鄔思亮，胡茂榮*，陳 盈，2，王 敬，3，何厚建

（1. 南昌大學第一附屬醫(yī)院，江西 南昌 330006；2. 茂名職業(yè)技術學院，廣東 茂名 525000；3. 天津英華國際學校，天津 301700

*通信作者：胡茂榮，E-mail：maron13@126.com）

社交焦慮是指個體在社交或公開場合時產(chǎn)生過度害怕和焦慮的情緒，是大學生常見的心理困擾之一［1-2］。進入大學階段后，相對于之前的學習階段，大學生有相對寬松的環(huán)境及相對靈活的時間，更加注重自主學習及人際交往，因此社交焦慮的存在會給大學生的生活帶來困擾［3］。國外關于社交焦慮的治療指南提示，臨床上社交焦慮的治療首選心理治療，在傳統(tǒng)的心理學療法中，認知行為療法（Cognitive Behavioral Therapy，CBT）被認為是治療焦慮障礙的方法之一［4-6］，但依然無法保證其療效，甚至對部分社交焦慮患者毫無作用［7］。因此，有必要探究其他的心理療法對社交焦慮患者進行干預，為治療社交焦慮提供新的思路。接納承諾療法（acceptance and commitment therapy，ACT）被稱為“基于語境主義的CBT”，是認知行為的最新發(fā)展方向［8］，其治療目標是通過接納、認知解離、關注當下、以己為景、明確價值和承諾行動六個核心治療過程來提高個體的心理靈活性，促使個體積極投入有價值的生活之中。ACT 在國外發(fā)展迅速，已有實證研究支持其療效［9-10］，但我國引入ACT 的時間較晚，應用于社交焦慮干預研究的樣本量較少，驗證ACT 對社交焦慮的效果相關證據(jù)不充分。因此，本研究編制出一套針對我國大學生社交焦慮的ACT 團體輔導方案并進行干預，探究ACT 對社交焦慮的效果，為改善大學生社交焦慮、減少經(jīng)驗性回避提供參考。

1 對象與方法

1.1 對象

于2017 年3 月5 日-11 日，通過張貼海報、貼吧宣傳等方式，在南昌大學招募大一新生志愿者參加研究。入組標準：①符合《國際疾病分類（第10版）》（International Classification of Diseases，tenth edition，

ICD-10）社交焦慮診斷標準；②年齡17～24 歲；③社交焦慮量表（Social Anxiety Inventory，SAI）評分＞60分，在人際交往方面存在困難并強烈要求改變；④從未進行過藥物治療或心理干預者。排除標準：①伴有嚴重軀體疾病或繼發(fā)于其他器質(zhì)性疾病的社交焦慮患者；②意向不明確，或不能保證有合適時間來完成本研究；③患有其他嚴重精神障礙；④有酒精或藥物依賴史。符合入組標準且不符合排除標準共24 人，按照隨機數(shù)字表法分為研究組和對照組。由于被試退出或流失，研究組和對照組最終有10 人和9 人完成研究。本研究通過南昌大學倫理委員會審查，所有被試均簽署知情同意書。

1.2 干預方法

對照組進行一般心理健康教育；研究組進行ACT 團體輔導干預，每周進行2 次干預，每次1～1.5小時，共持續(xù)6 周。ACT 干預方案：第1 周介紹ACT的概況，進行正念呼吸、滾雪球活動，挑戰(zhàn)常用應對方法，設立治療目標。第2 周進行正念呼吸、推文件夾練習，引出“在流沙中掙扎及測謊儀”的隱喻故事，介紹認知解離的相關內(nèi)容，進行說出你的故事、“檸檬、檸檬、檸檬”練習的活動。第3 周進行正念呼吸，介紹“隨溪漂流的落葉”、比較的必然、為故事正名相關內(nèi)容，進行經(jīng)驗性接納的練習，引出“掙扎的開關”的隱喻故事，進行中期小結，暢談參與輔導前后的變化，布置翻看命名卡片的家庭作業(yè)。第4周介紹以己為景及接觸當下的概念，進行吃葡萄干的正念練習、想法和情感接受練習，引出“天空和天氣”的隱喻故事，布置家庭作業(yè)。第5 周練習生活中的正念思維，介紹承諾行動的概念，進行價值觀討論、想象你80 歲時的活動，引出“指南針”隱喻故事，布置“生命的羅盤”的家庭作業(yè)。第6 周進行寬恕之光的練習、探討自我改變活動，并進行輔導回顧。每周活動后進行經(jīng)驗分享及總結。

1.3 評定工具

SAI由錢銘怡等［11］于2005年在參照國外相關量表并立足于我國文化的基礎上編制而成，共22個項目，分為緊張焦慮、社交敏感和社交自信3 個維度。采用1～5 分5 級評分法，評分越高表明社交焦慮水平越高（其中社交自信為反向計分）。

接納與行動問卷第二版（Acceptance and Action Questionnaire-Ⅱ，AAQ-Ⅱ）由Bond 等于2011 年開發(fā)，用于評定個體的經(jīng)驗性回避水平［12］。曹靜等［13］于2013 年對該量表進行翻譯修訂，該量表共7 個條目，采用1～7 分7 級評分法，總評分越高，表示經(jīng)驗性回避程度越高，心理靈活性水平越低。

1.4 評定方法

于基線期、干預后1周和干預后2個月對兩組被試進行SAI 和AAQ-Ⅱ評定。每次評定均在相對安靜、獨立的心理咨詢室進行。每次評定耗時約30 min。經(jīng)過前期調(diào)查數(shù)據(jù)分析，SAI和AAQ-Ⅱ信效度良好，量表Cronbach's α系數(shù)分別為0.805、0.843。

1.5 統(tǒng)計方法

采用SPSS 24.0 進行統(tǒng)計分析，量表評分等計量資料組內(nèi)治療前后比較采用獨立樣本t 檢驗，在時間效應和處理效應上進行重復測量方差分析及事后多重比較。檢驗水準α=0.05。

2 結 果

2.1 兩組SAI和AAQ-Ⅱ評分比較

基線期兩組SAI各維度評分、總評分和AAQ-Ⅱ評分比較差異均無統(tǒng)計學意義（P 均＞0.05）。干預后1 周，研究組SAI 緊張焦慮維度評分和總評分均低于對照組（P＜0.05 或0.01）。干預后2 月，研究組SAI緊張焦慮維度評分、總評分和AAQ-Ⅱ評分均低于對照組（P均＜0.05）。見表1。

表1 兩組SAI、AAQ-Ⅱ評分比較（，分）

表1 兩組SAI、AAQ-Ⅱ評分比較（，分）

注：SAI，社交焦慮量表；AAQ-Ⅱ，接納與行動問卷第二版；t1、P1，基線期兩組比較；t2、P2，干預后1周兩組比較；t3、P3，干預后2月兩組比較

組 別研究組（n=10）對照組（n=9）t1 P1 t2 P2 t3 P3時 間基線期干預后1周干預后2月基線期干預后1周干預后2月SAI評分緊張焦慮34.10±4.79 28.20±4.08 27.90±4.48 34.44±4.42 36.00±6.82 34.00±7.65-0.162 0.873-3.065 0.007-2.149 0.046社交敏感20.90±4.12 20.30±4.11 20.10±3.78 20.11±2.98 20.33±4.85 21.22±3.96 0.473 0.642-0.016 0.987-0.631 0.536社交自信17.90±3.81 16.90±3.21 16.00±2.79 18.89±3.79 18.44±4.19 17.89±3.55-0.566 0.579-0.908 0.377-1.297 0.212總評分73.10±7.29 65.40±7.78 64.00±8.08 73.44±8.55 74.78±8.78 73.11±8.77-0.095 0.926-2.471 0.024-2.357 0.031 AAQ-Ⅱ評分35.60±6.70 32.50±6.19 29.20±6.16 35.78±6.18 35.67±6.54 35.78±7.20-0.060 0.953-1.085 0.293-2.145 0.047

2.2 AAQ-Ⅱ評分變化

以AAQ-Ⅱ評分為因變量、時間和組別為自變量的混合設計方差分析結果顯示，組別主效應不顯著（F=1.29，P=0.271），時間主效應顯著（F=14.85，P＜0.01），組別與時間的交互作用顯著（F=14.87，P＜0.01）。進一步LSD 比較分析顯示，研究組干預后1周AAQ-Ⅱ評分低于基線期（F=8.177，P=0.007），干預后2 月AAQ-Ⅱ評分低于基線期和干預后1 周（F=11.061、4.51，P=0.004、0.022）；對照組在這三個測查點AAQ-Ⅱ評分差異均無統(tǒng)計學意義（P均＞0.05）。

2.3 SAI總評分變化

以SAI 總評分為因變量、時間和組別為自變量的混合設計方差分析結果顯示，組別主效應不顯著（F=3.14，P=0.094），時間主效應顯著（F=9.42，P＜0.01），組別與時間的交互作用顯著（F=10.75，P＜0.01）。進一步LSD 比較分析顯示，研究組干預后1周SAI總評分低于基線期（F=5.215，P=0.010），干預后2 月SAI 總評分低于基線期結果（F=6.986，P＜0.01）、有 低 于 干 預 后1 周SAI 總 評 分 趨 勢（P=0.050）；對照組在這三個測查點SAI總評分差異均無統(tǒng)計學意義（P均＞0.05）。

2.4 SAI各維度評分變化

為進一步了解ACT 團體干預對大學生社交焦慮的影響效果，分別將SAI 的三個維度評分作為因變量，時間和組別作為自變量進行混分設計方差分析。

在緊張焦慮維度上，組別主效應顯著（F=4.32，P=0.053），時間主效應顯著（F=6.73，P=0.003），組別與時間的交互作用顯著（F=9.03，P＜0.01）。進一步LSD 比較分析顯示，研究組干預后1 周緊張焦慮維度評分低于基線期（F=8.788，P=0.004），干預后2月緊張焦慮維度評分低于基線期（F=8.921，P＜0.01），與干預后1 周比較差異無統(tǒng)計學意義（F=0.025，P=0.766）；對照組在這三個測查點SAI各維度評分差異均無統(tǒng)計學意義（P均＞0.05）。

在社交敏感維度上，組別主效應不顯著（F=0.01，P=0.942），時間主效應不顯著（F=0.13，P=0.879），組別與時間的交互作用不顯著（F=1.00，P=0.378）。

在社交自信維度上，組別主效應不顯著（F=1.50，P=0.237），時間主效應不顯著（F=1.13，P=0.318），組別與時間的交互作用不顯著（F=0.11，P=0.808）。

3 討 論

經(jīng)ACT 團體輔導后，研究組和對照組SAI 總評分和緊張焦慮維度評分均有改善，提示ACT 可能有助于改善社交焦慮大學生的焦慮癥狀。干預兩個月后的追蹤結果表明，ACT 對干預效果的維持作用較好。徐瑩等［14-15］研究表明，認知行為治療有助于改善社交焦慮患者緊張焦慮的主觀感受。ACT 對焦慮情緒的改善作用可能與以下因素相關：①心理事件的分析受背景和功能的相互影響，在ACT 團體輔導的過程中，治療師指導患者可以帶著負性情緒和負性思維去生活，不與之對抗，一切順其自然，為所當為，負性思維和消極情緒會由失衡轉(zhuǎn)為平衡，未必會產(chǎn)生消極功能［16］；②在干預過程中，團體領導者通過引導學員與腦海中的消極思維進行解離，使學員明白這些消極思維只是普遍存在于腦海中的語言文字，通過接觸當下過程讓學員與消極情緒保持一定距離，并將正念融入每一次活動之中，鼓勵學員覺察自身的思維和情緒對自己行為的影響。

干預后各時點，研究組和對照組社交敏感與社交自信評分差異均無統(tǒng)計學意義（P均＞0.05），提示ACT 對社交敏感和社交自信干預效果并不明顯，可能與以下因素有關：①相對于緊張焦慮情緒變化的及時性，社交敏感和社交自信的改變可能需要更長的時間才能被個體覺察；②本次干預未將具體的社交技能傳授納入設計方案中，社交技能的匱乏可能是社交敏感和社交自信評分沒有提高的原因之一。但隨著對有意義生活的追求和對社交活動的積極參與，在習得社交技能和積累社交經(jīng)驗后，社交焦慮大學生的社交敏感和社交自信也最終會得到改善。

綜上所述，ACT 可能有助于改善社交焦慮大學生的焦慮癥狀，且具有較好的維持作用。短期內(nèi)ACT 對社交焦慮大學生的經(jīng)驗性回避干預效果不理想，但后期能夠有較明顯的效果。本研究仍存在一定的局限性：樣本量較少、后期追蹤次數(shù)較少。未來研究可針對以上局限性對研究設計加以完善，進一步驗證ACT對大學生社交焦慮的干預效果。