1. 引言
羞怯通常被定义为由于个体的过度自我关注引起的，在社交情境中的心理不适或行为抑制的现象(陈英敏，高峰强，2013)，可界定为个体因高度集中于自身而触发，在社交互动场合所表现出的心理舒适度下降或行为约束活动。 羞怯是中学阶段以及整个青春期里一种常有的现象。在人类群体中，一定程度的羞怯现象普遍存在，属于常态心理反应。然而，当这种羞怯感超过个体心理承受的正常界限时，则可能导致一系列负面效应。其中最为显著的是，影响个体的自我效能感，造成其认知功能和行为表现的明显下降。
青春期阶段标志着青少年生理及心理的急速转变，其中自我意识的发展经历了继三岁后的又一显著增长期(宫瑞莹，王倩倩，2008)。青春期，青少年尤为敏感地关注他人对自己的评价，滋生出一种强烈的自我聚焦现象，甚至在心里幻想出一些“粉丝”，“爱慕者”(郭菲，雷雳，2006)。羞怯的自我认知理论表明，适当的自我聚集容易使人更加自信，但过度的自我聚焦足以引发个体在社交互动中产生过分的紧张感，因而表现不尽人意，进一步引发对个体自我认知评价的负向调整。
而根据社交焦虑的认知——行为模型(方奕琪，2012)所示，当个体频繁对自己及其所置身环境持有负面评价时，此类消极思维倾向可能导致其对自身社交技能信心不足，进而，羞怯现象往往诱发了个体的社会交往回避行为。在现代竞争日趋激烈的社会背景下，个体的自我效能感显著影响着人际互动的和谐程度，有效的自我展示与高效的人际沟通技巧正日益成为个人成功的重要因素。因而，辅助中学生消减由羞怯所导致的不良后果，增强其生活质量中的幸福感受，对促进其心理健康的全面发展具有不容忽视的理论及实践意义。
以往的研究大多将学业倦怠作为中介影响自我效能感的水平，但对于羞怯者通过影响自我效能感来影响其他因素的理论尚不够丰富，且多为横断研究，本研究则从纵向角度，通过三次追踪研究对数据进行交叉滞后分析，探究羞怯、自我效能感、社交焦虑与学业倦怠之间是否存在相互预测关系，以及存在怎样的预测关系。最后总结一系列的教育建议来帮助我们如何缓解羞怯程度过重导致的负面影响。
2. 文献综述
2.1. 羞怯
2.1.1. 概念界定
羞怯在词典中的定义是“害羞、胆怯”，其作为一种常见的心理现象，在生活中常常被人们所忽视。然而，Henderson and Zimbardo (2001)提出，羞怯源于个体在社会交往场合的不适感，这种感觉根植于对负面评价的恐惧，往往伴随着情感上的挫败或者自我抑制，从而对人们参与既定活动或实现个人及职业目标的行为产生显著影响。陈英敏，高峰强(2013)在综合东西方研究以及出于对“羞怯”一词中文词源学考证基础上，对羞怯做出界定“羞怯是人际交往情境中个体体验到的或者表现出的某种不适，主要表现为紧张、焦虑、不安的主观体验和行为上对社交地抑制与回避，同时还伴随着脸红、心跳加快、呼吸急促等明显的生理特征及某些消极的认知。”
2.1.2. 羞怯相关研究
李宏翰和赵崇莲(2004)认为人际羞怯属于轻微人际交往障碍，羞怯个体在参与社交时容易紧张，常出现脸红、结巴、口干以及心慌等反应，羞怯与一些负面心理特征和行为问题紧密相关，这种相关性呈现出一定的正相关性(王佳旬，2022)。李彩娜等(2013)用研究结果向我们证明，当个体的羞怯程度升高时，他的孤独感水平可能也正处于反应强烈的时刻，二者之间将会产生一定的正向影响。李菲菲和罗青等(2012)的探讨结果明确指出，羞怯个体在人际交往问题及互联网沟通依存方面均呈现出一种显著的正向相关性。依据高峰强等人(2017)的研究成果，那些具备较高羞怯水准的个体，其展现出来的攻击性倾向可能相对更为显著。研究者韩磊和窦菲菲(2016)等发现，个体的羞怯倾向与其它三种心理因素，包括受欺负、自我控制与攻击性呈现显著的正相关关系。廖慧云等(2016)学者在其研究工作中探讨了羞怯行为与手机依赖倾向之间的关联性，结果揭示两者之间存在显著的正相关性。
2.2. 社交焦虑
2.2.1. 概念界定
社交焦虑这一概念是由Marks和Gelder最早提出的。他们把“社交焦虑”从恐惧症中分离了出来，并把它界定为“那些不敢参加派对，不敢在大庭广众之下说话，不敢跟众人吃饭的人”(左红霞，2014)。郭晓薇(2000)将社会焦虑定义为人们对处于一定的人际情境中所出现的紧张、不安的情绪状态，并在此压力下所发生的不适应的一种行为反应。
2.2.2. 社交焦虑相关研究
国内目前有关社交焦虑的研究主要集中在对其成因的分析论证以及相关变量的探讨上，具体包含但不限于家庭、社会、人际、自尊、气质等等。
李波等人(2003)研究发现，人格特质对社交焦虑水平的影响格外重要，外倾性占主导地位的个体往往不存在社交焦虑症状，神经质、强迫倾向重的人更易感染社交焦虑状态。邹先云和冯维(2007)的研究发现早年家庭教养以及社会环境会对社交焦虑产生影响，王明忠等(2013)认为父母冲突会通过威胁知觉、情绪使个体产生不安全感，进而影响青少年社交焦虑。
再者，建立优质同伴关系对青少年来说非常重要，这种关系可以让他们感到被接纳和被认可(叶慎花，2012)，另外，随着互联网技术的快速发展，人们倾向于使用线上聊天的方式进行交流与沟通，这使得面对面的线下交流逐渐减少。这种社会环境也进一步对个体的社交焦虑产生了消极影响(宋丽花，2014)。此外，姜永志(2019)等人研究发现社交网络使用强度会负向影响社交焦虑。王玉洁等人(2020)的研究证实同伴疏离能够正向影响青少年的社交焦虑，同时还能够通过管理消极情绪效能感间接对社交焦虑产生影响。
2.3. 学业倦怠
2.3.1. 概念界定
倦怠(Burnout)一词最早是由美国临床心理学家Freudenberger首次提出，用来指代员工在日常工作中由于太累导致对工作产生了倦怠的心情，失去了对工作的热爱(黄英，2010)。本研究采用杨丽娴和连榕(2005)的定义，即学业倦怠是指学生在缺乏学习动力但又被迫学习时，产生的沮丧与抑郁的情绪。
2.3.2. 学业倦怠相关研究
赵艳茹(2020)指出，在男生之间，学习疲劳的差异并不明显，而女生的学习疲劳更多的是隐藏的，虽然在行为上和平时的学习和生活没有任何不同，但心理上还是承受着巨大的压力，成绩很差，这很大程度上是由于对学习的适应能力不足导致的心理上的压抑，甚至出现了麻木的现象。劳长合(2013)发现，高中学生的学习自我效能和学业倦怠呈明显的负相关，但具体机制尚不清楚。王兴梅(2012)的研究发现，高中生的学业动机与学业倦怠有明显的正向关系。
另外，学业情绪的波动，如学习的积极性或学业疲惫度，对学生的学习成绩及其生活品质同样产生重要影响。正向而充实的学业情绪有利于激发学生形成自发性和积极性的学习姿态。相反，负向的焦虑、急躁情绪则往往催生学业倦怠现象。例如高明(2014)一项研究发现，当学生持续长时间的情绪低落，校园会有更多的不当行为。郝梅与徐海生(2014)针对高等职业教育学生群体的研究揭示，正向的学业情绪是激发学生学习积极性的重要心理动力。研究结果显示，那些在学业情绪方面得分较高的学生不仅拥有较强的成就感和自信心，同时其学业倦怠程度亦相对较低；学术情绪高分者往往呈现出较低的成就感与自我价值感，并普遍缺乏学习驱动力，由此导致其在学业厌倦感方面显著增强。邢强等人(2018)的研究也发现，积极的学业情绪有助于降低学业倦怠。
2.4. 自我效能感
2.4.1. 概念界定
国际学术界对于自我效能感领域的探讨从多年前就已经开始了，始自20世纪时，Bandura (1977, 1997)两次对这一概念进行了界定，个体自我效能感体现为在一定层次上对己所能的认同与信赖，与个人在学业及行动表现方面关联重大。它是一种对个人能力的自我感知，反映了对自我的能力信心水平，进而与学习成就、心理及生理健康等因素紧密相联，与个体的学习、身心健康等都有着密切的关系。
我国学术界自20世纪末期开启了对此议题的探索，纵观21世纪初期，相关研究呈现出明显的增长趋势。早期寥寥数位学者曾将其命名为“学习自我效能感”，但随着研究的深入拓展，广泛学术共识逐渐趋于使用“学业自我效能感”一词以确立该概念的学术定位。我国学者在国外心理学家研究的基础上进行了分析，认为“学业”是指学习活动和学业成绩，或者学习行为、学习能力都是学习者对自己学习能力的个人信念。
2.4.2. 相关研究
对于中学生的自我效能感研究发现，男性的自我效能感显著高于女性，自我效能感在性别上存在着显著差异。此外，是否是独生子女也会影响到自我效能感，独生子女的自我效能感比非独生子女更高。自我效能感的影响因素包括父母的养育方式，家长的情感温暖和理解因子与孩子的自我效能感具有显著的正相关(王才康，何智雯，2002)。根据余鹏等(2005)的研究发现，个体的自我效能会影响他们的主观幸福感。结果显示，拥有较高自我效能感的大学生主观幸福感要高，相比之下，那些自我效能感低的大学生对于幸福感的体验要更低。
3. 羞怯、自我效能感、社交焦虑和学业倦怠的交叉滞后研究
3.1. 研究目的
以往虽有不少研究关注羞怯和学业倦怠之间的关系，但多为横断调查，或追踪次数仅为两次，且被试群体多为学业更为繁重的高中生。因此，本研究采用交叉滞后研究设计，基于追踪研究数据探讨初二学生羞怯水平及其与学业倦怠的纵向关系。故基于研究一建立的羞怯、自我效能感、社交焦虑和学业倦怠的纵向链式中介模型，通过间隔12个月的三次纵向追踪进一步探讨变量间的因果关系，以期寻找有效降低羞怯个体学业倦怠水平的方法。
3.2. 研究对象
采用方便抽样的方式，对德安县一所初中进行三次纵向追踪，三次间隔12个月，第一次追踪时间为2023年3月(T1)，第二次追踪时间为2023年9月(T2)，第三次追踪时间为2024年3月(T3)。被试学生群体在第一次施测时为初二，第二、三次施测时为初三年级，因此本研究在后续被试年级中均记作初二年级。
T1回收有效问卷281份，T2回收有效问卷325份，T3回收有效问卷298份，三次追踪匹配的有效问卷217份。其中，男生99人(45.60%)、女生118人(54.40%)。
为了分析被试流失是否对数据有影响，进一步对三次都参与施测的被试与流失被试在主要研究变量上进行差异性检验，结果表明三次都参与施测的被试与流失被试在羞怯(t = 1.909, p = 0.057)、自我效能感(t = 1.703, p = 0.089)、社交焦虑(t = 1.804, p = 0.401)以及学业倦怠(t = 1.375, p = 0.169)得分上均不存在显著差异，因此不存在结构性流失。
3.3. 研究假设
(1) 羞怯与社交焦虑、学业倦怠两两呈显著正相关；自我效能感其余三个变量呈显著负正相关。
(2) T1时间点羞怯可以通过T2时间点社交焦虑预测T3时间点学业倦怠。
3.4. 研究工具
3.4.1. 羞怯量表
由Cheek在1983年编制，共13个条目的修订量表，采用5级计分。1为极不相符或不真实，5为极为相符或真实，其中有4题采用反向计分，得分越高表明羞怯程度越高。该问卷的克隆巴赫α信度系数为0.90。
3.4.2. 社交焦虑量表
最早由La Greca编制，后由朱海东(2008)进行翻译和修订，共6个条目，采用5级计分，0为极不相符，4为极相符，得分接近0分则表示焦虑程度低，得分越接近24分则表明焦虑程度越高，这6个题目不仅测量主观焦虑，业测量言语表达及行为举止上的困难，该问卷的克隆巴赫α信度系数为0.70。
3.4.3. 青少年学习倦怠量表
由吴艳等人(2010)编制，共16个条目，采用5点计分，很不符合计1分，非常符合计5分，得分越高表明越倦怠。量表分为身心耗竭、学业疏离和低成就感三个分量表，其结构具有跨阶段(小学到高中)一致性，各分量表的内部一致性系数分别为0.788、0.845和0.872，重测信度在0.606~0.732之间，信度良好。
3.4.4. 一般自我效能感量表
由Schwarzer等人编制，中文版由王才康，刘勇(2001)翻译修订。该量表一共包含了10个条目，采用4点计分，1意为完全不正确，4分则表示完全正确。分数越高代表个体自我效能感越强，该问卷的克隆巴赫α信度系数为0.83。
3.4.5. 数据处理
研究程序同研究一。在收据处理上，首先使用SPSS26.0对三次测量的羞怯、自我效能感、社交焦虑和学业倦怠进行描述性统计和皮尔逊相关分析。其次，使用Mplus8.3构建纵向中介模型，对自我效能感和社交焦虑在羞怯和学业倦怠之间的纵向中介作用进行检验，并通过χ2/df、CFI、TLI、RMSEA和SRMR指标对模型拟合程度进行评估。
3.5. 研究结果
3.5.1. 共同方法偏差
采用Harman单因子检验法对数据进行分析。结果显示，在T1、T2和T3三个时间点上，特征值大于1的因子分别为7个，5个和9个，其中第一个因子的解释率分别为31.12%、36.37%，低于40%的临界值，故本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.5.2. 描述性统计
为探讨各变量在性别上的差异，采用独立样本t检验进行分析。结果显示，在T1羞怯(t = −2.14, p < 0.05)、T2羞怯(t = −2.373, p < 0.05)、T3羞怯(t = −2.09, p < 0.05)，T1社交焦虑(t = −2.03, p < 0.05)、T2社交焦虑(t = −2.33, p < 0.05)、T3社交焦虑(t = −2.48, p < 0.05)，T1学业倦怠(t = −3.05, p < 0.01)、T2学业倦怠(t = −2.32, p < 0.05)、T3学业倦怠(t = −3.57, p < 0.001)，男生得分显著低于女生，即男生在T1，T2，T3阶段，羞怯程度，社交焦虑程度和学业倦怠程度均比女生轻。
T1自我效能感(t = 3.430, p < 0.001)、T2自我效能感(t = 3.07, p < 0.05)、T3自我效能感(t = 3.60, p < 0.001)，男生得分均显著高于女生，即男生在T1、T2、T3时期在自我效能感上的得分均显著高于女生，自我效能感整体更强。具体见表1。
Table 1. Descriptive statistics for each variable
表1. 各变量描述性统计
3.5.3. 各变量相关分析
对T1、T2、T3三个时间点下的各变量进行相关分析。结果显示，羞怯、自我效能感、社交焦虑和学业倦怠之间呈现同时和延时性的显著相关关系，其中，羞怯与社交焦虑、学业倦怠呈显著正相关；自我效能感与羞怯、社交焦虑和学业倦怠呈显著负正相关；社交焦虑与学业倦怠呈显著正相关；满足交叉滞后的分析前提。具体结果见表2。
Table 2. Correlation of variables
表2. 各变量相关关系(N = 217)
3.5.4. 交叉滞后分析
Figure 1. Cross-lagged model of shyness, self-efficacy, social anxiety and academic burnout
图1. 羞怯、自我效能感、社交焦虑与学业倦怠的交叉滞后模型
采用Mplus 8.3，以羞怯为自变量，自我效能感和社会焦虑为中介变量，学业倦怠为因变量，构建交叉滞后模型并对其进行检验。结果发现，模型拟合情况如下：χ2 = 51.486，df = 16，RMSEA = 0.101，CFI = 0.973，TLI = 0.899，SRMR = 0.047。如图1所示，所有自回归路径均是显著的(p < 0.001)，结果表明如下：
(1) T1时间点羞怯可以显著正向预测T2时间点羞怯(β = 0.421, p < 0.001)，T2时间点羞怯可以显著正向预测T3时间点羞怯(β = 0.360, p < 0.001)；T1时间点自我效能感可以显著正向预测T2时间点自我效能感(β = 0.510, p < 0.001)，T2时间点自我效能感可以显著正向预测T3时间点自我效能感(β = 0.565, p < 0.001)；T1时间点社交焦虑可以显著正向预测T2时间点社交焦虑(β = 0.323, p < 0.001)，T2时间点社交焦虑可以显著正向预测T3时间点社交焦虑(β = 0.523, p < 0.001)；T1时间点学业倦怠可以显著正向预测T2时间点学业倦怠(β = 0.498, p < 0.001)，T2时间点学业倦怠可以显著正向预测T3时间点学业倦怠(β = 0.506, p < 0.001)。表明中学生羞怯、自我效能感、社交焦虑与学业倦怠在三个时间点具有跨时间的稳定性。
(2) T1时间点社交焦虑可以显著正向预测T2时间点羞怯(β = 0.179, p < 0.05)；T2时间点社交焦虑可以显著正向预测T3时间点羞怯(β = 0.302, p < 0.001)，即中学生在前一个时间的社交焦虑越高，随后时间点的羞怯程度越高。
(3) T1时间点羞怯可以显著正向预测T2时间点社交焦虑(β = 0.234, p < 0.05)，但T2时间点羞怯不能显著预测T3时间点社交焦虑(β = 0.274, p > 0.05)，表明青少年在T1时间点的羞怯程度越高，在T2时间点感知到的社交焦虑程度越重。T1时间点学业倦怠可以显著正向预测T2时间点自我效能感(β = −0.164, p < 0.05)，但T2时间点学业倦怠不能显著预测T3时间点自我效能感(β = −0.254, p > 0.05)，表明中学生在 T1 时间点的学业倦怠程度越严重，在T2时间点感知到的自我效能感越低。
(4) T2时间点自我效能感可以显著负向预测T3时间点羞怯(β = −0.202, p < 0.001)、T3时间点社交焦虑(β = −0.129, p < 0.05)、T3时间点学业倦怠(β = −0.187, p < 0.01)，表明中学生在T2时间点的自我效能感越高，在T3时间点感知到的羞怯程度、社交焦虑水平和学业倦怠程度越低。T2时间点社交焦虑可以显著正向预测T3时间点学业倦怠(β = 0.173, p < 0.01)，表明中学生在T2时间点的社交焦虑程度越高，在T3时间点感知到学业倦怠程度越重。
采用Bootstrap法，抽样5000次，检验T2时间点社交焦虑在T1时间点羞怯和T3时间点学业倦怠之间的中介作用，若Bootstrap的95%置信区间不包含0，则说明中介效应成立，结果表明T1羞怯可以通过T2社交焦虑预测T3学业倦怠(ab = 0.041, SE = 0.027, 95% CI = [0.002, 0.114])。
4. 讨论
对羞怯、自我效能感、社交焦虑和学业倦怠的统计分析表明，从T1到T2再到T3时间点，被试群体的羞怯、社交焦虑和学业倦怠均分均有上升趋势，自我效能感均分有下降趋势且女生比男生升降幅度更大，在三时间点间的差异均达到了显著性水平，综合以上结果可以得出，初二升初三这一年时间里，被试群体的羞怯、社交焦虑和学业倦怠程度普遍加重，而自我效能感体验逐渐下降。
相关分析的结果显示，在三次施测中，每次测量的羞怯、自我效能感、社交焦虑和学业倦怠都是显著相关的，且T1时间点社交焦虑可以显著正向预测T2时间点羞怯；T2时间点社交焦虑可以显著正向预测T3时间点羞怯，即中学生在前一个时间的社交焦虑越高，随后时间点的羞怯程度越高。这和现有研究结果大致相同。
综上得知，中学生中的羞怯个体容易被外部环境影响，从而导致自我效能感的降低继而在社交和学习时产生焦虑，所以如何减轻学业倦怠程度不仅仅需要提升个体自我效能感，还有降低对非必要社交的过度焦虑，理性交友，专注自身，正当竞争，共同学习，才能有效预防由社交焦虑引起的学业倦怠的产生。
5. 结论
本文根据羞怯、自我效能感、社交焦虑与学业倦怠这四个变量，通过提出假设，收集数据，分析数据，构建模型，验证了假设，并得出结论：
(1) 羞怯与社交焦虑、学业倦怠两两呈显著正相关；自我效能感与其余三个变量呈显著负正相关。
(2) T1时间点羞怯可以通过T2时间点社交焦虑预测T3时间点学业倦怠。
NOTES
*通讯作者。