1. 引言
社交焦虑是最普遍的焦虑形式之一(Fernández et al., 2018)，是指个体担心受到他人负面评价，在与人交谈或参与聚会等社交活动时产生的紧张、焦虑等情绪体验(Beidel et al., 1995)。社交焦虑障碍(social anxiety disorder, SAD)是一种常见的心理健康状况，在一生中影响约11%的人口，通常从青春期开始(Kessler et al., 2005)，也是仅次于抑郁症和酒精依赖的第三大常见精神障碍，终身患病率高达12% (Stein et al., 2017)。此外，青少年时期的社交焦虑对个体的心理健康具有严重的影响，研究发现，青少年时期的社交焦虑对个体成年后的抑郁发作及大麻使用产生影响(Krygsman & Vaillancourt, 2022)。且社交焦虑还可前瞻性地预测欺凌受害(Deng et al., 2024)，正向预测孤独感(Li et al., 2020)等，严重时还会影响个体的自杀倾向(Leigh et al., 2023)，因此，基于社交焦虑的普遍性、青少年社交焦虑程度的严重性及社交焦虑的影响性，探讨青少年社交焦虑的影响因素及其作用机制是十分有必要且有意义的。
情绪应对理论认为，对于自我同情水平高的个体而言，他们会将负面情绪转化为更加积极的情感状态，并以恰当有效的方式改变自己和环境(孙越异，张宁，2005)，所以，自我同情可被视为一种有效的情绪取向应对策略，研究也发现，自我同情水平越高的个体，其社交焦虑水平越低(Bates et al., 2021; Haukaas et al., 2018)。
自我同情理论认为，自我同情水平高的个体，不但能够提高个体的自我完善动机，激发其内在目标，而且还能增强个体对自我实现的感知(Neff, 2003)，因而，自我同情水平较高的个体，能够清晰地认识到自身的优缺点，且对如何更好地提升自己的动力也更强，研究也发现，个人成长主动性的水平高低受自我同情的影响(Laliberte et al., 2024)，所以，个人成长主动性作为一种个体积极主动地、有意识地提升和完善自己的倾向，会随着自我同情水平的提高而提高。
自我决定理论认为，自身成长来源于内部动机与外部动机两种动机，作为内部动机组成部分的自主动机，主要是指一个人识别和内化的价值导致的主动行为，这种行为能促进个体积极主动的成长，提高心理健康水平(Deci & Ryan, 2000)，因此，个人成长作为一种积极主动且刻意的行为，在个体的心理健康方面也发挥了一定的作用，研究也发现，个人成长主动性水平越高的个体，其抑郁水平越低(Gong et al., 2024)，鉴于此，我们可以推测，其社交焦虑水平可能也较低。
目前，现有研究对自我同情影响社交焦虑可能存在的作用机制关注较少，因此，本研究将基于情绪应对理论、自我同情理论与自我决定理论，以青少年为研究对象，采用横向研究的方法，探究个人成长主动性在自我同情与社交焦虑中所发挥的作用，从而为降低青少年的社交焦虑提供依据和实践指导。
2. 对象与方法
2.1. 研究对象
采用方便抽样的方法，在贵州省遵义市某院校中，使用问卷星的形式，收集到1179份问卷，通过学生作答问卷时间及±3个标准差原则剔除无效问卷，最后得到1032份有效问卷，问卷回收率为88.0%，其中，男性739人(71.6%)，女性293人(28.4%)，所处生源地位于农村的有545人(52.8%)，位于城镇的有209人(20.3%)，位于城市的有278人(26.9%)，独生子女183人(17.7%)，非独生子女849人(82.3%)，留守儿童141人(13.7%)，非留守儿童891人(86.3%)，少数民族120人(11.6%)，非少数民族912人(88.4%)，单亲家庭191人(18.5%)，非单亲家庭841人(81.5%)，父母受教育程度小学及以下198人(19.2%)，初中598人(57.9%)，高中193人(18.7%)，大学及以上43人(4.2%)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 自我同情量表
采用宫火良等(2014)修订的中文版自我同情量表。修订后的自我同情量表共12道题，包括自我宽容、普遍人性和正念3个维度。该量表采用5点计分，1表示“没有”，5表示“总是”。问卷总分得分越高，表示自我同情水平就越高。本研究中的Cronbach’s α为0.75。
2.2.2. 个人成长主动性量表
采用郭纪昌、叶一舵(2016)编制的青少年学生个人成长主动性问卷(Adolescent Students’ Personal Growth Initiative Scale, ASPGIS)。共22道题，包括成长韧性、主动改变、成长路径和成长阻碍4个维度。该量表采用6点计分，1表示“非常不同意”，6表示“非常同意”。问卷总分得分越高，表示个人成长主动性水平越高。本研究中的Cronbach’s α为0.92。
2.2.3. 社交焦虑量表
采用朱海东(2008)修订的社交焦虑量表，总量表的内部一致性系数为0.816。量表共13道题，包括害怕否定评价、在陌生情景下的社会回避及苦恼以及在一般情境下的社会回避及苦恼3个维度。该量表采用5点计分，1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”。问卷总分得分越高，表示社交焦虑水平越高。本研究中的Cronbach’s α为0.95。
2.3. 统计学处理
本研究采用SPSS 23.0软件以及SPSS宏程序PROCESS 3.4进行共同方法偏差检验、描述统计、相关分析和中介效应等检验。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差
由于本研究对同一批被试采用同样的方法 (问卷调查)进行测量，可能存在共同方法偏差问题，因此首先需要进行共同方法偏差的检验。本研究采用Harman单因子检验法检验共同方法偏差，共同方法偏差检验结果表明，共析出10个特征根大于1的因子，且第一个公因子解释总变异的27.23%，小于40%的临界标准。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差(周浩，龙立荣，2004)。
3.2. 自我同情、个人成长主动性与社交焦虑的相关性分析
对自我同情、个人成长主动性以及社交焦虑进行相关分析，结果显示主要变量间均呈显著相关(见表1)，其中，自我同情与个人成长主动性之间呈显著的正相关(r = 0.58, P < 0.01)，自我同情与社交焦虑之间呈显著的负相关(r = −0.40, P < 0.01)，个人成长主动性与社交焦虑之间呈显著的负相关(r = −0.46, P < 0.01)。
Table 1. Correlation analysis of self-compassion, personal growth initiative and social anxiety (r)
表1. 自我同情、个人成长主动性与社交焦虑的相关性分析(r)
|
M ± SD |
1 |
2 |
3 |
1自我同情 |
3.24 ± 0.61 |
1 |
|
|
2个人成长主动性 |
3.99 ± 0.92 |
0.58** |
1 |
|
3社交焦虑 |
2.29 ± 1.00 |
−0.40** |
−0.46** |
1 |
注：**为P < 0.01。
3.3. 自我同情、个人成长主动性与社交焦虑的回归分析
根据表2所示，自我同情可以显著正向预测个人成长主动性(β = 0.58, t = 23.00, P < 0.001)，自我同情可以显著负向预测社交焦虑(β = −0.40, t = −14.02, P < 0.001)，个人成长主动性可以显著负向预测社交焦虑(β = −0.35, t = −10.35, P < 0.001)。
Table 2. Regression analysis of self-compassion, personal growth initiative and social anxiety
表2. 自我同情、个人成长主动性与社交焦虑的回归分析
|
|
回归方程 |
|
拟合指标 |
|
系数显著性 |
|
结果变量 |
预测变量 |
R2 |
F |
β |
t |
模型一 |
个人成长主动性 |
自我同情 |
0.34 |
528.87 |
0.58 |
23.00*** |
模型二 |
社交焦虑 |
自我同情 |
0.16 |
196.61 |
−0.40 |
−14.02*** |
模型三 |
社交焦虑 |
自我同情 |
0.24 |
161.98 |
−0.20 |
−5.94*** |
|
|
个人成长主动性 |
|
|
−0.35 |
−10.35*** |
注：***为P < 0.001。
3.4. 个人成长主动性的中介效应分析
为验证个人成长主动性在自我同情与社交焦虑之间的中介效应，采用SPSS中的PROCESS程序中的模型4进行中介效应检验，运用百分位Bootstrap法，重复抽取5000次样本计算95%的置信区间，如果间接效应95％的置信区间不包含0，表明中介效应有统计学意义。结果如表3、图1所示，直接效应为−0.32，95%置信区间为[−0.43, −0.22]，个人成长主动性的中介效应为−0.33，95%置信区间为[−0.40, −0.26]，占总效应的51%，总效应为−0.65，95%置信区间为[−0.75, −0.56]。说明个人成长主动性在自我同情与社交焦虑中起部分中介作用。
Table 3. Analysis of mediating effects of personal growth initiative
表3. 个人成长主动性的中介效应分析
效应类型 |
效应值 |
SE |
95%置信区间 |
相对效应值 |
LLCI |
ULCI |
直接效应 |
−0.32 |
0.05 |
−0.43 |
−0.22 |
49% |
间接效应 |
−0.33 |
0.03 |
−0.40 |
−0.26 |
51% |
总效应 |
−0.65 |
0.05 |
−0.75 |
−0.56 |
|
Figure 1. A model of personal growth initiative as a mediator between self-compassion and social anxiety
图1. 个人成长主动性在自我同情与社交焦虑之间的中介模型
4. 讨论
4.1. 自我同情、个人成长主动性与社交焦虑的关系
本研究结果表明，自我同情与个人成长主动性之间呈显著的正相关关系，且自我同情可以显著正向预测个人成长主动性，说明自我同情水平高的个体，其个体自身的个人成长主动性也越高，这与过往研究一致(Shreffler et al., 2022)，也与自我同情理论相符，该理论认为，自我同情能够促进个体的心理健康和个人成长，也说明了自我同情水平越高的个体，可能越能够对自身有一种更清晰的认识，因而，也越能知道该以怎样的方式去促进自身的自我成长，所以，该类型个体的个人成长主动性也就越高。
自我同情与社交焦虑之间呈显著的负相关关系，且自我同情可以负向预测社交焦虑，说明自我同情水平越高的个体，其社交焦虑水平越低，这与以往的研究一致(Gill et al., 2018; McBride et al., 2022)。也与情绪应对理论相符，该理论认为，自我同情水平高的个体，在遇到社交焦虑等情绪问题时，他们会将负面情绪转化为更加积极的情感状态，并以恰当有效的方式改变自己和环境，也有研究表明自我同情作为一种心理保护因子，会给予自己更多同情心，进而缓解个体的痛苦(Zhang et al., 2020)。所以，自我同情水平越高的个体越不容易出现社交焦虑等情绪问题。
此外，本研究结果表明，个人成长主动性与社交焦虑之间呈显著的负相关关系，且个人成长主动性可以显著负向预测社交焦虑，这说明个人成长主动性越高的个体，其自身的社交焦虑水平越低，该结果与自我决定理论相符，因为该理论认为个人的内在动机和自我效能感可以促进个人成长，进而减少焦虑感(Deci & Ryan, 2000)。具体来说，具有较高个人成长主动性的个体可能更倾向于采取主动行动来克服社交场合中的不适感，也会通过积极的社交参与来增强自己的社交技能和自信心，此外，个人成长主动性越高的个体，其心理健康水平越高，个体感受到的压力水平也越低，对生活的满意度也越高(Stith & Jiang, 2023)，所以，个人成长主动性水平越高的个体，在与他人交往时，越不容易受到社交焦虑的困扰。
4.2. 个人成长主动性在自我同情与社交焦虑之间的中介作用
中介作用分析结果表明，个人成长主动性在自我同情与社交焦虑之间起到部分中介作用，说明自我同情不仅可以单独对社交焦虑起作用，也会通过个人成长主动性间接影响社交焦虑，该结果与此研究结果类似(Piña-Watson et al., 2023)。本研究结果为理解社交焦虑可能存在的心理机制提供了新的视角，即自我同情作为一种个人自身的内在资源，可能通过促进个人成长主动性，帮助个体更灵活地应对社交情境中的困难，从而减少社交焦虑，这也说明自我同情水平较高的个体，除了在遇到情绪问题时能够以一种更包容的态度去接纳之外，也能够更客观的认知自己，和更能够知道什么社交方式才是自己所需的，因而，该部分个体更能知道该使用什么方法主动的去促进自身的个人成长，所以，越不容易被人际关系所困扰，进而也越不容易出现社交焦虑的问题。
5. 结论与不足
本研究采取问卷调查法，探讨自我同情、个人成长主动性、社交焦虑的关系，主要发现以下结论：1)自我同情与个人成长主动性之间呈显著的正相关(r = 0.58, P < 0.01)，自我同情与社交焦虑之间呈显著的负相关(r = −0.40, P < 0.01)，个人成长主动性与社交焦虑之间呈显著的负相关(r = −0.46, P < 0.01)；2) 个人成长主动性在自我同情和青少年社交焦虑之间起部分中介作用。
本研究也存在一定的局限性。首先，本研究被试都来自于同一院校的学生，年龄相近，并且只是在贵州省安顺市的一所院校取样，所以，被试来源比较单一，样本的代表性有一定的局限。未来可以选取更具代表性的大样本对该模型进行验证和拓展。其次，本研究采用横断研究设计，无法得到确切的因果关系，未来的研究如能做一个追踪研究，将能更好地解释自我同情对社交焦虑的影响。此外，还需探究其他中介变量的作用，以构建更加复杂的多变量模型来深入理解社交焦虑，从而才能有更多更好的方法让青少年应对社交焦虑问题。
NOTES
*通讯作者。