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user: 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 scal 变量 过去的危机 现在的自我投入 将来的自我投入愿望 M SD M SD M SD 总体 16.29 2.62 16.77 3.23 17.14 2.62 性别 男 16.49 2.51 17.13 3.27 16.99 2.80 女 16.20 2.67 16.61 3.20 17.21 2.53 t 1.152 1.668 −0.878 情感状态 单身 16.27 2.63 16.81 3.35 6.80 3.65 恋爱 16.35 2.62 16.70 2.94 6.25 3.45 t −0.333 0.343 −0.897 年级 大一 16.50 2.66 16.55 3.13 17.18 2.61 大二 15.98 2.59 16.71 3.30 17.00 2.64 大三 17.51 2.29 17.87 3.23 17.89 2.49 F 7.793 ** 3.161 * 2.401 * 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 statuse 同一性地位 频率 百分比 同一性形成地位 29 5.9 形成——权威中间地位 64 13.1 权威接纳地位 12 2.2 同一性扩散地位 326 66.5 扩散——积极延缓中间地位 15 3.2 积极的延缓地位 45 9.1 总计 491 100.0 表2. 自我同一性地位频次表 Table 3 Regression analysi 模型 β t 显著性 (常量) 10.965 0.000 过去的危机 0.259 6.263 0.000 现在的自我投入 0.399 9.673 0.000 表3. 多元线性回归分析 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 distres 变量 总分 社交回避 社交苦恼 M SD M SD M SD 总体 13.09 6.45 6.47 3.47 6.63 3.60 性别 男 12.32 6.62 6.15 3.50 6.17 3.81 女 13.46 6.34 6.61 3.46 6.84 3.48 t −1.817 * −1.369 −1.935 * 情感 状态 单身 13.27 6.61 6.47 3.54 6.80 3.65 恋爱 12.69 6.07 6.44 3.33 6.25 3.45 t 0.928 0.092 1.578 自我同一性地位 A 9.00 4.99 4.34 2.83 4.66 3.13 A-F 12.20 6.89 6.30 3.56 5.91 3.93 D 13.48 6.33 6.63 3.44 6.85 3.52 D-M 18.67 5.35 9.27 3.13 9.40 2.77 F 14.55 8.10 7.18 4.40 7.36 3.91 M 12.01 5.73 5.76 3.03 6.24 3.39 F 5.688 ** 4.957 ** 4.646 ** 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-identit 社交回避 社交苦恼 过去的危机 现在的自我投入 将来的自我投入愿望 社交回避 1.000 社交苦恼 0.686 ** 1.000 过去的危机 −0.145 ** −0.177 * 1.000 现在的自我投入 −0.189 ** −0.204 ** 0.409 ** 1.000 将来的自我投入愿望 −0.146 ** −0.087 * 0.417 ** 0.518 ** 1.000 表5. 社交回避、苦恼与自我同一性相关表 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。