1. 引言
同一性最早由美国哈佛大学心理学家埃里克森于1963年提出，在对自我同一性的讨论中，他明确地提出了自我同一性的整合和动力的功能，认为自我同一性能提供过去、现在和将来的主观一致感和连续感，提供组织和整合不同行为的框架，为社会比较提供基础，给个体明确的价值观、目标和信念以及生活的方向、目的和意义。此后，众多学者对自我同一性进行了研究。日本学者加藤厚在马西亚的基础上提出自我同一性的三个维度，分别是过去的危机、现在的自我投入和将来的自我投入愿望，同时他也区分出六个自我同一性地位，分别是同一性形成地位(A地位)、同一性形成——权威接纳中间地位(A-F地位)、权威接纳地位(F地位)、同一性扩散一积极延缓的中间地位(D-M地位)、积极的延缓地位(M地位)和同一性扩散地位(D地位) (张日昇，2000)。
大学生处于青年晚期，相比高中生会表现出更加强烈的将来的自我投入愿望和更强烈的危机体验(张日昇，1993)。文竹等人(2013)研究指出大学生的自我同一性正处于形成和确立的关键时期，自我同一性状态对其心理健康水平、学业成就、职业生涯规划等多方面都可能有着深刻的影响。国内的大学生自我同一性研究主要集中在发展现状、发展特点、影响因素及其与存在焦虑、网络成瘾、主观幸福感和心理健康等的关系(雷丽君，2012；韩晓峰，2004；刘县兰，2015；尚珺，吴国来，2014)。刘县兰(2015)研究发现大学生同一性发展危机可能导致孤独、抑郁、社交障碍、网络成癒等各种情绪和行为问题。尚珺等人(2014)认为自尊、依恋和同伴关系等均能影响自我同一性。
Youniss等人(1994)在他的社会联结理论中指出，自我同一性地位的形成与发展是个体在社会背景下对自己的认同与定位。社交对于个体心理健康发展和人格完善起着重要作用，然而一些研究指出，大学生社交问题广泛存在，而大学生社交问题最主要集中在社交回避与苦恼(Albano, Marten, & Holt, 1995)。Watson和Friend (1969)首先提出社交回避及苦恼这一概念，意为社会场合中的回避和苦恼感受，表示个体在社会交往场合中，不得不交往时回避的行为和内心苦恼的情绪体验。一些研究指出，大学生社交回避与苦恼受年级、月生活费、生源地、性格、人格、父母亲教养方式及文化程度、生活负性事件等因素影响(代金芳，董杉，王声湧，2011；尹训宝，孙宏伟，刘晓芹，2010)。盛红勇研究发现(2010)心理健康总分与社交回避及苦恼存在显著性正相关，王艳芝(2007)也指出领悟社会支持是影响大学生社交回避及苦恼的个体内部的重要心理因素。由此可见，社交回避与苦恼的影响因素既有外部条件，如经济、出生地和父母教养等，同时也有内部因素，如人格和羞怯心理等。
不良的自我同一性状态与大学生的社交障碍有着密切的关系，研究指出大学生自我同一性可以预测其社会适应，并通过自我适应间接影响其人际适应(黄华华，刘少英，徐芬，2014)，亦研究者有进行自我同一性与社交回避及苦恼关系的探讨。如胡金生(2009)从个人认同、社会认同和形象认同角度出发，发现自我同一性的确定与社交回避及苦恼存在明显关联，其中社会认同对社交苦恼的预测作用最为明显。
自我同一性概念多元，不同研究者所采用的研究框架也多有不同(韩晓峰，郭金山，2004)。本研究采用加藤厚的自我同一性研究框架，从过去的危机、现在的自我投入和将来的投入愿望出发，探索不同自我同一性地位大学生在社交回避与社交苦恼之间的差异，以及运用中介调节模型探讨自我同一性的对社交的影响机制。因此本研究一方面横向拓宽自我同一性与社交回避及苦恼的关系研究，另一方面比前人更加深入探索两者影响的内部机制。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
抽取华南师范大学、华南农业大学和华南理工大学9个学科类别共523名学生，收回有效问卷491份。其中，男生211份，女生280份，年级分布从大一到大三。
2.2. 研究工具
2.2.1. 加藤厚同一性地位量表
该量表由加藤厚于1983年编制，国内学者张日昇教授在1989年对其进行修订。整个量表分三个维度分别是“现在的自我投入”、“过去的危机”和“将来的自我投入愿望”，共有12个项目，采取6点计分，１分为“完全不是”，6分为“完全是”。3个分量表尺度的分值按照一定的规则来决定6种同一性地位。其中，“现在的自我投入”指的是为认识自己、实现自我并达到某一目标而倾注全力；“过去的危机”指的是对于各种与己密切相关的问题，诸如社会身份、职业、价值、理想、政治信念等是否有过迷茫或疑惑不解的时期；“将来的自我投入愿望”指的是具有对人生理想和将来的生活等付诸努力的高度意愿。在本研究中，量表Cronbach α系数为0.752，一般来说α系数大于0.7就证明该量表信度良好，因此本研究量表适合于研究。
2.2.2. 社交回避与苦恼量表
该量表由Watson和Friend于1969年编制，含有28个条目，包含社交苦恼与社交回避两个因子。其中14条用于评价社交回避，14条用于评定社交苦恼，采用“是否”答题方式，得分越高社交回避及苦恼越明显。研究表明，该量表适合我国适龄大学生(彭纯子，范晓玲，李罗初，2003)。本研究中以内部一致性系数作为信度指标，总量表Cronbach α系数为0.887，社交回避分量表α系数为0.793，社交苦恼分量表α系数为0.826，因此本研究采用的量表信度可靠。
2.3. 统计程序
采用SPSS 22.0进行数据录入、描述性统计、相关分析、方差分析及中介效应检验，运用SPSS Process插件进行中介模型的Bootstrap检验。
3. 结果与分析
3.1. 自我同一性地位状况
根据加藤厚自我同一地位量表的评分规则，获得量表分数，分三个维度，结果如表1所示。
自我同一地位量表第一个维度为过去的危机，平均分为16.29，在三个维度中最低，不存在性别、恋爱状态的显著差异，但在年级间存在显著差异(p < 0.01)，进行事后检验发现，大二学生的过去的危机得分显著低于其它年级学生，大三学生的过去的危机得分最高。量表的第二个维度为现在的自我投入，平均分为16.77，进行t检验，结果显示男生的现在的自我投入要高于女生，构成边缘显著(p < 0.1)，情感状态上不存在显著差异，但是年级间存在显著差异(p < 0.05)，总体趋势是随着年级的升高而下降，大三学生在该维度得分显著高于其它年级学生。量表的第三个维度为将来的自我投入愿望，平均得分为17.14，是三个维度中得分最高的，结果显示该维度不存在性别、情感状态的显著差异，但年级间存在显著差异，事后检验结果发现主要是大三学生的将来的自我投入愿望显著地高于大二学生。
根据自我同一性地位划分标准，共有六种地位，各地位的频率与百分比如表2所示。
研究中仅有5.9%的大学生达到同一性形成的地位，而处于同一性扩散地位的学生占据大多数，占66.5%，有13.1%的学生处于同一性形成——权威接纳中间地位，积极延缓地位的学生占比9.1%，剩余的权威接纳地位与同一性——扩散地位学生占比例较小。
为了探讨自我同一性三个维度的关系，以将来的自我投入愿望为因变量，将其余两个维度——过去的危机、现在的自我投入为自变量，进行了多元回归分析，结果如表3所示。
对于表3多元线性回归模型，其决定系数为0.309，也就是将来的自我投入愿望有30.9%是受过去的危机和现在的自我投入影响的。由表3的多元线性回归结果可知，过去的危机和现在的自我投入的回归系数都是显著的，这表明它们对将来的自我投入愿望有显著影响，是重要的两个影响因素。在这两个影响因素中，现在的自我投入较过去的危机影响稍大(0.399 > 0.259)。从整个回归分析可以看出，如果过去的危机越重及现在的自我投入越强烈，那么大学生就将来投入意愿就越强烈。
3.2. 社交回避与苦恼状况
根据社会回避与苦恼量表的评分规则，获得量表分数，结果如表4所示。
由表4可知，大学生社交回避苦恼总得分为13.09，处于中等偏下水平。进行t检验，结果显示在性别上存在显著差异(t = −1.817, p < 0.05)，自我同一性地位间存在显著差异(F = 5.688, p < 0.01)，但情感状态和年级间不存在显著差异。社交回避平均得分为6.23，统计发现性别、恋爱状态、年级和学科门类方面，不存在显著差异。社交苦恼平均得分6.35。进行t检验，结果显示社交苦恼在性别上存在显著差异(t = −1.935, p < 0.05)，女生的社交苦恼要显著地低于男生，但不存在情感状态、年级间的显著差异。
探索不同同一性地位间的社交回避与苦恼是否存在差异，研究进行了方差分析。结果显示社交回避存在显著的组间差异(F = 4.957, p < 0.01)，进行事后比较，处于自我同一性形成地位(A)的大学生的社交回避比其它地位要显著地低，而处于扩散——积极的延缓中间地位(A-F)的学生要显著地比其它地位要
Table 1. The analysis of ego-identity scale
表1. 自我同一性地位量表得分分析
注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，下同。
Table 2. The frequency of ego-identity statuses
表2. 自我同一性地位频次表
高。社交苦恼存在不同地位间的显著差异(F = 4.646, p < 0.01)，进行事后分析发现，同样处于扩散——积极的延缓中间地位学生的社交苦恼要显著地比其它地位要高，而处于自我同一性地位形成地位的大学生社交苦恼显著地低于其它地位的大学生。
Table 4. The analysis of social avoidance and distress
表4. 社交回避苦恼状况分析
3.3. 社交回避苦恼与自我同一性相关分析
社交回避苦恼包含社交回避与社交苦恼两部分，而自我同一性包括过去的危机、现在投入和将来的自我投入意愿三部分。为了探索它们的相关关系，进行了社交回避苦恼与自我同一性的相关分析，结果如表5所示。
自我同一性的三个维度中过去的危机与现在的自我投入、将来的自我投入愿望呈显著地正相关(r = −0.409, p < 0.01; r = −0.417, p < 0.01)，同时现在的自我投入和将来的自我投入愿望显著正相关(r = 0.518, p < 0.01)。社交回避与自我同一性的三个部分：过去的危机(r = −0.145, p < 0.01)、现在的自我投入(r = −0.189, p < 0.01)和将来的自我投入意愿(r = −0.146, p < 0.01)都呈显著的负相关。社交苦恼与现在的投入(r = −0.204, p < 0.01)呈显著负相关，将来的自我投入意愿(r = −0.087, p < 0.05)呈显著负相关，但相关较小。
3.4. 自我同一性在社交回避与苦恼的中介效应检验
为了探索自我同一性、社交回避与社交苦恼与的关系，运用逐步法进行中介作用的检验。
检验自我同一性中的现在的自我投入对社交苦恼与社交回避中的中介作用结果如图1所示。
为了获得图1的现在投入中介模型，需要进行以下三步：
第一步，以社交回避为因变量，社交苦恼为自变量进行回归分析，得出标准化的回归系数为0.666 (p < 0.01)，决定系数为0.443。
第二步，以现在的自我作投入为因变量，社交苦恼为自变量进行回归分析，得出标准化的回归系数−0.216 (p < 0.01)，决定系数为0.046。
第三步，以社交回避为因变量，社交苦恼和现在的自我投入为自变量进行回归分析，结果显示社交苦恼对社交回避的标准回归系数为0.655 (p < 0.01)，决定系数为0.445。
Table 5. Related analysis of social avoidance, distress and ego-identity
表5. 社交回避、苦恼与自我同一性相关表
Figure 1. The mediating effect of the present involvement
图1. 现在的自我投入的中介模型
以上结果显示现在的自我投入在社交苦恼对社交回避中起部分中介作用，也就是社交苦恼可以直接加重社交回避的程度，同时可以通过现在的自我投入对社交回避起正面作用。
检验自我同一性中的将来投入愿望在社交苦恼与社交回避的中介作用结果如图2所示。
为了获得图2的社会苦恼中介模型，需要进行以下三步：
第一步，以社交回避为因变量，社交苦恼为自变量进行回归分析，得出标准化的回归系数为0.666 (p < 0.001)，决定系数为0.443。
第二步以将来的自我投入愿望为因变量，将社交苦恼作为自变量，结果显示标准化的回归系数为−0.09 (p < 0.05)，决定系数为0.08。
第三步以社交回避作为因变量，以社交苦恼与将来的自我投入愿望作为自变量，计算得出标准化的回归系数为0.659 (p < 0.01)，决定系数为0.450。
在进行过去的危机的中介作用检验，第一步检验显著，在第二步检验时标准化系数为−0.076 (p > 0.05)，系数不显著，运用SPSS process插件进行bootstrap检验，系数同样不显著。根据温忠麟和叶宝娟(2014)的意见，研究应该停止中介作用检验。因此过去的危机在社交苦恼与社交回避的关系中不存在中介作用。
综上现在的自我投入和将来的自我投入愿望分别在社交苦恼与社交回避的关系中起部分中介作用，但将来的自我投入愿望中介作用较小，过去的危机在社交苦恼与社交回避的关系中无中介作用。
4. 讨论
在自我同一性地位的研究中，数据表明大多数的大学生还没有达到自我同一性地位确立的状态，而大部分大学生还处于同一性扩散状态，这与国内外研究结果基本一致(张日昇，1993)。大部分的大学生还未能够达到同一性形成地位，也就是大多数大学生还没有体验过或者战胜高水平的发展危机或努力寻求最符合自身的前进方向和价值观。但也有相当部分的大学生正处于自我同一性形成——权威接纳中间地
Figure 2. The mediating effect of the future intention
图2. 将来的自我投入愿望的中介模型
位，也就是在体验中等程度的发展危机之上，现在进行着高水平的自我投入。埃里克森强调虽然个体在整个青少年时期都存在对自我同一性的探索和发展，但是自我同一性形成和发展是持续终生的，其中最为重要的时段是青春期晚期或是成年早期，青少年早期的个体大部分处于都无法达到同一性获得状态，而是处于同一性扩散、延缓或者早闭状态(张日昇，2000)。对于自我同一性三个维度的多元线性回归分析，结果显示过去的危机和现在的自我投入对将来的自我投入愿望具有正面影响。现在的自我投入水平越高，证明个体正将自我积极投入到所处环境中，不断与外界环境接触，获得各种反馈与信息那么个体对于自己未来计划越久越清晰，越明白自己未来要成为怎样的人；具有较高过去的危机水平的个体意味着在过往中个体面对过较大的矛盾和问题，无形中这些经验使得个体对自己未来的规划越清晰。
本研究结果显示大学生的社交回避及苦恼处于中等偏下水平，这与前人研究结果类似(刘县兰，2015；王艳芝，2007)，不存在年级、感情状态的显著差异，但存在性别间的显著差异，女生的社交苦恼要显著地高于男生，也就是女生在社交过程中面临着比男生要多的苦恼。不同自我同一性地位的社交回避苦恼的方差分析结果显示处于自我同一性形成地位的大学生的社交回避水平比其它地位的大学生要低，这就意味着自我同一性的确立后，人生意义明确，生活更具有乐观的基调时越就越乐意参加社交活动。分析也得出同一性扩散——积极的延缓中间地位的社交回避与苦恼比其它地位的学生都要高。同一性扩散——积极的延缓中间地位意味着一方面学生的现在的自我投入水平不低于同一性扩散地位，另一方面其未来自我投入的愿望水平也不高于处于“积极的延缓地位”。他们处于比较矛盾的状态，既不消极对待现实，但也没有对未来抱有积极态度，在这种状态下的社交回避苦恼也就形成割裂。
中介模型的结果显示社交苦恼可以直接对加重社交回避程度，社交苦恼是伴随社交活动产生的一种苦恼感受，若大学生在社交中体验到这样一种负面情绪越强烈，自然就越不喜欢社交活动，越会抗拒回避社交场合。同时社交苦恼也可以分别通过现在的自我投入和将来的自我投入愿望进而增加社交回避的程度。社交就其自身而言是人际间交流思想、交换信息、达到某种目的的社会活动。社交是人们实现自己，认识自己，明确自己的社会定位的途径，而现在的自我投入指的是个体为认识并实现自我而倾注全力，因此学生在社交中产生苦恼情绪，就会导致其在社交中认识自我产生不适感，对于自我的社交探索失去兴趣，其在社交上的努力程度也将降低，进而也就越回避社交活动。中介检验结果也揭示将来的自我投入愿望也在社交苦恼与社交回避关系中的起部分中介作用，但是作用较小。社交苦恼可以通过降低将来的自我投入愿望进而增加社交回避程度。将来的自我投入愿望指的是具有对人生理想和将来的生活等付诸努力的高度意愿，而具有越严重社交苦恼情绪的学生在社交生活上投入意愿就越低，而社交投入意愿越低也将使学生越加回避社交活动。
诚然本研究也存在局限性，主要是在自我同一性方面本研究只考虑加藤厚的自我同一性的三个维度，而自我同一性概念多元，不同研究者根据不同的自我同一性取向，划分不同的维度，编制了不同的工具，本研究未将其它自我同一性纳入研究范围。另外本研究的大学生样本来自的是重点高校，因此未能深入探究不同层次高校大学生的自我同一性在其社交回避与苦恼关系中的作用的区别。展望未来，研究可以根据不同的自我同一性维度划分，采取不同的工具，对于样本的选取可以考虑不同层次高校的大学生，以期更全面深入探究自我同一性在社交回避与苦恼的关系中的作用。
5. 结论
1) 大多数大学生处于同一性扩散地位，自我同一性地位量表的三个维度间存在年级间的显著差异，过去的危机和现在的自我投入对将来的自我投入愿望有正面作用。
2) 大学生的社交回避与苦恼均为中等偏下水平，性别存在显著差异，处于自我同一性确立地位的学生的社交苦恼与回避基本比其它地位显著地低，处于同一性扩散——积极延缓中间地位的大学生社交苦恼回避程度较其它地位的要高。
3) 社交回避与自我同一性的过去的危机、现在投入和未来投入意愿都呈显著的负相关，社交苦恼与现在投入、将来投入意愿呈显著负相关。
4) 现在的自我投入在社交苦恼与社交回避关系中起部分中介作用，同时将来的自我投入愿望也在社交苦恼与社交回避关系中起部分中介作用，但过去的危机在两者间不起中介作用。
基金项目
2014年国家自然科学基金面上项目(31470050)、广东省2015度高等教育教学改革项目(粤教高函[2015]173号)和华南师范大学2014年度校级高等教育教学研究和改革项目(教学[2014]52号)。
*通讯作者。