方 杰 孫雅文

（廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)人文與傳播學(xué)院，廣州 510320）

1 前言

社交焦慮（social anxiety）是指對(duì)某一種或多種人際處境有強(qiáng)烈的憂慮，緊張不安或恐懼的情緒反應(yīng)和回避行為（郭曉薇，2000）。社交焦慮不僅影響著個(gè)體的日常生活、工作和社交互動(dòng)，還會(huì)引發(fā)網(wǎng)絡(luò)和手機(jī)成癮等嚴(yán)重惡果，極大降低個(gè)人的生活質(zhì)量（Lee，Tam，＆ Chie，2014；王歡，黃海，吳和鳴，2014；丁倩，魏華，張永欣，周宗奎，2016）。Huan等人的橫斷面研究發(fā)現(xiàn)，孤獨(dú)感（loneliness）能顯著正向預(yù)測(cè)社交焦慮 （Huan，Ang，＆ Chye，2014）。Lim等人的縱向研究表明，先前的孤獨(dú)感水平能顯著正向預(yù)測(cè)將來的社交焦慮水平（Lim，Rodebaugh， Zyphur， ＆ Gleeson， 2016）。 但目前鮮有關(guān)于孤獨(dú)感對(duì)社交焦慮作用機(jī)制的研究。

反芻思維（rumination）是指?jìng)€(gè)體反復(fù)思考消極情緒本身、消極情緒產(chǎn)生的原因及可能帶來的不良后果，并不采取積極的問題解決策略的現(xiàn)象（Nolen－Hoeksema，1991；郭素然，伍新春，2011）。Vanhalst等和Zawadzki等的研究都表明，孤獨(dú)感能顯著正向預(yù)測(cè)反芻思維，因?yàn)楣陋?dú)感會(huì)影響認(rèn)知思維，并且孤獨(dú)者常伴隨不良的歸因風(fēng)格，這些都會(huì)引發(fā)反芻 思 維 （Vanhalst， Luyckx， Raes， ＆ Goossens，2012）；此外，孤獨(dú)的大學(xué)生可能無法利用社交的方式來緩解孤獨(dú)，從而導(dǎo)致更多的反芻思維（Zawadzki，Graham，＆ Gerin，2013）。依據(jù)反應(yīng)風(fēng)格理論，反芻思維作為一種適應(yīng)不良的反應(yīng)風(fēng)格，是引發(fā)、保持和加速社交焦慮的重要因素，反芻思維能顯著正向預(yù)測(cè)社交焦慮，因?yàn)榉雌c思維會(huì)讓個(gè)體不斷去回憶社交過程的細(xì)節(jié)，產(chǎn)生否定性的自我評(píng)價(jià)，進(jìn)而增加個(gè)體社交焦慮（Morgan＆ Banerjee，2008；Brozovich， Goldin， Lee， et al．， 2015； 郭素然， 伍新春，2011；宋穎，張守臣，2016）。綜上所述，本研究提出假設(shè)1：反芻思維在孤獨(dú)感和社交焦慮之間起中介作用。

希望（hope）是一種以追求成功的路徑（指向目標(biāo)的計(jì)劃）和動(dòng)力（指向目標(biāo)的活力）交互作用為基礎(chǔ)的積極的動(dòng)機(jī)性狀態(tài)，包括目標(biāo)（goals）、路徑思維（pathways thoughts） 和動(dòng)力思維 （agency thoughts）（劉孟超，黃希庭，2013）。希望作為一種重要的積極心理特質(zhì)，因其能夠作為大學(xué)生面對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性因素的保護(hù)性因子，倍受學(xué)者關(guān)注。已有研究發(fā)現(xiàn)，希望調(diào)節(jié)了反芻思維和抑郁之間的關(guān)系，即希望水平較低時(shí)，反芻思維越多則抑郁狀況越嚴(yán)重 （Geiger＆Kwon，2010）；希望調(diào)節(jié)了反芻思維和自殺意念之間的關(guān)系，即希望水平較低時(shí)，反芻思維越多則自殺意 念 越 強(qiáng) （Tucker， Wingate， O’Keefe， Mills，Rasmussen， Davidson et al．， 2013； 劉 旺 ， 田麗麗，陸紅，2014）；希望調(diào)節(jié)了壓力知覺對(duì)流動(dòng)兒童社交焦慮的影響，即希望水平越低，知覺到的壓力越大則社交焦慮越嚴(yán)重 （倪士光，李虹，張平，徐繼紅，2016）。雖然以往的研究發(fā)現(xiàn)希望在反芻思維與負(fù)性情緒之間、知覺壓力與社交焦慮之間都起到緩沖作用，但對(duì)于希望是否可以緩沖大學(xué)生反芻思維和社交焦慮的關(guān)系，仍有待進(jìn)一步的研究。Martin和Tesser（1989）指出，反芻思維與目標(biāo)有關(guān)，當(dāng)個(gè)體感到目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)受到阻礙時(shí)，可能沉思于“為什么我無法完成此目標(biāo)”之類的問題，便會(huì)產(chǎn)生反芻思維。強(qiáng)調(diào)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的Snyder希望理論認(rèn)為，高希望水平會(huì)提供足夠的動(dòng)力去制定備選計(jì)劃來克服障礙，高希望水平的大學(xué)生可以產(chǎn)生積極的期望和情感去克服困難，因此能緩沖反芻思維帶來的消極結(jié)果，如減少社交焦慮的產(chǎn)生，最終實(shí)現(xiàn)目標(biāo) （Geiger＆ Kwon，2010； Tucker et al．， 2013）。因此，本研究提出假設(shè)2：希望能調(diào)節(jié)反芻思維與社交焦慮的關(guān)系。

假設(shè)1和假設(shè)2所揭示的關(guān)系進(jìn)一步表現(xiàn)為有調(diào)節(jié)的中介作用（moderated mediation）——希望調(diào)節(jié)了反芻思維對(duì)孤獨(dú)感—社交焦慮關(guān)系的中介作用，即反芻思維傳導(dǎo)了孤獨(dú)感對(duì)社交焦慮的作用，但該中介效應(yīng)的大小依賴于希望的水平。具體而言，大學(xué)生希望的水平越低，反芻思維與社交焦慮的關(guān)系就越強(qiáng)，通過反芻思維傳導(dǎo)的孤獨(dú)感對(duì)社交焦慮的效應(yīng)也就越大；反之，大學(xué)生希望的水平越高，反芻思維與社交焦慮的關(guān)系就越弱，通過反芻思維傳導(dǎo)的孤獨(dú)感對(duì)社交焦慮的效應(yīng)也就越小。據(jù)此，我們提出假設(shè)3：希望調(diào)節(jié)了反芻思維對(duì)孤獨(dú)感—社交焦慮關(guān)系的中介作用 （見圖1）。

圖1 研究的基本假設(shè)

2 方法

2．1 被試

本研究采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣的方法，選取了某省部分高校的大學(xué)生為被試，共發(fā)放問卷485份，剔除無效問卷后，實(shí)得有效問卷452份，有效率為93．2%。 其中男生 146 人 （32．3%）， 女生 306 人（67．7% ）。 大 一 172 人 （38．1% ）， 大 二 184 人（40．7%）， 大三 96 人 （21．2%）。 獨(dú)生子女 115 人（25．4%），非獨(dú)生子女 336 人（74．3%）。

2．2 研究工具

2．2．1 孤獨(dú)感的測(cè)量

采用Russell等人1987年編制的第三版UCLA孤獨(dú)感量表（汪向東，王希林，馬弘，1999），用于評(píng)價(jià)由于對(duì)社會(huì)交往的渴望與實(shí)際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨(dú)感。量表由20個(gè)項(xiàng)目組成（11個(gè)正向計(jì)分和9個(gè)反向計(jì)分項(xiàng)目），采用4點(diǎn)計(jì)分，從1（從不）到4（一直），得分越高表明孤獨(dú)感水平越強(qiáng)。本研究中，該量表的α系數(shù)為0．85。

2．2．2 社交焦慮的測(cè)量

采用Leary（1983）編制的社會(huì)交往焦慮量表（汪向東，王希林，馬弘，1999），用于評(píng)價(jià)獨(dú)立于行為之外的主觀社交焦慮的傾向。量表由15個(gè)項(xiàng)目組成（11個(gè)正向計(jì)分題目和4個(gè)反向計(jì)分題目），采用5點(diǎn)計(jì)分，從1（一點(diǎn)也不相符）到5（極其相符），分?jǐn)?shù)越高代表其社交焦慮程度越高。本研究中，該量表的α 系數(shù)為 0．83。

2．2．3 反芻思維的測(cè)量

采用韓秀和楊宏飛（2009）修訂的中國(guó)版大學(xué)生反芻思維量表。量表包括強(qiáng)迫思考、反省深思和癥狀反芻三個(gè)因子，共22個(gè)項(xiàng)目。Geiger和Kwon（2010）指出癥狀反芻因子測(cè)量的可能是抑郁癥狀而不是反芻思維，因此本研究在施測(cè)時(shí)采用Geiger等（2010）和劉旺等（2014）的做法，只采用了強(qiáng)迫思考和反省深思兩個(gè)因子共10個(gè)項(xiàng)目，采用4點(diǎn)計(jì)分，從1（從不）到4（總是），分?jǐn)?shù)越高表示個(gè)體的反芻思維傾向越嚴(yán)重。本研究中，該量表的α系數(shù)為0．84。

2．2．4 希望的測(cè)量

采用陳燦銳、申荷永和李淅琮（2009）修訂的成人希望特質(zhì)量表。該量表有12個(gè)項(xiàng)目，適合15歲以上的人進(jìn)行測(cè)驗(yàn)。其中4個(gè)項(xiàng)目測(cè)量路徑思維，4個(gè)項(xiàng)目測(cè)量動(dòng)力思維，剩余4個(gè)關(guān)于目標(biāo)的項(xiàng)目用來轉(zhuǎn)移被試注意，此4個(gè)項(xiàng)目不計(jì)分?jǐn)?shù)。量表采用4點(diǎn)計(jì)分，從1（完全不符合）到4（完全符合），得分越高表示個(gè)體希望水平越高。本研究中，該量表的α系數(shù)為 0．76。

2．3 數(shù)據(jù)處理

本研究使用SPSS19．0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)處理，用Mplus7進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析。

3 結(jié)果

采用Harman單因子檢驗(yàn)對(duì)全部測(cè)量項(xiàng)目進(jìn)行探索性因子分析。結(jié)果表明，共有14個(gè)因子的特征根大于1，且第一個(gè)因子解釋的變異量為16．3%，遠(yuǎn)小于40%，說明共同方法偏差問題并不嚴(yán)重。多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果表明，容忍度（tolerance）在 0．70～0．73 之間（＞0．1）、方差膨脹因子（VIF）在 1．13～1．29之間（＜10），說明多重共線性問題并不嚴(yán)重。

3．1 各變量的相關(guān)分析

如表1所示，孤獨(dú)感與社交焦慮、反芻思維均呈顯著正相關(guān)，反芻思維和社交焦慮呈顯著正相關(guān)。希望與社交焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)，希望與反芻思維相關(guān)不顯著。

表1 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)矩陣

3．2 反芻思維的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

使用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果表明，孤獨(dú)感（X）對(duì)反芻思維（M）的效應(yīng)顯著（α＝0．2，t＝7．46，p＜0．001）；控制孤獨(dú)感后，反芻思維對(duì)社交焦慮（Y）的效應(yīng)顯著（b＝0．3，t＝4．3，p＜．001）；95%的置信區(qū)間為［0．031，0．116］，置信區(qū)間不包含0，表明中介效應(yīng)顯著，假設(shè)1被驗(yàn)證。

3．3 希望的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

采用層次回歸進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。為了便于結(jié)果的理解，回歸分析前，先對(duì)反芻思維（M）和希望（Z）進(jìn)行中心化，中心化之后再計(jì)算交互項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，控制反芻思維和希望后，反芻思維與希望的交互項(xiàng)（MZ）對(duì)社交焦慮（Y）的效應(yīng)顯著（c＝－0．04，t＝－2．42，p＝0．02）， 表明希望調(diào)節(jié)了反芻思維對(duì)社交焦慮的作用，假設(shè)2被驗(yàn)證。

為更加清晰地揭示希望在反芻思維和社交焦慮關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，隨后進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)。結(jié)果顯示（見圖2），反芻思維對(duì)社交焦慮的正向預(yù)測(cè)作用在高希望組（b＝．18，t＝3．26，p＜．001）和低希望組（b＝．36，t＝6．32，p＜．001）中均顯著，但前者要比后者的預(yù)測(cè)作用弱。這一結(jié)果表明，希望在反芻思維對(duì)社交焦慮的正向預(yù)測(cè)作用中可以作為一個(gè)緩沖因素，即隨著希望水平的增高，反芻思維對(duì)社交焦慮的正向預(yù)測(cè)作用具有降低的趨勢(shì)。也就是說，反芻思維對(duì)社交焦慮的影響，隨著希望水平的增加而降低，孤獨(dú)感通過反芻思維對(duì)社交焦慮的中介作用隨著希望的增加而減弱。

圖2 希望在反芻思維與社交焦慮關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

3．4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

建立如下回歸方程：

檢驗(yàn)第二階段有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果表明，孤獨(dú)感（X）對(duì)反芻思維（M）的效應(yīng)顯著（a1＝0．2，t＝7．46，p＜0．001）， 反芻思維與希望的交互項(xiàng)（MZ）對(duì)社交焦慮（Y）的效應(yīng)顯著（b2＝－0．05，t＝－2．53，p＝0．01），表明孤獨(dú)感經(jīng)過反芻思維對(duì)社交焦慮的中介效應(yīng)受到希望的調(diào)節(jié)。接著使用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法，重復(fù)取樣5000次，計(jì)算出的 95%的置信區(qū)間為［－0．018，－0．002］，置信區(qū)間不包含0，表明有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著，即孤獨(dú)感經(jīng)過反芻思維對(duì)社交焦慮的中介作用受到希望的調(diào)節(jié)，假設(shè) 3 被驗(yàn)證。 中介效應(yīng)為（b1+b2Z）a1＝0．08－0．01Z，隨 Z 而變化。

為更加清晰地揭示希望在孤獨(dú)感經(jīng)過反芻思維對(duì)社交焦慮的中介關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，隨后進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)分析檢驗(yàn)。結(jié)果顯示（見圖3），當(dāng)希望（Z）在［－13．26，3．95］取值時(shí)，中介效應(yīng)（b1+b2Z）a1的 95%置信區(qū)間（confidence interval， CI）不包含 0，表明中介效應(yīng)顯著，且中介效應(yīng)隨著希望的增加而遞減；當(dāng)希望（Z）在［3．96，9．74］取值時(shí)，中介效應(yīng)（b1+b2Z）a1的95%置信區(qū)間包含0，表明中介效應(yīng)不顯著 （方杰，張敏強(qiáng)，顧紅磊，梁東梅，2014；溫忠麟，葉寶娟， 2014； Hayes， 2013）。

圖3 希望對(duì)反芻思維的中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

4 討論

本研究構(gòu)建了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型，考察反芻思維在孤獨(dú)感與大學(xué)生社交焦慮之間的中介作用及這種作用是否受到希望的調(diào)節(jié)。研究發(fā)現(xiàn)有助于回答孤獨(dú)感通過什么（怎樣起作用）和在什么條件下（何時(shí)起作用）影響社交焦慮兩大關(guān)鍵問題。研究結(jié)果對(duì)未來本領(lǐng)域研究和社交焦慮的干預(yù)具有一定理論和現(xiàn)實(shí)意義。

4．1 反芻思維的中介作用

本研究引入反芻思維來探討孤獨(dú)感影響社交焦慮的具體機(jī)制，結(jié)果顯示，反芻思維在孤獨(dú)感與大學(xué)生社交焦慮之間起到中介作用，即孤獨(dú)感越強(qiáng)的大學(xué)生，反芻思維也越強(qiáng)烈，進(jìn)而增強(qiáng)其社交焦慮水平。孤獨(dú)感會(huì)喚起大學(xué)生的反芻思維。依據(jù)反應(yīng)風(fēng)格理論，反芻思維是一種基于矛盾的加工風(fēng)格，當(dāng)個(gè)體面臨現(xiàn)狀和預(yù)期狀況的矛盾時(shí)就會(huì)產(chǎn)生反芻思維（Schoofs， Hermans， Griffith， ＆ Raes， 2013）。 感到孤獨(dú)的大學(xué)生就存在著當(dāng)前社交狀況與所期望的社交網(wǎng)絡(luò)之間的矛盾，這種矛盾喚起了大學(xué)生的反芻思維。反芻思維是引起、維持和加重社交焦慮的重要因素 （Morgan＆ Banerjee，2008；宋穎，張守臣，2016）。反芻思維會(huì)不斷強(qiáng)化大學(xué)生在社交中的負(fù)性事件，使大學(xué)生對(duì)未來的社交做出負(fù)向預(yù)期，從而增加社交焦慮（郭素然，伍新春，2011）。對(duì)這一中介作用的探索具有一定的實(shí)際意義，這一發(fā)現(xiàn)將有助于從減弱孤獨(dú)感和反芻思維入手，減輕社交焦慮。

4．2 希望的調(diào)節(jié)作用

本研究發(fā)現(xiàn)，希望調(diào)節(jié)了反芻思維對(duì)社交焦慮的作用，這一結(jié)果支持以往研究的觀點(diǎn)，即希望對(duì)反芻思維帶來的消極影響具有緩沖作用 （Geiger＆Kwon， 2010； 劉 旺 等 ， 2014； Tucker， et al．，2013）。緩沖機(jī)制的可能原因有兩個(gè)。第一，不同希望水平的大學(xué)生進(jìn)行反芻思維的方式不同，即希望決定了反芻思維是適應(yīng)性的還是非適應(yīng)性的（Geiger＆ Kwon，2010；劉旺等，2014），從而導(dǎo)致社交焦慮程度的不同。具體來說，對(duì)于高希望水平的大學(xué)生，反芻思維可能發(fā)揮了積極的、適應(yīng)性的功能；對(duì)于低希望水平的大學(xué)生，反芻思維可能發(fā)揮了消極的、非適應(yīng)性的功能。例如，當(dāng)大學(xué)生對(duì)其自身孤獨(dú)感更多地進(jìn)行消極的、非適應(yīng)性的強(qiáng)迫思考（如“我常常想我究竟做了什么會(huì)導(dǎo)致這樣”）時(shí)，高希望水平的大學(xué)生會(huì)以一種積極方式去克服他們的消極思想，產(chǎn)生動(dòng)力繼續(xù)追求目標(biāo)，從而減輕社交互動(dòng)帶來的焦慮；而低希望的個(gè)體很可能就會(huì)放棄和停止目標(biāo)追求，進(jìn)而社交焦慮明顯提高。又如，當(dāng)大學(xué)生對(duì)自身孤獨(dú)感更多地進(jìn)行積極的、適應(yīng)性的反省深思（如“我常常分析最近發(fā)生的事以便理解為什么感到郁悶”）時(shí)，低希望只會(huì)讓個(gè)體無法前進(jìn)，社交焦慮明顯增加；而高希望個(gè)體很可能會(huì)把這樣的反省沉思當(dāng)成動(dòng)力繼續(xù)追尋目標(biāo)，更好地解決社交互動(dòng)的問題，有效降低社交焦慮。第二，倪士光（2016）從希望網(wǎng)絡(luò)理論（hope as a network）的視角分析發(fā)現(xiàn)，希望是社會(huì)交往的保護(hù)性因子。高希望水平的大學(xué)生具有更高的自我效能感，更傾向于感受到支持和安全，更容易與他人合作并從他人那里獲得幫助，從而更有效地應(yīng)對(duì)反芻思維，降低社交焦慮。因此可使用團(tuán)體輔導(dǎo)、心理健康教育等方式開展系統(tǒng)化的希望培養(yǎng)，以期通過提高大學(xué)生希望水平，進(jìn)而減輕反芻思維對(duì)大學(xué)生社交焦慮的影響。

有調(diào)節(jié)的中介模型對(duì)反芻思維的中介作用加上了在什么情況下更強(qiáng)或更弱的限定條件，這是對(duì)中介模型的深化和拓展。實(shí)際上，這種“整合式”研究取向在近年來備受重視。強(qiáng)調(diào)這種整合既帶來了概念上的豐富性，又提高了模型的解釋力，這可能正是有調(diào)節(jié)的中介模型區(qū)別于單純中介或調(diào)節(jié)模型的價(jià)值所在。本研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于低希望水平的大學(xué)生（希望取值范圍［－13．26， 3．95］），反芻思維的中介作用顯著，即孤獨(dú)感對(duì)社交焦慮既有直接作用，也通過反芻思維對(duì)社交焦慮有間接作用；對(duì)于高希望水平的大學(xué)生（希望取值范圍［3．96， 9．74］），反芻思維的中介效應(yīng)不顯著，即孤獨(dú)感對(duì)社交焦慮只有直接作用。因此，高校除了應(yīng)盡可能降低大學(xué)生的孤獨(dú)感之外，對(duì)于那些低希望水平的大學(xué)生還應(yīng)該采取措施盡可能減弱反芻思維，以減緩大學(xué)生的社交焦慮。

雖然本研究做出了一些貢獻(xiàn)，但還存在以下一些局限，這些局限也為進(jìn)一步研究提供了方向。第一，樣本選取和地域的選擇有一定區(qū)域限制，影響了研究效果的普適性。第二，本研究全部采用自陳式量表來獲得數(shù)據(jù)，可能降低了研究效度。第三，本研究為橫斷研究，因此在因果推斷上存在困難。后續(xù)的研究可考慮拓展研究對(duì)象，使用多種方式獲得數(shù)據(jù)（如父母評(píng)價(jià)、同伴評(píng)價(jià)等），采用追蹤數(shù)據(jù)的研究方法從不同層次來考察孤獨(dú)感、反芻思維和社交焦慮的關(guān)系，進(jìn)而用動(dòng)態(tài)的眼光來看待變量間的關(guān)系。

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方杰，張敏強(qiáng)，顧紅磊，梁東梅．（2014）．基于不對(duì)稱區(qū)間估計(jì)的有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)．心理科學(xué)進(jìn)展，22（10）， 1660－1668．

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