反芻思維對(duì)社交焦慮的影響：消極自我信念的作用

分類號(hào) R395;B842

1引言

社交焦慮是一種常見的焦慮障礙，多指由社交或人際事件引發(fā)的焦慮情緒，通常表現(xiàn)為對(duì)來自他人的負(fù)面評(píng)價(jià)產(chǎn)生過度擔(dān)憂和恐懼(SteinStein，2008)。當(dāng)這種情緒超過正常閾值并對(duì)個(gè)體產(chǎn)生持續(xù)困擾時(shí)，則被界定為社交焦慮癥，也稱社交恐怖癥，其特征是對(duì)可能出現(xiàn)他人評(píng)價(jià)的社會(huì)情境產(chǎn)生反復(fù)和強(qiáng)烈的焦慮反應(yīng)（AmericanPsychiatricAssociation，2013)。社交焦慮一般伴隨著明顯的情緒變化或軀體表現(xiàn)，如恐懼、心跳加速、出汗、顫抖等，嚴(yán)重時(shí)會(huì)影響個(gè)體的學(xué)習(xí)、工作和生活。實(shí)際上，即使尚未達(dá)到臨床診斷標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)歷閾下或亞臨床社交焦慮也會(huì)導(dǎo)致明顯的認(rèn)知功能損害(Fehmet al.，2008)。

年輕群體更容易受到社交焦慮的困擾，研究指出，約 90 % 的社交焦慮癥狀發(fā)生在23歲之前(Kessleretal.，2005)。近年來，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生活節(jié)奏的變化，我國居民社交焦慮的程度也在不斷上升。調(diào)查指出，我國兒童、青少年和年輕成人的社交焦慮癥狀平均發(fā)病率為 23 . 5 % (Tang et al.，2022)，且青少年的社交焦慮水平在 2 0 0 2～2 0 2 0 年呈現(xiàn)逐年上升的趨勢(shì)(Xinetal.，2022)。同時(shí)，一項(xiàng)跨越7個(gè)國家(含中國)的調(diào)查研究揭示出，社交焦慮在年輕人中的患病率實(shí)際上顯著高于先前的報(bào)道，超過三分之一的受訪者 ( 3 6 % ) 符合社交焦慮障礙的標(biāo)準(zhǔn)診斷閾值(JefferiesUngar，2020)。目前，社交焦慮已成為青少年焦慮障礙的主要因素(LaMaisonetal.，2018)，研究社交焦慮對(duì)于預(yù)防和減輕更嚴(yán)重的心理健康問題至關(guān)重要。深人探究社交焦慮的發(fā)生維持影響因素，有利于幫助制定有效的預(yù)防措施和干預(yù)策略，從而提高重點(diǎn)人群的心理健康和社會(huì)適應(yīng)能力。

社交恐懼癥的理論模型認(rèn)為，患有社交焦慮的個(gè)體有在社交事件后對(duì)言語或社會(huì)互動(dòng)進(jìn)行消極反芻的傾向，這種事件后發(fā)生的反芻思維是維持社交焦慮的主要過程之一(ClarkWells，1995)。反芻思維通常表現(xiàn)為在消極情緒狀態(tài)下對(duì)問題反復(fù)、被動(dòng)的回憶、思考和分析，是個(gè)體對(duì)痛苦事件的消極認(rèn)知評(píng)價(jià)方式。反芻思維不僅與焦慮、抑郁和悲傷等情緒問題有關(guān)，還有可能導(dǎo)致睡眠障礙、記憶和執(zhí)行控制功能受損、認(rèn)知失調(diào)，并影響問題解決和人際適應(yīng)等多個(gè)方面(WatkinsRoberts，2020)。特別是，在社交焦慮患者中，反芻思維往往具有反復(fù)性和侵入性，會(huì)導(dǎo)致個(gè)體不斷對(duì)社會(huì)事件進(jìn)行回顧觸發(fā)焦慮情緒和與自我感知相關(guān)的負(fù)面認(rèn)知，進(jìn)而導(dǎo)致回避和退縮行為(AbbottRapee，2004)。隨著時(shí)間推移，不斷進(jìn)行的反芻思維會(huì)使得個(gè)體對(duì)自己的表現(xiàn)仍持有消極觀念，甚至可能會(huì)通過扭曲真實(shí)記憶來加深消極評(píng)價(jià)的程度，使個(gè)體持續(xù)維持甚至加深焦慮癥狀和負(fù)面情緒的程度(MorganBanerjee，2008)。

在社交焦慮的理論研究中，有大量關(guān)于社交焦慮如何發(fā)展和維持的闡釋(Heimbergetal.，2010;WongRapee，2016)，這些理論的共同特點(diǎn)是關(guān)注認(rèn)知因素的作用。在社交情境下，有時(shí)人們會(huì)對(duì)自身以及別人如何評(píng)價(jià)他們產(chǎn)生扭曲的信念，這種消極的、適應(yīng)不良的信念被稱為消極自我信念，也是社交焦慮的核心特征(ClarkWells，1995)。Clark和Wells (1995)提出，適應(yīng)不良的自我信念導(dǎo)致社交焦慮患者在社交表現(xiàn)中持續(xù)經(jīng)歷恐慌，并引發(fā)焦慮。他們進(jìn)一步將這些自我信念分為三種不同的類型：(a)對(duì)于社會(huì)表現(xiàn)的過高標(biāo)準(zhǔn)(例如，“我必須給每個(gè)人都留下好印象\")；(b)關(guān)于社會(huì)評(píng)價(jià)的條件信念(例如，“如果人們看到我焦慮，那么他們會(huì)輕視我\")；(c)關(guān)于自我的無條件信念(例如，“人們會(huì)往壞處想我\")。消極自我信念會(huì)放大個(gè)體在社交情境中感知到的消極情緒體驗(yàn)(如焦慮、恐懼、擔(dān)憂等)，引發(fā)過度的情緒反應(yīng)(Heimbergetal.，2014)，導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生適應(yīng)不良的行為(如社交回避行為)并引發(fā)認(rèn)知一情感失調(diào)(Heerenetal.，202O)，從而進(jìn)一步維持或加劇社交焦慮(Campbell-SillsBarlow，2007)。研究發(fā)現(xiàn)患有社交焦慮的個(gè)體往往存在更高水平的消極自我信念(Hofmann，2007; Schulz etal.，2008)。

在此基礎(chǔ)上，Hofmann (2007)提出社交焦慮的認(rèn)知模型。該理論指出，社交焦慮患者在社會(huì)情境下?lián)鷳n的部分原因是他們持有過高的社會(huì)標(biāo)準(zhǔn)。社交焦慮患者期待能夠給別人留下特殊印象，但又懷疑自己能否做到這一點(diǎn)，這可能是因?yàn)樗麄儫o法清楚地定義自己的目標(biāo)并選擇可實(shí)施的行為策略來實(shí)現(xiàn)目標(biāo)。這導(dǎo)致了社會(huì)擔(dān)憂和自我集中的進(jìn)一步增加，并引發(fā)了一些額外的認(rèn)知過程，例如夸大社會(huì)情境負(fù)面結(jié)果的可能性、高估潛在社會(huì)成本等。為了避免在社交場(chǎng)合中出現(xiàn)失誤，社交焦慮患者可能會(huì)采取適應(yīng)不良的應(yīng)對(duì)策略，包括回避和安全行為，然后進(jìn)行事件后的反芻思維，而這又會(huì)進(jìn)一步加重他們的心理負(fù)擔(dān)。因此，基于社交焦慮的認(rèn)知模型，并結(jié)合前文所述的社交恐懼癥理論模型，本研究假設(shè)個(gè)體在反芻思維中會(huì)鞏固和加深對(duì)于自己社交表現(xiàn)的負(fù)面認(rèn)知偏見，強(qiáng)化適應(yīng)不良的消極自我信念，進(jìn)而導(dǎo)致社交焦慮的維持，見圖1。

注： ①④ 表示以往研究支持的路徑關(guān)系。 ① 反芻思維與社交焦慮正相關(guān)并可以預(yù)測(cè)社交焦慮(BeanCiesla，2024;Joseetal.，2012); ② 反芻思維能夠維持并預(yù)測(cè)消極自我信念(WongMoulds2009，2012)； ③ 消極自我信念與社交焦慮正相關(guān)，其變化能夠預(yù)測(cè)社交焦慮的癥狀改變(Gregoryetal.，2018); ④ 消極自我信念在反芻思維和社交焦慮關(guān)系起中介作用(Kisselletal.，2016)。

雖然反芻思維在引發(fā)和維持抑郁、焦慮等精神疾病中的重要作用已被廣泛討論(WatkinsRoberts，2020)，然而，數(shù)量有限的研究關(guān)注了反芻思維與社交焦慮這一特定焦慮類型的關(guān)系。受限于較小的樣本量以及測(cè)量工具的不統(tǒng)一，先前研究結(jié)論并不完全一致。但是，多數(shù)研究匯報(bào)了反芻思維與社交焦慮的正相關(guān)關(guān)系(Brozovichetal.，2015;Kocovskietal.，2011;WongMoulds，2012)。在此基礎(chǔ)上，最近的元分析發(fā)現(xiàn)，反芻思維在社交焦慮的維持中發(fā)揮了關(guān)鍵作用，反芻思維程度越高，社交焦慮的癥狀也就越嚴(yán)重 ( r = 0 . 4 5 ) (Edgar et al.，2024)。此外，盡管消極自我信念的概念在理論上早已被提及，但對(duì)應(yīng)的量化研究直到最近才開始興起(Wongetal.，2017;WongMoulds，2011)。隨后的研究發(fā)現(xiàn)，事件前/后發(fā)生的反芻思維會(huì)激活不同類型的自我信念(WongMoulds，2009)，且基線的反芻思維水平可以預(yù)測(cè)后續(xù)的消極自我信念水平(WongMoulds，2012)，表明反芻思維進(jìn)一步加深或鞏固了消極自我信念的程度。同時(shí)，研究表明消極自我信念與社交焦慮的嚴(yán)重程度存在中等或較大程度的正相關(guān)(Gkikaetal.，2018；Wonget al.，2021;Wongetal.，2014)，并與社交焦慮中表現(xiàn)出的認(rèn)識(shí)和行為回避有關(guān)(Heerenetal.，2020；WongMoulds，2011)。一項(xiàng)為期12周的認(rèn)知行為治療研究中發(fā)現(xiàn)，消極自我信念水平隨治療下降，且其變化可以顯著預(yù)測(cè)社交焦慮的變化，但社交焦慮的減輕卻不能顯著預(yù)測(cè)自我信念的變化(Gregoryetal.，2018。該結(jié)果符合社交焦慮的認(rèn)知模型，表明認(rèn)知改變應(yīng)該先于癥狀減輕，強(qiáng)調(diào)了消極自我信念在社交焦慮變化發(fā)展中的重要作用。

然而，由于關(guān)注角度相對(duì)局限，現(xiàn)有研究通常將反芻思維、消極自我信念和社交焦慮分別進(jìn)行探討，往往僅研究其中兩者的單一關(guān)系(如反芻思維與社交焦慮、消極自我信念與社交焦慮、或反芻思維與消極自我信念)，僅有一項(xiàng)研究采用自我報(bào)告的方式調(diào)查了三者的相互關(guān)系(Kisselletal.，2016)，缺乏更加系統(tǒng)深入的探討。同時(shí)，現(xiàn)有研究更加關(guān)注社交焦慮患者，認(rèn)為反芻思維、消極自我信念是社交焦慮的結(jié)果，并和社交焦慮產(chǎn)生相互作用，形成惡性循環(huán)。盡管這些研究結(jié)論在解釋社交焦慮的思維模式上做出了重要貢獻(xiàn)，卻忽略了普通人群和亞臨床群體面臨同樣困擾的可能性(JefferiesUngar，2020)。因此，將研究群體拓展至普通人群也是有必要的，這能夠?yàn)槔斫馊咦饔脵C(jī)制提供更加全面的見解，從而為社交焦慮的預(yù)防和干預(yù)策略提供更加多元的視角。

綜上所述，本研究旨在回答反芻思維如何通過影響消極自我信念而維持社交焦慮的機(jī)制，同時(shí)探討干預(yù)消極自我信念是否能夠有效緩解社交焦慮。研究重點(diǎn)關(guān)注事件后反當(dāng)?shù)挠绊懀虼宋匆腩A(yù)期反芻，以避免實(shí)驗(yàn)情境的復(fù)雜化，確保研究重點(diǎn)集中在關(guān)鍵概念上。下文中的反芻思維均指事件后反芻思維。研究采用實(shí)驗(yàn)操縱的方法，以便更好地觀察反芻思維狀態(tài)對(duì)消極自我信念和社交焦慮的影響。實(shí)驗(yàn)1旨在驗(yàn)證消極自我信念在反芻思維與社交焦慮之間的中介作用，通過在實(shí)驗(yàn)室中觀察反芻思維狀態(tài)下個(gè)體消極自我信念和社交焦慮水平的變化，揭示三者之間的變化關(guān)系和作用機(jī)制。實(shí)驗(yàn)2基于實(shí)驗(yàn)1的發(fā)現(xiàn)，進(jìn)一步探究干預(yù)消極自我信念是否能夠有效緩解社交焦慮，評(píng)估采用認(rèn)知重評(píng)作為干預(yù)方式的有效性，驗(yàn)證和拓展實(shí)驗(yàn)1的結(jié)論。本研究提出以下假設(shè)：(1)反芻思維、社交焦慮和消極自我信念之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；(2)消極自我信念可以中介反芻思維和社交焦慮的關(guān)系，反芻思維通過強(qiáng)化消極自我信念加劇或維持社交焦慮的水平；(3)干預(yù)消極自我信念能夠降低反芻思維對(duì)社交焦慮的影響。

2實(shí)驗(yàn)1：反芻思維與社交焦慮的關(guān)系：自我信念的中介作用

2.1 方法

2.1.1 被試

根據(jù)G*Power3.1估計(jì)實(shí)驗(yàn)所需的樣本量。對(duì)于本實(shí)驗(yàn)所采用的檢驗(yàn)方法，設(shè)置顯著性水平 0.01)，期望的功效值 ( 1 - β = 0 . 8 0 ) 并保證中等效應(yīng)量 ( f = 0 . 2 5 ) （WongMoulds，2009)的情況下，所需的樣本量應(yīng)不少于52。本研究共招募了94名無精神疾病史(無腦損傷史、精神分裂癥、重度抑郁、焦慮癥和失眠史)、右利手、視力或矯正視力正常的在校大學(xué)生，其中有1名被試拒絕進(jìn)行演講，有5名被試在演講過程中途放棄，有1名被試未完成全部的測(cè)量，有1名被試提出不能理解并按照指導(dǎo)語進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，有3名被試沒有按照指令完成全部的實(shí)驗(yàn)流程，在排除了這些被試后，總共有83名被試的數(shù)據(jù)被納入后續(xù)的分析。其中，男生26名，女生57名，平均年齡 2 1 . 0 5 ± 2 . 1 5 歲。所有被試都在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得了一定程度的報(bào)酬。該實(shí)驗(yàn)獲得了西南大學(xué)心理學(xué)部倫理委員會(huì)的批準(zhǔn)。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)材料和流程

被試到達(dá)實(shí)驗(yàn)室后完成一個(gè)基線測(cè)量，然后進(jìn)行一個(gè)限時(shí)演講的任務(wù)。被試會(huì)隨機(jī)抽取一個(gè)具有爭(zhēng)議性的話題作為演講的主題，在1分鐘內(nèi)完成準(zhǔn)備，并進(jìn)行計(jì)時(shí)3分鐘的演講。在計(jì)時(shí)結(jié)束前，不能出現(xiàn)過長的沉默時(shí)間。被試將被告知演講過程中會(huì)全程錄像，并交付專業(yè)人士評(píng)估其表現(xiàn)。接下來，所有被試被隨機(jī)分為兩組進(jìn)行狀態(tài)誘導(dǎo)任務(wù)。本實(shí)驗(yàn)使用了以往研究中用于誘導(dǎo)反芻思維的范式和材料(Burkhouseetal.，2017)。每組的材料各自包括45個(gè)項(xiàng)目，材料刺激通過E-prime2.0呈現(xiàn)，呈現(xiàn)時(shí)間為8分鐘。在實(shí)驗(yàn)組(反芻狀態(tài))中，這些句子引導(dǎo)參與者對(duì)自身的情緒狀態(tài)、身心感受、個(gè)人特質(zhì)等進(jìn)行思考和反思，例如“想一想：你當(dāng)前的感受意味著什么？”、“想一想：他人眼中的你的性格和人品是什么樣的？”；對(duì)于對(duì)照組(分心狀態(tài))，這些句子會(huì)指導(dǎo)參與者思考與當(dāng)下情境無關(guān)的具體事物，這些事物在生活中比較常見且不帶有明顯的感情色彩，被試可以根據(jù)已獲得的個(gè)體經(jīng)驗(yàn)對(duì)其進(jìn)行想象，例如：“想一想：一群北極熊在溪水中釣魚。”在演講和狀態(tài)誘導(dǎo)任務(wù)結(jié)束后會(huì)分別記錄被試社交焦慮、反芻思維和消極自我信念水平的變化，使用量表如下：

(1)狀態(tài)焦慮量表(State-trait anxiety inventory，STAI)

本研究使用狀態(tài)焦慮量表(MarteauBekker，1992)測(cè)量參與者社交焦慮的變化。該量表包括20個(gè)題目，采用Likert4點(diǎn)計(jì)分，1\\~4分別代表“完全沒有\(zhòng)"到\"非常明顯”，其中第1、2、5、8、10、11、15、16、19和20題為反向計(jì)分題目，得分越高則表明當(dāng)前個(gè)體的焦慮水平越高。

(2)簡(jiǎn)版狀態(tài)反芻思維量表(Briefstaterumination inventory，I)

本研究使用簡(jiǎn)版狀態(tài)反芻思維量表測(cè)量參與者的狀態(tài)反芻思維(Marchettietal.，2018；Wangetal.，2022)。該量表包括8個(gè)項(xiàng)目，對(duì)于每個(gè)項(xiàng)目，完成0\\~100（“完全不同意”—“完全同意\")的評(píng)分，得分越高代表個(gè)體的狀態(tài)反芻思維水平程度越強(qiáng)。

(3)社交焦慮自我信念量表(Self-beliefsrelated tosocial anxiety scale，SBSA)

本研究使用社交焦慮自我信念量表(Wongetal.，2014)測(cè)量參與者與社交焦慮有關(guān)的消極自我信念。該量表包括3個(gè)維度：高標(biāo)準(zhǔn)信念、無條件信念和條件信念，總共15個(gè)題目。計(jì)分時(shí)采用Likert11點(diǎn)計(jì)分，0\\~10分別代表“一點(diǎn)也不同意\"到“完全同意”，得分越高代表個(gè)體與社交焦慮有關(guān)的消極自我信念水平越高。

2.2 結(jié)果

2.2.1 社交焦慮操縱有效性檢驗(yàn)

對(duì)演講任務(wù)前后測(cè)量的焦慮水平進(jìn)行配對(duì)樣本 t 檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)演講后的焦慮水平 ( 4 8 . 1 5 ± 10.15)顯著高于演講前 3 9 . 1 5 ± 1 0 . 2 9 ? ！ t ( 8 2 ) = 8 . 4 7 0p < 0 . 0 0 1

2.2.2 分組隨機(jī)性檢驗(yàn)

對(duì)分組時(shí)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的焦慮、狀態(tài)反芻、消極自我信念的水平進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些測(cè)量在分組上的差異均不顯著，證明分組具有隨機(jī)性，兩組沒有顯著差異，具體結(jié)果見表1。

2.2.3 狀態(tài)誘導(dǎo)任務(wù)操縱有效性檢驗(yàn)

對(duì)被試的狀態(tài)反芻思維水平進(jìn)行2（時(shí)間：前測(cè)、后測(cè)) × 2 (分組：實(shí)驗(yàn)組、對(duì)照組)重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，時(shí)間主效應(yīng)顯著， 28.89， p < 0 . 0 0 1 ， ；分組主效應(yīng)邊緣顯著，F(xiàn) ( 1 ， 8 1 ) = 3 . 8 0 ， p = 0 . 0 5 5 ， ；時(shí)間與分組的交互效應(yīng)顯著， p < 0 . 0 0 1 ， 0.47。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在前測(cè)時(shí)，分組主效應(yīng)不顯著， F ( 1 ， 8 1 ) = 1 . 4 1 4 ， p = 0 . 2 9 ；在后測(cè)時(shí)，分組主效應(yīng)顯著 F ( 1 ， 8 1 ) = 2 6 . 1 5 0 p < 0 . 0 0 1 ， 0其中對(duì)照組的狀態(tài)反芻思維水平顯著低于實(shí)驗(yàn)組。這說明狀態(tài)反芻思維在時(shí)間上的變化受到分組的影響，即實(shí)驗(yàn)中的不同操縱對(duì)被試的狀態(tài)反芻思維產(chǎn)生了不同的影響，從而證明操縱的有效性。見圖2。

2.2.4反芻思維對(duì)消極自我信念的影響

對(duì)被試的消極自我信念水平進(jìn)行2（時(shí)間：前測(cè)、后測(cè)) × 2 (心理狀態(tài)：反芻、分心)重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，時(shí)間主效應(yīng)顯著， 41. 5 0 ， p < 0 . 0 0 1 ， ；心理狀態(tài)主效應(yīng)邊緣顯著， F ( 1 ， 8 1 ) = 3 . 9 2 p = 0 . 0 5 1 ， ；時(shí)間與心理狀態(tài)的交互效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 8 1 ) = 7 . 8 7 p = 0 . 0 0 6 。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在前測(cè)時(shí)，心理狀態(tài)主效應(yīng)不顯著， F ( 1 ， 8 1 ) = 1 . 4 8 ， p = 0 . 2 3 ；在后測(cè)時(shí)，心理狀態(tài)主效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 8 1 ) = 7 . 2 7 ， ，其中分心狀態(tài)下的消極自我信念顯著低于反芻狀態(tài)。見圖3。

2.2.5 反芻思維對(duì)社交焦慮的影響

對(duì)焦慮水平進(jìn)行2(時(shí)間：前測(cè)、后測(cè)) × 2 （心理狀態(tài)：反芻、分心)重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，時(shí)間主效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 8 1 ) = 3 9 . 0 1 ， p < 0 . 0 0 1 ， = 0 . 3 3 ；心理狀態(tài)主效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 8 1 ) = 5 . 8 7 ， p = 0.02， ；時(shí)間與心理狀態(tài)的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn) ( 1 ， 8 1 ) = 3 2 . 7 7 ， p < 0 . 0 0 1 。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在反芻狀態(tài)下，時(shí)間主效應(yīng)不顯著， = 0 . 1 4 ， p = 0 . 7 1 ；在分心狀態(tài)下，時(shí)間主效應(yīng)顯著，F(xiàn) ( 1 ， 8 1 ) = 7 0 . 7 9 0 p < 0 . 0 0 1 ， ，其中后測(cè)的焦慮水平顯著低于前測(cè)。見圖4。

2.2.6 消極自我信念在反芻思維對(duì)社交焦慮影響中的作用

通過計(jì)算變化分?jǐn)?shù)觀察在不同操縱的心理狀態(tài)下個(gè)體狀態(tài)的變化，變化分?jǐn)?shù)通過后測(cè)減去前測(cè)分?jǐn)?shù)得到。對(duì)得到的變化分?jǐn)?shù)進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)反芻思維的變化與自我信念 p < 0 . 0 0 1 和社交焦慮 0 p < 0 . 0 0 1 的變化正相關(guān)，自我信念的變化也和社交焦慮的變化正相關(guān) ( r = 0 . 4 3 ， p < 0 . 0 0 1 ) 。

中介分析采用了SPSS22.0中PROCESS插件的Model4來建立中介模型。為了評(píng)估效應(yīng)的顯著性，進(jìn)行了5000次bootstrap重抽樣。在本研究中，使用變化分?jǐn)?shù)模型(Jansenetal.，2013)，以實(shí)驗(yàn)操縱為自變量，將進(jìn)行反芻操縱編碼為1，對(duì)照組編碼為0，以 Δ 消極自我信念為中介變量，以 Δ 焦慮水平為因變量，使用標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)進(jìn)行中介分析檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，反芻思維對(duì)消極自我信念的變化有顯著的正向影響 ( β = 0 . 3 0 S E = 0 . 1 1 ， t = 2 . 8 1 ， p = 0.006，消極自我信念的變化對(duì)焦慮水平的變化同樣有顯著的正向影響( β = 0 . 3 0 S E = 0 . 0 9 t = 3 . 2 1 ，p = 0 . 0 0 2 ) 。間接效應(yīng)分析顯示，反芻思維通過消極自我信念的變化對(duì)焦慮水平變化的影響是顯著的，其效應(yīng)值為0.09， S E = 0 . 0 4 ， 9 5 % 的置信區(qū)間為[0.016，0.188]。見圖5。

3實(shí)驗(yàn)2：反芻思維對(duì)社交焦慮的作用機(jī)制：基于消極自我信念的干預(yù)

3.1 方法

3.1.1 被試

根據(jù)G*Power3.1估計(jì)實(shí)驗(yàn)所需的樣本量。對(duì)于本實(shí)驗(yàn)所采用的檢驗(yàn)方法，設(shè)置顯著性水平 ）

期望的功效值 ( 1 - β = 0 . 8 0 ) 并保證中等效應(yīng)量 ( f = 0.25)的情況下，所需的樣本量不少于27。本研究共招募了59名無精神疾病史(無腦損傷史、精神分裂癥、重度抑郁、焦慮癥和失眠史)、右利手、視力或矯正視力正常的在校大學(xué)生，其中有1名被試未完成問卷的填寫并中途退出。總共58名被試完成了首次訪問。在質(zhì)量檢查過程中，發(fā)現(xiàn)有4名被試未按照指導(dǎo)語完成符合實(shí)驗(yàn)要求的內(nèi)容填寫，這些被試被排除在第二次訪問的名單之外。剩余54名被試?yán)^續(xù)參與實(shí)驗(yàn)的第二次訪問，其中，有2名被試中途退出，總共52名被試完成了實(shí)驗(yàn)的全部內(nèi)容。有1名被試在實(shí)驗(yàn)過程中未按照指令完成實(shí)驗(yàn)任務(wù)而被剔除在外，最終納入51名被試的數(shù)據(jù)進(jìn)入分析。其中，男生20名，女生31名，平均年齡為 2 0 . 1 4 ± 1 . 7 6 歲。所有被試都在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得了一定程度的報(bào)酬。該實(shí)驗(yàn)獲得了西南大學(xué)心理學(xué)部倫理委員會(huì)的批準(zhǔn)。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)材料和流程

整個(gè)實(shí)驗(yàn)過程分為兩個(gè)階段進(jìn)行，見圖6。在第一次實(shí)驗(yàn)室訪問中，被試在學(xué)習(xí)和掌握社交焦慮和消極自我信念的概念后，寫下自己曾經(jīng)經(jīng)歷的社交焦慮事件(每段經(jīng)歷不少于50字)，并寫出對(duì)于該

第一次訪問 第二次訪問概念學(xué)習(xí) 焦慮事件回憶

焦慮事件的自傳 回憶并寫出社交 一周后 反當(dāng)/分心導(dǎo) 記錄情緒變化體回憶 ↓+ 消極自我信念呈現(xiàn)反應(yīng)/重評(píng)/觀察

寫下與事件有關(guān)

的消極自我信念重復(fù)多次

事件所持有的消極自我信念。每個(gè)被試總共需要寫出4個(gè)社交焦慮事件，對(duì)于每個(gè)事件，寫下9個(gè)不同的消極自我信念。在第一次訪問結(jié)束的7天后，被試需完成第二次訪問，并在這次訪問中完成一系列按鍵反應(yīng)任務(wù)。任務(wù)中所使用的材料源于被試在第一次訪問中生成的社交焦慮回憶和消極信念，即實(shí)驗(yàn)中使用了每個(gè)被試特異和個(gè)性化的實(shí)驗(yàn)材料。

第二次訪問的實(shí)驗(yàn)流程包括三個(gè)階段：指令學(xué)習(xí)階段、練習(xí)階段和測(cè)試階段。實(shí)驗(yàn)程序和材料使用Psychopy 2023.2.3 (https://www.psychopy.org/)編制和展示。

指令學(xué)習(xí)階段：在本階段，被試將學(xué)習(xí)三個(gè)不同的指令，即反應(yīng)、觀察和重評(píng)，對(duì)于每種指令，被試需要學(xué)習(xí)并理解其所指代的應(yīng)對(duì)方式。反應(yīng)指令要求被試專注于句子本身，保持第一人稱的視角！順其自然地思考這些陳述是如何成立的，尤其是在經(jīng)歷相關(guān)事件時(shí)；觀察指令要求被試數(shù)出句子的漢字?jǐn)?shù)及第三個(gè)漢字的筆畫數(shù)，僅對(duì)句子進(jìn)行客觀觀察，而不深入思考或產(chǎn)生情感反應(yīng)；重評(píng)指令要求被試努力尋找相反的證據(jù)或角度，從積極的角度重新解釋該陳述，并改變自己的態(tài)度。

練習(xí)階段：在本階段，被試將了解正式測(cè)驗(yàn)中實(shí)驗(yàn)程序的大致流程，并對(duì)三種指令進(jìn)行練習(xí)。練習(xí)材料選自社交焦慮自我信念量表(SBSA)。隨后進(jìn)行一個(gè)5點(diǎn)計(jì)分的掌握程度選擇，4分及以上的被試進(jìn)人正式測(cè)驗(yàn)階段。低于4分的被試需要重新學(xué)習(xí)指令，直到基本理解指令的內(nèi)容和實(shí)驗(yàn)要求。

測(cè)試階段：實(shí)驗(yàn)以被試內(nèi)設(shè)計(jì)的形式開展，詳細(xì)流程和設(shè)計(jì)見圖7。每個(gè)被試會(huì)先后經(jīng)歷反芻和分心兩個(gè)不同的條件，順序在被試間進(jìn)行平衡，在兩個(gè)條件中間設(shè)置了5分鐘的休息時(shí)間。每個(gè)條件下各完成3個(gè)故事的任務(wù)，順序?yàn)椋鹤詡黧w回憶—中性材料—自傳體回憶。每個(gè)故事的任務(wù)由3部分構(gòu)成：回憶、狀態(tài)誘導(dǎo)和消極自我信念應(yīng)對(duì)。在前兩個(gè)部分結(jié)束后都會(huì)記錄情緒水平的變化，對(duì)于自我信念的句子呈現(xiàn)階段，在每次指令任務(wù)結(jié)束后記錄情緒變化。在回憶階段，被試根據(jù)自己書寫的文字對(duì)社交焦慮事件進(jìn)行回憶，呈現(xiàn)及回憶時(shí)間為3 0 s 。在狀態(tài)誘導(dǎo)階段，根據(jù)條件不同使用不同的文字材料誘導(dǎo)被試進(jìn)入對(duì)應(yīng)狀態(tài)。與實(shí)驗(yàn)1類似反芻狀態(tài)和分心狀態(tài)的誘導(dǎo)材料使用了以往研究中的材料(Chenetal.，2020)，每個(gè)心理狀態(tài)各自有四個(gè)題目，每個(gè)題目的呈現(xiàn)時(shí)間為1分鐘，這些題目選自Nolen-Hoeksema和Morrow(1991)最早提出的

45個(gè)誘導(dǎo)被試進(jìn)行自我反思的項(xiàng)目。句子呈現(xiàn)階段會(huì)依次呈現(xiàn)指令和消極自我信念，要求被試按照指令對(duì)所呈現(xiàn)的句子采取不同的應(yīng)對(duì)方式，每個(gè)指令的呈現(xiàn)時(shí)間為2s，消極自我信念的呈現(xiàn)時(shí)間為1 2 s 。在中性的無關(guān)想象故事條件下，展示的句子是與材料故事有關(guān)的中性句子。

3.2 結(jié)果

為了減輕材料的特異性對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響，在分析過程中采取了計(jì)算均值的方法，例如，被試在反芻條件下對(duì)自我信念進(jìn)行“反應(yīng)\"的最終得分為6次評(píng)分(2個(gè)不同故事中分別重復(fù)3次)的均值。

3.2.1 社交焦慮情緒的誘發(fā)效果

采用配對(duì)樣本 t 檢驗(yàn)的分析方法，探究被試在閱讀和回憶社交焦慮事件或中性材料后的消極情緒水平是否不同，結(jié)果顯示在不同的條件下被試的情緒的消極程度存在顯著差異， t ( 5 0 ) = 1 4 . 3 2 p < 0.001。被試在回憶社交焦慮事件時(shí)的負(fù)性情緒 M = 3.28顯著高于閱讀中性材料 ( M = 2 . 1 6 ) ，平均差異為1.12（ ΣS D = 0 . 5 6 ) ，反映回憶社交焦慮事件較好的誘發(fā)了相應(yīng)的情緒。

3.2.2不同心理狀態(tài)和材料對(duì)社交焦慮情緒的影響

對(duì)被試的負(fù)面情緒程度進(jìn)行2（心理狀態(tài)：反芻狀態(tài)、分心狀態(tài)) × 2 （材料：自傳體回憶、中性故事)重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，心理狀態(tài)主效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 5 0 ) = 7 4 . 8 0 p < 0 . 0 0 1 ， ，反芻狀態(tài)下負(fù)性情緒的程度顯著高于分心狀態(tài)；材料主效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 5 0 ) = 7 . 3 2 ， p = 0 . 0 0 9 ， ，閱讀自傳體回憶后負(fù)性情緒的程度顯著高于閱讀中性材料；心理狀態(tài)與材料的交互效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 5 0 ) （204號(hào)= 5 . 5 9 p = 0 . 0 2 2 。簡(jiǎn)單效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，在反芻思維狀態(tài)下，材料主效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 5 0 ) = 9 . 3 1 ， p p = 0.004， ，其中自傳體記憶引發(fā)的負(fù)面情緒程度顯著高于中性材料；在分心狀態(tài)下，材料主效應(yīng)不顯著， F ( 1 ， 5 0 ) = 0 . 2 6 ， p = 0 . 6 1 。見圖8。

3.2.3 不同心理狀態(tài)下的消極自我信念應(yīng)對(duì)方式對(duì)社交焦慮情緒的影響

對(duì)負(fù)面情緒程度進(jìn)行2（心理狀態(tài)：反芻狀態(tài)、分心狀態(tài)) × 4 （應(yīng)對(duì)方式：反應(yīng)、觀察、重評(píng)和中性對(duì)照)的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，心理狀態(tài)主效應(yīng)不顯著， F ( 1 ， 5 0 ) = 2 . 7 7 ， p = 0 . 1 0 2 ；應(yīng)對(duì)方式主效應(yīng)顯著， F ( 3 ， 1 5 0 ) = 1 2 0 . 8 9 p < 0 . 0 0 1 ， 多重比較發(fā)現(xiàn)兩兩差異均顯著，其產(chǎn)生的負(fù)面情緒程度為：反應(yīng) 觀察 > 重評(píng) ∴ > 中性對(duì)照；心理狀態(tài)與應(yīng)對(duì)方式的交互效應(yīng)不顯著， F ( 3 ， 1 5 0 ) = 0 . 3 2 ， p = 0 . 8 1 。見圖9。

使用應(yīng)對(duì)消極自我信念后情緒水平的平均得分減去未呈現(xiàn)消極自我信念時(shí)的基線得分（即完成狀態(tài)操縱任務(wù)后的情緒水平)，得到不同心理狀態(tài)下采用不同應(yīng)對(duì)方式影響情緒水平的變化分?jǐn)?shù)。對(duì)情緒變化分?jǐn)?shù)進(jìn)行2（心理狀態(tài)：反芻狀態(tài)、分心狀態(tài)) × 4 （應(yīng)對(duì)方式：反應(yīng)、觀察、重評(píng)和中性對(duì)照)的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，心理狀態(tài)主效應(yīng)顯著， F ( 1 ， 5 0 ) = 8 5 . 3 2 p < 0 . 0 0 1 ， ，分心狀態(tài)后應(yīng)對(duì)消極自我信念的情緒變化分?jǐn)?shù)顯著高于反芻狀態(tài)；應(yīng)對(duì)方式主效應(yīng)顯著， 78.06， p < 0 . 0 0 1 ，多重比較發(fā)現(xiàn)兩兩差異均顯著，不同應(yīng)對(duì)方式下負(fù)面情緒的變化分?jǐn)?shù)：反應(yīng) > 觀察 : > 重評(píng) 中性對(duì)照；心理狀態(tài)與應(yīng)對(duì)方式的交互效應(yīng)不顯著， F ( 3 ， 1 5 0 ) = 1 . 6 0 ， p = 0 . 2 0 。見圖

4討論

本研究考察了反芻思維影響社交焦慮的作用機(jī)制，并揭示了消極自我信念在這一作用過程中發(fā)揮的重要作用。實(shí)驗(yàn)1通過反芻狀態(tài)誘導(dǎo)，發(fā)現(xiàn)了反芻思維、消極自我信念和社交焦慮之間的正相關(guān)關(guān)系，并驗(yàn)證了反芻思維通過消極自我信念影響社交焦慮的假設(shè)。實(shí)驗(yàn)2使用更具生態(tài)效度的實(shí)驗(yàn)材料和范式，揭示出干預(yù)消極自我信念能夠有效緩解社交焦慮，驗(yàn)證了其在維持社交焦慮中的重要作用。總體而言，本研究拓展了社交焦慮的認(rèn)知模型，對(duì)于理解社交焦慮的發(fā)生維持因素、制定更有效的干預(yù)手段具有重要的理論和實(shí)踐意義。

4.1反芻思維、消極自我信念和社交焦慮的關(guān)系

實(shí)驗(yàn)1對(duì)被試的反芻思維、消極自我信念和社交焦慮水平進(jìn)行了兩次測(cè)量，并通過比較后測(cè)與前測(cè)的分?jǐn)?shù)計(jì)算了在實(shí)驗(yàn)過程中被試在這些測(cè)量上的變化分?jǐn)?shù)。基于分組的差異分析結(jié)果顯示，反芻思維后被試的焦慮水平似乎略有下降，但這種變化在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的，而對(duì)照組的焦慮水平卻發(fā)生了非常顯著的下降；同樣地，反芻組的消極自我信念雖然有所下降，但其下降幅度仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于對(duì)照組。基于整體的相關(guān)分析的結(jié)果顯示，這些變化分?jǐn)?shù)之間存在顯著的正相關(guān)。這種相關(guān)性指出，當(dāng)個(gè)體的反芻思維狀態(tài)變化時(shí)，其消極自我信念與社交焦慮水平也相應(yīng)地發(fā)生變化，即更多的反芻思維預(yù)示著消極自我信念的增強(qiáng)與社交焦慮的加劇，反之亦然。這些結(jié)果與社交焦慮的認(rèn)知理論相吻合，這些理論共同指出反芻思維在加深個(gè)體的消極認(rèn)知和維持負(fù)面情緒上的作用(Gkikaetal.，2018;WatkinsRoberts，2020;Zetscheetal.，2018)。

這一發(fā)現(xiàn)也與先前的研究保持一致：早期開展的大量研究都揭示出反芻思維與社交焦慮的正相關(guān)關(guān)系(Jose et al.，2012;Kocovski Rector， 2007;LundhSperling，2002)，無論是在社交焦慮患者中(Chen etal.，2013)，還是非患者群體(Abdollahi，2019)。此外，許多研究都指出反芻思維具有高度的自我關(guān)注性，這種自我集中的思維有助于增長負(fù)面情緒和認(rèn)知偏見(MoberlyWatkins，2008)，這暗示了反芻思維和消極自我信念的正相關(guān)關(guān)系，一項(xiàng)研究也曾發(fā)現(xiàn)反芻思維的程度可以預(yù)測(cè)未來時(shí)間點(diǎn)與社交焦慮有關(guān)的消極自我信念的強(qiáng)度(WongMoulds，2012)。消極自我信念作為社交焦慮的核心因素，其與社交焦慮的正相關(guān)在先前研究中已被揭示(Dryman Heimberg，2018；Hoffmann et al.，2024)。因此，本實(shí)驗(yàn)的結(jié)果支持了社交焦慮認(rèn)知理論中關(guān)于三者關(guān)系的闡述，指出反芻思維、消極自我信念在維持社交焦慮中的作用。

4.2反芻思維通過維持消極自我信念導(dǎo)致社交焦慮

實(shí)驗(yàn)1的中介分析結(jié)果顯示，消極自我信念的變化介導(dǎo)了反芻操縱對(duì)社交焦慮變化的影響。這說明，反芻操縱(即促使被試進(jìn)行反芻思維的實(shí)驗(yàn)條件)不僅直接影響社交焦慮的變化，而且還通過改變消極自我信念的程度間接影響社交焦慮。具體來說，這意味著在進(jìn)行反芻思維時(shí)，被試的消極自我信念在時(shí)間上呈現(xiàn)增加的趨勢(shì)，這種增加又進(jìn)一步導(dǎo)致了社交焦慮水平的提高。這一發(fā)現(xiàn)加深了對(duì)于理解反當(dāng)思維在社交焦慮發(fā)生和維持中作用的理解，也證實(shí)了社交焦慮理論中關(guān)于消極自我信念作為二者關(guān)系的橋梁的假設(shè)(ClarkWells，1995;Wong et al.， 2021)。

社交焦慮的認(rèn)知理論強(qiáng)調(diào)認(rèn)知因素在維持社交焦慮中的重要作用。該理論認(rèn)為，社交焦慮源于個(gè)體感知的社會(huì)標(biāo)準(zhǔn)與感知自我社會(huì)能力之間的差距，這種差距往往是因?yàn)閭€(gè)體對(duì)個(gè)人能力的低估和對(duì)社會(huì)標(biāo)準(zhǔn)的過高要求(Masonetal.，2019)。鑒于這種適應(yīng)不良認(rèn)知的存在，社交焦慮患者往往會(huì)持有一些消極的自我信念，這些信念會(huì)帶來擔(dān)憂、焦慮等負(fù)面情緒(Bodenetal.，2012)。此外，當(dāng)面對(duì)存在威脅的社會(huì)情境時(shí)，個(gè)體會(huì)將注意力轉(zhuǎn)移到內(nèi)部對(duì)自己進(jìn)行細(xì)致的審視和監(jiān)測(cè)(MellingsAlden，2000)。在這種高度自我關(guān)注的狀態(tài)下，個(gè)體通常會(huì)經(jīng)歷自發(fā)、重復(fù)、消極的自我參照加工，強(qiáng)化已形成的自我負(fù)面偏見，并持續(xù)經(jīng)歷痛苦(RimesWatkins，2005;WatkinsRoberts，2020)。

反芻思維的一個(gè)重要特點(diǎn)是放大適應(yīng)不良的認(rèn)知的影響，這些認(rèn)知被概念化為處理環(huán)境信息和思考個(gè)人想法，包括僵化、反事實(shí)和不切實(shí)際的信念，尤其是對(duì)自我、世界和未來的信念(CieslaRoberts，2007)。正如認(rèn)知理論的觀點(diǎn)，這說明反芻思維過程有助于個(gè)體鞏固和加深對(duì)于自己社交表現(xiàn)的負(fù)面認(rèn)知偏見，在這一思維過程中，個(gè)體的消極自我信念得到強(qiáng)化，負(fù)面情緒持續(xù)維持甚至提升，最終導(dǎo)致社交焦慮。因此，中介分析的結(jié)果說明，反芻思維能夠使個(gè)體忽視外部信息，沉浸在由真實(shí)或假想失敗引發(fā)的負(fù)面情緒中；同時(shí)，又能夠使個(gè)體在自我導(dǎo)向的重復(fù)思考中加深負(fù)面認(rèn)知偏見和消極信念，從而影響社交焦慮水平。即，反芻思維既可以直接影響情緒，又能通過改變認(rèn)知因素進(jìn)一步對(duì)情緒產(chǎn)生持續(xù)影響。這一發(fā)現(xiàn)驗(yàn)證并補(bǔ)充了認(rèn)知模型的假設(shè)，同時(shí)也為社交焦慮的干預(yù)提供了新的角度，指出關(guān)注和調(diào)整消極自我信念或許能夠作為打斷反芻思維和社交焦慮之間循環(huán)的一個(gè)關(guān)鍵策略。

4.3 改善消極自我信念可緩解由反芻思維引發(fā) 的社交焦慮

在實(shí)驗(yàn)1的基礎(chǔ)上，實(shí)驗(yàn)2收集并使用被試親歷的社交焦慮事件和真實(shí)的消極自我信念作為實(shí)驗(yàn)材料，以期更真實(shí)的反映現(xiàn)實(shí)中人們對(duì)于社交焦慮事件的反芻思維和消極信念。

對(duì)呈現(xiàn)消極自我信念后被試的負(fù)面情緒程度進(jìn)行比較的結(jié)果指出，應(yīng)對(duì)方式對(duì)社交焦慮影響的主效應(yīng)顯著，其中，以重評(píng)為應(yīng)對(duì)方式時(shí)的負(fù)面情緒水平顯著低于直接反應(yīng)和客觀觀察。作為一種情緒調(diào)節(jié)策略，認(rèn)知重評(píng)被認(rèn)為能夠在處理消極自我偏見和負(fù)面情緒中發(fā)揮作用(Troyetal.，2018)。說明相比于直接反應(yīng)和客觀觀察，認(rèn)知重評(píng)策略能夠促使個(gè)體從積極的角度尋求證據(jù)并解釋，從而減少了消極自我信念對(duì)情緒的影響(Riepenhausenetal.，2022)。

此外，在實(shí)驗(yàn)過程中發(fā)現(xiàn)，雖然在閱讀不同材料后進(jìn)行反芻思維都會(huì)使個(gè)體的負(fù)面情緒提高，但閱讀自傳體記憶還是帶來了明顯更強(qiáng)的影響。這一影響在以往研究中也曾被多次匯報(bào)，即以自我為中心的反芻思維會(huì)使個(gè)體扭曲記憶、對(duì)自己形成負(fù)面判斷、放大錯(cuò)誤影響、產(chǎn)生更多的負(fù)面情緒、對(duì)未來持有悲觀態(tài)度和影響問題解決的能力等(Lyubomirsky Nolen-Hoeksema，1995；MorWinquist，2002;RimesWatkins，2005)。正是因?yàn)檫@些認(rèn)知過程和影響，自我關(guān)注的反芻思維和社交焦慮之間有著緊密的聯(lián)系(MellingsAlden，2000;NortonAbbott，2016。為了抵抗反芻思維的消極影響，有研究者提出使用分心策略，將注意轉(zhuǎn)移到外部事物，避免過強(qiáng)的自我中心思維(McGreevyetal.， 2015)。

然而，分析的結(jié)果卻指出，除了應(yīng)對(duì)方式的主效應(yīng)顯著，心理狀態(tài)主效應(yīng)和交互作用皆不顯著。這表明，無論是進(jìn)行了反芻思維還是分心想象，在應(yīng)對(duì)消極自我信念之后，個(gè)體的負(fù)性情緒程度在兩種狀態(tài)間的差異是不顯著的。進(jìn)一步對(duì)情緒的變化分?jǐn)?shù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)心理狀態(tài)主效應(yīng)顯著，分心狀態(tài)下負(fù)面情緒的增長顯著高于反芻狀態(tài)。結(jié)合兩個(gè)分析的結(jié)果進(jìn)行對(duì)比，這說明，分心任務(wù)雖然能夠起到降低社交焦慮的作用，但這種影響是短暫的。一旦個(gè)體需要重新面對(duì)自己的消極想法，負(fù)面情緒會(huì)立刻反彈，甚至可以上升到等同于進(jìn)行反芻思維后的水平。這似乎意味著，如果個(gè)體沒有消除自己的消極認(rèn)知，只是短暫的從這些思考中抽離，雖然可以使得負(fù)面情緒有所緩解，但仍然是一個(gè)“治標(biāo)不治本\"的方法。

此前，為了解決分心策略有效性的爭(zhēng)議，一項(xiàng)研究采用人群導(dǎo)向的方法分析分心策略與情緒調(diào)節(jié)的關(guān)系，最后發(fā)現(xiàn)分心策略是否有效取決于它是與接受態(tài)度結(jié)合使用還是與回避策略結(jié)合使用，即強(qiáng)調(diào)認(rèn)知的作用(WolgastLundh，2017)。這或許啟示，使用分心策略作為干預(yù)手段以避免反芻思維并不是治療社交焦慮的最優(yōu)解，其在對(duì)社交焦慮的緩解上并沒有展現(xiàn)出令人理想的持續(xù)效果。相反，對(duì)消極自我信念進(jìn)行干預(yù)卻能夠顯著降低由社交焦慮自傳體回憶引發(fā)的負(fù)面情緒，并較少地受到先前心理狀態(tài)的影響。這一結(jié)果支撐了認(rèn)知行為療法(Cognitivebehavioraltherapy，CBT)的基本原理，即通過改變認(rèn)知和行為改善個(gè)體的情緒狀態(tài)和心理健康(VanDisetal.，202O)，也再次驗(yàn)證了社交焦慮理論中所強(qiáng)調(diào)的認(rèn)知因素的重要程度。總的來說，實(shí)驗(yàn)的結(jié)果表明，通過認(rèn)知重評(píng)的方式干預(yù)個(gè)體的消極自我信念可以降低社交焦慮。此外，使用重評(píng)作為應(yīng)對(duì)方式，而不是采取分心策略逃避反芻思維即從認(rèn)知因素上進(jìn)行改變，是解決社交焦慮的更有效手段。

4.4 研究不足與展望

本研究仍存在一些不足。首先，本研究只納入了對(duì)關(guān)鍵變量的觀察，并依據(jù)這些觀察建立了三者的作用關(guān)系，在一定層面上忽略了其他環(huán)境因素的影響，未來研究需要考慮到現(xiàn)有研究的局限性，并嘗試通過納人更多的變量和環(huán)境因素，采用更綜合和全面的研究方法來提高研究結(jié)果的復(fù)雜性、準(zhǔn)確性和可推廣性。其次，由于目前尚缺乏一個(gè)專門用于測(cè)量狀態(tài)性社交焦慮變化的可靠工具，本研究沿用了先前研究中的測(cè)量手段，這可能導(dǎo)致在捕捉社交焦慮的精確變化上存在一定的局限性，未來研究應(yīng)致力于開發(fā)更精確和針對(duì)性的測(cè)量工具，以便更有效地測(cè)量特定情境中的社交焦慮變化。此外，由于當(dāng)前實(shí)驗(yàn)條件的限制，本研究在干預(yù)方面采取了一種短期的策略，未來的研究可以嘗試設(shè)計(jì)并使用更巧妙和更針對(duì)性的干預(yù)手段，從長期實(shí)施過程中更全面地觀察和評(píng)估干預(yù)的效果。最后，本研究在被試的選取中存在地域和文化背景上的局限性，未來研究應(yīng)當(dāng)努力擴(kuò)大被試的范圍，在設(shè)計(jì)中考慮到文化和地域因素的影響，以獲得更普遍和穩(wěn)定的結(jié)果。

5 結(jié)論

本研究探討了消極自我信念在反芻思維影響社交焦慮過程中的重要作用，并嘗試探討通過認(rèn)知重評(píng)改善消極自我信念來緩解社交焦慮的有效性。主要結(jié)論如下：(1)反芻思維、社交焦慮、消極自我信念之間顯著正相關(guān);(2)反芻思維通過維持消極自我信念影響社交焦慮;(3)使用認(rèn)知重評(píng)的方式應(yīng)對(duì)消極自我信念可以緩解社交焦慮，和分心策略相比干預(yù)消極自我信念是降低社交焦慮的更有效手段。這些結(jié)論拓展了社交焦慮的認(rèn)知模型，為理解三者關(guān)系和開發(fā)有效的社交焦慮干預(yù)方案提供了理論依據(jù)。

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The effects of rumination on social anxiety: The role of negative self-beliefs

GENG Li， FENG Qiuyang， LI Yu， QIU Jiang (FacultyofPsychology，SouthwestUniversity;KeyLaboratoryofCognitionandPersonality， Ministry ofEducation，Chongqing 40o715，China)

Abstract

People sometimes recall social interactions，speculating on others' evaluations and opinions of themselves. When such thinking exceeds normal limits or is persistently accompanied by negative emotions，it becomes distressing， manifesting as rumination. Cognitive theoriesofsocial anxiety identifyrumination as a pivotal factor in its onset and maintenance. Individuals engaged in rumination often form negative and pessmistic evaluations about themselves，with cognitive elements playing a crucial role.Sometimes，people develop distorted， counterfactual beliefs about themselves and others，termed negativeself-beliefs，which are a type of adverse cognition and a core feature of social anxiety. Although the relationships among rumination， social anxiety，and negative self-beliefs have been theoretically discussed，empirical studies confirming their interaction mechanisms arelacking.Thus，the purpose of this study is to explore the significant role of negative self-beliefs in the relationship between rumination and social anxiety.

The study conducted two experiments designed to provoke social anxiety and prompt participants to engage in state rumination， with the aim of monitoring and analyzing their subsequent emotional responses.Experiment 1 included 83participants (26 males，57 females;mean age 2 1 . 0 5 ± 2 . 1 5 years).The participants first underwent baseline measurements，followed bya3-minute timed speech task to induce social anxiety.After this task，the participants were randomly divided into two groups to engage in either rumination or distraction imaging， with changes in negative self-beliefs and levels of social anxiety recorded before and after the tasks.Experiment 2 involved 51 participants (20 males， 31 females; mean age 2 0 . 1 4 ± 1 . 7 6 years). The experiment was conducted over two lab visits. In the first visit， the participants learned about and mastered the concepts of social anxiety and negative self-beliefs，recalled，and wrote down four previous social anxiety events and the negative self-beliefs associated with each event. During the second visit，the participants completed a keyboard response task， during which real-time emotional changes were recorded.They dealt with their negative self-beliefsaccording to the guidance provided under different psychological states of rumination or distraction and used various coping strategies (reacting， observing，and revaluating) to address the presented negative self-beliefs.

The results of the data analysis are as follows:Experiment 1 utilized repeated-measures ANOVA and mediation models based on change scores，revealing (1） significant positive correlations among rumination， social anxiety，and negative self-beliefs and (2)that rumination affects socialanxietyby sustaining negative self-beliefs. Experiment 2，which used repeated-measures ANOVA，revealed that (l） rumination on social anxiety events triggered more negative emotions; (2) using distraction strategies to alleviate social anxiety resulted in a rebound of negative emotions; and (3) interventions targeting negative self-beliefs proved to be more effective in alleviating social anxiety. Both experiments validated and complemented each other，collctively elucidating the critical role of negative self-beliefs in the impact of rumination on social anxiety.

In summary， this study explored the impact of rumination and negative self-beliefs on social anxiety， not only validatingand enriching the cognitive theories of social anxiety at atheoreticallevel but also filing empirical gaps in the previous research.First，the experimental results clarify the mediating role of negative self-beliefs in the relationship between rumination and social anxiety，ofering a new perspective for understanding the mechanisms underlying the onset and maintenance of social anxiety. This finding depens our understanding of the interaction between rumination and social anxiety，enhancing theoretical models of social phobia and broadening cognitive models of the onset and maintenance of social anxiety disorders.Second，the research results provide a basis for developing new intervention measures. Given the significant role of negative self-beliefs in maintaining social anxiety，future interventions could focus on directly targeting theseself-beliefs，offering new strategies for the clinical treatment of social anxiety.

Keywordssocial anxiety，rumination， negativeself-beliefs，cognitive model of social anxiety，cognitive reassessment