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1 引言

社交焦虑（Social Anxiety）是最普遍的焦虑形式之一，具有多发性及其影响的广泛性等特点（张亚利 等，2019）。社交焦虑多指由社交或人际事件引发的焦虑情绪，通常表现为对来自他人的负面评价产生过度担忧和恐惧（耿莉 等，2025）。严重的社交焦虑会影响个体的学习、工作和生活（耿莉 等，2025），甚至会发展成为精神障碍（张亚利 等，2019）。而社交焦虑这一问题也正持续影响着我国大学生群体的心理健康状况，不利于整个社会的发展（李东斌 等，2024）。

自尊（Self-esteem）被认为是影响社交焦虑的风险因子中最重要的一个因子（张亚利 等，2019；刘广增 等，2019）。自尊水平较高的个体具有较强的社交自我效能，自尊对个体的自我调节功能得以有效发挥，使得个体在社交情景中的表现更加主动和积极，对他人更加信任且在与他人的交往过程中心态更加理性和平和，因而较少体验到社交焦虑（张亚利 等，2019）。而且情绪调节策略的使用又是人格影响社交焦虑的一个重要中介变量（赵鑫 等，2014）。作为个体积极心理的重要组成部分，自尊是对个体产生多方面影响的稳定而统一的人格品质（张亚利 等，2019），反映个体基于长期社交经验形成的自我价值感知及人际预期（Reitzet al.，2016）。尽管自尊在理论上可区分为多个维度（如整体自尊与自我效能感），但本研究采用Rosenberg自尊量表，将其作为整体性单维度变量进行考察，以保持与多数经典研究的可比性。作为一个重要的人格变量，自尊在青少年问题行为的干预和预防当中起着至关重要的作用（丁子恩 等，2018）。为此，本研究拟探讨大学生的自尊、情绪调节与社交焦虑的关系，目的在于探讨自尊是否会通过认知重评和表达抑制两种情绪调节策略而影响大学生的社交焦虑，以深入探究自尊与情绪调节对当代大学生社交焦虑影响的心理机制，有利于高校制定针对大学生社交焦虑的预防措施和干预策略。

1.1 自尊与社交焦虑

自尊是个体对自身价值、优势和重要性的整体感知（卜钰 等，2017）。自尊作为自我系统的核心成分之一，对个体的认知、动机、情感及行为均有广泛的影响（高爽 等，2015）。社交焦虑往往在大学生群体中出现，并影响大学生的日常社交和心理健康（甄斯文，汪玲玲，2023）。已有研究文献均证实个体的自尊感与其社交焦虑水平之间存在紧密的相关性，两者不仅存在显著相关且前者亦是后者的有效预测因子（张亚利 等，2019）。普遍表现为自尊水平偏高者，其社交焦虑倾向较低，如自尊与社交焦虑的两个维度分别呈现显著负相关（卜钰 等，2017）。一项元分析的结果进一步表明自尊与社交焦虑存在中等程度的负相关，自尊水平较低的个体，社交焦虑水平也更高（张亚利 等，2019；尹迎迎 等，2022）。由此，提出研究假设H1：自尊与社交焦虑呈显著负相关，即大学生的自尊水平越高，其社交焦虑程度越低。

1.2 情绪调节与社交焦虑

所谓情绪调节（Emotion Regulation），是指个体对情绪发生、体验与表达施加影响的过程（程利 等，2009）。情绪调节会影响个体的人际交往、学业表现、问题行为和心理健康状况等，是个体能够健康发展的基础（邱亚飞，2024）。情绪调节有助于减少社交焦虑，社交焦虑的个体往往具有情绪调节困难的核心特征，在面对社交情绪图片时，高社交焦虑被试比低社交焦虑被试更少选择认知重评而更多选择回避（张少华 等，2021）。社交焦虑表现为个体在人际交往和社交场合中出现的过度恐惧和担忧，这种恐惧往往是不合理的。具体来说，它包括在社交活动中感受到的极度紧张和不适，以及由此产生的苦恼情绪。在极端情况下，这种焦虑可能会演变成一种精神障碍（Pontillo et al.，2017）。社交焦虑障碍患者在人际交往和社会功能上均呈现出情绪调节的困难，具体表现为情绪调节技巧的缺失、情绪理解能力的削弱、对情绪的消极反应倾向，以及偏好采用情绪压抑等不当调节策略（Jazaieriet al.，2015）。本研究基于Gross的情绪调节过程模型，重点考察情绪调节策略对社交焦虑的预测作用。由此，提出研究假设H2：情绪调节策略与社交焦虑呈显著负相关，即大学生情绪调节策略使用越多，其社交焦虑程度越低。

1.3 自尊与情绪调节

情绪调节活动涵盖了个体如何界定自身情绪的性质、何时以及如何经历并展现这些情绪的主动干预过程。采用不同的情绪调节策略将会对社会交往的质量产生重要影响。人的情绪调节策略的使用和人格特质密切相关，受到自尊等人格因素的影响。如高自尊的个体拥有更好的情绪控制能力，并选择适应性更高的应对策略（Bai et al.，2016），低自尊的个体有着更低的情绪调节水平，他们在面对困难时，更多地会选择表达抑制策略（Wood et al.，2009）。由此，提出研究假设H3：自尊与情绪调节水平呈显著正相关，即大学生自尊水平越高，其情绪调节策略使用得越多。

1.4 情绪调节的中介作用

现有研究已证实自尊与社交焦虑之间存在关联，但自尊影响社交焦虑的具体作用机制仍有待进一步探索。基于Gross的情绪调节过程模型与社会认知理论，本研究提出情绪调节策略在自尊与社交焦虑之间起中介作用的理论框架。在情绪发生的过程中，人们主要采用认知重评（Cognitive Reappraisal）和表达抑制（Expression Suppression）两种调节策略，而这两种情绪调节策略都能够降低被试的负性情绪体验（程利 等，2009）。而情绪调节策略的使用是人格特质影响社交焦虑的一个重要中介变量，如人格特质可以通过个体的情绪调节策略对青少年社交焦虑产生影响（赵鑫 等，2014）。自尊作为稳定的自我系统成分，可能通过促进适应性情绪调节策略的使用，进而减少社交焦虑。由此，提出研究假设H4：情绪调节在大学生自尊和社交焦虑中起中介作用。该研究假设根据认知重评与表达抑制两种策略，分别提出H4a与H4b两个分假设，理论模型如图1所示。

H4a：认知重评在大学生自尊和社交焦虑中起中介作用。

H4b：表达抑制在大学生自尊和社交焦虑中起中介作用。

图 1 研究的理论框架

Figure 1 Theoretical framework of the research

2 研究设计

本研究采用横断面调查设计，通过自尊量表、情绪调节量表和社交焦虑量表，对两所山东省属本科高校的大学生开展问卷调查。运用SPSS 27.0统计软件进行数据分析，同时借助PROCESS程序中的模型4检验情绪调节策略在自尊与社交焦虑间的中介作用，旨在探讨大学生自尊水平与社交焦虑之间的关系及其内在机制。

2.1 研究对象

本研究采用随机抽样法在山东省两所本科高校开展随机调查。被试在知情同意并自愿参与的前提下填写在线调查问卷，共计调查652名在校大学生。依据剔除规律作答、答题时间过短或过长，以及未通过测谎题等筛选标准，对回收问卷进行质量评定，最终保留有效问卷574份，有效回收率为88.04％，被试的平均年龄为20.02岁（SD=1.71）。被试在人口学变量上的分布为：在性别方面，男生为240人（占比为41.81%），女生为334人（占比为58.19%）；在年级分布方面，大一学生为213人（占比为37.11%），大二学生为244人（占比为42.51%），大三学生为50人（占比为8.71%），大四学生67人（占比为11.67%）；在家庭结构的构成上，独生子女为240人（占比为41.82%），非独生子女为334人（占比为58.19%）；在居住地方面，来自城镇的大学生样本为280个（占比为48.78%），来自农村地区大学生样本为294个（占比为51.22%）。

2.2 研究工具

2.2.1 自尊问卷

本研究采用罗森伯格（Rosenberg）编制的自尊量表（SES）（汪向东，1999）考察大学生的自尊水平。SES是测量个体自尊的经典工具，已被广泛应用，在用于直接测量个体对自己的积极或消极感受方面具有较好的信度与效度。该量表共包含10个题目，采用Likert 4点评分法，从“很不符合”到“非常符合”分别计1～4分，其中包含5个反向计分题目。本量表的总分为10～40分，得分越高代表自尊水平越高。本研究中，自尊量表的Cronbach’s α为0.93。

2.2.2 社交焦虑问卷

本研究采用利瑞（Leary）编制的交往焦虑量表（IAS）（汪向东，1999）测量大学生的社交焦虑倾向。IAS量表由15个题目构成，用于评定独立于行为之外的主观社交焦虑体验的倾向，具有良好的信度及效度。采用Likert 5点评分法，从“一点儿也不相符”到“极其符合”分别计1～5分，总分范围为15～75分，总分越低，表明受测者社交焦虑程度越轻；反之，得分越高则说明其社交焦虑水平越高。本研究中，该量表的Cronbach’s α为0.95。

2.2.3 情绪调节问卷

本研究采用王力等对格罗斯（Gross）和约翰（John）编制的情绪调节问卷（ERQ）（王力 等，2007）修订的中文版考察大学生的情绪调节水平。ERQ中文版的信度和效度均达到了心理测量学的要求。ERQ分为认知重评策略和表达抑制策略两个维度，共计10个题目，采用Likert 7点评分法，从“极不同意”到“极同意”分别计1～7分。得分越高则说明情绪调节水平越高。本研究中，情绪调节量表的Cronbach’s α为0.85，其中认知重评分量表的Cronbach’s α为0.89，表达抑制分量表的Cronbach’s α为0.84。

2.3 数据处理

本研究运用SPSS 27.0统计软件对数据进行描述性分析、相关分析、信度检验，以及共同方法偏差检验。采用海耶斯（Hayes 2013）编制的PROCESS插件程序，检验认知重评策略和表达抑制策略的平行中介效应是否成立，并通过Bootstrap法进一步检验两种策略中介效应的大小。

3 研究结果

为了探讨自尊、认知重评、表达抑制和社交焦虑之间的相关关系及其情绪调节在自尊与社交焦虑之间的中介作用，为教育实践提供研究支持。本研究首先对调查数据进行共同方法偏差检验，在确认不存在严重的共同方法偏差的基础上，然后再对各变量进行描述性统计、相关系数分析，以及线性层级回归分析。描述性统计旨在通过样本数据，分析自尊、社交焦虑和情绪调节策略三个研究变量的平均数、标准差和变量间的相关系数。线性层级回归分析旨在考察自尊对社交焦虑影响的中介机制。

3.1 共同方法偏差检验

采用 Harman单因子法进行共同方法偏差检验。使用SPSS 27.0统计软件对自尊、认知重评、表达抑制和社交焦虑的所有题目进行探索性因素分析。结果显示，未旋转的第一个因子初始累计方差为32.34%，未达到40%的临界值，说明本研究不存在严重的共同方法偏差（Podsakoff et al.，2003）。

3.2 各变量间的描述性统计分析及相关分析

使用SPSS软件对变量进行描述性统计分析，结果如表1所示。

（1）自尊与社交焦虑之间呈显著负相关，相关系数为-0.30（p<0.001）。该结果验证了研究假设H1，即大学生自尊水平越高，其社交焦虑程度越低。

（2）情绪调节策略与社交焦虑呈显著负相关，相关系数为-0.34（p<0.001），其中认知重评与社交焦虑的相关系数为-0.31（p<0.001），表达抑制与社交焦虑的相关系数为-0.25（p<0.001），均达到了显著负相关水平。该结果验证了研究假设H2，即大学生情绪调节策略使用越多，其社交焦虑程度越低。

（3）自尊与情绪调节策略之间呈显著正相关，相关系数为0.41（p<0.001），其中自尊与认知重评的相关系数为0.34（p<0.001），与表达抑制的相关系数为0.31（p<0.001），这说明自尊与情绪调节策略的两个维度均呈显著正相关。该结果验证了研究假设H3，即大学生自尊水平越高，其情绪调节策略使用越多。相关分析显示，认知重评与表达抑制的正相关系数为0.29（p<0.001）。这意味着，即使是习惯使用认知重评策略进行情绪调节的学生，也可能同时选择表达抑制策略，二者可能共存而非“非此即彼”，大学生并不只是仅选择单一情绪调节策略进行情绪调节。

表 1 各研究变量的平均数、标准差及相关分析（n = 574）

Table 1 Descriptive statistics and correlations among study variables (n = 574)

	M	SD	1	2	3	4	5
1.自尊	2.14	0.70	1
2.情绪调节	4.90	1.12	0.41***	1
3.认知重评	30.18	6.93	0.34***	0.78***	1
4.表达抑制	18.86	5.37	0.31***	0.82***	0.29***	1
5.社交焦虑	2.61	0.90	-0.30***	-0.34***	-0.31***	-0.25***	1

注：***p<0.001，表中自尊、情绪调节、社交焦虑的得分为每个量表的平均分，认知重评和表达抑制为量表总分。

3.3 情绪调节的中介效应检验

本研究以性别、年级、居住地和是否为独生子女等人口学变量为控制变量，以自尊为自变量，社交焦虑为因变量，情绪调节策略为中介变量进行中介效应分析。运用SPSS统计软件中的PROCESS插件的模型4分析中介效应。结果如表2所示，中介效应图如图2所示。

表 2 认知重评和表达抑制的中介效应分析

Table 2 Mediation analysis of cognitive reappraisal and expressive suppression

	社交焦虑		认知重评		表达抑制
	β	SE	β	SE	β	SE
性别	0.05	0.07	-0.00	0.10	-0.06	0.11
年级	0.01	0.04	-0.05	0.05	-0.01	0.06
居住地	0.01	0.07	0.07	0.10	0.01	0.11
独生子女	0.08	0.07	0.05	0.10	-0.01	0.11
自尊	-0.19***	0.05	0.35***	0.07	0.32***	0.08
认知重评	-0.20***	0.03
表达抑制	-0.13**	0.03
R2	0.33***		0.35***		0.33***
调整后的R2	0.11***		0.12***		0.11***
F	14.04***		16.04***		13.84***

注：**p<0.01；***p<0.001。

图 2 情绪调节的中介效应图

Figure 2 Mediation model of emotion regulation

由表2与图2可知，大学生的自尊既可以通过认知重评影响社交焦虑，又可以通过表达抑制影响社交焦虑，这说明情绪调节策略可以中介自尊与社交焦虑的关系。因此，研究假设H4a（认知重评在自尊影响社交焦虑中起到中介作用）与H4b（表达抑制在自尊影响社交焦虑中起到中介作用）均得到验证。因此，研究假设H4得到实证数据的完全支持。尽管存在中介作用，自尊对社交焦虑的直接影响依然存在，直接效应影响的标准化回归系数是显著的（β=-0.19，p<0.001），说明这两个中介都是部分中介。

为了进一步分析中介效应的大小，采用Bootstrap法重复抽样5000次、95%的置信度对中介效应进一步检验，统计结果如表3所示：（1）认知重评的中介效应为-0.09，其95%的置信区间为［-0.14，-0.05］；（2）表达抑制的中介效应值为-0.05，其95%的置信区间为［-0.09，
-0.01］。以上置信区间均不包含0，说明认知重评的中介作用显著，其中介效应占比为23.68%；表达抑制的中介作用显著，其中介效应占比为13.16%。这一结果说明了两种情绪调节策略部分中介了自尊与社交焦虑的关系。

表 3 Bootstrap法中介效应检验

Table 3 Mediation analysis using bootstrap methods

效应类型	路径	效应值	SE	95% CI		效应占比
				下限	上限
直接效应	自尊→社交焦虑	-0.24	0.05	-0.35	-0.14	63.16%
中介效应	自尊→认知重评→社交焦虑	-0.09	0.02	-0.14	-0.05	23.68%
	自尊→表达抑制→社交焦虑	-0.05	0.02	-0.09	-0.01	13.16%
总效应	自尊→社交焦虑	-0.38	0.05	-0.48	-0.28	100%

4 研究结论与讨论

相关分析和中介效应的检验结果表明，大学生的自尊与情绪调节策略之间是显著的正相关，但是两者与社交焦虑均呈显著负相关；认知重评和表达抑制两种策略均在大学生自尊与社交焦虑之间起中介作用。下文将进一步分析变量间的关系。

4.1 自尊对社交焦虑的影响分析

通过相关关系分析表明大学生的自尊、情绪调节（认知重评、表达抑制）、社交焦虑之间存在着显著的关联性。自尊不仅与社交焦虑呈显著负相关，而且还可以显著负向预测社交焦虑。这一结果与已有的研究结果具有一致性，如自尊与社交焦虑呈显著的负相关，并且通过影响社交焦虑水平间接影响问题性手机的使用（蒋舒阳 等，2024），自尊对社交焦虑具有显著的预测作用（Rasmussen & Pidgeon，2011）。近期的研究结果依然验证了大学生的自尊水平负向预测社交焦虑（张珊明 等，2022）。这些研究综合表明，自尊与社交焦虑呈现出稳定的负向关系，说明了自尊是理解与缓解社交焦虑问题的重要因素。

4.2 情绪调节的中介效应分析

本研究的中介效应分析显示，认知重评与表达抑制在自尊与社交焦虑的关系中均扮演中介角色，该结果证实了“自尊→情绪调节策略→社交焦虑”这一影响路径，揭示出高自尊水平高的大学生个体具有更高的情绪调节水平，即大学生可以通过提升认知重评与表达抑制策略来降低其社交焦虑。从两种策略的中介效应大小来看，认知重评的中介效应为23.68%，表达抑制的中介效应为13.16%，表明认知重评策略在自尊影响社交焦虑过程中所起的作用大于表达抑制策略。此外，认知重评策略对社交焦虑影响的路径系数（β=-0.20）也大于表达抑制策略对社交焦虑影响的路径系数（β=-0.13），这进一步支持了认知重评作为更有效的情绪调节策略，在缓解社交焦虑中具有优势地位。

本研究再次证明了认知重评策略要优于表达抑制策略的结论。情绪调节的认知重评与表达抑制策略都能够有效地减少人的主观情绪体验，但是认知重评策略能够更好地减低情绪体验（程利 等，2009）。另外，认知重评的适应性功能在不同文化背景下表现出普遍有效性，该策略通过促进积极认知重构，能够显著提升个体的主观幸福感和积极情绪体验。相比之下，表达抑制的心理适应效应则呈现出显著的文化特异性，表达抑制在个人主义文化和集体主义文化中的作用是不同的，在集体主义文化中，表达抑制并非完全是一种不恰当的调节策略（刘影 等，2016）。这一发现凸显了文化因素对情绪调节策略使用的影响。

总之，本研究结果验证了情绪调节作为自尊与社交焦虑之间关系的中介变量的理论假设，深入揭示了大学生自尊水平不仅能直接影响其社交焦虑的感受，而且还可以通过使用情绪调节策略，对社交焦虑起到抑制作用。因此，本研究结果进一步指明，通过提升大学生自尊而降低其社交焦虑的同时，还应该同时改善其情绪调节策略以有效减轻社交焦虑，促进其社会适应与心理健康。

尽管如此，本研究为横断面调查，变量间的因果关系推断需谨慎，结论是基于相关研究而不是因果研究，其研究结论还需要今后进一步检验，比如可通过纵向追踪研究或者实验干预研究进一步验证变量间的因果关系。尤其是已有大量研究逐步揭示了社交焦虑的产生具有生物学基础，打破了传统研究中“心理—行为—心理”循环论证的格局，从生物学层面揭示出社交焦虑的产生原因（景雅芹 等，2015）。所以，未来研究应该充分考虑其他方面因素的共同影响，为大学生社交焦虑的预防与干预提供更加全面的理论解释。

5 教育建议

本研究进一步探索了自尊和情绪调节策略对社交焦虑的影响机制，为多层面理解社交焦虑的产生机制提供了新的视角，对大学生的社交焦虑的预防和干预具有一定的启示意义。

5.1 实施自尊水平的提升计划

自尊与心理健康的关系是心理学研究的重要课题之一，是心理健康的核心（高爽 等，2015）。本研究进一步揭示了自尊是大学生社交焦虑的抑制性因素，能有效降低其社交焦虑。因此，学校应该设计提升大学生自尊水平的计划，开展实施提升自尊水平项目。一方面，开设自尊水平提升课程。通过设计并实施结构化的心理课程，可有效促进大学生整合自我概念，改变自我认知，帮助其建立积极的自我认知、重塑自我。同时，可为有特殊需求的学生提供团体心理辅导或者一对一心理指导，对这类特殊群体开展有针对性的精准帮扶，能够有效弥补其早期社会化过程中由于资源不足而导致的自尊水平偏低问题。另一方面，建设数字化心理服务平台。数字化平台建设更契合当代大学生的学习特点，通过在线心理测评、心理微课、AI心理咨询等功能模块，实现全天候心理健康服务，更有助于满足大学生的个性化发展需求。这种“普适教育+精准干预”的模式，既能提升大学生的自我价值感，又能针对性解决其心理发展性危机，促进大学生自尊水平提升。

5.2 加强认知重评策略的训练

情绪调节的主要目标是修正情绪反应，但是认知重评策略与表达抑制策略对调节人的情绪具有不同的心理机制与功能（程利 等，2009；孙岩 等，2020）。其中认知重评策略是一种先行关注策略，发生在情绪产生的早期（程利 等，2009），其是通过个体对压力事件的认知重塑而降低情绪反应。例如将失败视为学习机会而非挫折，从而减少负面情绪。然而每个人由于其成长经历的不同，可能会导致其对同样客观环境的认知存在差异，尤其是在面对压力环境时会出现不同的心理与情绪反应。心理学家拉扎勒斯（Lazarus）提出了著名的“认知评价理论”用于解释环境与压力的关系。认知重评有利于人们改变对压力事件的认识，认知重评的情绪调节策略核心在于采用一种积极的情绪涵义来降低负性情绪体验（程利 等，2009），以调整个体的情绪反应，降低人的情绪体验。

因此，学校应该加强对大学生的认知重评进行训练，将认知重评作为情绪调节的有效策略纳入心理健康教育课程，帮助大学生在压力环境中改变对压力的认知，引导大学生通过重新评估压力情境来调整情绪反应，从而降低负面情绪。这不仅有助于缓解大学生当前面临的情绪困扰，更能使其具备有效的情绪调节策略，为未来的职业发展和生活适应奠定坚实的心理基础。

5.3 优化表达抑制策略的使用

与主动的认知重评策略不同，表达抑制策略是一种反应关注策略，发生在情绪产生的晚期（程利 等，2009），属于被动的情绪调节策略，通过压抑负性情绪来管理情绪，但是负性情绪仍然存在。比如当学生被老师严厉批评后感到愤怒时，会对愤怒的情绪进行抑制。然而，作为人类重要的情绪调节策略之一，表达抑制具有其重要的社会现实意义。它可作为情绪调节的应急手段，适用于短期情绪应对，能帮助人们快速控制负性情绪。因此，理想的情绪调节策略需结合情境特征进行合理使用。比如认知重评策略适合处理持续性压力源（如学业压力），能有效降低情绪的生理反应、行为表达和心理体验，而表达抑制策略则侧重于在情绪产生后压制外在表现或内心感受。尽管表达抑制策略能带来短期效果，但会导致生理反应的增强。若个体长期采用表达抑制策略应对外在的压力事件，可能会导致情绪反应的累积和加剧，存在潜在风险。当情绪无法再被抑制时，可能会出现爆发性的情绪反应。

总之，认知重评策略是基于个体认知积极重构的早期调节策略，属于积极的预防式情绪调节策略，而表达抑制策略则是基于个体控制负面情绪的后期调节策略，不利于长期情绪管理。但是，作为人类社会的个体，我们有时还是需要使用表达抑制策略来管理自己的情绪，使我们的行为能够符合当时的情境要求，不至于使自己做出不理智的行为反应。所以，学校应该指导大学生学会在特定情境下合理使用表达抑制策略来调节自己的情绪。通过情境化训练，可以帮助学生具备情境区分能力，学会通过表达抑制策略快速地应对当时的情境压力，进而采取合理的应对行为。比如遇到危险时保持冷静，或者需要照顾他人感受时要暂时收敛自己的情绪。

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