李辞，李甜甜，曹建琴，苏红，孙昊，才运江

社交焦虑障碍（social anxiety disorder，SAD）是最常见的精神疾病之一，具有长期、慢性、致残性特点［1]，且SAD患者常共患其他疾病如重度抑郁和酒精滥用［2-3]，因此可能对患者的学习、职业发展和幸福感产生严重影响［4-5]。理性情感行为疗法（REBT）［6]认为，非理性信念作为一种刻板的、僵化的、消极的信念，常常会导致人们陷入情绪的困扰，或者出现适应不良的行为，HYLAND等［7]认为非理性信念是各种精神疾病出现的关键认知变量，与社交焦虑之间存在负相关关系［8]，高社交焦虑水平的个体在创伤性早期学习经历中会产生一些错误的认知，如在进入社交情境时可能会引发被拒绝或出丑的预期，而这些错误的认知可导致个体不能正确处理有威胁性的消极信息。同时研究还表明，高社交焦虑水平者在社交焦虑相关话题上可能存在信念偏见，这可能导致非理性信念持续存在，难以纠正［9]，从而导致恶性循环。许多研究发现，高社交焦虑的个体有偏差的注意模式［10-11]。作为认知偏差最重要的一个成分，注意偏向在社交焦虑的病因和维持中起着重要作用。DERRYBERRY等［12]认为这种注意偏差是注意控制受损的结果，且KASHDAN［13]认为注意控制作为自我调节的亚成分，其损害会影响人际交往，研究显示，焦虑个体在负责注意控制的前扣带回皮质和前额叶活动较少，这也侧面证实了焦虑对注意控制能力的损害［14-15]。

研究显示，焦虑患者比非焦虑者更频繁地自我验证和控制内心的想法［16]。然而，VROLING等［17]研究显示，如果个人对社会状况已经有了一些持续的非理性信念，其可能对负面信息特别敏感（即促进注意力定向或占用更多的注意力资源），从而降低了轻度焦虑发展为严重焦虑的门槛。但注意控制是否可作为一种中介因素调节消极信念与社交焦虑症状间的关系尚未被验证。因此进行本研究并提出假设，即当个体存在非理性信念时，较低的注意控制会使其更容易注意到消极的社交信息且无法灵活地转移注意力，从而更容易发展为严重的社交焦虑，即注意控制可中介非理性信念与社交焦虑间的关系。

1 对象与方法

1.1 研究对象 2016年10月，采用分层随机整群抽样方法在哈尔滨医科大学（大庆）进行调查，先按年级分层，将班级作为整体并编号，按每年级学生构成比确定所需班级数，并根据随机数字表确定每年级抽取班级号，根据样本量估计公式：其中n为调查总人数；α显著性水平通常取0.05，查表得 uα/2=1.96；π为总体率，根据以往在大庆地区进行的青少年SAD患病率调查，发现时点患病率为8.89%；δ为容许误差，希望误差不超过1%；nc为抽样调查所需样本量；N为抽样总样本量，现该校在校生人数（排除实习生、见习生及在附属医院上课班级）为4 235名，计算得所需样本为1 793。选取学校内年龄＞16岁，可理解问卷并自主答题的全日制大学生，最终选择1 799名大学生为研究对象。

1.2 研究方法 于2016年10月在哈尔滨医科大学（大庆）进行面对面纸质问卷调查，问卷包括自制的一般人口学资料、交往焦虑量表（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）。调查前对所有调查人员进行统一培训以熟悉调查目的及流程，每次调查由同一名调查者进行调查人员、问卷的分配与管理，每个班级由两名资料收集者负责，所有统一参加调查的同学被要求在问卷首页的知情同意书上签字确认，随后宣讲问卷填写要求，过程中对被试提出的疑问及时并准确解答，回收问卷后当场检查，对存在个别漏填选项的及时补齐，若空缺超过5个、存在明显逻辑错误、答案具有明显倾向性及他人代答的视为无效问卷予以剔除，调查结束赠予小礼物作为感谢。最终收集有效问卷1 611份。参与者年龄17～24岁，平均（19.6±1.8）岁。本研究获得哈尔滨医科大学（大庆）伦理委员会的批准，研究对象均签署了知情同意书。

1.3 研究工具

1.3.1 IAS 使用IAS测量社交焦虑，该量表于1999年译为汉语版，被用于评估独立于行为的主观社会焦虑体验的倾向。量表由15个自我报告条目组成。受试者被要求从1（完全不符合我）～5（完全符合我）评分，总分为15～75分，分数越高，社交焦虑症状越严重［18]，在本次调查中该量表的Cronbach'sα系数为0.821。CAO等［19]采用IAS、简明社交恐怖量表（Brief Social Phobia Scale，BSPS）和Liebowitz社交焦虑量表（Liebowitz Social Anxiety Scale，LSAS）对1 800名中国大学生进行了SAD筛查，并用ROC曲线分析进行了比较，指出根据SAD诊断标准筛选SAD阳性率最高的是IAS。

1.3.2 IBS IBS是2007年杨清艳等［20]在个人信念调查表、信念量表基础上编制的符合中国文化特点并适用于情绪障碍者的非理性信念测评工具，共22个条目，答案从1（完全不同意）～5（完全同意）5级评分，包括低挫折耐受、概括化评论、绝对化要求3个维度。IBS总量表的Cronbach'sα系数为0.874，分量表Cronbach'sα系数为0.725～0.812。

1.3.3 ACS DERRYBERRY等［12]开发了注意控制量表，张慧籽［21]进行了汉化，将注意控制能力分为注意集中、想法控制和注意转移3个维度，共20个条目，条目从0（从不）～4（总是）5点评分，分数越高，注意控制能力越强。本研究中总量表Cronbach'sα系数为0.769。

1.4 统计学方法 使用SPSS 23.0及Mplus 7.4软件进行数据统计分析。计数资料采用相对数表示。计量资料采用（±s）描述，不同性别的比较采用两独立样本t检验，不同年级的比较采用单因素方差分析。采用Pearson相关分析评价变量间的相关关系，并用分层线性回归分析确定预测社交焦虑的相关变量。然后采用Mplus 7.4软件构建潜变量之间的结构方程模型，并计算各路径系数来确定注意控制是否在非理性信念和交往焦虑之间起中介作用。采用偏差校正非参数百分位Bootstrap法对路径系数和间接效应的置信区间和统计显著性进行估计以验证注意控制的中介作用。以P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 不同性别、年级大学生IAS、IBS和ACS评分的比较1 611名大学生中男409名（25.4%），女1 202名（74.6%），一年级至四年级学生人数分别为509名（31.6%）、652名（40.5%）、303名（18.8%）、147名（9.1%）。不同性别大学生IAS及IBS的低挫折耐受和概括化评论两个维度评分比较，差异有统计学意义（P＜0.05）。不同年级大学生IBS的低挫折耐受、概括化评论评分比较，差异有统计学意义（P＜0.05，见表1）。

表1 不同性别、年级大学生IAS、IBS和ACS评分的比较（±s，分）Table 1 Comparison of IAS，IBS and ACS scores in college students by gender and grade

表1 不同性别、年级大学生IAS、IBS和ACS评分的比较（±s，分）Table 1 Comparison of IAS，IBS and ACS scores in college students by gender and grade

注：IAS=交往焦虑量表，IBS=非理性信念量表，ACS=注意控制量表

组别 人数 IAS IBS ACS低挫折耐受 概括化评论 绝对化要求 注意集中 想法控制 注意转移images/BZ_119_1531_2427_1552_2457.png性别男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年级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女一年级 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±2.87二年级 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±2.78三年级 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±2.86四年级 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与社交焦虑的相关性分析 IBS的低挫折耐受、概括化评论、绝对化要求评分与IAS评分均呈正相关（P＜0.001）。ACS的注意集中、想法控制和注意转移评分与IAS评分均呈负相关（P＜0.001）。IBS的低挫折耐受和概括化评论与ACS的注意集中、想法控制和注意转移3个维度得分呈负相关（P＜0.001，见表2）。

表 2 非理性信念和注意控制与社交焦虑的相关性分析（r值）Table 2 Correlation analysis between irrational beliefs，attentional control and social anxiety

2.3 社交焦虑的影响因素的分层线性回归分析 以IAS评分为因变量，人口学变量性别、年级及IBS的低挫折耐受、概括化评论、绝对化要求3个维度和ACS的注意集中、想法控制、注意转移3个维度为自变量（α入=0.05，α出=0.10）进行分层线性回归分析。性别、年级放在第一层，IBS的3个维度和ACS的3个维度放在回归模型的第二层。在第一层中，性别作为回归模型的一个独特的贡献因子，但年级没有进入回归模型。第二层中，IBS和ACS的所有维度均进入回归模型。结果表明：自变量对预测社交焦虑有显著贡献，解释了26.1%的方差（见表3）。

表 3 社交焦虑的影响因素的分层线性回归分析Table 3 Stratified linear regression analysis of the influencing factors of social anxiety

2.4 中介效应分析 根据上述分析结果及理论假设，本研究构建结构方程模型以验证注意控制在非理性信念与社交焦虑间的中介作用。将性别和年级作为协变量进行控制，结果显示：χ2/df=3.630，RMSEA=0.040，CFI=0.980，TLI=0.967，SRMR=0.030，说明模型拟合度良好。且非理性信念对社交焦虑的直接效应为0.275（P＜0.01），对注意控制的直接效应为-0.423（P＜0.01），而注意控制对社交焦虑的直接效应为-0.377（P＜0.01，见图1）。

为了进一步检验模型的稳定性，采用Bootstrap法对注意控制在非理性信念与社交焦虑关系间中介效应的显著性进行分析，抽样数为2 000，可信区间为95%。结果表明：所有路径系数均有统计学意义，非理性信念通过注意控制对社交焦虑的间接效应的系数大小为0.159，其95%CI为（0.128，0.195），可以认为注意控制的中介效应成立，中介效应占总效应的（0.159/0.434）×100% ≈36.6%，其他检验结果见表4。

3 讨论

本研究对1 611名大学生的注意控制、非理性信念与社交焦虑进行了横断面调查，以验证注意控制在非理性信念与社交焦虑间的中介作用。相关分析结果发现非理性信念与社交焦虑存在正相关关系，先前的研究也有这样的观点［22]。研究表明，与对照组相比，社交焦虑组在面对压力事件时会形成更多的非理性信念［8]。这证实了REBT的假设，即个体认知可以直接影响情绪，非理性信念会导致消极情绪和不适应行为，进而产生生理和心理症状，因此，发现和纠正非理性信念是治疗SAD的重要步骤。

图1 非理性信念、注意控制和社交焦虑的路径图Figure 1 Path diagram of irrational beliefs，attentional control and social anxiety

表 4 大学生注意控制在非理性信念与社交焦虑间的中介作用Table 4 The mediating effect of attentional control on irrational beliefs and social anxiety in college students

注意控制与社交焦虑呈负相关。相关分析显示，注意控制的注意集中、想法控制和注意转移3个维度均与社交焦虑呈负相关关系，这与以往的研究结果一致［23]，这说明注意控制能力较差的个体会将注意持续锁定在消极人际信息上并难以顺利转移注意，从而导致焦虑情绪和症状的加重。这也证实了高注意控制能力是精神病理学的一个重要保护因素［24-25]。研究显示注意偏向矫正训练作为一种内隐的情绪障碍干预方法，可能是通过提高个体注意控制能力和灵活转移能力起作用，减少对消极信息的关注，进而改善社交焦虑状况［26]。

同时本研究显示非理性信念与注意控制存在负相关关系，也就是非理性信念可能会损害注意控制能力。注意控制理论提出，社交焦虑者的消极认知会减少对当前任务的注意资源，损害中央执行系统的注意控制功能，增加对威胁性刺激的注意偏向［27-28]。KOSTER等［29]认为认知脆弱性因素如非理性信念导致过度或持续反刍是因为注意控制能力差。而高注意控制可使个体灵活运用各种情绪调节策略来摆脱负性思维的困扰［30]。

想法控制作为ACS的一个维度，在回归分析中首先进入回归方程且对社交焦虑解释度最大，这与之前的研究一致，即在注意控制中，内部认知控制对于情绪调节至关重要［31]。也有研究指出，社交焦虑个体常自我验证和控制自己内心的想法。

本研究用结构方程模型构建了非理性信念、注意控制与社交焦虑间作用路径，结果显示，非理性信念不仅可以直接作用于社交焦虑，而且可通过注意控制的中介作用间接作用于社交焦虑，Bootstrap法显示中介作用达到统计学意义，中介贡献率为36.6%，提示非理性信念可能被注意控制部分矫正而降低社交焦虑水平。BARDEEN等［32]的研究也证实了，在暴露于创伤线索时，高注意控制者的矫正恢复情绪能力更高，在事后也更少出现回忆偏倚。也有研究发现当信念偏差强且倾向于对自己持有强烈的积极信念时，其可能相对少地受反对和/或拒绝的信息的影响，并转移注意力忽视不相关的信息，进而更可能不发展为社交焦虑［17]。一项认知行为疗法（CBT）和注意偏向矫正训练（ABMT）结合的随机对照试验也证明，认知行为治疗作为一个外显的治疗方法，可以识别核心信念，通过干预方法减少认知偏差，而注意偏向矫正训练则可以提高注意控制能力，提高认知的灵活性和控制力，两者相互作用以强化干预效果［33]。SAD的发生和维持因素为消极认知，而非理性信念作为认知层次中的核心认知成分，其矫正对SAD治疗具有重要意义，目前对非理性信念与社交焦虑间的可干预的中介因素研究较少，本研究验证了注意控制作为一个情绪调节的保护因素，可能对非理性信念与社交焦虑间的关系存在中介作用，这为未来SAD患者的心理干预提供治疗靶点。提高个体注意控制能力，可使其很快从消极信息转移，减轻情绪困扰和焦虑情绪。

本文局限性：（1）作为一项干预试验的前期研究，研究样本为大学生，不能代表所有的社交焦虑群体，因此对结果的解释还需要慎重使用。（2）以往研究已经表明社交焦虑的性别差异，本研究中男女比例失调较严重，因此可能会对结果造成一定影响。第三，存在横断面研究的通病，不能确定因果关系，且注意控制只是部分中介，说明还有其他因素在起作用，未来研究可以采用队列研究来探讨更多与社交焦虑相关的因素间的相互作用。

作者贡献：李辞、曹建琴构思并设计研究；李辞、李甜甜、苏红、孙昊参与资料收集；李辞、才运江参与统计分析；李辞拟定草稿，并经曹建琴、才运江修订。

本文无利益冲突。