学步期至青年期社交焦虑的发展轨迹和稳定性：一项基于纵向研究的三水平元分析.pdf

心理学报 2023,Vol.55,No.10,16371652 2023中国心理学会 Acta Psychologica Sinica https:/doi.org/10.3724/SP.J.1041.2023.01637 收稿日期:2022-09-05*教育部人文社会科学研究一般项目(22YA190009);北京师范大学中国基础教育质量监测协同创新中心重大成果培育性项目(2022-04-012-BZPK01)。通信作者:孙晓军,E-mail: 1637 学步期至青年期社交焦虑的发展轨迹和稳定性：一项基于纵向研究的三水平元分析*陈必忠1 黄 璇2 牛更枫1 孙晓军1 蔡志慧1(1青少年网络心理与行为教育部重点实验室;华中师范大学心理学院,武汉 430079)(2北京师范大学心理学部,北京 100875)摘 要 鉴于社交焦虑的高患病率和广泛的不良后效,大量理论和纵向研究对社交焦虑的发展进行了探讨,但观点和研究结果存在矛盾。为厘清争议,准确刻画社交焦虑平均水平变化和稳定性的年龄趋势,采用三水平模型的方法,对来自 173 项纵向研究的 192 个独立样本(N=170197)进行元分析。结果显示:(1)在平均水平上,社交焦虑从学步期至青年期呈逐步下降趋势,仅青春中期有小幅上升。(2)在稳定性上,社交焦虑在学步期和学前期较高,在小学儿童期降至低谷后逐渐回升,青年期稳定在较高水平。(3)社交焦虑的平均水平变化不受研究特征、样本特征和变量特征的影响。(4)社交焦虑的稳定性受文章语言、大洲、文化、性别和测量方式的调节。(5)社交焦虑的稳定性随时间间隔变长呈先快后慢的下降趋势。研究首次利用元分析技术刻画了社交焦虑从学步期至青年期的发展趋势,其中发展轨迹总体上支持了人格成熟论,稳定上则呈现出较强的特质属性,结果为探索社交焦虑的毕生发展和干预提供了新视角。关键词 社交焦虑,平均水平变化,稳定性,纵向研究,三水平元分析 分类号 B844 1 引言 社交焦虑(social anxiety)指个体在社交场合中对 他 人 审 视 或 评 价 的 非 理 性 恐 惧(Morrison&Heimberg,2013),当该状态表现出慢性特征并严重影响其社会功能时,则会发展成精神障碍(Rapee&Spence,2004)。在美国,社交焦虑障碍的终身患病率高达12.1%(Ruscio et al.,2008)。在我国15岁以上人群中,社交焦虑障碍的检出率在所有焦虑亚型中最高(Guo et al.,2016)。社交焦虑严重限制了关系这一基本心理需要的满足,阻碍社会性发展(Ryan&La Guardia,2000),对儿童青少年的社会适应有着广泛的负面影响,如提高孤独感(Maes et al.,2019)、削弱同伴关系质量(Chiu et al,2021)等。鉴于社交焦虑的高患病率和广泛的不良后效,明晰其在人生中各阶段的发展具有一定的现实意义。社交焦虑并非稳定不变的人格特征,它既能呈现出10年以上的曲线变化(Ladd et al.,2019),也能在以日为单位的观测期间内上下波动(Kashdan&Steger,2006)。目前已有大量纵向研究直接或间接地涉及了社交焦虑的发展趋势,但相应的理论和实证证据存在不一致甚至矛盾。另外,社交焦虑还存在特质与状态的争议,社交焦虑稳定性的年龄趋势也缺少探讨。因此,为澄清以往研究的争议,基于更大样本得出更准确的结论,本研究拟通过元分析的方法对涉及社交焦虑的纵向研究进行定量整合,刻画社交焦虑从学步期至青年期的发展轨迹及相应年龄组内的稳定性,并探讨影响该发展轨迹和稳定性的潜在调节变量。1638 心 理 学 报 第55卷 1.1 社交焦虑的结构和内涵 当前学界通常从情感、认知、行为和生理体验四个方面对社交焦虑进行界定(Maes et al.,2019)。在情感上,社交焦虑表现为个体在预期或实际面对人际交往时所产生的强烈的紧张不安、焦虑、苦恼等主观体验(Morrison&Heimberg,2013)。在认知上,社交焦虑者存在偏向负面评价的信息加工方式负面评价恐惧(Rapee&Heimberg,1997),他们不仅建构了关于自身的偏差印象或心理表征,也认为他人会对此做出觉察,并更多地被这种潜在的评价威胁所困扰(刘洋,张大均,2010)。在行为上,社交焦虑者还会采取回避和退出社交场合等行为策略来避免其人际紧张和不安(Rubin et al.,2003)。在生理上,社交焦虑者还会出现脸红、心跳加快、出汗等一系列生理唤醒状态(Patterson&Ritts,1997)。此外,较多构念与社交焦虑有不同程度的重合,其中羞怯(shyness)最为典型。羞怯是一种类特质构念(trait-like construct),指个体在真实或想象的社交情境中产生的自我聚焦型焦虑(Melchior&Cheek,1990)。由于羞怯与社交焦虑的症状高度类似,且两者常常相伴出现(Rapee&Spence,2004),因此有学者将羞怯归为社交焦虑的亚类(Beidel&Turner,1999;Leary,2013)。而且,主流的社交焦虑量表同样包含了羞怯的测量条目,如多维度儿童焦虑量表(MASC;March et al.,1997)和自我意识量表中的社交焦虑子量表(SAS-SCS;Scheier&Carver,1985)。综上所述,本研究所关注的社交焦虑是指个体在面对面或想象的社交场合中表现出的情感状态(社交紧张、焦虑、苦恼)、认知特征(负面评价恐惧)、行为倾向(社交退缩、社交回避)和类人格特质(羞怯)四个方面。但因为生理反应与其他采用主观报告的维度存在较大差异,且同样的生理反应在其他焦虑亚型中也普遍存在(缺乏特异性),本研究不考虑生理反应。1.2 社交焦虑在各年龄段的发展 从群体层面探讨心理与行为的毕生发展一般有两种方法,即平均水平变化(mean-level change)和等级排序稳定性(rank-order stability)(Roberts&DelVecchio,2000)。前者考察的是构念的平均水平随时间的变化趋势,即发展轨迹;后者通常以重测相关系数为效应量,衡量的是个体在群体中的相对位置随时间变化的程度,描述了发展的个体差异。上述两种方法虽然都关注构念的跨时间一致性,但在理论上是相互独立的(Roberts et al.,2006),群体平均水平的波动并不意味着所有个体都呈同量同向的变化。结合埃里克森的人格发展理论和儿童青少年的主要学习阶段,本研究从学步期、学前儿童期、小学儿童期、青春期、青年早期和青年晚期六个阶段对社交焦虑的发展进行探讨。1.2.1 社交焦虑的平均水平变化 学步期(13岁)。婴儿出生不久,与羞怯相关的气质性个体差异随即显现,表现为早期的行为抑制倾向(Fox et al.,2001)。大约1.5岁时,幼儿产生对各种新异社会事物的恐惧性羞怯,即神经系统对外部环境不断适应的过程(Buss,1986)。2到3岁左右,幼儿自我意识觉醒,同伴交往也开始出现,此时个体会出现自我意识性羞怯,表现为社交情境中的紧张不安,对外界评价趋于敏感(Lagattuta&Thompson,2007)。总体而言,学步期处于社交“从无到有”的过程,神经发育和自我认知的发展可能使其社交焦虑(尤 其 是 羞 怯)呈 现 出 稳 定 到 缓 慢 上 升 的 趋 势(Baardstu et al.,2020;Eggum-Wilkens et al.,2015)。学前儿童期(36岁)。身心发展和生活范围的扩 大 使学 前儿 童 的独 立性 和 自主 性显 著 增强(Munley,1977)。但社交焦虑在这一阶段的发展存在争议。第一种观点强调,此时期获得自主感并逐渐克服羞怯的儿童,对自身持有积极偏向的自我评价,通常高估自身的社交能力(Harter,2006b),其社交焦虑应呈下降趋势(Bekkhus et al.,2022)。另一方面,儿童与主要抚养者的依恋连结会受到冲击,社交活动由一对一向一对多转变,社会适应面临较大困难,故该时期的社交焦虑可能呈上升趋势(Baardstu et al.,2020;Karevold et al.,2012)。小学儿童期(612岁)。生理发育上,小学儿童的脑和神经系统发育表现出均匀和平稳的特点;心理发展上也更为协调,其心理活动在保持开放和纯真的同时,也没有明显的闭锁性。因此,小学儿童时期的亲子关系、同伴关系和师生关系均较为和谐(林崇德,2009)。综上,小学儿童身心发育的协调性可能使该阶段的社交焦虑呈现逐渐下滑(Ettekal et al.,2022)或稳定发展(Booth-LaForce&Oxford,2008)的趋势。但是,小学晚期的儿童可能因身体发育的提前到来而面临人际不适。元分析显示社交焦虑障碍平均在童年晚期首次出现(de Lijster et al.,2017),部分研究也发现童年晚期的社交焦虑会出现短暂上升(Ahlen&Ghaderi,2020)。青春期(1218岁)。关于社交焦虑在青春期的发展,当前的研究结论也存在较大差异。一方面,第10期 陈必忠 等:学步期至青年期社交焦虑的发展轨迹和稳定性：一项基于纵向研究的三水平元分析 1639 青春期生理发育加速而心理发展缓慢等不协调的特征给青少年自我评价(包括社交能力的自我评价)带 来 了 巨 大 挑 战(Harter,2006a)。中 断 假 说(disruption hypothesis)也指出,青春早期社会适应性的人格特征(如宜人性和情绪稳定性)会出现短暂的下降(Soto&Tackett,2015)。因此,该阶段的社交焦虑呈现上升趋势(Weymouth&Buehler,2018)。另一方面,成熟法则(maturity principle)强调,到青春后期,个体的人格发展更趋成熟(Harter,2006b;Roberts et al.,2006),有利于个体人际关系质量的提高和社会支持的获得(Baraczuk,2019;Mund&Neyer,2014),从而削弱了社会焦虑。但也有研究发现成熟法则适用于整个青春期,即整个青春期社交焦虑的平均水平呈持续下降趋势(Ladd et al.,2019)。青年早期(1825岁)和青年晚期(2535岁)。新社会分析理论认为青年早期的人格会往更加成熟的方向发展(Roberts&Wood,2006),自尊水平相比青春期也有明显提升(Orth et al.,2018),这可能进一步降低了青年人的社交焦虑(张亚利 等,2019)。此外,根据社会投入法则,步入青年晚期的个体开始扮演诸如子女、父母和员工等多重社会角色,需要投入更多的资源经营各类人际关系,他们的人际关系满意度通常较高(Roberts&Mroczek,2008)。由此可见,青年期的社交焦虑可能呈现平稳下降的趋势。综合来看,对于学步期和青年期,社交焦虑发展方向的理论依据较为一致,分别呈缓慢上升和下降趋势。在学前儿童期,社交焦虑存在因积极偏向地自我概念而下滑,以及因难以适应社交范围快速扩大而上升两种可能。小学儿童期则就其晚期是否存在短暂上升有争议。对于青春期,则存在成熟法则(因社会认知能力的成熟而社交无畏)和中断假说(因青春期发育而社交焦虑)的矛盾。1.2.2 社交焦虑的等级排序稳定性 与平均水平变化相比,研究者对社交焦虑稳定性的关注较少。首先,社交焦虑的稳定程度如何？一方面,如前所述,社交焦虑在婴儿期就开始出现早期的行为抑制倾向,随后逐渐扩散至社交场合中的广泛性恐惧。因此,有研究者视社交焦虑为特质性构念(Hayward et al.,2008;Modini et al.,2015)。另一方面,也有研究发现社交焦虑会在较短的观测区 间 内 发 生 变 化,会 因 此 时 此 刻 的 情 绪 情 感(Kashdan&Steger,2006)和社会性行为(Goodman et al.,2021)而波动,呈现出状态性的特点。其次,社交焦虑的稳定性会呈现出怎么样的年龄趋势？对这一问题的探讨具有较大的干预启示。稳定性较低的时期可能提示该阶段最适合对社交焦虑进行干预,且效果可能更好;而对于稳定性较高的时期,说明此时的社交焦虑较难改变,需要本人付出更多的努力和外界的更多关注。研究显示,成年期前是个体人格逐渐成熟的过程,传统人格特征从学前期到 成 年 中 期 的 稳 定 性 波 动 上 升(Roberts&DelVecchio,2000),儿童和青少年的人格稳定性更低,可塑性更强。另外,童年期到青年期是社会网络逐渐扩大的过程(Wrzus et al.,2013),个体会在这个过程中形成自身的社会性态度和人际关系准则(Bhler&Orth,2022)。因此,如果社交焦虑呈现出特质属性,那么可以预期其稳定性随年龄增加而逐渐上升。1.3 调节变量 由前所述,社交焦虑的发展在以往研究中存在较大的异质性,这提示需要进一步探索潜在的调节因子。综合已有文献,以下样本特征和变量特征可能会产生影响。样本特征方面,出生组、性别和文化可能起关键作用。首先,心理发展的年龄差异可能与出生组效应相混淆。以往的横断历史元分析揭示了我国青少年和大学生的社交焦虑水平呈逐年上升趋势(时蒙 等,2019;Xin et al.,2022),居民消费水平的提升和社会连结的下滑解释了这种出生组效应(Xin et al.,2022)。但该结果只能揭示平均水平的出生组效应,社交焦虑的发展是否也存在出生组效应仍未知。其次,虽然女性的社交焦虑水平显著高于男性(van Loo et al.,2023),但发展轨迹高度相似(叶贝 等,2019;Ladd et al.,2019)。类似构念的元分析也表明,孤独感与自尊的平均水平变化和稳定性不受性别的影响(Mund et al.,2020;Orth et al.,2018)。由此可以推测社交焦虑的平均水平变化和稳定性也不受性别的影响。最后,社交焦虑在集体主义文化中更能被接受,甚至被认为是合理的(Heinrichs et al.,2006)。元分析也发现亚洲样本报告的社交焦虑显著高于欧洲样本(Woody et al.,2015)。然而,社交焦虑水平较高的文化是否意味着其增速更快或者稳定性更低仍不得而知。此外,除探讨男性比的调节作用外,我们还从文化层面关注男性化指数的作用。男性化指数越高,表明该社会的男性化气质(如竞争性、冷漠、独断性)越明显,已有研究表明对传统 男 性角 色的 认 同能 够降 低 社交 焦虑 的 风险1640 心 理 学 报 第55卷 (Moscovitch et al.,2005)。变量特征方面,社交焦虑类型与测量方式也可能有着显著影响。一方面,社交焦虑是一个从社交无畏到社交恐怖症的连续体,其中负面评价恐惧最为普遍,一般性的情感焦虑和羞怯在连续体的中端,社交退缩则在连续体的最末端(Rapee&Spence,2004)。那么不同维度症状严重程度的差异是否意味着其在发展趋势上也存在差异？另外,羞怯的内隐理论强调羞怯是稳定不变的人格特征(Beer,2002),而来自元分析的证据则支持社交焦虑障碍并非终身障碍(Vriends et al.,2014)。这可能说明羞怯的稳定性比其他维度更高。另一方面,在测量方式上,有研究表明自我报告的社交焦虑比教师和父母报告更为有效,稳定性更强(DiBartolo&Grills,2006);但也有研究发现母亲报告的羞怯稳定性要显著高于青少年的自我报告(Lawson et al.,2023)。因此,测量方式可能存在调节作用,但方向不清晰。基于结果稳健性的考虑,除了以上调节变量外,我们还纳入了研究特征变量(发表年份、文章语言、发表状态、文章质量),进一步检验选择性报告偏差的严重性。2 方法 本研究在PRISMA 2020的声明(Page et al.,2021)下进行元分析。同时,为迎合开放科学的趋势,文献检索工作开展前,本元分析方案已预注册在PROSPERO平台上,注册号为CRD42022341547。2.1 文献检索 首次检索在两个中文数据库(中国知网、万方数据)和三个外文数据库(Web of Science,ProQuest,PubMed)中进行,时间为2022年6月。此外,为提升纳入文献的全面性,我们还从涉及社交焦虑的纵向元分析中补充文献(如Chiu et al,2021;Maes et al.,2019)。2022年12月进行二次检索,除在上述五个数据库的基础上进行更新外,还新增检索EBOSCO(含MEDLINE、PsycINFO和PsycArticles)库。中文检索词包括社交焦虑(社交焦虑、社交回避、社交苦恼、交往焦虑、害羞、羞怯、社交恐惧、社交恐怖、互动焦虑、人际焦虑、评价恐惧)和纵向研究(纵向、追踪、前瞻、交叉滞后、面板、T1、T2、时间点、队列、纵断)两个部分。同样地,英文检 索 词 也 包 括 社 交 焦 虑(“SAD”“social anxi*”“social phobi*”“interaction anxi*”“social avoid*”“social distress”“social fear”“fear of eval*”“fear of negative eval*”“communication anxi*”“fear of rejection”“social inhib*”“social worry”“shy*”)和纵 向 研 究(“stability”“consistency”“continuity”“change”“longit*”“lagged”“panel”“prospective”“follow up”“follow-up”“reciprocal”“cohort”“time point”)两个部分。“*”号表示该词可拓展,如“social avoid*”可扩展为social avoidance、social avoiding等。各数据库的具体检索策略和二次检索的筛选流程见补充材料1(https:/osf.io/5u2aq)。2.2 文献筛选 文献纳入标准1：(1)有效样本量至少达30;(2)由于本研究关注的是社交焦虑的年龄效应,故样本年龄的离散程度应在合理范围内。根据前人研究的建议(Orth et al.,2018;Orth et al.,2021),将T1时年龄的标准差在5及以下做为纳入标准。对于没有报告年龄标准差但被描述为同一学段的样本,为了最大化保留数据,我们认为该离散程度也在合理范围内;(3)研究至少测量了前文中界定的社交焦虑的某一方面(情感、认知、行为、羞怯);(4)研究须采用纵向追踪设计;(5)波段的间隔至少在6个月,最长间隔至少与计划年龄组范围有50%的重叠(Hoff et al.,2018)。选择6个月做为纳入标准是为了减轻延滞效应(carry-over effects)的影响(Orth et al.,2018;Orth et al.,2021)。(6)每个波段所使用的社交焦虑量表在内容、题量、计分方式等方面须完全一致;(7)有足够的效应量信息,即每个波段社交焦虑的平均值、标准差和波段间的相关系数;(8)文章须采用中文或英文撰写。文献排除标准：(1)临床样本;(2)样本经历了特殊事件(如重大自然灾害)或心理干预;(3)采用实验法、观察法和同伴提名法测量社交焦虑的研究;(4)采用某种标准将社交焦虑划分为类别变量的研究,如仅报告OR、RR等数值。筛选工作首先由第一作者独立进行,初筛采用快速筛选的方法。随后参考以往元分析(Orth et al.,2018;Orth et al.,2021),再随机选取初筛后剩余的60篇文献对半分配给另外两名心理学研究生,要求他们根据上述标准判断文献是否纳入元分析。结果表明筛选的一致性高(90%和87%),不一致的主要原因是没有发现正文未提供的补充材料,以及误 1本研究预注册时的预期目标是刻画生命全程社交焦虑平均水平和稳定性的发展,但最终符合标准的文献不含中老年期的样本,基于现有数据我们只能分析学步期到青年期的发展。为与预注册同步,我们没有将样本的年龄范围做为纳入标准之一。第10期 陈必忠 等:学步期至青年期社交焦虑的发展轨迹和稳定性：一项基于纵向研究的三水平元分析 1641 将仅报告患病率的研究纳入。文献筛选流程图如图1所示。2.3 文献编码 编码表形成后,由两位心理学研究生独立进行编码工作。对于编码不一致的内容,通过协商讨论或再次阅读原文后达成一致。采用Cohen Kappa值衡量编码者间的一致性,0.8及以上表示编码者一致性高(McHugh,2012)。2.3.1 效应量 本研究选取两次相邻波段间的标准化均值差(d)和相关系数(r)做为效应量。标准化均值差用于考察社交焦虑的平均水平变化。参考以往研究(如Roberts et al.,2006),d值的计算公式为：T2的均值减T1的均值,再用该差值除去T1的标准差(Morris&DeShon,2002)。根据Orth等人(2018)的建议,构念的平均水平变化通常会随时间间隔的增大而增大,因此我们再将d值除去波段的间隔年数,得到以年为单位的标准化均值差(dyear)。由于纵向研究通常不报告d值,因此我们编码的是每个波段社交焦虑的均值和标准差,波段间要求间隔6个月且不重叠(Kappa=0.960.98)。例如,一项测量5次且每次间隔3个月的研究,我们选择的是T1、T3和T5的数据。相关系数用于考察社交焦虑稳定性,直接选取两个相邻波段间的相关系数(Kappa=0.951.00)。本研究分别对每个年龄组下的效应量进行元分析。对于年龄组的划分,考虑到学龄期间是人格社会性发展的关键期,且有足够的效应量用于分析,因此我们将学龄期间划分为更窄的年龄段,以更精确地刻画社交焦虑的发展趋势。共划分11个年龄组,分别是学步期(13岁)、学前儿童期(36岁)、小学儿童早期(68岁)、小学儿童中期(810岁)、小学儿童晚期(1012岁)、青春早期(1214岁)、青春中期(1416岁)、青春晚期(1618岁)、青年过渡期(1820岁)、青年早期(2025岁)、青年晚期(2535岁)。本研究选择两个相邻波段间的年龄均值做为判定其所属年龄组的证据(Orth et al.,2018;Orth et al.,2021)。比如,T1时所测样本为10岁,T2时为13岁,年龄均值为11.5岁,则该效应量应划分至小学儿童晚期。此外,部分研究虽然未报告样本平均 图1 PRISMA文献筛选流程图 注：格式不符指文章所报告的数据为不可比的非连续型数据,如OR和RR等分类数据、同伴提名数据。其他原因包括非中英文论文、有效样本量不足30、样本均龄标准差大于5和量表前后不一致等。1642 心 理 学 报 第55卷 年龄,但有明显信息可以做出推断的则保留,如大学生样本则编码为20岁。样本T1时均龄的Kappa值为0.96。2.3.2 研究特征 文献发表年份记录的是文章正式发表在期刊上的年份,对于学位论文编码为学位申请者答辩的年份(Kappa=1.00)。文章语言包括中文和英文两个类别(Kappa=1.00)。发表状态包括已发表的期刊论文和未发表的学位论文两个类别(Kappa=0.96)。对于文章质量,参考观察性队列和横断研究质量评价工具(National Institutes of Health,2014)及张亚利等人(2019)编制的相关类元分析文献质量评价量表,形成了本研究的文献质量评价标准(见附录),主要评价的是文章的方法学质量,不涉及理论深度或语言功底等。共包括被试选取、T1数据有效率、样本流失率、量表信度、量表的纵向等值检验和出版物等级6个指标,总分介于012之间,分数越高代表文献的质量越高(Kappa=0.841.00)。各文献的具体得分见补充材料2(https:/osf.io/2sp6m)。2.3.3 样本特征 样本的出生年代通过T1数据收集年代减去样本的平均年龄获得(Kappa=0.94)。对于未报告数据收集年代的研究,采用此公式进行计算：T1数据收集年代=文章发表年代 2(横断历史元分析中推断数据收集年代的常见做法;辛自强,张梅,2009)数据收集的时间跨度。性别编码为男性样本占总样本的比例(Kappa=0.97)。此外,对每个研究 样 本 选 取 的 国 家 和 大 洲 进 行 编 码,并 根 据Hofstede(1983)的国家文化维度理论,提取每个国家对应的个体主义指数和男性化指数(Kappa=1.00),数据来源于https:/www.hofstede- 变量特征 根据每个测量工具的内容和性质,参考以往综述社交焦虑测量工具的文献(Modini et al.,2015;Wong et al.,2016),将社交焦虑类型编码为5个类别：一般(即测量了社交焦虑多个维度)、情感、认知(即负面评价恐惧)、行为和类特质(即羞怯)。社交焦虑类型的Kappa值为0.92。测量方式根据量表的填答者进行编码,包括自我报告和他人报告两个类别(Kappa=1.00)。2.4 发表偏倚 发表偏倚是指已经发表的研究不足以代表研究总体而引发的偏差,会威胁到元分析结果的准确性(Borenstein et al.,2009)。本研究通过两种方法来检验发表偏倚。一方面,本研究纳入了未发表的学位论文,通过检验发表状态的调节效应可直接检验发表偏倚。另一方面则采用Begg秩相关法和Egger线性回归法进行检验。前者通过标准化效应值与效应值方差的秩相关(Kendalls)来判断发表偏倚的严重程度,Kendalls 不显著表明发表偏倚不严重(Begg&Mazumdar,1994)。后者则通过线性回归法来检验漏斗图的对称性,若回归方程的截距项显著不为0,说明存在发表偏倚(Borenstein et al.,2009)。2.5 数据分析 由于本研究在每个年龄组下分别进行效应量整合,因此一个研究既可能给一个年龄组提供多个效应量,也可能给多个年龄组提供多个效应量,这违反了传统元分析中效应量相互独立的基本假设(Borenstein et al.,2009)。一些类似研究(如Orth et al.,2018;Orth et al.,2021;Roberts et al.,2006)采用平均效应量的方式来应对效应量依赖的问题,但这种方法不仅会损失较多的信息,降低统计检验力,而且会增大估计的标准误,削弱估计的精确性(Cheung,2014)。为此,本研究采用三水平元分析(three-level meta-analysis)来估计总体效应量并检验调节效应。三水平模型允许从一个研究中提取多个效应量,并在估计时排除效应量依赖的影响,它将方差来源分为水平1的抽样误差、水平2的研究内误差和水平3的研究间误差,提高了元分析估计的精确性(Cheung,2014)。本研究在Cheung(2019)的方案指导下,采用R 4.2.1中的metaSEM包进行元分析。每个效应量的抽样误差在分析前通过Borenstein等(2009)的公式来计算。异质性方面,通过Q统计量来检验效应量间的异质性水平,并使用I2衡量水平2和水平3方差占总方差的比例。对于调节效应检验,考虑到类别调节变量在部分年龄组内对应的效应量个数极少或缺失,因此本研究参考前人研究的做法(Mund et al.,2020;Orth et al.,2018;Orth et al.,2021),在所有年龄组内(即利用所有效应量)检验调节效应。此外,对于社交焦虑的稳定性分析,本研究先将每个相关系数转换为Fishers Z值,得到总体效应量的估计值后再将其进行反转换,得到总体相关系数r。为与Roberts和DelVecchio(2000)的所发现的人格的稳定性做对比,本研究将时间间隔控制为1年,探讨社交焦虑在1年时间间隔的稳定性(Mund et al.,2020)。另外,检验某个心理构念的稳第10期 陈必忠 等:学步期至青年期社交焦虑的发展轨迹和稳定性：一项基于纵向研究的三水平元分析 1643 定性,除了参考等级排序相关系数的点估计值外,还 应 考 察 该 系 数 与 时 间 间 隔 的 关 系(Fraley&Roberts,2005)。相关系数通常与时间间隔呈负相关,如果相关系数随着时间间隔的增大呈线性下降趋势并趋近于0,说明该构念的特质属性较弱;如果相关系数随着时间间隔的增大的降幅呈先快后慢的趋势,在较长的时间间隔后不再明显下降,则该构念的特质属性较强(Fraley&Roberts,2005)。为此,我们使用SPSS 24.0,以时间间隔为自变量,以相关系数为因变量,通过曲线估计来判断相关系数与时间间隔的函数关系。考虑到相邻间隔通常较短,对于3个及以上波段的研究,我们选取首次波段和最后波段的相关系数,以尽量给较长的间隔提供更多的效应量。曲线估计中,同一独立样本的多个效应量通过平均化来处理。3 结果 3.1 描述性统计 最终共纳入了173项研究,192个独立样本,221个 效 应 量,样 本 总 数 为170197人(SD=1591.60)。其中203个效应量可用于平均水平变化元分析(N=158799),163个效应量可用于稳定性元分析(N=123888)。所有效应量在各项研究信息上的分布如表1所示。所有纳入文献的具体信息和编码内容可见补充材料2(https:/osf.io/q4n5x)。3.2 发表偏倚 由于来自未发表研究的效应量明显少于已发表研究,在部分年龄组内缺少未发表的效应量,故我们通过元回归的方法在所有效应量下检验发表状态的调节效应(1=已发表,0=未发表)。结果显示,就社交焦虑的平均水平变化而言,发表状态的调节效应不显著(B=0.01,p=0.860);就稳定性而言,已发表的效应量显著高于未发表(B=0.12,p=0.017)。进一步发表偏差检验结果如表2所示,没有一致的证据指向某个分析组存在发表偏倚。总体而言,本元分析较少受到发表偏倚的影响。3.3 社交焦虑的平均水平变化 对11个年龄组内社交焦虑的平均水平变化进行独立元分析,结果如表3所示,除了青春中期(1416岁)呈微弱上升趋势外,其他10个年龄组均呈下降趋势,其中学前儿童期(36岁)和青年过渡期(1820岁)下降最为明显。基于11个独立元分析的结果,绘制了累积dyear值图(见图2),可见社交焦虑在学步期相对稳定,学前儿童期明显下降,小学儿童期(累积dyear=0.314)和青春期(累积dyear=0.268)持续下降,其中青春中期有小幅上升,青年过渡期进一步下降,正式迈入青年期后降幅趋缓。调节效应检验结果见表4,所有调节变量均未达到统计显著性。表1 221个效应量的研究信息 研究信息 M/K Min Max SD%男性比(%)46.35 0 1 12.72 出生年代 1997.30 1970 2015 8.40 所属大洲 北美洲 89 40.27欧洲 59 26.70亚洲 65 29.42大洋洲 8 3.62社交焦虑类型 认知 17 7.69情感 65 29.42行为 20 9.05类特质 42 19.00一般/混合 77 34.84测量方式 自我报告 173 78.28他人报告 48 21.72测量波段 2.71 2 13 1.38 总时间间隔(年)2.06 0.5 19 2.54 发表状态 已发表 186 84.16未发表 35 15.84文章语言 中文 49 22.17英文 172 77.83发表年代 2015.73 1992 2022 6.09 注：M表示均值(连续变量),K表示频次(类别变量),Min和Max表示连续变量的最小和最大值,SD为标准差,%为频次的百分比。3.4 社交焦虑的稳定性 对11个年龄组内社交焦虑的稳定性进行独立元分析,结果如表5所示,控制在一年的等级排序相关系数在0.467到0.657之间。基于元分析结果,绘制了相应的年龄趋势图(见图3),可见社交焦虑的稳定性在学步期和学前儿童期较高,但在小学儿童期迅速降至低谷,青春期以后则逐渐回升,青年过渡期达到顶峰,青年期则继续稳定在较高水平。调节效应检验结果见表4。研究特征方面,来自中文文献效应量的稳定性显著低于英文文献。样本特 1644 心 理 学 报 第55卷 表2 社交焦虑平均水平变化和稳定性的发表偏倚检验 水平变化 稳定性 Egger线性回归法 Begg秩相关法 Egger线性回归法 Begg秩相关法 年龄组(岁)截距 p p 截距 p p 13 4.56 0.010 0.60 0.136 0.39 0.674 0.05 1.000 36 1.84 0.179 0.24 0.159 3.79 0.027 0.22 0.209 68 2.16 0.349 0.14 0.487 3.12 0.597 0.11 0.652 810 1.09 0.446 0.07 0.607 0.47 0.789 0.28 0.135 1012 1.19 0.162 0.01 0.925 0.37 0.694 0.05 0.653 1214 2.92 0.146 0.07 0.308 1.73 0.263 0.10 0.257 1416 1.37 0.286 0.08 0.350 4.50 0.022 0.11 0.315 1618 1.49 0.639 0.12 0.501 3.07 0.584 0.05 0.856 1820 3.25 0.278 0.14 0.326 9.70 0.001 0.25 0.126 2025 2.58 0.204 0.08 0.624 8.48 0.001 0.07 0.692 2535 0.28 0.169 1.00 0.042 4.23 0.259 0.53 0.207 所有效应量 1.01 0.091 0.09 0.018 0.88 0.168 0.02 0.678 表3 各年龄组社交焦虑平均水平变化的估计 出生年代 异质性 年龄组(岁)K Neffect size M 范围 dyear 95%CI Q 水平2 I2 水平3 I213 6 6 2005.19(1991,2015)0.034 0.219,0.151 71.79*97.34%36 14 19 1999.58(1980,2015)0.171*0.316,0.026314.01*6.11%93.11%68 11 15 1997.95(1980,2011)0.077 0.172,0.018 132.51*92.85%0 810 19 25 1997.65(1980,2008)0.032 0.113,0.048 564.54*67.15%29.64%1012 42 58 1998.23(1980,2009)0.048*0.090,0.006759.09*74.02%20.54%1214 63 100 1997.33(1977,2007)0.090 0.215,0.034 6686.36*8.53%90.99%1416 44 63 1995.04(1980,2006)0.023 0.025,0.070 1027.33*70.22%27.09%1618 12 18 1991.68(1984,1997)0.067 0.138,0.004 427.89*49.71%44.92%1820 17 25 1995.92(1980,2000)0.128*0.250,0.006950.10*68.88%29.83%2025 13 19 1996.70(1980,1998)0.022 0.128,0.083 308.96*94.93%0 2535 3 4 1974.86(1970,1980)0.030 0.087,0.027 0.05 0 0 注：K表示独立样本的个数;Neffect size表示效应量的个数;M表示样本出生年代的加权平均值;dyear表示以年为单位的标准化均值差;水平2 I2表示研究内方差占总方差的比例;水平3 I2表示研究间方差占总方差的比例;13岁组不存在效应量嵌套,故采用两水平分析。*p 0.05,*p 0.01,*p 0.001,下同。图2 学步期至青年期社交焦虑平均水平的发展趋势 征方面,男性比