余紅玉　錢(qián)銘怡　周鵬　姚泥沙1. 中央民族大學(xué)教育學(xué)院北京 100081；. 北京大學(xué)心理學(xué)系北京 100871；? 通信作者E-mail：qmy@pku.edu.cn

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注意偏向與社交焦慮：解釋偏向的調(diào)節(jié)作用

余紅玉1，2錢(qián)銘怡2，?周鵬2姚泥沙2
1. 中央民族大學(xué)教育學(xué)院北京 100081；2. 北京大學(xué)心理學(xué)系北京 100871；? 通信作者E-mail：qmy@pku.edu.cn

考察注意偏向與社交焦慮之間的關(guān)系并探究解釋偏向在其中的作用。研究一應(yīng)用點(diǎn)探測(cè)范式對(duì)高社交焦慮個(gè)體進(jìn)行連續(xù)兩天的正性注意矯正訓(xùn)練發(fā)現(xiàn)訓(xùn)練后社交焦慮個(gè)體自我報(bào)告的焦慮水平無(wú)明顯變化；在刺激-探針間隔500 ms時(shí)注意偏向由回避正性信息轉(zhuǎn)為偏向正性信息。研究二引入解釋偏向在研究一的基礎(chǔ)上嘗試探索三者的關(guān)系采用大學(xué)生樣本通過(guò)回歸分析發(fā)現(xiàn)解釋偏向在注意偏向與社交焦慮之間起調(diào)節(jié)作用。高解釋偏向個(gè)體的注意偏向可以預(yù)測(cè)其社交焦慮而低解釋偏向個(gè)體的注意偏向不能預(yù)測(cè)社交焦慮。研究結(jié)果為注意偏向?qū)ι缃唤箲]的影響提供了新的解釋視角。

社交焦慮；注意偏向；注意訓(xùn)練；解釋偏向；正性信息

北京大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版） 第52卷 第3期 2016年5月

Acta Scientiarum Naturalium Universitatis PekinensisVol. 52No.3（May 2016）doi：10.13209/j.0479-8023.2016.030

社交焦慮障礙（social anxiety disorderSAD）是指?jìng)€(gè)體在某一種或多種社交環(huán)境中存在顯著且持續(xù)的害怕情緒［1］。目前SAD 是最常見(jiàn)的焦慮障礙之一［2］16 歲左右的累積患病率高至 15%［3］。社交焦慮個(gè)體存在注意加工的偏向當(dāng)他們接受外界刺激時(shí)會(huì)對(duì)威脅性或者負(fù)性刺激表現(xiàn)出不同的注意分配稱(chēng)為注意偏向［4］。這種注意偏向特點(diǎn)會(huì)使他們對(duì)某種特定刺激的威脅性進(jìn)行過(guò)度解釋引發(fā)焦慮感；這種情緒會(huì)再?gòu)?qiáng)化社交環(huán)境中的威脅感最終形成惡性循環(huán)［5］。

對(duì)威脅性信息的注意偏向可能是焦慮產(chǎn)生及維持的因素［6］，已引起臨床治療的關(guān)注。大量的研究通過(guò)注意偏向訓(xùn)練（attentional bias trainingABT）干預(yù)社交焦慮個(gè)體的注意［7-9］，但臨床效果尚受質(zhì)疑。部分研究證實(shí) ABT 有效如訓(xùn)練被試注意偏向中性面孔，一次訓(xùn)練就可以降低被試在接下來(lái)演講任務(wù)中的焦慮水平［7］；訓(xùn)練被試注意偏向非負(fù)性（40%的微笑表情）面孔，4次訓(xùn)練后被試自我報(bào)告的焦慮癥狀、行為測(cè)量以及生理測(cè)量的指標(biāo)都顯著改善［8］。但是，也有很多研究并未發(fā)現(xiàn) ABT 的積極效應(yīng)［10-12］。Bunnell 等［11］考察了被試自我報(bào)告的焦慮癥狀、臨床評(píng)估的焦慮癥狀及社交互動(dòng)視頻中焦慮狀態(tài)及行為的評(píng)估，結(jié)果表明注意訓(xùn)練前后都未發(fā)現(xiàn)顯著變化。White 等［12］通過(guò)單次的注意訓(xùn)練也未發(fā)現(xiàn)焦慮情緒的改善。

近年的研究發(fā)現(xiàn)社交焦慮個(gè)體不僅對(duì)威脅性或負(fù)性信息存在注意偏向而且對(duì)正性的信息也存在注意偏向表現(xiàn)出回避正性信息［13-14］。研究者認(rèn)為缺乏對(duì)正性社交信息的注意及加工可能是維持焦慮癥狀的因素之一［15］甚至認(rèn)為缺乏對(duì)正性信息的注意有可能比偏向負(fù)性信息對(duì)社交焦慮的影響更大。該觀(guān)點(diǎn)已得到證實(shí)如訓(xùn)練社交焦慮個(gè)體注意正性信息時(shí)其焦慮癥狀改善的程度優(yōu)于訓(xùn)練其注意負(fù)性信息［8］。目前 ABT 領(lǐng)域?qū)φ宰⒁獬C正訓(xùn)練的研究尚少并且訓(xùn)練效果差異較大。如 Heeren等［8］發(fā)現(xiàn)被試在多項(xiàng)焦慮指標(biāo)上均明顯下降包括自我報(bào)告的焦慮癥狀、演講焦慮、脈搏以及皮膚電但 Bunnell 等［11］卻認(rèn)為訓(xùn)練后被試多種焦慮的指標(biāo)均無(wú)變化。

基于前人的研究結(jié)果本文提出兩點(diǎn)質(zhì)疑：第一雖然已有大量的研究指出注意偏向可能是引發(fā)以及維持焦慮的原因之一但是應(yīng)用 ABT 的方法改善注意偏向后卻未得到肯定的結(jié)果證實(shí)焦慮癥狀會(huì)下降。這自相矛盾的結(jié)論如何解釋?zhuān)?第二類(lèi)似的注意訓(xùn)練方法結(jié)果為何有如此大的差異？ 有的注意訓(xùn)練在測(cè)量焦慮的多個(gè)指標(biāo)上顯示陽(yáng)性結(jié)果，有的注意訓(xùn)練卻在測(cè)量焦慮的多個(gè)指標(biāo)上顯示陰性結(jié)果這種結(jié)果的分離如何解釋?zhuān)?是否有其他因素在注意偏向與社交焦慮之間起作用由此導(dǎo)致注意訓(xùn)練效果的不穩(wěn)定？

查閱相關(guān)文獻(xiàn)可知社交焦慮個(gè)體不僅存在注意偏向，而且有大量研究發(fā)現(xiàn)社交焦慮個(gè)體也存在解釋偏向［16-17］即個(gè)體對(duì)言語(yǔ)或非言語(yǔ)的歧義信息做出積極解釋或消極解釋的偏好［18］。與注意偏向訓(xùn)練所得到的不穩(wěn)定結(jié)果不同，解釋偏向訓(xùn)練對(duì)社交焦慮癥狀的影響結(jié)果基本上一致，即解釋偏向矯正訓(xùn)練明顯降低了焦慮水平［19-20］。如 Mobini等［19］對(duì)社交焦慮個(gè)體僅進(jìn)行一次解釋偏向矯正訓(xùn)練，結(jié)果被試的解釋偏向明顯偏正，注意偏向由偏負(fù)轉(zhuǎn)為偏正，焦慮癥狀顯著改善。為何解釋偏向矯正訓(xùn)練可以有效地改善焦慮癥狀，而注意偏向的矯正訓(xùn)練對(duì)焦慮癥狀的改善效果尚不明確？這一現(xiàn)象是否提示解釋偏向在社交焦慮的形成和維持中起著更大的作用？或者注意偏向、解釋偏向及社交焦慮之間存在某種關(guān)系？如解釋偏向在兩者關(guān)系中起著某種作用，這種作用導(dǎo)致注意偏向與社交焦慮兩者的關(guān)系不穩(wěn)定。如果這種可能性真實(shí)存在，那前面提出的兩點(diǎn)質(zhì)疑便可以得到有效解釋。

目前不同認(rèn)知偏向之間關(guān)系的研究尚少無(wú)法清楚它們與高階因素的聯(lián)系（如圖式）也不清楚多種認(rèn)知偏向如何共同作用于疾病的發(fā)生與維持［21］。關(guān)于三者的關(guān)系說(shuō)法不一。Heinrichs等［22］的信息加工模型提出社交焦慮個(gè)體在接收社交刺激后先將注意轉(zhuǎn)移至該刺激（注意偏向）隨后判斷該刺激是否有威脅性，若有，則容易錯(cuò)誤解讀社交情境（解釋偏向）。注意偏向是對(duì)信息的早期認(rèn)知加工，而解釋偏向反映后期的加工過(guò)程［23］。Mobini 等［19］研究發(fā)現(xiàn)將解釋偏向變化值與注意偏向變化值放入回歸模型中預(yù)測(cè)社交焦慮的變化時(shí)解釋偏向的變化量可以預(yù)測(cè)焦慮的變化量但注意偏向的變化量不能預(yù)測(cè)焦慮的變化量即兩者可能相互獨(dú)立。

本研究旨在厘清三者之間的關(guān)系。研究一通過(guò)點(diǎn)探測(cè)范式考察正性注意矯正訓(xùn)練對(duì)社交焦慮個(gè)體的焦慮癥狀及注意偏向的影響從干預(yù)的角度考察注意偏向與社交焦慮的關(guān)系預(yù)期正性注意矯正訓(xùn)練后社交焦慮個(gè)體焦慮水平無(wú)明顯變化但注意偏向有改善。研究二引入解釋偏向在研究一的基礎(chǔ)上嘗試探索三者的關(guān)系預(yù)期解釋偏向在注意偏向與社交焦慮中起調(diào)節(jié)作用個(gè)體解釋偏向越高，注意偏向越能預(yù)測(cè)社交焦慮。

1　研究一: 社交焦慮個(gè)體的正性注意矯正訓(xùn)練

1.1 對(duì)象與方法

1.1.1 被試

被試為北京大學(xué)學(xué)生通過(guò)校通選課招募。被試先填寫(xiě)基本信息、Liebowitz社交焦慮量表（Liebowitz Social Anxiety ScaleLSAS）、抑郁量表（Beck Depression Inventory IIBDI）以及篩查問(wèn)題（如是否正在做心理咨詢(xún)？ 是否具備精神科診斷以及是否在服藥？）。收回 79份問(wèn)卷。排除標(biāo)準(zhǔn)：母語(yǔ)非漢語(yǔ)；BDI得分≥28 以及第九項(xiàng)自殺想法得分≥2 的被試［24］；正在做心理咨詢(xún)或具備精神科診斷或正在服藥的被試。篩選出 LSAS得分≥38［25］并愿意參與實(shí)驗(yàn)的被試 26 人。一人因病退出最終25 人參與統(tǒng)計(jì)男 8人（32%）女 17人（68%）；年齡18～27歲 （21.00 ± 2.04）。

1.1.2 測(cè)量工具

LSAS［25］共有 48個(gè)條目；評(píng)定社交情境中的焦慮程度、回避程度各一半。4 點(diǎn)評(píng)分（0=一點(diǎn)也不焦慮或回避3=極度焦慮或回避）。總分≥38 為分界值診斷 SAD 的靈敏度為 83.0%。該量表具有較好的信效度。

狀態(tài)-特質(zhì)焦慮量表（State-Trait Anxiety InventorySTAI）［26］由兩個(gè)分量表組成共 40 個(gè)條目。1～20項(xiàng)為狀態(tài)焦慮量表（STAI_S）評(píng)定應(yīng)激情況下的狀態(tài)焦慮；21～40項(xiàng)為特質(zhì)焦慮量表（STAI_T），評(píng)定人們經(jīng)常的情緒體驗(yàn)。該量表具有較好的信效度分量表評(píng)分之間的相關(guān)系數(shù)初測(cè)為 0.84復(fù)測(cè)為0.77。

BDI［24］用于評(píng)定抑郁的嚴(yán)重程度共有 21 個(gè)條目4點(diǎn)評(píng)分（0=無(wú)3=比較嚴(yán)重）。該量表具有較好的信效度。

1.1.3 注意訓(xùn)練任務(wù)

所用的正性-中性詞詞對(duì)材料中32 對(duì)來(lái)自 Yu等［27］的研究42對(duì)來(lái)自徐舒靖等［28］的研究其中10對(duì)用于練習(xí)階段64對(duì)用于正式實(shí)驗(yàn)階段。

具體操作如下：被試距離電腦 60 cm。屏幕中央呈現(xiàn)注視點(diǎn)“+”作為每個(gè)試次的開(kāi)始注視點(diǎn)呈現(xiàn)1000 ms后消失隨后在屏幕中央的上下位置（保證詞對(duì)呈現(xiàn)的角度一致）呈現(xiàn)詞對(duì)一個(gè)為正性詞（如“喜歡”）一個(gè)為匹配的中性詞（如“排列”）。詞對(duì)呈現(xiàn) 500 ms后消失然后在原詞對(duì)呈現(xiàn)位置的其中一個(gè)位置隨機(jī)呈現(xiàn)一個(gè)探測(cè)刺激可能是“E”也可能是“F”但始終出現(xiàn)在正性詞后“E”和“F”分別對(duì)應(yīng)鍵盤(pán)的“z”和“/”鍵要求被試發(fā)現(xiàn)探測(cè)刺激后盡快正確按鍵。64 個(gè)詞對(duì)每個(gè)詞對(duì)呈現(xiàn)3次以平衡詞語(yǔ)刺激呈現(xiàn)的位置、探測(cè)刺激的數(shù)量及位置，共有 10個(gè)練習(xí)和 384個(gè)實(shí)驗(yàn)試次每一個(gè)試次之間間隔 500 ms。所有的任務(wù) 30 分鐘完成中間休息一次。被試將進(jìn)行連續(xù)兩天的注意訓(xùn)練任務(wù)共接受768個(gè)試次的正性注意矯正訓(xùn)練。

1.1.4 注意偏向任務(wù)

采用點(diǎn)探測(cè)范式參照Yu等［27］的材料和方法，詞對(duì)隨機(jī)呈現(xiàn)100500或1250 ms后消失探測(cè)刺激既可能是“E”也可能是“F”位置隨機(jī)呈現(xiàn)“E”和“F”分別對(duì)應(yīng)鍵盤(pán)的“p”和“q”鍵要求被試發(fā)現(xiàn)探測(cè)刺激后盡快正確按鍵記錄被試的反應(yīng)時(shí)。共有10個(gè)練習(xí)和192個(gè)實(shí)驗(yàn)試次詞對(duì)呈現(xiàn)時(shí)間隨機(jī)排列每一個(gè)試次之間間隔500 ms。

1.1.5 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序

采用等組前/后測(cè)設(shè)計(jì)考察正性注意矯正訓(xùn)練是否可以有效地降低高社交焦慮個(gè)體的焦慮水平、改善其注意偏向。因變量包括自我報(bào)告的焦慮水平以及點(diǎn)探測(cè)任務(wù)中的注意偏向。

實(shí)驗(yàn)分兩天每天包括3個(gè)階段。第一天：1）填寫(xiě)知情同意書(shū)及 LSASSTAI問(wèn)卷前測(cè)；2）注意偏向任務(wù)前測(cè)；3） 正性注意矯正訓(xùn)練任務(wù)（384 個(gè)試次）。第二天：1）正性注意矯正訓(xùn)練任務(wù)（384 個(gè)試次）；2）注意偏向任務(wù)后測(cè)；3） 焦慮問(wèn)卷后測(cè)。

當(dāng)所有任務(wù)均結(jié)束后向被試解釋實(shí)驗(yàn)?zāi)康模l(fā)放被試費(fèi)并表示感謝。

1.1.6 統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)由SPSS 16.0完成。

1.2 結(jié)果

1.2.1 數(shù)據(jù)的準(zhǔn)備

統(tǒng)計(jì)被試在注意偏向任務(wù)中的反應(yīng)時(shí)低于100ms、超過(guò)2000ms或超過(guò)該被試平均反應(yīng)時(shí)3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差以上的異常值都不進(jìn)入數(shù)據(jù)分析。所有被試前測(cè)（8.50±6.36）與后測(cè)（5.32±4.71）錯(cuò)誤率邊緣顯著t（21）=1.77p=0.09。

1.2.2 自我報(bào)告的焦慮水平變化

將焦慮量表的得分作為因變量前/后測(cè)作為被試內(nèi)因子進(jìn)行重復(fù)測(cè)量的方差分析。被試訓(xùn)練前/后測(cè)的焦慮水平無(wú)顯著差異（p＞0.05）。結(jié)果如表 1所示。

1.2.3 注意偏向的變化

表1　正性注意矯正訓(xùn)練前后焦慮量表均值Table1 Mean LSAS and STAI scores pre- and post-positive attentional training

用 Yu等［27］的方法計(jì)算每個(gè)被試的注意偏向分?jǐn)?shù)（d值）以比較被試對(duì)出現(xiàn)在正性詞、中性詞后探測(cè)點(diǎn)的反應(yīng)時(shí)。

以注意偏向值為因變量以測(cè)量時(shí)間（前/后測(cè)）及不同時(shí)程（100500或1250 ms）作為組內(nèi)因子進(jìn)行 2 × 3雙因素重復(fù)測(cè)量方差分析。測(cè)量時(shí)間的主效應(yīng)邊緣顯著F（124）=3.12p=0.09η2=0.12時(shí)程的主效應(yīng)不顯著F（248） = 0.26p=0.78測(cè)量時(shí)間及時(shí)程的交互作用不顯著F（248）=0.68p=0.51。由于測(cè)量時(shí)間的主效應(yīng)邊緣顯著分別對(duì)前/后測(cè)中不同時(shí)程的數(shù)據(jù)進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn)在500ms的條件下被試的注意偏向發(fā)生明顯變化t（19）=2.37，p＜0.05；在100ms及1250ms條件下卻無(wú)顯著性變化（p＞0.05）。結(jié)果如圖1所示。

1.3 討論

研究一考察了正性注意矯正訓(xùn)練對(duì)社交焦慮個(gè)體焦慮癥狀、注意偏向的影響發(fā)現(xiàn)連續(xù)兩天的訓(xùn)練并未改善焦慮癥狀；注意偏向值在刺激-探針500 ms時(shí)由回避正性信息轉(zhuǎn)為偏向正性信息100ms和1250ms條件下無(wú)此差異。

本研究中自我報(bào)告的焦慮癥狀未緩解這一結(jié)果符合預(yù)期與Bar-Haim等［29］的研究結(jié)果一致，注意訓(xùn)練可能對(duì)注意偏向及應(yīng)激反應(yīng)有效但不能降低焦慮水平。也有報(bào)告稱(chēng)注意訓(xùn)練后被試的臨床癥狀有所改善但是在自我報(bào)告的測(cè)量上無(wú)變化［30］。本研究與Voogd等［31］的研究結(jié)果相反他們發(fā)現(xiàn)訓(xùn)練后焦慮癥狀得到有效緩解。本文中焦慮癥狀未改善的研究結(jié)果提示注意矯正訓(xùn)練可能并非一種非常有效的緩解焦慮的干預(yù)方法［11］。當(dāng)然也可能因?yàn)樽⒁庥?xùn)練在降低壓力易感性方面非常有效［32］即焦慮癥狀的改善只有在面對(duì)壓力事件時(shí)才顯現(xiàn)出來(lái)或者兩天的訓(xùn)練時(shí)間尚短需要更長(zhǎng)時(shí)間才能發(fā)現(xiàn)差異［9］。

在 500 ms 的時(shí)程下被試的注意偏向發(fā)生明顯的變化由最初對(duì)正性信息的回避轉(zhuǎn)為趨向。這種注意偏向的轉(zhuǎn)變與前人的研究結(jié)果一致［31］。但100ms和1250ms條件下并未發(fā)生顯著的變化提示注意訓(xùn)練時(shí)還需要考察不同條件下注意偏向的不同。500ms 這個(gè)時(shí)間點(diǎn)與注意訓(xùn)練時(shí)間點(diǎn)一致因此這個(gè)時(shí)間點(diǎn)的注意偏向易發(fā)生變化。

綜上所述研究一發(fā)現(xiàn)連續(xù)兩天的正性注意矯正訓(xùn)練并未改善焦慮癥狀但在500ms 時(shí)增加了他們對(duì)正性信息的注意。目前發(fā)現(xiàn)注意偏向與焦慮無(wú)相關(guān)［31］可能因?yàn)樽⒁庥?xùn)練對(duì)焦慮的影響是通過(guò)其他因素起作用的也可能注意偏向是自動(dòng)化的，在個(gè)體早期就發(fā)展起來(lái)因此較難改變可能需要訓(xùn)練更長(zhǎng)的時(shí)間才能見(jiàn)到效果。

2　研究二: 解釋偏向?qū)ψ⒁馄蚺c社交焦慮的調(diào)節(jié)作用

2.1 對(duì)象與方法

2.1.1 被試

被試為北京大學(xué)學(xué)生。排除標(biāo)準(zhǔn)：同研究一。86 名被試男 39人（45.3%）女 47 人（54.7%）；年齡18～30歲（21.32±2.32）。3名被試注意偏向任務(wù)中錯(cuò)誤率超過(guò)80%2名被試不愿參與最終81人參與統(tǒng)計(jì)。

2.1.2 測(cè)量工具

同研究一。

2.1.3 注意偏向任務(wù)

同研究一。

2.1.4 解釋偏向任務(wù)

模糊情境句子來(lái)自 Moser等［33］的研究由5位北京大學(xué)的研究生根據(jù)原文進(jìn)行修訂。102個(gè)模糊社交情境句子6個(gè)用于練習(xí)96個(gè)用于正式實(shí)驗(yàn)。

被試距離電腦約60cm。屏幕中央先呈現(xiàn)一個(gè)注視點(diǎn)“+”1000ms后消失隨后呈現(xiàn)一個(gè)不完整的句子主干3.5s （如當(dāng)你路過(guò)一群人時(shí)聽(tīng)到他們?cè)谛δ阌X(jué)得他們是在_____？）；主干消失后屏幕上下位置（保證詞對(duì)呈現(xiàn)的角度一致）同時(shí)呈現(xiàn)兩個(gè)答案一個(gè)為正性解釋?zhuān)ㄈ纭爸v笑話(huà)”）一個(gè)為匹配的負(fù)性解釋?zhuān)ㄈ纭靶υ?huà)你”）。正性詞呈現(xiàn)于句子主干前間隔時(shí)間0100或500ms隨機(jī)。被試盡快并準(zhǔn)確地做出反應(yīng)選擇上方答案按“z”鍵選擇下方答案按“/”鍵記錄被試選擇正負(fù)性解釋的數(shù)量。6個(gè)練習(xí)和96個(gè)實(shí)驗(yàn)試次隨機(jī)呈現(xiàn)試次間隔100～500ms不等。

2.1.5 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)及程序

測(cè)量每人自我報(bào)告的焦慮水平、注意偏向以及解釋偏向。實(shí)驗(yàn)流程：1）填寫(xiě)基本信息、知情同意書(shū)及 LSAS/BDI 量表以及篩查問(wèn)題（同研究一）；2）完成注意偏向以及解釋偏向任務(wù)。

所有任務(wù)均完成之后向被試解釋實(shí)驗(yàn)?zāi)康?，發(fā)放被試費(fèi)并表示感謝。

2.1.6 統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)由SPSS 16.0完成。

表2　注意偏向、解釋偏向與社交焦慮的相關(guān)Table 2 Bivariate correlations among attentional bias，interpretative bias and social anxiety

2.2 結(jié)果

2.2.1 數(shù)據(jù)的準(zhǔn)備

低于 100 ms 或超過(guò) 3000 ms 反應(yīng)時(shí)不進(jìn)入數(shù)據(jù)分析其余同研究一。

2.2.2 注意偏向、解釋偏向與焦慮的相關(guān)

注意偏向計(jì)算方法：3個(gè)不同時(shí)間點(diǎn)被試的注意偏向值（d值）總分；解釋偏向計(jì)算方法：被試選擇負(fù)性解釋數(shù)量與正性解釋數(shù)量差值的總分；社交焦慮水平為L(zhǎng)SAS量表得分。表2表明社交焦慮與解釋偏向顯著相關(guān)但其他相關(guān)均不顯著。

2.2.3 解釋偏向?qū)ψ⒁馄蚝蜕缃唤箲]的調(diào)節(jié)作用

為了考察解釋偏向的調(diào)節(jié)作用效應(yīng)及其貢獻(xiàn)大小以注意偏向（X）、解釋偏向（M）以及注意偏向與解釋偏向的交互項(xiàng)（XM）一起作為預(yù)測(cè)變量以L(fǎng)SAS量表得分作為因變量（Y）進(jìn)行回歸分析。人口學(xué)變量R2改變無(wú)顯著變化（p＞0.05）對(duì)社交焦慮無(wú)預(yù)測(cè)作用第三步回歸方程中的乘積項(xiàng) XM的回歸系數(shù) t檢驗(yàn)顯著即解釋偏向?qū)ψ⒁馄蚺c社交焦慮的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。結(jié)果如表3所示。

為了進(jìn)一步確定調(diào)節(jié)效應(yīng)的方向?qū)⒔忉屍虻梅郑∕ ± 1SD）分為高低解釋偏向兩組交互作用結(jié)果如圖2所示。

2.3 討論

研究二考察注意偏向、解釋偏向與社交焦慮三者的關(guān)系發(fā)現(xiàn)解釋偏向與社交焦慮正相關(guān)與Mobini 等［19］的研究結(jié)果一致；而注意偏向與社交焦慮之間無(wú)關(guān)與 Voogd等［31］研究結(jié)果一致提示注意偏向訓(xùn)練的有效性尚需進(jìn)一步驗(yàn)證。另外注

表3　解釋偏向的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸分析Table3Regression analysis of moderating effect by interpretative bias

意偏向與解釋偏向無(wú)關(guān)的結(jié)果支持White等［12］關(guān)于注意偏向與解釋偏向關(guān)系的觀(guān)點(diǎn)即這兩者可能相互獨(dú)立但共同作用于社交焦慮。綜合三者相關(guān)的數(shù)據(jù)提示解釋偏向可能在社交焦慮的發(fā)生及維持中起著更重要的作用。

回歸分析證實(shí)解釋偏向調(diào)節(jié)注意偏向與社交焦慮的關(guān)系。解釋偏向越高的個(gè)體注意偏向?qū)ι缃唤箲]的預(yù)測(cè)作用越強(qiáng)解釋偏向越低的個(gè)體注意偏向?qū)ι缃唤箲]的預(yù)測(cè)作用越弱。這一發(fā)現(xiàn)可以解釋前人的研究中為何注意訓(xùn)練對(duì)焦慮癥狀改善程度不一致［8，10］。基于回歸分析的結(jié)果我們推測(cè)注意偏向訓(xùn)練是否影響焦慮水平可能取決于社交焦慮個(gè)體解釋偏向的程度或訓(xùn)練前后解釋偏向改善的程度：如果社交焦慮個(gè)體的解釋偏向程度低通過(guò)注意矯正訓(xùn)練注意偏向得到矯正則焦慮水平明顯下降；反之焦慮水平不下降或下降不明顯因此用自我報(bào)告的焦慮量表檢測(cè)不到顯著變化；如果注意偏向未得到矯正或改變較小但解釋偏向明顯改善焦慮癥狀也可能會(huì)相應(yīng)改善。因本研究為橫斷研究無(wú)法證實(shí)這一推論后續(xù)工作中仍然需要大量的干預(yù)研究進(jìn)一步確認(rèn)三者的關(guān)系。

綜上所述解釋偏向在注意偏向與社交焦慮中起調(diào)節(jié)作用。注意偏向與社交焦慮之間可能并不存在直接的關(guān)系當(dāng)解釋偏向高時(shí)注意偏向可以預(yù)測(cè)社交焦慮但當(dāng)解釋偏向低時(shí)注意偏向不能預(yù)測(cè)社交焦慮。

3 討論與總結(jié)

本文通過(guò)兩個(gè)研究探討以下問(wèn)題：研究一從矯正社交焦慮者的注意偏向能否降低其焦慮的角度來(lái)考察兩者的關(guān)系研究二引入解釋偏向嘗試探索三者之間的關(guān)系。解釋偏向有可能是影響注意偏向與社交焦慮關(guān)系的因素之一嗎？ 結(jié)果發(fā)現(xiàn)正性注意矯正訓(xùn)練未改善焦慮癥狀而解釋偏向在注意偏向與社交焦慮中起調(diào)節(jié)作用。

目前考察注意偏向與解釋偏向?qū)ι缃唤箲]的影響時(shí)一般都單獨(dú)考察某一種認(rèn)知偏向?qū)箲]的影響很少同時(shí)考察兩者是如何共同作用于社交焦慮的。解釋偏向在兩者之間起調(diào)節(jié)作用這一結(jié)論為注意偏向訓(xùn)練對(duì)社交焦慮癥狀改善效果不穩(wěn)定的研究現(xiàn)狀提供了理論支持即社交焦慮癥狀是否改善除受到注意偏向的影響外還會(huì)受到解釋偏向的影響Mobini等［19］的研究也從側(cè)面為本研究的結(jié)果提供了有意義的證據(jù)。

綜合前人研究以及本研究結(jié)果我們提出注意偏向、解釋偏向與社交焦慮三者的關(guān)系模式圖（圖3）。社交焦慮個(gè)體的注意偏向和解釋偏向都在焦慮癥狀的產(chǎn)生和維持中起到部分作用但注意偏向與社交焦慮的關(guān)系受到解釋偏向的調(diào)節(jié)作用。這為臨床的工作提供了理論指導(dǎo)在矯正社交焦慮個(gè)體的注意偏向時(shí)也需要考慮解釋偏向在其中的影響。

本研究在一定程度上解答了目前 ABT 治療效果不穩(wěn)定的困惑發(fā)現(xiàn)解釋偏向調(diào)節(jié)了注意偏向與社交焦慮的關(guān)系。本研究也存在一些不足：首先，樣本量較小且為非臨床患者臨床推廣需謹(jǐn)慎；其次注意矯正訓(xùn)練中未設(shè)置控制組無(wú)法排除其他可能的干擾因素結(jié)論需進(jìn)一步研究證實(shí)；最后，焦慮測(cè)量采用自我報(bào)告容易受主觀(guān)因素的影響。后續(xù)研究中需采用臨床患者在矯正訓(xùn)練效果的因變量選擇上選用更精準(zhǔn)的測(cè)量方法如 ERP 或其他生理指標(biāo)［33］來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證三者的關(guān)系。

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Attentional Bias and Social Anxiety: Moderated by Interpretative Bias

YU Hongyu1，2QIAN Mingyi2，?ZHOU Peng2YAO Nisha2
1. School of EducationMinzu University of ChinaBeijing 100081；2. Department of PsychologyPeking University，Beijing 100871；? Corresponding authorE-mail：qmy@pku.edu.cn

To explore the moderating role of interpretative bias in the relation of attentional bias and social anxiety. In study 1a positive attentional training programusing a modified dot-probe taskwas used to modify the attentional bias in a nonclinical sample of students. After two days trainingresults revealed no different change on self-reported anxiety. The participants showed preference for positive information post-trainingwhile avoidance pre-training in the 500 ms condition. Based on the founding of study 1data collected from college students were used to investigate the relationship among attentional biasinterpretative bias and social anxiety by regression analysis in study 2. There was a significant interaction of interpretative bias by attentional bias scoreswhich meant the existence of moderating effect. Attentional bias can predict social anxiety under high interpretative bias conditionbut not in individuals with low interpretative bias. The results provide a new perspective of interpretative bias to view the influences of attentional bias on social anxiety.

social anxiety；attentional bias；attentional training；interpretative bias；positive stimuli

B849

國(guó)家自然科學(xué)基金（31170991）資助

2015-02-13；

2015-04-02；網(wǎng)絡(luò)出版日期：2016-05-17