钟 杰，李 波，钱铭怡
(北京大学心理学系，北京100871)
【摘要】 目的：考察自尊在大学生人格、羞耻感与心理健康的关系模型中的直接效应和干扰效应，在以前研究的基础上进一步拓展大学生人格、羞耻感与心理健康的关系模型。方法:365名大学生参加了本研究，其中男生196人，女生169人，平均年龄20.65±1.59岁。所有被试填写了自尊量表、羞耻量表、艾森克人格问卷简式量表和症状自评量表。运用结构方程模型对数据进行拟合。结果：在大学生人格、羞耻感与心理健康的关系模型中:(1)自尊对心理症状和羞耻感有显著的直接影响;(2)自尊在神经质人格影响心理症状路径中的干扰效应显著;(3)精神质作为一个独立的影响心理症状的因素得到验证。本研究最后对自尊与羞耻感的关系提出了一个新的互动观点。【关键词】 自尊；羞耻感；人格；心理健康 中图分类号:R395.6 文献标识码:A 文章编号:1005-3611(2002)04-0241-05
第一部136章物理老师李雪霜Esteem in the Personality,Shame and Mental H ealth Model:Its Direct and Moderating E ffects
ZH ONGJie,LI Bo,QI AN M ing-yi
Department of Psychology,Peking University,Beijing100871,China
【Abstract】 Objective:T o study the direct and m oderating effects of Esteem in the m odel of pers onality,shame and mental health.C orresponding factors in the whole m odel were extended.Methods:The SC L-90,EPQ-R Short Scale(EPQ-RS), Shame Scale and Esteem Scale were administered to365udergraduates(including196males and169females,mean age20.65), and structural equation m odeling method was used to study the direct and m oderating effects of Esteem in the m odel.R esults:The following conclusions are con firmed through m odel com parision:(1)Esteem has significant direct effect on the mental sym ptoms and shame in the m odel;(2)Esteem has significant m oderating effect on the path of neuroticism to the mental sym ptoms in the m odel;(3)Psychoticism can independently affect the mental sym ptoms directly in the m odel.A new interactive perspective to the raltionship of shame and esteem was discussed in the end.
【K ey w ords】 Esteem;Shame;Pers onality;Mmental health
羞耻感是一种对自我的负性省察和评价，伴随着负性情感体验，现象学评定上表现出“自我取向”性；由于对自己的强烈否定，及对外界评价的依赖，易耻者在体验到羞耻时，有更强烈的渺小感，表现出对行为的掩饰和对现实的逃避[1]。已有研究发现，羞耻感与心理健康的关系密切[2-4]，在抑郁、进食障碍、药物成瘾、边缘性人格障碍等相关病理心理发生发展过程中起到核心作用[5]；在人格与心理健康之间，羞耻起到部分中介的作用[6]。
自尊是个体关于自我价值和自我接纳的整体感受，被认为是心理健康的保护因素[7]。有研究认为更多的羞耻体验与更多负性的自我评价相联系，并影响心理健康状况[8]；羞耻感可能导致自尊水平降低，另一方面，低自尊反过来可能加强羞耻感的程度，即羞耻与自尊之间可能存在交互作用[2]。
本研究在以前研究基础上，对自尊在大学生人
【基金项目】 国家自然科学基金(批准号:30070263)和国家教委骨干教师经费资助。格、羞耻感与心理健康的关系模型中的作用进行深入研究:(1)考察自尊对羞耻感、心理症状的直接效应;(2)考察自尊在羞耻、人格与心理健康模型各个路径中是否具有显著的节制效应(m oderating effect)，即自尊与羞耻感和人格的交互作用是否显著;(3)从整体路径模型的拟合数据对模型进行评价。
1 材料和方法
1.1 被试
392名北京大学的大学生完成了有关测验。其中有效问卷365份(男生196份，女生169份)。年龄17到25岁，平均20.65±1.59岁。
1.2 研究工具
1.2.1 自尊量表(SES) 最初由R osenberg编制，本研究采用北京大学钱铭怡修订的版本[9]。
oadm
1.2.2 症状自评量表(SC L-90) 由Derogatis (1975)编制，本研究使用王征宇的翻译本[10]。
1.2.3 羞耻感量表 由钱铭怡等编制[11]，由个性羞耻、行为羞耻、身体羞耻和家庭羞耻四个因素构
成，共由29个项目构成，分数越高，羞耻感越强。
1.2.4 EPQ-RSC 由钱铭怡等在国内修订[12]，包括神经质(Neuroticism，简称N)、外向(Extraversion，简称E)、精神质(Psychoticism，简称P)和“测谎”(Lie，简称L)4个分量表，共48个项目。
2 结 果
2.1 各量表的基本评定结果分析
表1 各量表得分及与相应常模的比较( x±s)
研究组 常模 t值
自 尊 32.53±4.6028.75±4.86 13.88333
躯体化 1.53±.50 1.37±0.48 6.49333
强 迫 1.98±.61 1.62±0.5811.70333
人际敏感 1.86±.62 1.65±0.517.69333
抑 郁 1.77±.60 1.5±0.598.49333三星x468
焦 虑 1.67±.56 1.39±0.4312.22333
敌 对 1.66±.60 1.48±0.56 6.01333
恐 怖 1.38±.49 1.23±0.41 6.91333
偏 执 1.69±.56 1.43±0.578.48333
精神病性 1.61±.55 1.29±0.4214.47333
总症状指数 1.66±.47 1.44±0.439.31333 EPQ-P 男 3.32±1.81 3.00±2.00 2.163
女 3.20±1.76 2.68±1.82 3.57333 EPQ-E 男7.51±2.888.05±2.67-2.8433
女7.68±3.167.44±2.79 1.10
EPQ-N 男 5.56±3.08 4.57±3.06 4.4833
女 5.09±2.89 4.81±2.95 1.18
EPQ-L 男 4.59±2.42 4.9±2.66-1.58
女 4.79±2.56 5.32±2.7-2.533
羞耻总分 男56.61±12.4256.96±13.35-0.36
女56.27±13.6155.9±13.240.35
个性羞耻 男24.06±6.2124.34±6.55-0.59
女23.33±6.2523.36±6.32-0.06
行为羞耻 男20.16±4.9720.07±5.120.24
女20.05±5.3020.12±5.40-0.16
身体羞耻 男 6.74±2.51 6.03±2.66 3.7533
女7.26±2.76 6.69±2.66 2.7633
家庭羞耻 男 5.73±2.00 6.02±2.38-1.69
女 5.69±2.38 5.74±2.14-0.30
注:3P<0.05,33P<0.01,333P<0.001，下同。
全体被试各个量表得分与相应常模比较，自尊总分高于常模[9](P<0.001);SC L-90所有因子得分均高于王征宇的青年常模[10](P<0.001)；羞耻感量表中身体羞耻因素得分男女均高于常模[11](P< 0.01);EPQ-RSC的P量表得分男女均高于常模[12] (P<.05，或P<.001)，男生N量表得分高于常模(P<.01),E量表得分低于常模(P<.01)，女生L 量表得分低于常模(P<.05)。见表1。各分量表得分无显著性别差异。除L分量表得分文科高于理科(P<0.01)外，其他各量表得分文理科无显著差异。
2.2 回归分析结果
以全体被试的SC L-90总症状指数为因变量，以EPQ4个分量表得分、羞耻总分、自尊总分为自变量向因变量做Stepwise回归。进入回归方程的依次有:EPQ-N、羞耻总分、EPQ-P和自尊总分，可解释总方差的49.6%(表2)。
2.3 交互作用分析
考察一个自变量的节制效应是看其与另一个自变量的交互作用是否对因变量有显著贡献，比如一个新的变量———交互作用A3B，用这个新的变量向结果变量C做回归，如果效应增量显著就支持节制效应的假设：即A对C的作用在B的不同水平上是不同的[13]。为了考察自尊的节制效应，把全体被试的自尊总分(Z分数)分别与羞耻总分、EPQ-N和EPQ-P得分(Z分数)相乘，形成新的交互作用变量：交互作用1、交互作用2和交互作用3。根据表2的回归结果，以全体被试的SC L-90总症状指数为因变量，以自尊、羞耻、EPQ-N和EPQ-P为第一层自变量，以交互作用1、交互作用2和交互作用3为第二层自变量，进行分层Enter回归。结果显示，交互作用2的回归结果显著。包括交互作用2在内的所有回归显著的变量可解释总方差的51.6%，同时解释方差的变化(R Square Change)是显著的(F Change=4.48,Sig.O f F Change=.004)。见表3。
表2 总症状指数的S tepwise回归结果
变量总症状指数EP Q-N羞耻EP Q-P自尊BβΔr2
EP Q-N.635.06.40433.40433
羞 耻.571.576.01.29533.06333
EP Q-P.070-.081 -.121.04.14533.02133
自 尊-.451 -.445 -.421.009-.01 -.13533 .01633
Intercept=1.147
平均值 1.68 5.2757.33 3.2532.47
偶氮二甲酰胺
标准差.45 2.9912.69 1.77 4.36 R2=.504
A jus ted R2=.496
R=.71033
中国关系网2.4 路径分析
2.4.1 模型设定 根据结构方程模型(路径分析是结构方程模型的一种特殊形式)的构建方法[13,14],
在对心理症状有贡献的5个变量(包括交互作用2，见表3)中，理论上，可以认为:(1)大学生的神经质人格和自尊是一个较为深层次的因素，而羞耻在神经质人格与心理症状之间起到中介的作用[6]，同时也受到自尊的直接影响;(2)由于EPQ -RSC 中精神质与神经质因素不存在明显的相关[11]，因而考虑精神质人格是通过其它途径影响到心理症状，在本研究的模型中不与其它影响心理症状的因素发生直接的
关系;(3)把交互作用显著的变量交互作用2也放到路径分析模型中做整体考察，以便从整体的角度验证自尊在模型中的相关节制效应[13]。设定的理论模型见图1，其中e1,e2,e3为误差项。
为了考察自尊(及其节制效应)和精神质在整体模型中的贡献是否显著，本研究设定了理论上可以接受的5个相互竞争的嵌套模型(图1)：模型1包括所有路径；模型2是把精神质影响心理症状的路径a 设定为0；模型3是把交互作用2影响心理症状的路
径b 设定为0；模型4是把自尊影响心理症状的路径
c 设定为0；模型5是把自尊影响羞耻感的路径
d 设定为0；通过模型比较分别对5个模型进行考察。
图1 5个变量对心理症状作用的路径分析模型
杨宗胜
2.4.2 模型估计 采用最大似然法(maximum likeli 2hood )进行模型估计。5个模型的标准路径系数及因
变量心理症状被解释的方差比例见表4。
表3 加入交互作用变量的分层Enter 回归结果
分层
变量
总症状指数EP Q -N 羞耻
EP Q -P
自尊
交互
作用1交互
作用2
交互作用3
B
β
第1层EP Q -N
.635.06.38733第1层羞耻 .571 .576.01.28733第1层EP Q -P .070-.081-.121.04.14033第1层自尊-.451-.445-.421 .009.01-.15333
第2层交互作用1-.199-.146-.164-.150.189.04.082 第2层交互作用2-.270-.185-.114-.041.089.648-.09 -.19733第2层交互作用3
-.125
-.034
-.143
-.033
.151.008.092-.01 -.027
In tercept =1.162第1层第2层
平均值 1.68 5.2757.33 3.2532.47-.39 -.42 .01R 2=.504
.529标准差
.45
2.99
12.69
1.77
4.36 1.00.96 1.05A jus ted R 2
=.496.516
R =.71033
.72833 Δr 2=.50433 .02633
表4 5个模型的标准路径系数和心理症状被解释的方差百分率
路 径
模型1
模型2
模型3
模型4 模型5
羞耻←自尊
-0.21-0.21-0.21-0.210羞耻←神经质0.480.480.480.480.58交互作用2←自尊0.010.010.010.010.01交互作用2←神经质-0.18-0.18-0.18-0.18-0.18心理症状←交互作用2-0.15-0.150-0.15-0.15心理症状←神经质0.390.390.410.430.39心理症状←精神质0.1300.140.140.13心理症状←羞耻0.280.260.280.320.28心理症状←自尊
-
0.15-0.16-0.150-0.15心理症状被解释的方差(%)
53
51
51
52
52
2.4.3 模型评价 表5可见,5个模型的各拟合指数都大于0.9，说明5个模型与数据的拟合都很好。模型1的卡方值与饱和模型比较没有差异(P=0.327>0.05)，而模型2—5则存在显著差异(P=0.001)，模型1的R MSE A<0.05，而模型2至5的R MSE A>0.05，说明模型1更接近饱和模型。
表5 五个模型的拟合指标
C MI N DF P G FI AG FI NFI T LI CFI RMSE A(90%置信区间)
模型1 5.0050.4160.9960.9810.9880.9980.9980.025(0.000-0.094)
模型215.5060.0170.9860.9520.9620.9400.9760.074(0.024-0.124)
模型312.4760.0520.9890.9610.9690.9590.9830.084(0.037-0.133)
模型47.3760.2890.9930.9770.9820.9910.9960.074(0.024-0.125)
模型527.3560.0010.9770.9190.9330.8650.9460.094(0.049-0.142)
注:C MI N：卡方值;DF：自由度;P：与饱和模型的卡方差异检验;G FI：拟合优度指数;AG FI：调整的拟合优度指数;NFI：规范拟合指数;T LI:Tucker-Lewis指数;CFI：比较拟合指数;RMSE A：近似误差的均方根
2.4.4 模型比较 对嵌套模型的比较，是运用似然比检验，通过两个模型拟合优度的卡方检验值及其自由度计算其差异以取得卡方统计量及其自由度，如果卡方值的变化比其自由度的变化更大，就说明模型中的变化是一种改善[14]。表6可见，在与模型1比较的结果中，相对于自由度的增加了1而言，模型1的卡方值变化与其它4个模型的差异是显著的(P<.01)。根据表6的结果，模型1作为最优的模型在模型竞争中获胜，这个结果还说明,a、b、c、d四个路径对整个模型的贡献都是不可缺少的。
表6 嵌套模型的似然比检验
与模型1比较
模型2 模型3 模型4 模型5 DF1111
C MI N8.5310.828.5913.66
P0.0040.0010.003 0.000
3 讨 论
3.1 各量表的基本情况
在羞耻感量表的身体羞耻因素上，男、女被试的得分显著高于常模，这可能与近年来大学生对身体(体型、体貌)的关注增加有关，有待进一步研究加以确证。本研究中SC L-90测试结果与前人研究中的青年常模比较的结果出现了一致性的结论，即多数因子分都高于以往的青年常模[2,15]，对此有研究者认为是大学生面临的问题(升学、就业等)使其承受了较大的心理压力造成[2]，但是多数研究者认为SC L-90缺乏一个动态的常模[6,16]，因而有必要确定一个大学生专有的常模[6,15]。全体被试在自尊量表上的得分、以及男女被试在EPQ-RSC相关分量表上与常模比较发生的差异可能反映了被试体的独特特点，需要进一步加以考察。
3.2 回归与交互作用
本研究发现神经质、精神质人格、羞耻感和自尊这四个因素对心理症状贡献突出，这与以前的研究结果一致[2,6,10,11]，也说明了这四个因素是影响心理健康的稳定性因素。有研究认为自尊可能与影响心理症状的其它因素存在交互作用[2]，本研究发现自尊与神经质人格的交互作用对心理症状的方差解释有额外的贡献。由于干扰效应实质是考察自变量之间的交互作用[13]，因此，从理论上可以认为自尊在神经质人格影响心理症状的路径上起明显的干扰作用，而在羞耻影响心理症状的路径中没有发现干扰效应。但是，进一步推断干扰效应成立的结论尚需在结构方程模型中把交互作用作为一个新的变量加入模型，从整体的角度加以考察和评价[13]。
3.3 自尊在模型中的作用
本研究采用了J;reskog和S;rbom的交替模型设定策略，既事先设定多个模型进行评价，从整体的角度评价自尊对心理症状的直接效应和干扰效应，通过模型比较得到一个理论和数据都可以接受的相对有效和节俭的模型[17]。由于模型1到模型5的数据拟合状况都可以接受，而模型1相对其它四个模型而言可以更好地拟合整个数据，同时其卡方值也与饱和模型达到统计上无差异的水平,RMSE A也更符合数据拟合的要求(RMSE A在0.05或以下，表示较好的模型拟合[14])，综合这些结果，本研究最终选取模型1作为竞争获胜的模型，这说明模型中的a, b,c,d四个路径都是整体模型中不可缺少的路径。因此，本研究可以得到以下结论:(1)自尊对心理症状和羞耻感有显著的直接影响;(2)自尊在神经质人格影响心理症状路径中的干扰效应显著;(3)精神质作为一个独立的影响心理症状的因素得到验证。
3.4 自尊与羞耻感的关系
长期以来，学者们都是从发展心理的角度看待自尊与羞耻感的关系，即在童年早期，羞耻感起源于儿童自体(self)和社会意识的发展[18]，在自体与环境的相互作用中，羞耻感产生低自尊、被贬低的自我意象(self-image)，以及贫乏的自我概念(self-concept)和躯体意象(body-image)，进而产生一系列心理病理症状[19]。但是，本研究认为在成人期自尊已经具有一定的跨情景稳定性，对羞耻感体验亦有反作用，即高自尊对成人羞耻感的产生有抑制作用、低自尊则有激发作用。由于本研究是对大学生成人被试的研究，因此在路径分析模型中，本研究把自尊作为了影响羞耻感的一个因素。这个也符合以前关于羞耻与自尊相互作用的研究推论[2]。羞耻感与自尊的关系非常复杂，本研究作为一个横断研究，没有发现自尊与羞耻的交互作用对心理症状的影响，但本研究忽略了时间效应在二者之间的作用。G ollob和Re2 ichard曾建议在结构方程模型中确定一个变量的改变导致另一个变量的改变的因果关系要满足:(1)这种效应需要有限的时间起作用;(2)存在变量的自回归(autoregressive)效应[20];(3)此效应的改变量是时间间隔的函数[19,21]。横断研究显然不满足这三个要求，给因果推论带来问题，因此在今后探究自尊与羞耻感关系的研究中必须考虑:(1)时间效应在模型中的作用;(2)进行纵向研究设计，考察羞耻、自尊、人格在时间变量的背景下的相互影响以及它们的对心理症状的影响;(3)即使是在纵向研究中，也不能掉以轻心，因为时间序列本身并不暗示因果关系，有可能是一些干扰变量或与一些共同变量的相关造成的，因此，在模型研究中要尽可能穷尽各种可能的重要因素，不要遗漏[20]。(致谢：感谢美国Miami大学心理学系王爱民教授对本文的悉心指导。)
参 考 文 献
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(收稿日期:2002-05-16)
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