大学生自尊对人际信任的影响——社交焦虑的中介作用

齐星天，焦江丽*，苏 昊

(1.新疆师范大学心理学院，新疆 乌鲁木齐 830017；2.石河子大学师范学院，新疆 石河子 832003)

引言

人际信任指个体在人际互动过程中建立起来的对交往对象的一种概括化期望，包括对其书面或口头陈述的一种可靠性认知[1]。人际信任是大学生人际交往中不可或缺的重要因素，是个体和他人交往中对他人言行可靠性的普遍认知和评估[2-3]。根据自1998年至2016年大学生人际信任水平元分析研究的结果，总体而言我国大学生信任水平呈下降趋势[4]。国内学者辛自强提出，人际信任得分的降低意味着整体社会信任的衰落，而经济发展减缓的原因之一便是人际信任的衰落[4]。大学生是人才市场的潜在力量，提升其人际信任水平是促进个人成长与社会经济共同发展的良好途径。杨昭宁等人研究发现人际信任与自尊之间有显著正相关[5]，有关中学生自尊与人际信任关系的研究表明自尊可以有效预测人际信任[6]。自尊主要指个体基于自我积极评价产生和形成的一种自重、自爱和自我尊重，并要求受到他人、集体和社会尊重的情感体验[7-8]。社会计量器理论将自尊看作人际关系中个体与他人关系在个体眼中重要性的主观度量[9-10]。有研究表明，高自尊个体自我评价更高，在社交情境中更主动，更容易博得交往对象的好感，人际信任水平相应也较高[11]。

有研究发现，自尊在社交焦虑所有风险因子中与其关系最密切[12]，研究表明自尊与社交焦虑呈负相关[12-13]。社交焦虑指当个体确信别人对自己的评价低，在真实的或想象的社交环境里产生的焦虑体验[14-15]。自尊恐惧管理理论认为，高自尊可以减轻个体焦虑体验感，高自尊个体，相对受到较少的焦虑干扰。国内学者提出，自我评价低和社交技能缺乏这两个因素在大学生社交焦虑的形成过程中起着非常关键的作用，其中自我评价低所占的比重更大[16]，可能表现为社交焦虑者更倾向于负性自我陈述和评价，即倾向于报告低水平的自尊。

此外，相关研究表明社交焦虑与人际信任间可能存在负相关[13，17]。孙琴以小学高年级学生为研究对象的结果表明，社交焦虑对人际信任有显著预测作用[18]。Young的研究发现，社交焦虑是认知失调的结果，早期的社会交往经验使个体形成对自己和他人的特定看法[19]。由此可见，在社会交往中的消极反馈会降低个体的自我评价，进而影响个体在社交过程中的情绪体验，产生消极情绪并引起社交焦虑。个体较高的社交焦虑水平可能进一步拒绝人际交往，导致较低的人际信任水平。梳理以往文献发现，大多研究聚焦于探索以上两两变量之间的关系，如人际信任与自尊的关系[6，20]、人际信任与社交焦虑的关系[13]、自尊与社交焦虑的关系[21-23]。例如孙晓玲等人[24]的研究中提到，自尊在影响社会焦虑的过程中拒绝敏感性起到了中介作用，且拒绝敏感性在自尊与人际信任中也起到了中介作用，但其未进一步探讨自尊、社交焦虑和人际关系三者间的关系。基于此，本研究将探讨大学生自尊、社交焦虑和人际信任之间的关系，并进一步探究自尊影响人际信任的过程中社交焦虑是否起着中介作用。

一、对象与方法

(一)对象

采用方便取样法选取312名大一至大四年级学生，剔除无效问卷12份，有效回收问卷300份，问卷有效回收率为96%。其中，男女生各占比51%、49%，大一至大四年级分别占比为20%、26%、28%和26%。

(二)方法

1.自尊量表(Self-esteem Scale，SES)

自尊量表(SES)由Rosenberg 编制[25]，量表只有一个维度，用来评定个体关于自我接纳和自我价值的总体感受。该量表含有10个项目，正、反向记分各5个项目，其中反向记分项为3、5、8、9、10。每个项目采用4级评分：1非常符合，2符合，3不符合，4很不符合。总分越高，自尊水平就越高。有研究报告其Cronbach's α系数为0.84，该量表有较好的信度[26]。本研究中Cronbach's α系数为0.71。

2.人际信任量表(Interpersonal Trust Scale，ITS)

人际信任量表(ITS)是由Rotter所编制[1]，该量表测量了个体对他人口头承诺或者言语表达、外部行为表现的可信任性的评估程度。该量表包含特殊信任和普遍信任两个因子，共由25个项目组成，其中有13个反向计分项，分别为 1-5、7、9-11、13、15、19、24。采用5级评分：1完全同意，2部分同意，3不确定，4部分不同意，5完全不同意。各项相加总分越高，人际信任度越高。近年有相关研究报告该量表的Cronbach's α系数为0.71[27]。在本研究中Cronbach's α系数为0.87。

3.交往焦虑量表(Interaction Anxiousness Scale，IAS)

交往焦虑量表(IAS)是 Leary 于 1983 年编制[28]，量表只有一个维度，用于评定独立于行为之外的主观社交焦虑体验的倾向，该量表设计了能唤起焦虑感受的日常社交情境。 IAS 由 15 个项目组成，反向记分项有4个，为3、6、10、15。采用5级评分：1一点儿也不符合，2有一点相符合，3中等程度相符，4非常相符，5极其相符。计算所有项目相加总分，分值越高，表示社交焦虑程度越高。有研究表明，交往焦虑量表在该研究中Cronbach's α系数为0.85[29]。本研究中Cronbach's α系数为0.81。

4.数据处理

使用 Epidata 软件录入数据，采用SPSS21.0软件对数据进行独立样本t检验、单因素方差分析及相关分析。采用SPSS中PROCESS宏程序插件的Model4检验社交焦虑在自尊和人际信任间的中介作用，并用 Bootstrap方法(重复抽样 5000 次)估计中介效应的置信区间[30]。

5.共同方法偏差检验

采用Harman 单因素检测法对本研究做共同方法偏差检验，对量表测得数据进行因素分析。结果发现，特征根大于1的公共因子数是15，并且第一个公因子小于40%的临界指标，仅解释了总变异的12.27%，由此可认为本研究不存在明显的共同方法偏差问题[31]。

二、结果分析

(一)大学生自尊、人际信任、社交焦虑在性别、年级上的差异

对大学生自尊、人际信任、社交焦虑分别从性别、年级两方面进行差异分析，结果如表1所示。

表1 大学生自尊、人际信任、社交焦虑水平在性别、年级上的差异比较

由表1可知，自尊在性别上的差异无显著性(t=-1.31，p>0.05，Cohen’sd=0.15)；人际信任在性别上的差异无显著性(t=1.90，p>0.05，Cohen’sd=0.22)；社交焦虑在性别上的差异无显著性(t=0.40，p>0.05，Cohen’sd=0.01)。

自尊水平在年级上的差异无显著性(F=0.16，p>0.05，η2=0.01)；人际信任水平在年级上差异有显著性(F=2.80，P<0.05，η2=0.04)，通过LSD事后比较可知：大三年级学生的人际信任水平显著高于大一、大二和大四年级学生(p<0.05)，其他年级两两间的差异无显著性；社交焦虑水平在年级上的差异有显著性(F=3.65，p<0.05，η2=0.03)，通过LSD事后比较可知：大一年级学生的社交焦虑水平显著高于大三和大二年级学生(p< 0.05)，大四年级学生的社交焦虑水平显著高于大三年级学生(p< 0.05)，其他年级两两间的差异无显著性。

(二)大学生自尊、人际信任、社交焦虑的相关研究

对大学生自尊、人际信任、社交焦虑运用皮尔逊积差相关进行两两相关分析，结果如表2所示。

表2 大学生自尊、人际信任与社交焦虑的相关分析

分析表2数据可得，在本次研究中大学生自尊与人际信任之间存在显著正相关(r= 0.31，p<0.01)；大学生自尊与社交焦虑之间存在显著负相关(r= -0.26，p<0.01)；大学生人际信任与社交焦虑之间存在显著负相关(r= -0.19，p<0.01)。

(三)大学生社交焦虑在自尊与人际信任关系中的中介效应检验

本研究的中介效应依据温忠麟、叶宝娟在2014年提出的中介效应检验流程检验[32]，并将性别和年级作为控制变量纳入分析，结果如表3所示。

表3 社交焦虑的回归分析

分析表3数据可得：自尊显著正向预测人际信任(β= 0.31，p<0.001)；自尊显著负向预测社交焦虑(β= -0.26，p<0.001)；当自尊和社交焦虑同时预测人际信任时，社交焦虑显著负向预测人际信任(β = -0.12，p<0.05)，自尊仍可显著正向预测人际信任(β= 0.28，p<0.001)。中介分析结果说明社交焦虑在自尊与人际信任之间起到部分中介作用，间接效应为0.03，其95% Bootstrap置信区间为[0.08，0.17]，间接效应占总效应的10.06%。社交焦虑在自尊对人际信任影响中的中介效应路径如图1所示：

图1 社交焦虑在自尊对人际信任影响中的中介效应路径

三、讨论

人际信任反映的是信任者和被信任者双方的人际关系状况，人际信任水平的下降不仅反映了信任者的心理改变，更表明他人和社会变得不那么值得信任了[4]。大学生群体作为高校心理健康教育重点关注对象，有必要对其人际信任背后的机制做进一步探讨。根据自尊社会计量器理论，我们知道自尊水平高的个体，其人际信任水平也高。自尊本质上是衡量社交关系的标准，它能够反映个体被周围群体的接纳和认可程度并为个体从事相应的人际交往活动提供一定的指示。高自尊个体与社会的联结较强，其对社会规范的适应较强[33]，对他人更加信任[34]。本研究的结果证明了该观点。此外，本研究发现自尊对社交焦虑有负向预测作用。该结果验证了自尊是一种“焦虑缓解器”的假说，即高自尊个体能够有效发挥自我调节机制，在与他人的交往过程中不畏惧，能与他人建立良好的社交互动关系[34-35]，因而社交焦虑水平较低。最后，研究结果表明社交焦虑对人际信任也存在负向预测效果，即社交焦虑水平越低，人际信任水平越高。社交焦虑的认知模型认为，社交焦虑者由于早期不愉快的经历，会形成一些消极信念，这些消极的信念让社交焦虑者将社交情境知觉为危险的[36]。由于我们的人际信任水平受以往交往经历的影响，负性的交往经历通过影响个体的社交焦虑水平继而影响人际信任水平。以上研究结果验证了本研究的假设，即社交焦虑在自尊与人际信任关系中起到部分中介作用。这启发心理治疗工作者在进行高校学生心理咨询或干预时可以关注学生的自尊、社交焦虑状况，通过询问社交焦虑原因、安排减轻焦虑负担的活动，让学生可以摆脱巨大的焦虑，愿意迈开人际交往的第一步。

本研究采用横向设计揭示了大学生自尊，社交焦虑和人际信任在性别、年级上的差异。首先，研究表明大学生性别差异在自尊水平上并不显著，男女生的社交焦虑水平并不存在显著差异。这与Abdollahi、张亚利等人研究结果一致[37-38]。已有研究表明,男性心理弹性水平高于女性，更易缓解社交焦虑[39]，而女性的情绪智力水平、共情能力均优于男性，在人际交往中更善于沟通，亲和力更佳，这在一定程度上会弥补女性在心理弹性上的劣势[38，40]。其次，结果显示不同年级的学生在社交焦虑和人际信任水平上存在显著差异。大一年级学生的社交焦虑显著高于大二、大三年级学生；大四年级学生的社交焦虑水平显著高于大三年级学生；大三年级学生的人际信任水平显著高于大一、大二年级学生。这与袁熹娜等人[41]研究发现类似，即大学一年级学生人际信任水平显著低于其他年级。大一学生的社交焦虑水平较高，伴随着较低的人际信任水平，该现象也侧面表明社交焦虑与人际信任存在负性相关。

本研究也存在一定的不足之处。首先，由于社交焦虑，人际信任均受个体交往经历的影响。本研究仅选取300名被试，采用横断设计，忽略了个体的发展性变化。未来可考虑采用聚合交叉设计探究个体不同发展阶段社交焦虑、人际信任的动态变化。其次，本研究中社交焦虑起到了部分中介作用，在自尊对人际信任影响的路径中，可能存在其他复杂的变量关系。例如，依恋、社会支持等很多因素与人际信任都存在紧密关系[42-43]，未来可以探讨该路径中是否存在链式中介变量，以期深入人际信任背后的心理机制，为高校心理健康教育提供可靠的理论依据与实践方案。