有学者认为，大学生的心理健康问题与人际关系密切相关，即人际关系问题已成为大学生心理障碍与心理疾病的重要诱发因素。相关研究发现，人际归因是影响大学生人际关系的重要因素^[1]。青少年的归因方式会以预期的方式对学业成绩和压力生活事件的结果有显著预测^[2]。归因方式(attributional style)作为个体的认知加工倾向，其中人际关系归因会影响个体在人际交往中的情绪体验，进而影响他们的社交体验^[3]。不良的认知倾向进而会导致个体的负面情绪，如焦虑和抑郁等。在现实的人际关系中会表现得消极被动，存在较高的人际敏感和社交焦虑^[4]。Cattell Watson等^[5]认为社交回避是一种不健康的外在行为表现和内部心理体验用以逃避交往。核心自我评价对工作、学业以及心理健康等都具有良好的预测作用和调节作用^[6]。该研究表明社交回避与苦恼与人际关系以及核心自我评价存在一定的相关关系^[7-10]，但目前研究将三者放在一起的研究尚少。本文就大学生这一发展性群体，探讨社交回避与苦恼与人际关系以及核心自我评价之间的关系。

采用随机取样的方法，选取山东省某高校大学生为被试，共发放问卷750份，剔除无效问卷后，有效问卷637份，有效回收率为84.93%，其中男生300人，平均年龄(19.40±1.09)岁；女生337人，平均年龄(19.25±1.19)岁。

采用Judge和Bono编制的核心自我评价量表(中文版)(The Core Self-evaluations Scale)。该量表共10道题目，采用5点计分法。该量表具有良好的信度和效度，可用于我国青少年群体。本文中该量表的Cronbach’s α系数为α=0.87。

采用韩仁生等编制的大学生人际归因量表(The Interpersonal attribution Scale)。该量表采用5点计分法，分为成功情景和失败情境两个分量表，每部分44道题。该量表具有良好的信度和效度。本文中该量表的Cronbach’s α系数为α=0.97。

采用Watson与Friend编制的社交回避及苦恼量表(Social avoidance and distress scale，SAD)。该量表采用“是、否”答题方式，共28道题目，包含社交苦恼于社交回避两个因子。该量表具有良好的信度和效度。本文中该量表的Cronbach’s α系数为α=0.88。

采用SPSS 20.0软件进行数据处理。统计方法使用一般描述统计、相关分析和中介分析，P＜0.05表示差异具有统计学意义。

描述性统计结果及相关分析见表 1。由表 1可以看出大学生核心自我评价与社交回避和苦恼、失败归因均呈负相关(r=-0.42, 0.32，均P＜0.05), 与成功归因呈正相关(r=0.44，P＜0.05)；社交回避和苦恼与成功归因呈负相关(r=-0.29，P＜0.05), 与失败归因呈正相关(r=31，P＜0.05)。

表 1

表 1 核心自我评价、人际归因与社交回避与苦恼的描述性和相关分析 年龄 P 核心自我评价 P 社交回避和苦恼 P 成功归因 P 失败归因 年龄 - 核心自我评价 -0.05 0.21 - 社交回避和苦恼 0.14* 0.00 -0.42* 0.00 - 成功归因 -0.06 0.13 0.44* 0.00 -0.29* 0.000 - 失败归因 0.07 0.12 -0.32* 0.00 0.31* 0.000 -0.13* 0.000 - x±s 19.32±1.15 37.96±6.55 12.00±6.55 157.89±22.89 115.78±32.52 注：*P＜0.05

表 1 核心自我评价、人际归因与社交回避与苦恼的描述性和相关分析

人际归因方式、大学生核心自我评价与社交回避与苦恼间的显著相关关系，为验证人际归因的中介效应提供了一定的基础。根据温忠麟、张雷、侯杰泰和刘红云(2004)的观点，当所研究的变量都是显变量时，可以使用回归分析来估计和验证中介效应。当考虑自变量X对因变量Y的影响时，如果X通过影响变量M来影响Y，则称M为中介变量。在本文大学生核心自我评价为自变量X，社交回避与苦恼为因变量Y，人际归因为中介变量M。依据温忠麟的相关理论，回归分析分三步进行，第一步考查大学生核心自我评价对社交回避与苦恼的影响，第二步考查大学生核心自我评价对人际归因的影响，第三步考查大学生核心自我评价和人际归因对社交回避与苦恼的影响。因此，本文采用其提出的中介变量及中介作用检验程序，对大学生核心自我评价、人际归因与社交回避与苦恼3个变量进行三步回归分析。见表 2。

表 2

表 2 大学生核心自我评价与社交回避和苦恼之间的中介效应检验 变量 人际归因 社交回避及苦恼 成功归因 失败归因 社交回避及苦恼 β t β t β t β t 大学生核心自我评价 -0.42 -11.56* 0.44 12.35* -0.32 -8.60* -0.29 -7.19* 成功归因 -0.14 -3.47* 失败归因 0.20 5.27* R 0.42 0.44 0.32 0.47 △R2 0.17 0.19 0.10 0.22 F 133.53* 152.52* 73.95* 60.11*   注：*P＜0.05

表 2 大学生核心自我评价与社交回避和苦恼之间的中介效应检验

由表 2可以看出，大学生核心自我评价对社交回避与苦恼具有显著的预测力(β=-0.42, P＜0.001), 95%CI[-0.49, -0.33]，即回归系数c显著；大学生核心自我评价正向预测成功归因(β=0.44, P＜0.001)，95%CI[1.12, 1.86]，大学生核心自我评价负向预测失败归因(β=-0.32, P＜0.001), 95%CI[-2.09, -1.02]，即回归系数a显著；在引入成功归因和失败归因后，两者均对社交回避与苦恼具有显著的负向和正向预测作用(β=-0.14, P＜0.05;β=0.20, P＜0.05), 95%CI[-0.06, -0.02]和[0.02, 0.06]，即回归系数b显著；并且，大学生核心自我评价对社交回避与苦恼仍存在显著的预测作用(β=-0.29, P＜0.05), 95%CI[-0.37, -0.21]，即回归系数c’显著。这说明人际归因的两种方式在大学生核心自我评价与社交回避与苦恼之间起部分中介的作用。中介效应占总效应的比值为29.90%，中介效应解释了因变量的方差变异为4.60%。

根据以上分析，可以得出路径分析图。见图 1。

图 1

图 1 人际归因方式在核心自我评价与社交回避与苦恼之间的中介效应 注：*P＜0.05

本文发现，大学生核心自我评价越高，其社交回避和苦恼越少，核心自我评价越低，其社交回避和苦恼越多。这与已往的研究结果一致。张翔等^[9]认为，大学生心理健康水平与社交焦虑呈显著负相关。心理健康的个体面对社交情境，更愿意构建内部评价和认知体系，防止外在评价过度影响自己，从而可以减轻预期性焦虑，降低社交苦恼和回避行为出现的概率。同时，社交回避和苦恼与人际情境中的成功归因呈负相关，与失败归因呈正相关，即大学生社交回避和苦恼程度越低，越容易将人际交往的成功归于自身，反之则更多将人际交往的失败归于自身。因此，在高校教育与管理中，对于具有社交回避与苦恼的大学生，教师应当更多地引导学生形成积极乐观的归因方式，树立人际自信，以改善人际关系，解决人际困扰。

本文还发现，大学生的核心自我价值能够显著预测社交回避和苦恼。低核心自我评价的个体更容易产生一些负面情绪与行为，出现社交问题。已有研究发现，核心自我评价不仅可以预测大学生心理健康、学业及未来职业发展，而且可以调节幸福感与生理健康的关系^[10]。根据应对理论的观点，高核心自我评价的个体倾向于认为自己有能力解决和应对困难任务，拥有积极的自我概念，追求趋向成功的目标而非回避或保护性的目标。而核心自我评价越低，个体越可能对环境做出消极的反应来维持既有的情感和认知，同时在人际关系中与自我相关消极信息的影响尤为严重。这综合说明，核心自我评价影响个体对心理资源的利用，即提升大学生的核心自我评价，可以帮助社交回避和苦恼问题的学生以更为积极的方式应对社交环境，将其放在一个可以应对的“积极框架”下，进行更积极的社交设定，从而降低社交回避和苦恼程度。

本文还发现，成功和失败两种人际归因方式在大学生核心自我评价与社交回避和苦恼之间起部分中介作用。不同人际归因的方式会影响个体在人际交往中的情绪体验，进而影响他们的社交体验。自我验证理论认为，拥有积极体验的个体会主动寻求积极信息，并认为自己有能力应对生活事件。面对人际交往，积极的归因方式可以诱发个体高兴、骄傲等正性情绪体验，产生更多的自我认同，从而激发更多的社交行为。相反，不良的认知倾向会导致个体更多体验到负面情绪，增强了社交焦虑和人际敏感性，降低了个体的社交效能。因此，在提升个体核心自我评价时，可以注重训练他们的人际交往归因方式，以此改善社交回避和苦恼。

综上所述，本文验证了核心自我价值对社交回避和苦恼的直接效应，以及人际交往归因的中介效应。这对大学生社交问题的预防和干预有一定借鉴意义，但是人际归因的中介仅是部分中介，说明可能在核心自我价值与社交回避和苦恼之间存在更复杂的机制，需要更进一步深入研究。