人際焦慮水平為因變量，依舊具有顯著性；在加入假設(shè)的中介變量神經(jīng)質(zhì)后，回歸系數(shù)顯著降低，所以神經(jīng)質(zhì)在主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際交往之間存在部分中介效應(yīng)。

表5 神經(jīng)質(zhì)的中介效應(yīng)

以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量，盡責(zé)性為因變量進(jìn)行回歸分析，不存在顯著相關(guān)；以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量，人際焦慮水平為因變量具有0.01水平上的顯著性；以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、盡責(zé)性為自變量，人際焦慮水平為因變量，依舊具有顯著性；在加入假設(shè)的中介變量盡責(zé)性后，回歸系數(shù)顯著降低，所以盡責(zé)性在主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際交往之間存在完全中介效應(yīng)。

表6 盡責(zé)性的中介效應(yīng)

以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量，開放性為因變量進(jìn)行回歸分析，在0.01顯著性水平上顯著相關(guān)；以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量，人際焦慮水平為因變量具有0.01水平上的顯著性；以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、開放性為自變量，人際焦慮水平為因變量，依舊具有顯著性；在加入假設(shè)的中介變量開放性后，回歸系數(shù)顯著降低，所以開放性在主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際交往之間存在部分中介效應(yīng)。

表7 開放性的中介效應(yīng)

以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量，外傾性為因變量進(jìn)行回歸分析，在0.01顯著性水平上顯著相關(guān)；以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為自變量，人際焦慮水平為因變量具有0.01水平上的顯著性；以主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、外傾性為自變量，人際焦慮水平為因變量，依舊具有顯著性；在加入假設(shè)的中介變量外傾性后，回歸系數(shù)顯著降低，所以外傾性在主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際交往之間存在部分中介效應(yīng)。

表8 外傾性的中介效應(yīng)

四、討論

當(dāng)今大學(xué)生的人際交往現(xiàn)狀問題不容忽視，大學(xué)生人際焦慮總體水平較高，但個(gè)體差異較大。不少大學(xué)生與人相處過程中存在一定程度的困擾，尤其是交談行為困擾程度和交際困擾程度較高，能夠訴說內(nèi)心感受但表達(dá)不清楚，害怕孤單又不積極主動(dòng)，交際困擾程度的個(gè)體差異較大。但在待人接物和與異性交往上，大學(xué)生表現(xiàn)出該有的真誠、寬容、責(zé)任心，獲得了社會(huì)和異性的贊許。這可能和大學(xué)生這個(gè)獨(dú)特的群體有關(guān)，大學(xué)生接受了良好的高等教育，具有優(yōu)秀的個(gè)人品質(zhì)，能夠得到社會(huì)和異性的認(rèn)同。但中國教育偏向于應(yīng)試教育，重視成績分?jǐn)?shù)，對學(xué)生從小的心理健康重視不夠，沒有合理地引導(dǎo)學(xué)生進(jìn)行交際活動(dòng)。中華民族傳統(tǒng)以謙遜為美德，但過度謙遜可能導(dǎo)致學(xué)生自卑自棄，對自己沒有全面的認(rèn)識，不敢與他人交流溝通。

在人口學(xué)因素中，性別、年齡、生源地、年級、民族和是否為獨(dú)生子女六個(gè)人口學(xué)因素與大學(xué)生人際交往差異均不顯著，說明大學(xué)生人際焦慮問題與人口學(xué)因素關(guān)系甚微。但男生人際焦慮水平比女生低，可能與男生心胸更豁達(dá)，女生性格更細(xì)膩有關(guān)；隨著年齡的增長，人際焦慮水平越來越低，可能和經(jīng)驗(yàn)、見識等增長，處理問題更加成熟有關(guān)；農(nóng)村生源學(xué)生較城鎮(zhèn)生源學(xué)生人際焦慮水平較高，這可能和農(nóng)村家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低有關(guān)，同時(shí)也造成了主觀評價(jià)較低，能夠部分驗(yàn)證最初的假設(shè)；少數(shù)民族學(xué)生人際焦慮水平較漢族學(xué)生高，這可能與部分少數(shù)民族地區(qū)長期經(jīng)濟(jì)落后，教育水平落后，導(dǎo)致家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低有關(guān)；非獨(dú)生子女比獨(dú)生子女的人際焦慮水平低，可能和從小一直保持與兄弟姐妹溝通的習(xí)慣有關(guān)，持續(xù)的交流溝通鍛煉有利于降低人際焦慮水平。雖然未達(dá)到顯著性水平，但這也可能是長期以來國家重視男女平等、城鄉(xiāng)一體化，民族大團(tuán)結(jié)，以及各大高校越來越重視大學(xué)生心理輔導(dǎo)的結(jié)果。

大學(xué)生主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其人際焦慮水平存在非常強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)二者之間存在顯著的線性回歸關(guān)系，這符合最初的假設(shè)?？陀^家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其人際焦慮水平的負(fù)相關(guān)關(guān)系顯著性水平不高，其中父母職業(yè)與大學(xué)生人際焦慮水平存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與大部分前人的研究略有出入，可能是取樣誤差所導(dǎo)致。

人格的五大因素中，神經(jīng)質(zhì)、盡責(zé)性、開放性和外傾性與人際焦慮水平之間都存在顯著相關(guān)關(guān)系，其中，神經(jīng)質(zhì)與人際焦慮水平為正相關(guān)關(guān)系，盡責(zé)性、開放性和外傾性與人際焦慮水平為負(fù)相關(guān)關(guān)系。隨和性與人際焦慮水平之間無顯著相關(guān)關(guān)系。人格特質(zhì)的個(gè)體差異對大學(xué)生人際焦慮水平有很大的影響，人格特質(zhì)可能在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對大學(xué)生人際交往的影響中扮演著重要角色。經(jīng)過進(jìn)一步回歸檢驗(yàn)，人格特質(zhì)中神經(jīng)質(zhì)、開放性和外傾性在主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際交往之間存在部分中介效應(yīng)，盡責(zé)性在主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際交往之間存在完全中介效應(yīng)，符合最初的中介效應(yīng)假設(shè)。這也就是說，大學(xué)生一直以來對家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的主觀評價(jià)，可以影響自身人格特質(zhì)形成，從而在人格的中介作用下，進(jìn)一步對大學(xué)生人際交往過程產(chǎn)生影響。研究表明，主觀家庭經(jīng)濟(jì)地位除了直接影響人際交往，還通過對個(gè)人人格特質(zhì)產(chǎn)生影響，從而對大學(xué)生人際交往產(chǎn)生影響。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

1.大學(xué)生人際焦慮總體水平較高，但個(gè)體差異較大。交談行為困擾程度和交際困擾程度較高，但交際困擾程度個(gè)體差異較大，待人接物和與異性交往困擾程度較低。

2.不同性別、年齡、生源地、年級、民族和是否為獨(dú)生子女的大學(xué)生人際焦慮水平差異均不顯著。

3.主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際焦慮水平存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系和顯著線性回歸關(guān)系；客觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其人際焦慮水平的負(fù)相關(guān)關(guān)系顯著性水平不高。

4.大五人格特質(zhì)中的神經(jīng)質(zhì)、盡責(zé)性、開放性和外傾性在主觀家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與人際焦慮水平之間起中介作用。

（二）建議

1.完善學(xué)校心理健康教育模式，提高人際焦慮的應(yīng)對能力。隨著改革開放的深入推進(jìn)，高校不斷擴(kuò)招，大學(xué)生的人數(shù)逐年攀升，高校學(xué)生的學(xué)業(yè)成績、人際關(guān)系、就業(yè)創(chuàng)業(yè)的壓力不斷增大，在大學(xué)生社會(huì)性發(fā)展的過程中，如何預(yù)防與疏導(dǎo)大學(xué)生的人際焦慮顯得尤為重要。雖然現(xiàn)在各大高校均已設(shè)立專業(yè)的心理健康教育中心，配備了專門的心理輔導(dǎo)室，同時(shí)開設(shè)了心理健康教育課程。但仍有很多學(xué)校的心理健康教育模式欠完善，開展心理健康教育的方法與途徑單一，學(xué)生在心理健康方面受到的指導(dǎo)甚微，并不能達(dá)到理想的教育效果。因此，學(xué)校應(yīng)在現(xiàn)有的基礎(chǔ)上，充分發(fā)揮校園文化育人與實(shí)踐育人的功能，積極開展各類心理健康教育活動(dòng)，如團(tuán)體心理輔導(dǎo)、學(xué)生宣講團(tuán)、心理游戲、人際交往相關(guān)心理講座，教育大學(xué)生有人際交往的正常方式，教給學(xué)生分辨各種人際焦慮癥狀，以及如何預(yù)防和應(yīng)對人際焦慮等知識。通過這些，一方面，增強(qiáng)大學(xué)生對人際焦慮的敏感性，能夠時(shí)刻關(guān)注自身心理與行為方面的變化，在發(fā)現(xiàn)問題時(shí)及時(shí)向輔導(dǎo)員和心理教師尋求幫助；另一方面，能夠提高提升大學(xué)生面對人際焦慮的應(yīng)對能力，促進(jìn)大學(xué)生在大學(xué)階段能夠從青春期向成人期良好地過渡。

2.建立良好的家校合力，改變大學(xué)生社會(huì)階層的主觀認(rèn)知。家庭作為大學(xué)生成長教育的主要場所之一，是影響個(gè)體發(fā)展的重要環(huán)境因素。因此，重視家庭教育的積極作用，建立良好的家校合力教育，能有效地增加父母對大學(xué)生的關(guān)注與支持，有利于提高大學(xué)生領(lǐng)悟到來自家庭和學(xué)校的社會(huì)支持水平，是處于劣勢客觀家庭經(jīng)濟(jì)地位的大學(xué)生的保護(hù)因子，能夠改變大學(xué)生社會(huì)階層的主觀認(rèn)知，從而減少其對人際交往的不良影響，緩解大學(xué)生的人際焦慮。首先，父母與院系輔導(dǎo)員加強(qiáng)聯(lián)系，深入了解學(xué)生的思想動(dòng)態(tài)、現(xiàn)實(shí)表現(xiàn)和心理需求，及時(shí)為子女提供溫暖、關(guān)愛與鼓勵(lì)，從而進(jìn)一步增強(qiáng)，親子關(guān)系、加強(qiáng)溝通交流，避免人際焦慮的產(chǎn)生。其次，學(xué)?？梢砸愿改笧橹黧w，開展專題知識講座，為其提供大學(xué)生心理健康發(fā)展的專業(yè)知識，使其子女在出現(xiàn)焦慮等與人際交往和適應(yīng)方面相關(guān)的心理問題時(shí)，能及時(shí)給予幫助并正確引導(dǎo)。言而總之，要建立良好的家校合作關(guān)系，最大限度地發(fā)揮家庭和學(xué)校對大學(xué)生成長成才的積極作用，促進(jìn)大學(xué)生心理健康的良好發(fā)展，提高其心理素質(zhì)，預(yù)防各類焦慮的產(chǎn)生，改善大學(xué)生學(xué)習(xí)與生活的適應(yīng)能力。

[1] 曲可佳，鄒泓.家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母教養(yǎng)行為與大學(xué)生職業(yè)生涯探索的關(guān)系[J].心理發(fā)展與教育，2013（5）.

[2] 劉娟.大學(xué)生人際交往關(guān)系問題研究[D].山西:山西財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士學(xué)位論文，2014.

[3] 馮宗俠.大學(xué)生人際交往能力現(xiàn)狀調(diào)查研究[J].北京理工大學(xué)學(xué)報(bào)，2004（4）.

[4] 李輝山，郭殿聲.家庭環(huán)境對“90后”大學(xué)生人際關(guān)系的影響探析[J].蘭州交通大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（5）.

[5] 趙崇蓮，鄭涌.大學(xué)生人際關(guān)系質(zhì)量的影響因素研究[J].心理科學(xué)，2009（4）.

[6] Leonard M.Horowitz，Kelly R.Wilson，Buleni Turan，Pavel Zolotsev，Miehael J.Constantino，Lymne Henderson.How Interpersonal Motives Clarify the meaning of Interpersonal Behavior:A Revised Circumplex Model[J].Personality and Social Psychology Review，2006（10）.

[7] Kathryn R.Wentzel.Social-Motivational Processes and Interpersonal Relationships:Implications for Under-standing Motivation at School[J].Journal of Educational Psychology，1999，vol.9l，No.1.

[8] 師保國，申繼亮.家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、智力和內(nèi)部動(dòng)機(jī)與創(chuàng)造性的關(guān)系[J].心理發(fā)展與教育，2007（1）.

[9] 張玲.家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對高中生同伴關(guān)系的影響途徑及教育啟示[D].湖南:湖南科技大學(xué)碩士學(xué)位論文，2008.

[10]李進(jìn)會(huì).社會(huì)階層視角下大學(xué)生人際交往研究[D].廣西:廣西師范大學(xué)碩士學(xué)位論文，2013.

[11]王孟成，戴曉陽.中國大五人格問卷的初步編制：簡式版的制定及信效度檢驗(yàn)[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2011（4）.

[12]溫忠麟，張雷，侯杰泰等.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào)，2004（5）.