齊星天，焦江麗*，蘇 昊

(1.新疆師范大學(xué)心理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830017；2.石河子大學(xué)師范學(xué)院，新疆 石河子 832003)

引言

人際信任指?jìng)€(gè)體在人際互動(dòng)過(guò)程中建立起來(lái)的對(duì)交往對(duì)象的一種概括化期望，包括對(duì)其書面或口頭陳述的一種可靠性認(rèn)知[1]。人際信任是大學(xué)生人際交往中不可或缺的重要因素，是個(gè)體和他人交往中對(duì)他人言行可靠性的普遍認(rèn)知和評(píng)估[2-3]。根據(jù)自1998年至2016年大學(xué)生人際信任水平元分析研究的結(jié)果，總體而言我國(guó)大學(xué)生信任水平呈下降趨勢(shì)[4]。國(guó)內(nèi)學(xué)者辛自強(qiáng)提出，人際信任得分的降低意味著整體社會(huì)信任的衰落，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展減緩的原因之一便是人際信任的衰落[4]。大學(xué)生是人才市場(chǎng)的潛在力量，提升其人際信任水平是促進(jìn)個(gè)人成長(zhǎng)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展的良好途徑。楊昭寧等人研究發(fā)現(xiàn)人際信任與自尊之間有顯著正相關(guān)[5]，有關(guān)中學(xué)生自尊與人際信任關(guān)系的研究表明自尊可以有效預(yù)測(cè)人際信任[6]。自尊主要指?jìng)€(gè)體基于自我積極評(píng)價(jià)產(chǎn)生和形成的一種自重、自愛和自我尊重，并要求受到他人、集體和社會(huì)尊重的情感體驗(yàn)[7-8]。社會(huì)計(jì)量器理論將自尊看作人際關(guān)系中個(gè)體與他人關(guān)系在個(gè)體眼中重要性的主觀度量[9-10]。有研究表明，高自尊個(gè)體自我評(píng)價(jià)更高，在社交情境中更主動(dòng)，更容易博得交往對(duì)象的好感，人際信任水平相應(yīng)也較高[11]。

有研究發(fā)現(xiàn)，自尊在社交焦慮所有風(fēng)險(xiǎn)因子中與其關(guān)系最密切[12]，研究表明自尊與社交焦慮呈負(fù)相關(guān)[12-13]。社交焦慮指當(dāng)個(gè)體確信別人對(duì)自己的評(píng)價(jià)低，在真實(shí)的或想象的社交環(huán)境里產(chǎn)生的焦慮體驗(yàn)[14-15]。自尊恐懼管理理論認(rèn)為，高自尊可以減輕個(gè)體焦慮體驗(yàn)感，高自尊個(gè)體，相對(duì)受到較少的焦慮干擾。國(guó)內(nèi)學(xué)者提出，自我評(píng)價(jià)低和社交技能缺乏這兩個(gè)因素在大學(xué)生社交焦慮的形成過(guò)程中起著非常關(guān)鍵的作用，其中自我評(píng)價(jià)低所占的比重更大[16]，可能表現(xiàn)為社交焦慮者更傾向于負(fù)性自我陳述和評(píng)價(jià)，即傾向于報(bào)告低水平的自尊。

此外，相關(guān)研究表明社交焦慮與人際信任間可能存在負(fù)相關(guān)[13，17]。孫琴以小學(xué)高年級(jí)學(xué)生為研究對(duì)象的結(jié)果表明，社交焦慮對(duì)人際信任有顯著預(yù)測(cè)作用[18]。Young的研究發(fā)現(xiàn)，社交焦慮是認(rèn)知失調(diào)的結(jié)果，早期的社會(huì)交往經(jīng)驗(yàn)使個(gè)體形成對(duì)自己和他人的特定看法[19]。由此可見，在社會(huì)交往中的消極反饋會(huì)降低個(gè)體的自我評(píng)價(jià)，進(jìn)而影響個(gè)體在社交過(guò)程中的情緒體驗(yàn)，產(chǎn)生消極情緒并引起社交焦慮。個(gè)體較高的社交焦慮水平可能進(jìn)一步拒絕人際交往，導(dǎo)致較低的人際信任水平。梳理以往文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，大多研究聚焦于探索以上兩兩變量之間的關(guān)系，如人際信任與自尊的關(guān)系[6，20]、人際信任與社交焦慮的關(guān)系[13]、自尊與社交焦慮的關(guān)系[21-23]。例如孫曉玲等人[24]的研究中提到，自尊在影響社會(huì)焦慮的過(guò)程中拒絕敏感性起到了中介作用，且拒絕敏感性在自尊與人際信任中也起到了中介作用，但其未進(jìn)一步探討自尊、社交焦慮和人際關(guān)系三者間的關(guān)系?；诖?，本研究將探討大學(xué)生自尊、社交焦慮和人際信任之間的關(guān)系，并進(jìn)一步探究自尊影響人際信任的過(guò)程中社交焦慮是否起著中介作用。

一、對(duì)象與方法

(一)對(duì)象

采用方便取樣法選取312名大一至大四年級(jí)學(xué)生，剔除無(wú)效問(wèn)卷12份，有效回收問(wèn)卷300份，問(wèn)卷有效回收率為96%。其中，男女生各占比51%、49%，大一至大四年級(jí)分別占比為20%、26%、28%和26%。

(二)方法

1.自尊量表(Self-esteem Scale，SES)

自尊量表(SES)由Rosenberg 編制[25]，量表只有一個(gè)維度，用來(lái)評(píng)定個(gè)體關(guān)于自我接納和自我價(jià)值的總體感受。該量表含有10個(gè)項(xiàng)目，正、反向記分各5個(gè)項(xiàng)目，其中反向記分項(xiàng)為3、5、8、9、10。每個(gè)項(xiàng)目采用4級(jí)評(píng)分：1非常符合，2符合，3不符合，4很不符合?？偡衷礁?，自尊水平就越高。有研究報(bào)告其Cronbach's α系數(shù)為0.84，該量表有較好的信度[26]。本研究中Cronbach's α系數(shù)為0.71。

2.人際信任量表(Interpersonal Trust Scale，ITS)

人際信任量表(ITS)是由Rotter所編制[1]，該量表測(cè)量了個(gè)體對(duì)他人口頭承諾或者言語(yǔ)表達(dá)、外部行為表現(xiàn)的可信任性的評(píng)估程度。該量表包含特殊信任和普遍信任兩個(gè)因子，共由25個(gè)項(xiàng)目組成，其中有13個(gè)反向計(jì)分項(xiàng)，分別為 1-5、7、9-11、13、15、19、24。采用5級(jí)評(píng)分：1完全同意，2部分同意，3不確定，4部分不同意，5完全不同意。各項(xiàng)相加總分越高，人際信任度越高。近年有相關(guān)研究報(bào)告該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.71[27]。在本研究中Cronbach's α系數(shù)為0.87。

3.交往焦慮量表(Interaction Anxiousness Scale，IAS)

交往焦慮量表(IAS)是 Leary 于 1983 年編制[28]，量表只有一個(gè)維度，用于評(píng)定獨(dú)立于行為之外的主觀社交焦慮體驗(yàn)的傾向，該量表設(shè)計(jì)了能喚起焦慮感受的日常社交情境。 IAS 由 15 個(gè)項(xiàng)目組成，反向記分項(xiàng)有4個(gè)，為3、6、10、15。采用5級(jí)評(píng)分：1一點(diǎn)兒也不符合，2有一點(diǎn)相符合，3中等程度相符，4非常相符，5極其相符。計(jì)算所有項(xiàng)目相加總分，分值越高，表示社交焦慮程度越高。有研究表明，交往焦慮量表在該研究中Cronbach's α系數(shù)為0.85[29]。本研究中Cronbach's α系數(shù)為0.81。

4.數(shù)據(jù)處理

使用 Epidata 軟件錄入數(shù)據(jù)，采用SPSS21.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因素方差分析及相關(guān)分析。采用SPSS中PROCESS宏程序插件的Model4檢驗(yàn)社交焦慮在自尊和人際信任間的中介作用，并用 Bootstrap方法(重復(fù)抽樣 5000 次)估計(jì)中介效應(yīng)的置信區(qū)間[30]。

5.共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman 單因素檢測(cè)法對(duì)本研究做共同方法偏差檢驗(yàn)，對(duì)量表測(cè)得數(shù)據(jù)進(jìn)行因素分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，特征根大于1的公共因子數(shù)是15，并且第一個(gè)公因子小于40%的臨界指標(biāo)，僅解釋了總變異的12.27%，由此可認(rèn)為本研究不存在明顯的共同方法偏差問(wèn)題[31]。

二、結(jié)果分析

(一)大學(xué)生自尊、人際信任、社交焦慮在性別、年級(jí)上的差異

對(duì)大學(xué)生自尊、人際信任、社交焦慮分別從性別、年級(jí)兩方面進(jìn)行差異分析，結(jié)果如表1所示。

表1 大學(xué)生自尊、人際信任、社交焦慮水平在性別、年級(jí)上的差異比較

由表1可知，自尊在性別上的差異無(wú)顯著性(t=-1.31，p>0.05，Cohen’sd=0.15)；人際信任在性別上的差異無(wú)顯著性(t=1.90，p>0.05，Cohen’sd=0.22)；社交焦慮在性別上的差異無(wú)顯著性(t=0.40，p>0.05，Cohen’sd=0.01)。

自尊水平在年級(jí)上的差異無(wú)顯著性(F=0.16，p>0.05，η2=0.01)；人際信任水平在年級(jí)上差異有顯著性(F=2.80，P<0.05，η2=0.04)，通過(guò)LSD事后比較可知：大三年級(jí)學(xué)生的人際信任水平顯著高于大一、大二和大四年級(jí)學(xué)生(p<0.05)，其他年級(jí)兩兩間的差異無(wú)顯著性；社交焦慮水平在年級(jí)上的差異有顯著性(F=3.65，p<0.05，η2=0.03)，通過(guò)LSD事后比較可知：大一年級(jí)學(xué)生的社交焦慮水平顯著高于大三和大二年級(jí)學(xué)生(p< 0.05)，大四年級(jí)學(xué)生的社交焦慮水平顯著高于大三年級(jí)學(xué)生(p< 0.05)，其他年級(jí)兩兩間的差異無(wú)顯著性。

(二)大學(xué)生自尊、人際信任、社交焦慮的相關(guān)研究

對(duì)大學(xué)生自尊、人際信任、社交焦慮運(yùn)用皮爾遜積差相關(guān)進(jìn)行兩兩相關(guān)分析，結(jié)果如表2所示。

表2 大學(xué)生自尊、人際信任與社交焦慮的相關(guān)分析

分析表2數(shù)據(jù)可得，在本次研究中大學(xué)生自尊與人際信任之間存在顯著正相關(guān)(r= 0.31，p<0.01)；大學(xué)生自尊與社交焦慮之間存在顯著負(fù)相關(guān)(r= -0.26，p<0.01)；大學(xué)生人際信任與社交焦慮之間存在顯著負(fù)相關(guān)(r= -0.19，p<0.01)。

(三)大學(xué)生社交焦慮在自尊與人際信任關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究的中介效應(yīng)依據(jù)溫忠麟、葉寶娟在2014年提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程檢驗(yàn)[32]，并將性別和年級(jí)作為控制變量納入分析，結(jié)果如表3所示。

表3 社交焦慮的回歸分析

分析表3數(shù)據(jù)可得：自尊顯著正向預(yù)測(cè)人際信任(β= 0.31，p<0.001)；自尊顯著負(fù)向預(yù)測(cè)社交焦慮(β= -0.26，p<0.001)；當(dāng)自尊和社交焦慮同時(shí)預(yù)測(cè)人際信任時(shí)，社交焦慮顯著負(fù)向預(yù)測(cè)人際信任(β = -0.12，p<0.05)，自尊仍可顯著正向預(yù)測(cè)人際信任(β= 0.28，p<0.001)。中介分析結(jié)果說(shuō)明社交焦慮在自尊與人際信任之間起到部分中介作用，間接效應(yīng)為0.03，其95% Bootstrap置信區(qū)間為[0.08，0.17]，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的10.06%。社交焦慮在自尊對(duì)人際信任影響中的中介效應(yīng)路徑如圖1所示：

圖1 社交焦慮在自尊對(duì)人際信任影響中的中介效應(yīng)路徑

三、討論

人際信任反映的是信任者和被信任者雙方的人際關(guān)系狀況，人際信任水平的下降不僅反映了信任者的心理改變，更表明他人和社會(huì)變得不那么值得信任了[4]。大學(xué)生群體作為高校心理健康教育重點(diǎn)關(guān)注對(duì)象，有必要對(duì)其人際信任背后的機(jī)制做進(jìn)一步探討。根據(jù)自尊社會(huì)計(jì)量器理論，我們知道自尊水平高的個(gè)體，其人際信任水平也高。自尊本質(zhì)上是衡量社交關(guān)系的標(biāo)準(zhǔn)，它能夠反映個(gè)體被周圍群體的接納和認(rèn)可程度并為個(gè)體從事相應(yīng)的人際交往活動(dòng)提供一定的指示。高自尊個(gè)體與社會(huì)的聯(lián)結(jié)較強(qiáng)，其對(duì)社會(huì)規(guī)范的適應(yīng)較強(qiáng)[33]，對(duì)他人更加信任[34]。本研究的結(jié)果證明了該觀點(diǎn)。此外，本研究發(fā)現(xiàn)自尊對(duì)社交焦慮有負(fù)向預(yù)測(cè)作用。該結(jié)果驗(yàn)證了自尊是一種“焦慮緩解器”的假說(shuō)，即高自尊個(gè)體能夠有效發(fā)揮自我調(diào)節(jié)機(jī)制，在與他人的交往過(guò)程中不畏懼，能與他人建立良好的社交互動(dòng)關(guān)系[34-35]，因而社交焦慮水平較低。最后，研究結(jié)果表明社交焦慮對(duì)人際信任也存在負(fù)向預(yù)測(cè)效果，即社交焦慮水平越低，人際信任水平越高。社交焦慮的認(rèn)知模型認(rèn)為，社交焦慮者由于早期不愉快的經(jīng)歷，會(huì)形成一些消極信念，這些消極的信念讓社交焦慮者將社交情境知覺為危險(xiǎn)的[36]。由于我們的人際信任水平受以往交往經(jīng)歷的影響，負(fù)性的交往經(jīng)歷通過(guò)影響個(gè)體的社交焦慮水平繼而影響人際信任水平。以上研究結(jié)果驗(yàn)證了本研究的假設(shè)，即社交焦慮在自尊與人際信任關(guān)系中起到部分中介作用。這啟發(fā)心理治療工作者在進(jìn)行高校學(xué)生心理咨詢或干預(yù)時(shí)可以關(guān)注學(xué)生的自尊、社交焦慮狀況，通過(guò)詢問(wèn)社交焦慮原因、安排減輕焦慮負(fù)擔(dān)的活動(dòng)，讓學(xué)生可以擺脫巨大的焦慮，愿意邁開人際交往的第一步。

本研究采用橫向設(shè)計(jì)揭示了大學(xué)生自尊，社交焦慮和人際信任在性別、年級(jí)上的差異。首先，研究表明大學(xué)生性別差異在自尊水平上并不顯著，男女生的社交焦慮水平并不存在顯著差異。這與Abdollahi、張亞利等人研究結(jié)果一致[37-38]。已有研究表明,男性心理彈性水平高于女性，更易緩解社交焦慮[39]，而女性的情緒智力水平、共情能力均優(yōu)于男性，在人際交往中更善于溝通，親和力更佳，這在一定程度上會(huì)彌補(bǔ)女性在心理彈性上的劣勢(shì)[38，40]。其次，結(jié)果顯示不同年級(jí)的學(xué)生在社交焦慮和人際信任水平上存在顯著差異。大一年級(jí)學(xué)生的社交焦慮顯著高于大二、大三年級(jí)學(xué)生；大四年級(jí)學(xué)生的社交焦慮水平顯著高于大三年級(jí)學(xué)生；大三年級(jí)學(xué)生的人際信任水平顯著高于大一、大二年級(jí)學(xué)生。這與袁熹娜等人[41]研究發(fā)現(xiàn)類似，即大學(xué)一年級(jí)學(xué)生人際信任水平顯著低于其他年級(jí)。大一學(xué)生的社交焦慮水平較高，伴隨著較低的人際信任水平，該現(xiàn)象也側(cè)面表明社交焦慮與人際信任存在負(fù)性相關(guān)。

本研究也存在一定的不足之處。首先，由于社交焦慮，人際信任均受個(gè)體交往經(jīng)歷的影響。本研究?jī)H選取300名被試，采用橫斷設(shè)計(jì)，忽略了個(gè)體的發(fā)展性變化。未來(lái)可考慮采用聚合交叉設(shè)計(jì)探究個(gè)體不同發(fā)展階段社交焦慮、人際信任的動(dòng)態(tài)變化。其次，本研究中社交焦慮起到了部分中介作用，在自尊對(duì)人際信任影響的路徑中，可能存在其他復(fù)雜的變量關(guān)系。例如，依戀、社會(huì)支持等很多因素與人際信任都存在緊密關(guān)系[42-43]，未來(lái)可以探討該路徑中是否存在鏈?zhǔn)街薪樽兞?，以期深入人際信任背后的心理機(jī)制，為高校心理健康教育提供可靠的理論依據(jù)與實(shí)踐方案。