青少年羞耻感与心理控制

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摘要：对924名中小学生进行问卷调查，考查心理控制源、自我效能感和自尊对羞耻感的影响。结果表明：（1）羞耻感与自我效能感、自尊呈显著负相关，与心理控制源呈正相关，心理控制源与自我效能感、自尊呈负相关，自我效能感与自尊呈正相关；（2）自尊对羞耻感与心理控制源、自我效能感之间关系具有部分中介作用；（3）自我效能感对心理控制源和自尊、羞耻感之间关系具有部分中介作用；（4）高、低自尊组的结构方程模型之间存在显著差异。在全模型的基础上，高自尊组少了心理控制源到自尊的路径，而低自尊组少了心理控制源到自我效能的路径，说明心理控制源对自尊、自我效能感的影响会受到自尊水平的调节。

关键词：羞耻感；心理控制源；自我效能感；自尊

中图分类号：G444 文献标志码：A 文章编号：1673-4289（2012）05-0072-04

一、问题提出

羞耻感是指因某种突然的、意想不到的自我暴露而使个体感到渺小或有缺陷的情感体验[1]，伴随强烈的无能感、自我责备和自我谴责，并推动个体隐藏和逃离[2]。作为一种社会化的高级情感，适度的羞耻感不仅是个体人格尊严的衡量标准，也是社会道德的重要调节机制。因此对正处于建构个体道德标准重要时期的青少年进行羞耻感研究具有重要意义。

研究者通常从内、外因两个视角考察影响羞耻感的因素。其中，内部因素的研究主要集中在心理控制源、自尊和自我效能感等方面。

已有研究表明，自我效能感、心理控制源和自尊均对羞耻感有影响，同时它们之间也存在密切关系：心理控制源对自我效能感有直接作用，自我效能感、心理控制源对自尊有预测作用[3][4]。但已有研究并没有深入探讨四者之间的关系路径。

二、研究方法

（一）对象

采用分层取样的方法，选取某市四所中小学，共发放问卷1200份，回收问卷1158份，回收率96.5%，剔除无效问卷后，最终有效问卷924份，有效率为79.8%。其中男生489人，女生435人；小学生469人，中学生455人。

（二）工具

1.羞耻感量表

采用亓圣华编制的中学生羞耻感量表，用以测量过去一年内学生的羞耻感受。该量表共有22道题目，包括个性羞耻、行为羞耻、能力羞耻和身体羞耻4个维度。采用四点计分：1表示完全没有，2表示偶尔有点，3表示有时有点，4表示经常如此。

由于本研究的对象包含小学生，所以在正式施测前，在某小学4、5、6年级各选取一个班进行试测，并询问小学生对该问卷题目在理解上是否存在的问题，绝大部分学生表示能够读懂全部题目。预测数据中，总量表的Cronbachα系数为0.889，说明信度较好，其验证性因素分析的拟合指数为χ2=844.211,df=203,χ2/df=4.159，RMR=0.037,RMSEA=0.058，χ2/df小于5，RMR小于0.08,RMSEA小于0.08，说明该量表的结构效度良好。

2.心理控制源问卷

采用Rotter编制的内在―外在心理控制源问卷，共23个题目，采用四级评分，分越高，越倾向于外部控制。考虑到施测对象包含小学生，对于个别较难理解的题目，根据学生的建议，对题目的表述进行修改并再次试测。对重新回收到的数据进行验证性因素分析，其拟合指数为χ2=561.597,df=230,χ2/df=2.442，RMR=0.007,RMSEA=0.040，χ2/df小于5，RMR小于0.08,RMSEA小于0.05，说明该量表的结构效度良好，该量表的信度系数Cronbachα为0.69，说明信度良好。

3.自尊量表

该量表由Rosenberg编制，共10道题目，四级评分，“很不符合”记1分，“非常符合”记4分，总分越高，表明自尊水平越高。本研究中其信度系数Cronbachα为0.84，结构效度良好。

4.一般自我效能感量表

该量表由Jerusalem和Schwarzer编制，经我国学者张建新、王才康翻译修订，由10个项目组成，采用四点计分法，“很不符合”记1分，“非常符合”记4分，总分越高，表明自我效能感水平越高。本研究中,信度系数Cronbachα为0.83，且有良好的结构效度。

（三）程序

采用问卷调查的方式进行。主试为经过严格培训的心理学研究生，采用相同的指导语，进行团体施测。要求被试仔细阅读指导语，然后按要求填答问卷。问卷不记名，完成全部问卷约需时25分钟，所有问卷当场回收。

（四）数据处理

采用SPSS17.0软件包和Amos5.0对数据进行分析。

三、结果

（一）青少年羞耻感与心理控制源、自我效能感及自尊之间的相关分析

表1列出了各个变量之间的相关系数，除行为羞耻与心理控制源不相关外，其他各变量之间的相关均达到统计学意义上的显著性。具体来说，羞耻感与心理控制源呈正相关，心理控制源越大（即越倾向于外归因），个体的羞耻感越强；羞耻感与自尊、自我效能感呈负相关，即自尊心越强、自我效能感越高，个体的羞耻感越低；心理控制源与自尊、自我效能感之间呈负相关，而自尊与自我效能感之间呈正相关。

（二）心理控制源、自尊和自我效能感与羞耻感的作用机制分析

采用结构方程的极大似然法对测量模型进行检验。因为假设模型是一个多重中介模型，对这种模型的检验包括两部：总体中介效应检验和个别中介效应检验[5]。

1.总体中介效应检验

本研究所涉及到的各潜变量的观察变量设置如下：个性羞耻、行为羞耻、能力羞耻、身体羞耻作为羞耻感的4个观察变量。自尊量表包含的项目比较多，因此，根据Landis,Beal,&Tesluk（2000）的建议将观察变量随机分为两组打包作为其观察变量,分别命名为自尊1和自尊2[6]。同理，将自我效能感、心理控制源也各自打包成两个观察变量,分别命名为效能1、效能2和控制源1、控制源2。得到的拟合指数为：χ2=41.738，df=11，χ2/df=3.794，RMSEA=0.055，RMR=0.008，IFI=0.983，CFI=0.982，NFI=0.976。χ2/df小于5，RMSEA小于0.05，IFI、CFI、NFI均大于0.9，得到的结构方程模型如下（见图1），非标准化路径系数及相应标准误和t值（见表2）。从表2可知，总体中介效应为50.38%，运用多元得尔塔方法对其显著性进行检验。经计算，Z=3.112，查表可知，总体中介效应在0.05水平上显著。因此，将自尊作为心理控制源、自我效能感对羞耻感作用的中介变量是合理的。

2.个别中介效应检验

对于多重中介模型而言，个别中介效应计算公式为aibi，相应显著性检验统计量为Z=aibi/Saibi，而Saibi是ai2Sbi2+bi2Sai2的平方根。其中,ai指第i个自变量到中介变量的路径系数，bi指第i个中介变量到结果变量的路径系数，Sai和Sbi则分别为ai和bi的标准误。结合表2的结果与上述计算公式，可以计算出以下结果：自我效能感在心理控制源和自尊之间的个别中介效应为-0.084，相应Z值为4.302；自我效能感在心理控制源和羞耻感之间的个别中介效应为0.028，相应Z值为-8.417；自尊在心理控制源和羞耻感之间的个别中介效应为0.0459，相应Z值为6.698；自尊在自我效能感和羞耻感之间的个别中介效应为-0.108，相应Z值为-6.501。亦即在羞耻感影响因素的多重中介模型中，自我效能感和自尊的个别中介效应在P

（三）高自尊组与低自尊组结构方程模型间的比较

利用结构方程多模型比较法考查高自尊组青少年和低自尊组青少年结构方程模型之间是否存在显著差异。定义下列相互嵌套的模型:

模型1(零模型):对于不同的组，定义相同的模型结构。

模型2:在模型1的基础上，限定不同组的结构模型部分对应的预测路径系数相等。

模型3:在模型2的基础上，限定不同组模型的所有路径系数相等。

结果发现Δχ2（6）=7.855，p=0.040＜0.05(见表3),说明对于高、低自尊组由心理控制源、自我效能感、自尊和羞耻感建立的结构方程模型是有显著差异的。进一步分析的结果（见表4），其中，对于低自尊组，自我控制源到自我效能感的路径不显著（B=-0.08）,而对于高自尊组，自我控制源到自尊的路径不显著（B=0.00），两个模型中其他路径的标准化路径系数也有很大差异。

四、讨论

（一）心理控制源、自尊、自我效能感与羞耻感的关系及其作用机制

研究结果表明，心理控制源、自尊和自我效能感与羞耻感相关显著，自尊、心理控制源和自我效能感作为核心自我评价的基本内容，是引发羞耻感的重要因素。

此外，运用结构方程模型和多重中介效应检验步骤发现自尊在心理控制源、自我效能感与羞耻感之间发挥部分中介作用，自我效能感在心理控制源与自尊、羞耻感之间起部分中介作用。首先，心理控制源、自我效能感既可以直接影响羞耻感，也可以通过自尊对羞耻感进行间接影响。不同的控制源取向导致个体自尊水平存在明显差异。外控者对自己持消极态度，不相信自己的力量，因此其自尊水平较低，自尊水平低的人对社会暗示更加敏感，因此容易体验羞耻；而内控者倾向于积极归因，无论遇到正性还是负性事件，都会主动从自身成长的角度看待自己，因此其自尊水平较高，不容易体验到羞耻等负性情绪。其次，自我效能感在心理控制源与自尊、羞耻感之间起部分中介作用。一个相信自己能够控制周围环境的人一定是一个相信自己有能力能够有效处理大多数事情的人，内控的人倾向于把正性事件归因与个体内部、稳定的因素，其自尊、自信水平一般较高，很少体验到羞耻；而外控者容易被外界力量所左右，其自我效能感较低，经常对自己的胜任力表示怀疑，进而对自尊和羞耻感产生影响。

（二）高、低自尊组结构方程模型的比较分析

将高、低自尊组结构方程模型进行多组比较发现，高、低自尊组的结构方程模型之间差异显著。进一步分析发现：对于低自尊组，自我控制源到自我效能感的路径不显著,而对于高自尊组，自我控制源到自尊的路径不显著。其他路径系数虽然也存在差异，但并未达到显著水平。之所以出现这种结果，可能的解释如下：首先，本研究考察的心理控制源，只用其得分的高低来判断被试属于外控还是内控，而没有考虑具体的情境，比如成功还是失败。已有研究表明：高、低自尊者在面对成功时，其归因方式的差异并不显著，而当个体遭受负性事件时，内部归因容易导致自尊的降低，外部归因对自尊则几乎没有影响。也有研究得出不一致的结论，即正性事件上的归因方式和自尊有显著相关，在负性事件上的归因方式和自尊的关系却并不密切。但是本研究从另外一个角度进一步揭示了归因与自尊的复杂关系，即一个人自尊水平的高低决定了其是否会受不同归因方式的影响。

其次，本研究还发现归因方式对自我效能感的影响也会受到自尊水平的调节。高自尊个体的归因方式和其自我效能感显著相关，而低自尊个体的归因方式与其自我效能感则相关不显著。产生这种结果可能是因为高自尊个体的归因方式一般比较合理、积极，积极的归因方式不仅有助于个体在成功时体验到更强的正性情感，而且在失败时也会合理的分析从而不至于造成自我效能的降低；相反，低自尊个体的归因往往是不恰当的、不利于个体成长的，其自我效能感也会随所遇事件的不同而变化。

五、结论

一是心理控制感、自我效能感、自尊和羞耻感两两之间均显著相关。其中，自我效能感、自尊与羞耻感之间呈负相关，心理控制源与羞耻感呈正相关，心理控制源与自我效能感呈负相关。

二是自尊不仅在心理控制源和羞耻感之间起部分中介作用，在自我效能感与羞耻感之间也发挥部分中介作用。同时，自我效能感在心理控制源和自尊之间以及心理控制源和羞耻感之间都具有部分中介作用。

三是高、低自尊组的结构方程模型之间存在显著差异，在全模型的基础上，高自尊组少了心理控制源到自尊的路径，而低自尊组少了心理控制源到自我效能的路径，说明心理控制源对自尊、自我效能感的影响会受到自尊水平的调节。

参考文献：

[1]Frederick G. Lopez,Mark R.Gover＆Jenoie Leskela et al.Attachment Styles, Shame,Guilt, and Collaborative Problem-Solving Orientations[J]. Personal Relationships. 1997,（4）：187-199.

[2]William K. Hahn.Shame[M].Corsini Encyclopedia of Psychology.2010:1-3.

[3]R. W. Tafarodi, W. B. Swann Jr. Two-demensional Self-esteem：Theory and Measurement. Personality and Individual Differences.2001,31:653-673.

[4]竭婧,杨丽珠.三种羞耻感发展理论述评[J].辽宁师范大学学报(社会科学版),2009,(1)：46-50．

[5]柳士顺,凌文辁.多重中介模型及其应用[J].心理科学,2009,32(2):433-435.

[6]Landis R. S., Beal D. J., & Tesluk P. E. A comparison of approaches to forming composite measures in structural equation models[J].Organizational Behavioral Research，2000，（3）：186-207.

（作者单位：西南大学教育科学研究所，重庆 400715）