李辭，李甜甜，曹建琴，蘇紅，孫昊，才運(yùn)江

社交焦慮障礙（social anxiety disorder，SAD）是最常見的精神疾病之一，具有長期、慢性、致殘性特點(diǎn)［1]，且SAD患者常共患其他疾病如重度抑郁和酒精濫用［2-3]，因此可能對(duì)患者的學(xué)習(xí)、職業(yè)發(fā)展和幸福感產(chǎn)生嚴(yán)重影響［4-5]。理性情感行為療法（REBT）［6]認(rèn)為，非理性信念作為一種刻板的、僵化的、消極的信念，常常會(huì)導(dǎo)致人們陷入情緒的困擾，或者出現(xiàn)適應(yīng)不良的行為，HYLAND等［7]認(rèn)為非理性信念是各種精神疾病出現(xiàn)的關(guān)鍵認(rèn)知變量，與社交焦慮之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系［8]，高社交焦慮水平的個(gè)體在創(chuàng)傷性早期學(xué)習(xí)經(jīng)歷中會(huì)產(chǎn)生一些錯(cuò)誤的認(rèn)知，如在進(jìn)入社交情境時(shí)可能會(huì)引發(fā)被拒絕或出丑的預(yù)期，而這些錯(cuò)誤的認(rèn)知可導(dǎo)致個(gè)體不能正確處理有威脅性的消極信息。同時(shí)研究還表明，高社交焦慮水平者在社交焦慮相關(guān)話題上可能存在信念偏見，這可能導(dǎo)致非理性信念持續(xù)存在，難以糾正［9]，從而導(dǎo)致惡性循環(huán)。許多研究發(fā)現(xiàn)，高社交焦慮的個(gè)體有偏差的注意模式［10-11]。作為認(rèn)知偏差最重要的一個(gè)成分，注意偏向在社交焦慮的病因和維持中起著重要作用。DERRYBERRY等［12]認(rèn)為這種注意偏差是注意控制受損的結(jié)果，且KASHDAN［13]認(rèn)為注意控制作為自我調(diào)節(jié)的亞成分，其損害會(huì)影響人際交往，研究顯示，焦慮個(gè)體在負(fù)責(zé)注意控制的前扣帶回皮質(zhì)和前額葉活動(dòng)較少，這也側(cè)面證實(shí)了焦慮對(duì)注意控制能力的損害［14-15]。

研究顯示，焦慮患者比非焦慮者更頻繁地自我驗(yàn)證和控制內(nèi)心的想法［16]。然而，VROLING等［17]研究顯示，如果個(gè)人對(duì)社會(huì)狀況已經(jīng)有了一些持續(xù)的非理性信念，其可能對(duì)負(fù)面信息特別敏感（即促進(jìn)注意力定向或占用更多的注意力資源），從而降低了輕度焦慮發(fā)展為嚴(yán)重焦慮的門檻。但注意控制是否可作為一種中介因素調(diào)節(jié)消極信念與社交焦慮癥狀間的關(guān)系尚未被驗(yàn)證。因此進(jìn)行本研究并提出假設(shè)，即當(dāng)個(gè)體存在非理性信念時(shí)，較低的注意控制會(huì)使其更容易注意到消極的社交信息且無法靈活地轉(zhuǎn)移注意力，從而更容易發(fā)展為嚴(yán)重的社交焦慮，即注意控制可中介非理性信念與社交焦慮間的關(guān)系。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 2016年10月，采用分層隨機(jī)整群抽樣方法在哈爾濱醫(yī)科大學(xué)（大慶）進(jìn)行調(diào)查，先按年級(jí)分層，將班級(jí)作為整體并編號(hào)，按每年級(jí)學(xué)生構(gòu)成比確定所需班級(jí)數(shù)，并根據(jù)隨機(jī)數(shù)字表確定每年級(jí)抽取班級(jí)號(hào)，根據(jù)樣本量估計(jì)公式：其中n為調(diào)查總?cè)藬?shù)；α顯著性水平通常取0.05，查表得 uα/2=1.96；π為總體率，根據(jù)以往在大慶地區(qū)進(jìn)行的青少年SAD患病率調(diào)查，發(fā)現(xiàn)時(shí)點(diǎn)患病率為8.89%；δ為容許誤差，希望誤差不超過1%；nc為抽樣調(diào)查所需樣本量；N為抽樣總樣本量，現(xiàn)該校在校生人數(shù)（排除實(shí)習(xí)生、見習(xí)生及在附屬醫(yī)院上課班級(jí)）為4 235名，計(jì)算得所需樣本為1 793。選取學(xué)校內(nèi)年齡＞16歲，可理解問卷并自主答題的全日制大學(xué)生，最終選擇1 799名大學(xué)生為研究對(duì)象。

1.2 研究方法 于2016年10月在哈爾濱醫(yī)科大學(xué)（大慶）進(jìn)行面對(duì)面紙質(zhì)問卷調(diào)查，問卷包括自制的一般人口學(xué)資料、交往焦慮量表（Interaction Anxiousness Scale，IAS）、非理性信念量表（Irrational Belief Scale，IBS）及注意控制量表（Attentional Control Scale，ACS）。調(diào)查前對(duì)所有調(diào)查人員進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)以熟悉調(diào)查目的及流程，每次調(diào)查由同一名調(diào)查者進(jìn)行調(diào)查人員、問卷的分配與管理，每個(gè)班級(jí)由兩名資料收集者負(fù)責(zé)，所有統(tǒng)一參加調(diào)查的同學(xué)被要求在問卷首頁的知情同意書上簽字確認(rèn)，隨后宣講問卷填寫要求，過程中對(duì)被試提出的疑問及時(shí)并準(zhǔn)確解答，回收問卷后當(dāng)場檢查，對(duì)存在個(gè)別漏填選項(xiàng)的及時(shí)補(bǔ)齊，若空缺超過5個(gè)、存在明顯邏輯錯(cuò)誤、答案具有明顯傾向性及他人代答的視為無效問卷予以剔除，調(diào)查結(jié)束贈(zèng)予小禮物作為感謝。最終收集有效問卷1 611份。參與者年齡17～24歲，平均（19.6±1.8）歲。本研究獲得哈爾濱醫(yī)科大學(xué)（大慶）倫理委員會(huì)的批準(zhǔn)，研究對(duì)象均簽署了知情同意書。

1.3 研究工具

1.3.1 IAS 使用IAS測量社交焦慮，該量表于1999年譯為漢語版，被用于評(píng)估獨(dú)立于行為的主觀社會(huì)焦慮體驗(yàn)的傾向。量表由15個(gè)自我報(bào)告條目組成。受試者被要求從1（完全不符合我）～5（完全符合我）評(píng)分，總分為15～75分，分?jǐn)?shù)越高，社交焦慮癥狀越嚴(yán)重［18]，在本次調(diào)查中該量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.821。CAO等［19]采用IAS、簡明社交恐怖量表（Brief Social Phobia Scale，BSPS）和Liebowitz社交焦慮量表（Liebowitz Social Anxiety Scale，LSAS）對(duì)1 800名中國大學(xué)生進(jìn)行了SAD篩查，并用ROC曲線分析進(jìn)行了比較，指出根據(jù)SAD診斷標(biāo)準(zhǔn)篩選SAD陽性率最高的是IAS。

1.3.2 IBS IBS是2007年楊清艷等［20]在個(gè)人信念調(diào)查表、信念量表基礎(chǔ)上編制的符合中國文化特點(diǎn)并適用于情緒障礙者的非理性信念測評(píng)工具，共22個(gè)條目，答案從1（完全不同意）～5（完全同意）5級(jí)評(píng)分，包括低挫折耐受、概括化評(píng)論、絕對(duì)化要求3個(gè)維度。IBS總量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.874，分量表Cronbach'sα系數(shù)為0.725～0.812。

1.3.3 ACS DERRYBERRY等［12]開發(fā)了注意控制量表，張慧籽［21]進(jìn)行了漢化，將注意控制能力分為注意集中、想法控制和注意轉(zhuǎn)移3個(gè)維度，共20個(gè)條目，條目從0（從不）～4（總是）5點(diǎn)評(píng)分，分?jǐn)?shù)越高，注意控制能力越強(qiáng)。本研究中總量表Cronbach'sα系數(shù)為0.769。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 使用SPSS 23.0及Mplus 7.4軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。計(jì)數(shù)資料采用相對(duì)數(shù)表示。計(jì)量資料采用（±s）描述，不同性別的比較采用兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，不同年級(jí)的比較采用單因素方差分析。采用Pearson相關(guān)分析評(píng)價(jià)變量間的相關(guān)關(guān)系，并用分層線性回歸分析確定預(yù)測社交焦慮的相關(guān)變量。然后采用Mplus 7.4軟件構(gòu)建潛變量之間的結(jié)構(gòu)方程模型，并計(jì)算各路徑系數(shù)來確定注意控制是否在非理性信念和交往焦慮之間起中介作用。采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap法對(duì)路徑系數(shù)和間接效應(yīng)的置信區(qū)間和統(tǒng)計(jì)顯著性進(jìn)行估計(jì)以驗(yàn)證注意控制的中介作用。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 不同性別、年級(jí)大學(xué)生IAS、IBS和ACS評(píng)分的比較1 611名大學(xué)生中男409名（25.4%），女1 202名（74.6%），一年級(jí)至四年級(jí)學(xué)生人數(shù)分別為509名（31.6%）、652名（40.5%）、303名（18.8%）、147名（9.1%）。不同性別大學(xué)生IAS及IBS的低挫折耐受和概括化評(píng)論兩個(gè)維度評(píng)分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。不同年級(jí)大學(xué)生IBS的低挫折耐受、概括化評(píng)論評(píng)分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05，見表1）。

表1 不同性別、年級(jí)大學(xué)生IAS、IBS和ACS評(píng)分的比較（±s，分）Table 1 Comparison of IAS，IBS and ACS scores in college students by gender and grade

表1 不同性別、年級(jí)大學(xué)生IAS、IBS和ACS評(píng)分的比較（±s，分）Table 1 Comparison of IAS，IBS and ACS scores in college students by gender and grade

注：IAS=交往焦慮量表，IBS=非理性信念量表，ACS=注意控制量表

組別 人數(shù) IAS IBS ACS低挫折耐受 概括化評(píng)論 絕對(duì)化要求 注意集中 想法控制 注意轉(zhuǎn)移images/BZ_119_1531_2427_1552_2457.png性別男1 202 41.15±8.25 23.67±5.81 10.78±3.38 15.72±3.85 19.11±3.29 16.50±2.36 16.89±2.74 t值 -4.211 4.080 4.735 1.024 1.063 0.529 1.621 P 值 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 0.306 0.288 0.597 0.105年級(jí)409 39.17±8.06 25.03±5.93 11.73±3.91 15.94±3.87 19.31±3.31 16.57±2.47 17.15±3.02女一年級(jí) 509 40.21±8.26 23.87±5.71 10.78±3.39 15.78±3.82 19.31±3.22 16.56±2.34 17.21±2.87二年級(jí) 652 40.92±8.26 24.38±6.04 11.30±3.72 15.78±3.87 19.06±3.37 16.52±2.43 16.83±2.78三年級(jí) 303 40.55±7.97 24.02±5.92 11.13±3.62 15.96±3.96 19.01±3.29 16.37±2.39 16.74±2.86四年級(jí) 147 41.17±8.68 22.84±5.39 10.41±2.95 15.35±3.68 19.42±3.25 16.64±2.29 17.04±2.68 F值 0.928 2.934 3.683 0.839 1.063 0.553 2.504 P值 0.426 0.032 0.012 0.472 0.364 0.646 0.058

2.2 非理性信念和注意控制與社交焦慮的相關(guān)性分析 IBS的低挫折耐受、概括化評(píng)論、絕對(duì)化要求評(píng)分與IAS評(píng)分均呈正相關(guān)（P＜0.001）。ACS的注意集中、想法控制和注意轉(zhuǎn)移評(píng)分與IAS評(píng)分均呈負(fù)相關(guān)（P＜0.001）。IBS的低挫折耐受和概括化評(píng)論與ACS的注意集中、想法控制和注意轉(zhuǎn)移3個(gè)維度得分呈負(fù)相關(guān)（P＜0.001，見表2）。

表 2 非理性信念和注意控制與社交焦慮的相關(guān)性分析（r值）Table 2 Correlation analysis between irrational beliefs，attentional control and social anxiety

2.3 社交焦慮的影響因素的分層線性回歸分析 以IAS評(píng)分為因變量，人口學(xué)變量性別、年級(jí)及IBS的低挫折耐受、概括化評(píng)論、絕對(duì)化要求3個(gè)維度和ACS的注意集中、想法控制、注意轉(zhuǎn)移3個(gè)維度為自變量（α入=0.05，α出=0.10）進(jìn)行分層線性回歸分析。性別、年級(jí)放在第一層，IBS的3個(gè)維度和ACS的3個(gè)維度放在回歸模型的第二層。在第一層中，性別作為回歸模型的一個(gè)獨(dú)特的貢獻(xiàn)因子，但年級(jí)沒有進(jìn)入回歸模型。第二層中，IBS和ACS的所有維度均進(jìn)入回歸模型。結(jié)果表明：自變量對(duì)預(yù)測社交焦慮有顯著貢獻(xiàn)，解釋了26.1%的方差（見表3）。

表 3 社交焦慮的影響因素的分層線性回歸分析Table 3 Stratified linear regression analysis of the influencing factors of social anxiety

2.4 中介效應(yīng)分析 根據(jù)上述分析結(jié)果及理論假設(shè)，本研究構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型以驗(yàn)證注意控制在非理性信念與社交焦慮間的中介作用。將性別和年級(jí)作為協(xié)變量進(jìn)行控制，結(jié)果顯示：χ2/df=3.630，RMSEA=0.040，CFI=0.980，TLI=0.967，SRMR=0.030，說明模型擬合度良好。且非理性信念對(duì)社交焦慮的直接效應(yīng)為0.275（P＜0.01），對(duì)注意控制的直接效應(yīng)為-0.423（P＜0.01），而注意控制對(duì)社交焦慮的直接效應(yīng)為-0.377（P＜0.01，見圖1）。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，采用Bootstrap法對(duì)注意控制在非理性信念與社交焦慮關(guān)系間中介效應(yīng)的顯著性進(jìn)行分析，抽樣數(shù)為2 000，可信區(qū)間為95%。結(jié)果表明：所有路徑系數(shù)均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，非理性信念通過注意控制對(duì)社交焦慮的間接效應(yīng)的系數(shù)大小為0.159，其95%CI為（0.128，0.195），可以認(rèn)為注意控制的中介效應(yīng)成立，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的（0.159/0.434）×100% ≈36.6%，其他檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

3 討論

本研究對(duì)1 611名大學(xué)生的注意控制、非理性信念與社交焦慮進(jìn)行了橫斷面調(diào)查，以驗(yàn)證注意控制在非理性信念與社交焦慮間的中介作用。相關(guān)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)非理性信念與社交焦慮存在正相關(guān)關(guān)系，先前的研究也有這樣的觀點(diǎn)［22]。研究表明，與對(duì)照組相比，社交焦慮組在面對(duì)壓力事件時(shí)會(huì)形成更多的非理性信念［8]。這證實(shí)了REBT的假設(shè)，即個(gè)體認(rèn)知可以直接影響情緒，非理性信念會(huì)導(dǎo)致消極情緒和不適應(yīng)行為，進(jìn)而產(chǎn)生生理和心理癥狀，因此，發(fā)現(xiàn)和糾正非理性信念是治療SAD的重要步驟。

圖1 非理性信念、注意控制和社交焦慮的路徑圖Figure 1 Path diagram of irrational beliefs，attentional control and social anxiety

表 4 大學(xué)生注意控制在非理性信念與社交焦慮間的中介作用Table 4 The mediating effect of attentional control on irrational beliefs and social anxiety in college students

注意控制與社交焦慮呈負(fù)相關(guān)。相關(guān)分析顯示，注意控制的注意集中、想法控制和注意轉(zhuǎn)移3個(gè)維度均與社交焦慮呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與以往的研究結(jié)果一致［23]，這說明注意控制能力較差的個(gè)體會(huì)將注意持續(xù)鎖定在消極人際信息上并難以順利轉(zhuǎn)移注意，從而導(dǎo)致焦慮情緒和癥狀的加重。這也證實(shí)了高注意控制能力是精神病理學(xué)的一個(gè)重要保護(hù)因素［24-25]。研究顯示注意偏向矯正訓(xùn)練作為一種內(nèi)隱的情緒障礙干預(yù)方法，可能是通過提高個(gè)體注意控制能力和靈活轉(zhuǎn)移能力起作用，減少對(duì)消極信息的關(guān)注，進(jìn)而改善社交焦慮狀況［26]。

同時(shí)本研究顯示非理性信念與注意控制存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，也就是非理性信念可能會(huì)損害注意控制能力。注意控制理論提出，社交焦慮者的消極認(rèn)知會(huì)減少對(duì)當(dāng)前任務(wù)的注意資源，損害中央執(zhí)行系統(tǒng)的注意控制功能，增加對(duì)威脅性刺激的注意偏向［27-28]。KOSTER等［29]認(rèn)為認(rèn)知脆弱性因素如非理性信念導(dǎo)致過度或持續(xù)反芻是因?yàn)樽⒁饪刂颇芰Σ?。而高注意控制可使個(gè)體靈活運(yùn)用各種情緒調(diào)節(jié)策略來擺脫負(fù)性思維的困擾［30]。

想法控制作為ACS的一個(gè)維度，在回歸分析中首先進(jìn)入回歸方程且對(duì)社交焦慮解釋度最大，這與之前的研究一致，即在注意控制中，內(nèi)部認(rèn)知控制對(duì)于情緒調(diào)節(jié)至關(guān)重要［31]。也有研究指出，社交焦慮個(gè)體常自我驗(yàn)證和控制自己內(nèi)心的想法。

本研究用結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建了非理性信念、注意控制與社交焦慮間作用路徑，結(jié)果顯示，非理性信念不僅可以直接作用于社交焦慮，而且可通過注意控制的中介作用間接作用于社交焦慮，Bootstrap法顯示中介作用達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，中介貢獻(xiàn)率為36.6%，提示非理性信念可能被注意控制部分矯正而降低社交焦慮水平。BARDEEN等［32]的研究也證實(shí)了，在暴露于創(chuàng)傷線索時(shí)，高注意控制者的矯正恢復(fù)情緒能力更高，在事后也更少出現(xiàn)回憶偏倚。也有研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)信念偏差強(qiáng)且傾向于對(duì)自己持有強(qiáng)烈的積極信念時(shí)，其可能相對(duì)少地受反對(duì)和/或拒絕的信息的影響，并轉(zhuǎn)移注意力忽視不相關(guān)的信息，進(jìn)而更可能不發(fā)展為社交焦慮［17]。一項(xiàng)認(rèn)知行為療法（CBT）和注意偏向矯正訓(xùn)練（ABMT）結(jié)合的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)也證明，認(rèn)知行為治療作為一個(gè)外顯的治療方法，可以識(shí)別核心信念，通過干預(yù)方法減少認(rèn)知偏差，而注意偏向矯正訓(xùn)練則可以提高注意控制能力，提高認(rèn)知的靈活性和控制力，兩者相互作用以強(qiáng)化干預(yù)效果［33]。SAD的發(fā)生和維持因素為消極認(rèn)知，而非理性信念作為認(rèn)知層次中的核心認(rèn)知成分，其矯正對(duì)SAD治療具有重要意義，目前對(duì)非理性信念與社交焦慮間的可干預(yù)的中介因素研究較少，本研究驗(yàn)證了注意控制作為一個(gè)情緒調(diào)節(jié)的保護(hù)因素，可能對(duì)非理性信念與社交焦慮間的關(guān)系存在中介作用，這為未來SAD患者的心理干預(yù)提供治療靶點(diǎn)。提高個(gè)體注意控制能力，可使其很快從消極信息轉(zhuǎn)移，減輕情緒困擾和焦慮情緒。

本文局限性：（1）作為一項(xiàng)干預(yù)試驗(yàn)的前期研究，研究樣本為大學(xué)生，不能代表所有的社交焦慮群體，因此對(duì)結(jié)果的解釋還需要慎重使用。（2）以往研究已經(jīng)表明社交焦慮的性別差異，本研究中男女比例失調(diào)較嚴(yán)重，因此可能會(huì)對(duì)結(jié)果造成一定影響。第三，存在橫斷面研究的通病，不能確定因果關(guān)系，且注意控制只是部分中介，說明還有其他因素在起作用，未來研究可以采用隊(duì)列研究來探討更多與社交焦慮相關(guān)的因素間的相互作用。

作者貢獻(xiàn)：李辭、曹建琴構(gòu)思并設(shè)計(jì)研究；李辭、李甜甜、蘇紅、孫昊參與資料收集；李辭、才運(yùn)江參與統(tǒng)計(jì)分析；李辭擬定草稿，并經(jīng)曹建琴、才運(yùn)江修訂。

本文無利益沖突。