注意控制在非理性信念與社交焦慮間的中介作用研究

李辭，李甜甜，曹建琴，蘇紅，孫昊，才運江

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［1]，且SAD患者常共患其他疾病如重度抑郁和酒精濫用［2-3]，因此可能對患者的學習、職業發展和幸福感產生嚴重影響［4-5]。理性情感行為療法（REBT）［6]認為，非理性信念作為一種刻板的、僵化的、消極的信念，常常會導致人們陷入情緒的困擾，或者出現適應不良的行為，HYLAND等［7]認為非理性信念是各種精神疾病出現的關鍵認知變量，與社交焦慮之間存在負相關關系［8]，高社交焦慮水平的個體在創傷性早期學習經歷中會產生一些錯誤的認知，如在進入社交情境時可能會引發被拒絕或出丑的預期，而這些錯誤的認知可導致個體不能正確處理有威脅性的消極信息。同時研究還表明，高社交焦慮水平者在社交焦慮相關話題上可能存在信念偏見，這可能導致非理性信念持續存在，難以糾正［9]，從而導致惡性循環。許多研究發現，高社交焦慮的個體有偏差的注意模式［10-11]。作為認知偏差最重要的一個成分，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]認為這種注意偏差是注意控制受損的結果，且KASHDAN［13]認為注意控制作為自我調節的亞成分，其損害會影響人際交往，研究顯示，焦慮個體在負責注意控制的前扣帶回皮質和前額葉活動較少，這也側面證實了焦慮對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證和控制內心的想法［16]。然而，VROLING等［17]研究顯示，如果個人對社會狀況已經有了一些持續的非理性信念，其可能對負面信息特別敏感（即促進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展為嚴重焦慮的門檻。但注意控制是否可作為一種中介因素調節消極信念與社交焦慮癥狀間的關系尚未被驗證。因此進行本研究并提出假設，即當個體存在非理性信念時，較低的注意控制會使其更容易注意到消極的社交信息且無法靈活地轉移注意力，從而更容易發展為嚴重的社交焦慮，即注意控制可中介非理性信念與社交焦慮間的關系。

1 對象與方法

1.1 研究對象 2016年10月，采用分層隨機整群抽樣方法在哈爾濱醫科大學（大慶）進行調查，先按年級分層，將班級作為整體并編號，按每年級學生構成比確定所需班級數，并根據隨機數字表確定每年級抽取班級號，根據樣本量估計公式：其中n為調查總人數；α顯著性水平通常取0.05，查表得 uα/2=1.96；π為總體率，根據以往在大慶地區進行的青少年SAD患病率調查，發現時點患病率為8.89%；δ為容許誤差，希望誤差不超過1%；nc為抽樣調查所需樣本量；N為抽樣總樣本量，現該校在校生人數（排除實習生、見習生及在附屬醫院上課班級）為4 235名，計算得所需樣本為1 793。選取學校內年齡＞16歲，可理解問卷并自主答題的全日制大學生，最終選擇1 799名大學生為研究對象。

1.2 研究方法 于2016年10月在哈爾濱醫科大學（大慶）進行面對面紙質問卷調查，問卷包括自制的一般人口學資料、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）。調查前對所有調查人員進行統一培訓以熟悉調查目的及流程，每次調查由同一名調查者進行調查人員、問卷的分配與管理，每個班級由兩名資料收集者負責，所有統一參加調查的同學被要求在問卷首頁的知情同意書上簽字確認，隨后宣講問卷填寫要求，過程中對被試提出的疑問及時并準確解答，回收問卷后當場檢查，對存在個別漏填選項的及時補齊，若空缺超過5個、存在明顯邏輯錯誤、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，調查結束贈予小禮物作為感謝。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科大學（大慶）倫理委員會的批準，研究對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，被用于評估獨立于行為的主觀社會焦慮體驗的傾向。量表由15個自我報告條目組成。受試者被要求從1（完全不符合我）～5（完全符合我）評分，總分為15～75分，分數越高，社交焦慮癥狀越嚴重［18]，在本次調查中該量表的Cronbach'sα系數為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1 800名中國大學生進行了SAD篩查，并用ROC曲線分析進行了比較，指出根據SAD診斷標準篩選SAD陽性率最高的是IAS。

1.3.2 IBS IBS是2007年楊清艷等［20]在個人信念調查表、信念量表基礎上編制的符合中國文化特點并適用于情緒障礙者的非理性信念測評工具，共22個條目，答案從1（完全不同意）～5（完全同意）5級評分，包括低挫折耐受、概括化評論、絕對化要求3個維度。IBS總量表的Cronbach'sα系數為0.874，分量表Cronbach'sα系數為0.725～0.812。

1.3.3 ACS DERRYBERRY等［12]開發了注意控制量表，張慧籽［21]進行了漢化，將注意控制能力分為注意集中、想法控制和注意轉移3個維度，共20個條目，條目從0（從不）～4（總是）5點評分，分數越高，注意控制能力越強。本研究中總量表Cronbach'sα系數為0.769。

1.4 統計學方法 使用SPSS 23.0及Mplus 7.4軟件進行數據統計分析。計數資料采用相對數表示。計量資料采用（±s）描述，不同性別的比較采用兩獨立樣本t檢驗，不同年級的比較采用單因素方差分析。采用Pearson相關分析評價變量間的相關關系，并用分層線性回歸分析確定預測社交焦慮的相關變量。然后采用Mplus 7.4軟件構建潛變量之間的結構方程模型，并計算各路徑系數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百分位Bootstrap法對路徑系數和間接效應的置信區間和統計顯著性進行估計以驗證注意控制的中介作用。以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 不同性別、年級大學生IAS、IBS和ACS評分的比較1 611名大學生中男409名（25.4%），女1 202名（74.6%），一年級至四年級學生人數分別為509名（31.6%）、652名（40.5%）、303名（18.8%）、147名（9.1%）。不同性別大學生IAS及IBS的低挫折耐受和概括化評論兩個維度評分比較，差異有統計學意義（P＜0.05）。不同年級大學生IBS的低挫折耐受、概括化評論評分比較，差異有統計學意義（P＜0.05，見表1）。

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

表1 不同性別、年級大學生IAS、IBS和ACS評分的比較（±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 IAS IBS ACS低挫折耐受 概括化評論 絕對化要求 注意集中 想法控制 注意轉移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 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 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 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 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性分析 IBS的低挫折耐受、概括化評論、絕對化要求評分與IAS評分均呈正相關（P＜0.001）。ACS的注意集中、想法控制和注意轉移評分與IAS評分均呈負相關（P＜0.001）。IBS的低挫折耐受和概括化評論與ACS的注意集中、想法控制和注意轉移3個維度得分呈負相關（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評分為因變量，人口學變量性別、年級及IBS的低挫折耐受、概括化評論、絕對化要求3個維度和ACS的注意集中、想法控制、注意轉移3個維度為自變量（α入=0.05，α出=0.10）進行分層線性回歸分析。性別、年級放在第一層，IBS的3個維度和ACS的3個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獨特的貢獻因子，但年級沒有進入回歸模型。第二層中，IBS和ACS的所有維度均進入回歸模型。結果表明：自變量對預測社交焦慮有顯著貢獻，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 中介效應分析 根據上述分析結果及理論假設，本研究構建結構方程模型以驗證注意控制在非理性信念與社交焦慮間的中介作用。將性別和年級作為協變量進行控制，結果顯示：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。且非理性信念對社交焦慮的直接效應為0.275（P＜0.01），對注意控制的直接效應為-0.423（P＜0.01），而注意控制對社交焦慮的直接效應為-0.377（P＜0.01，見圖1）。

為了進一步檢驗模型的穩定性，采用Bootstrap法對注意控制在非理性信念與社交焦慮關系間中介效應的顯著性進行分析，抽樣數為2 000，可信區間為95%。結果表明：所有路徑系數均有統計學意義，非理性信念通過注意控制對社交焦慮的間接效應的系數大小為0.159，其95%CI為（0.128，0.195），可以認為注意控制的中介效應成立，中介效應占總效應的（0.159/0.434）×100% ≈36.6%，其他檢驗結果見表4。

3 討論

本研究對1 611名大學生的注意控制、非理性信念與社交焦慮進行了橫斷面調查，以驗證注意控制在非理性信念與社交焦慮間的中介作用。相關分析結果發現非理性信念與社交焦慮存在正相關關系，先前的研究也有這樣的觀點［22]。研究表明，與對照組相比，社交焦慮組在面對壓力事件時會形成更多的非理性信念［8]。這證實了REBT的假設，即個體認知可以直接影響情緒，非理性信念會導致消極情緒和不適應行為，進而產生生理和心理癥狀，因此，發現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相關。相關分析顯示，注意控制的注意集中、想法控制和注意轉移3個維度均與社交焦慮呈負相關關系，這與以往的研究結果一致［23]，這說明注意控制能力較差的個體會將注意持續鎖定在消極人際信息上并難以順利轉移注意，從而導致焦慮情緒和癥狀的加重。這也證實了高注意控制能力是精神病理學的一個重要保護因素［24-25]。研究顯示注意偏向矯正訓練作為一種內隱的情緒障礙干預方法，可能是通過提高個體注意控制能力和靈活轉移能力起作用，減少對消極信息的關注，進而改善社交焦慮狀況［26]。

同時本研究顯示非理性信念與注意控制存在負相關關系，也就是非理性信念可能會損害注意控制能力。注意控制理論提出，社交焦慮者的消極認知會減少對當前任務的注意資源，損害中央執行系統的注意控制功能，增加對威脅性刺激的注意偏向［27-28]。KOSTER等［29]認為認知脆弱性因素如非理性信念導致過度或持續反芻是因為注意控制能力差。而高注意控制可使個體靈活運用各種情緒調節策略來擺脫負性思維的困擾［30]。

想法控制作為ACS的一個維度，在回歸分析中首先進入回歸方程且對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，內部認知控制對于情緒調節至關重要［31]。也有研究指出，社交焦慮個體常自我驗證和控制自己內心的想法。

本研究用結構方程模型構建了非理性信念、注意控制與社交焦慮間作用路徑，結果顯示，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法顯示中介作用達到統計學意義，中介貢獻率為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]的研究也證實了，在暴露于創傷線索時，高注意控制者的矯正恢復情緒能力更高，在事后也更少出現回憶偏倚。也有研究發現當信念偏差強且傾向于對自己持有強烈的積極信念時，其可能相對少地受反對和/或拒絕的信息的影響，并轉移注意力忽視不相關的信息，進而更可能不發展為社交焦慮［17]。一項認知行為療法（CBT）和注意偏向矯正訓練（ABMT）結合的隨機對照試驗也證明，認知行為治療作為一個外顯的治療方法，可以識別核心信念，通過干預方法減少認知偏差，而注意偏向矯正訓練則可以提高注意控制能力，提高認知的靈活性和控制力，兩者相互作用以強化干預效果［33]。SAD的發生和維持因素為消極認知，而非理性信念作為認知層次中的核心認知成分，其矯正對SAD治療具有重要意義，目前對非理性信念與社交焦慮間的可干預的中介因素研究較少，本研究驗證了注意控制作為一個情緒調節的保護因素，可能對非理性信念與社交焦慮間的關系存在中介作用，這為未來SAD患者的心理干預提供治療靶點。提高個體注意控制能力，可使其很快從消極信息轉移，減輕情緒困擾和焦慮情緒。

本文局限性：（1）作為一項干預試驗的前期研究，研究樣本為大學生，不能代表所有的社交焦慮群體，因此對結果的解釋還需要慎重使用。（2）以往研究已經表明社交焦慮的性別差異，本研究中男女比例失調較嚴重，因此可能會對結果造成一定影響。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列研究來探討更多與社交焦慮相關的因素間的相互作用。

作者貢獻：李辭、曹建琴構思并設計研究；李辭、李甜甜、蘇紅、孫昊參與資料收集；李辭、才運江參與統計分析；李辭擬定草稿，并經曹建琴、才運江修訂。

本文無利益沖突。