袁野，黃睿智，姜素華，蔣柯

1.溫州醫(yī)科大學(xué) 精神醫(yī)學(xué)學(xué)院，浙江 溫州 325035；2.商丘師范學(xué)院 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，河南 商丘 476000

社交回避會破壞或阻斷社會關(guān)系，對工作和學(xué)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，還可能引發(fā)適應(yīng)困難等問題。青少年正處于發(fā)展的重要階段，社交回避對其自我、情感和社會性發(fā)展的影響尤為值得重視。有研究表明社交回避可以間接預(yù)測個(gè)體成年后的自我概念和幸福感[1-2]。社交回避主要體現(xiàn)為：①社交回避及社交苦惱；②對負(fù)面評價(jià)的恐懼以及對自己可能獲得對方的消極評價(jià)的預(yù)期[3]。因此，社交回避實(shí)際上包含了情感、認(rèn)知和行為三方面的因素。

有研究認(rèn)為焦慮是社交回避的結(jié)果。因?yàn)樯缃换乇軅€(gè)體往往缺乏歸屬感的滿足，歸屬感缺乏個(gè)體則更容易焦慮[2，4-5]。另有研究認(rèn)為社交回避是由于焦慮而導(dǎo)致的[6]。幾乎所有的焦慮評定工具都包含社交或人際焦慮等因子。焦慮程度高的個(gè)體可能更加缺乏自信，進(jìn)而更加孤僻[7-8]。焦慮會損害個(gè)體的抑制控制能力，導(dǎo)致個(gè)體與社會互動相關(guān)的自動接近-回避行為的控制水平降低，從而引發(fā)退縮性行為[9]。焦慮更多地表現(xiàn)為個(gè)體的某種內(nèi)在屬性，具有跨情景的穩(wěn)定性；而社交回避則是外顯行為，更多地依賴于情景因素，因此，本研究認(rèn)為，焦慮更有可能是社交回避的預(yù)測因素。

孤獨(dú)感是由于個(gè)體的社會需求沒有被社會關(guān)系的數(shù)量或質(zhì)量所滿足時(shí)而產(chǎn)生的痛苦體驗(yàn)[10]。已有研究表明焦慮與孤獨(dú)感之間存在相關(guān)性[7，11]。焦慮的個(gè)體為了避免遭受拒絕或回避負(fù)面評價(jià)帶來的不良體驗(yàn)，會更少參與社交活動，從而導(dǎo)致其孤獨(dú)感水平增高。另一方面，孤獨(dú)感是社交回避的強(qiáng)化因素，很多個(gè)體在恐懼和焦慮中忍受著社交情境中的負(fù)性體驗(yàn)[3，12]，而焦慮的個(gè)體可能缺乏社交技能或太緊張以至于不能使用社交技能[7]，從而引發(fā)社交拒絕而加劇其焦慮。這使其進(jìn)一步退縮到社交回避行為中。因此本研究假設(shè)：孤獨(dú)感在焦慮和社交回避之間起中介作用。

焦慮與人際信任之間存在明顯相關(guān)。研究已經(jīng)證實(shí)焦慮的個(gè)體會表現(xiàn)出消極的注意和解釋偏向。焦慮程度高的個(gè)體可能擁有更低的人際信任水平，其在人際關(guān)系中會有更多的負(fù)面預(yù)期，并會懷疑焦慮對象反饋的積極信息的真實(shí)性[13-15]。在人際情境中，焦慮者也會報(bào)告更高的焦慮、抑郁和敵意水平[16]。研究還發(fā)現(xiàn)，人際信任與社交回避之間存在相關(guān)性[17]。人際信任是建立相對穩(wěn)定的人際關(guān)系的基礎(chǔ)，與具有社會取向和適應(yīng)性功能的人格特征相關(guān)[18]。信任會影響個(gè)體對環(huán)境信息的解釋與評估偏向，進(jìn)而調(diào)節(jié)個(gè)體的行為[13]。

幸福感是指個(gè)體對整體生活質(zhì)量的認(rèn)知和情感性評價(jià)，與孤獨(dú)感一樣都是衡量個(gè)體心理健康和生活質(zhì)量的重要指標(biāo)之一[19]。幸福感可能既是參與社交行為的原因也是參與社交行為的結(jié)果，WAUGH等[20]研究認(rèn)為積極的情緒可以使人們更善于交際，進(jìn)行更成功的社會交往。積極情緒還能夠拓展個(gè)體的思維與感受，增進(jìn)對他人的理解[21]。這可能會導(dǎo)致高幸福感的個(gè)體參與更多的社交活動，而低幸福感的個(gè)體可能會回避社交。社交回避的個(gè)體有更高的抑郁水平、更低的積極情感和整體幸福感水 平[22]。但是，幸福感與焦慮、人際信任和孤獨(dú)感之間的關(guān)系是多元并且復(fù)雜的，目前尚未見研究報(bào)道其中存在某種明確的直接相關(guān)性。

綜上，本研究針對以下問題做出探討：焦慮水平能夠正向預(yù)測個(gè)體的社交回避水平；孤獨(dú)感在焦慮和社交回避之間起中介作用；人際信任在焦慮和社交回避之間起中介作用；幸福感在焦慮、孤獨(dú)感、人際信任和社交回避間起調(diào)節(jié)作用。

1 對象和方法

1.1 對象 以溫州醫(yī)科大學(xué)、溫州大學(xué)和溫州職業(yè)技術(shù)學(xué)院的全日制本、專科生為研究對象，采用簡單隨機(jī)整群抽樣法，通過問卷星問卷和線下訪談的形式發(fā)放問卷，收到問卷1 050份，剔除明顯錯(cuò)誤或規(guī)律作答等不合格問卷共29份，有效問卷1 021份，其中，男451名，女570名，年齡18～24歲。

1.2 方法

1.2.1 焦慮自評量表（self-rating anxiety scale, SAS）：SAS含有20個(gè)項(xiàng)目，采用4級評分法，用于評出焦慮患者的主觀感受，適用于具有焦慮癥狀的成年人。SAS的效度較高，與HAMA量表總分的Pearson相關(guān)的相關(guān)系數(shù)為0.36，Spearman等級相關(guān)的相關(guān)系數(shù)為0.341。本研究中SAS量表 Cronbach’s α系數(shù)為0.931。

1.2.2 社交回避及苦惱量表（social avoidance and distress scale, SADS）：SADS含有28個(gè)條目，其中14條用于評價(jià)社交回避，14條用于評定社交苦惱?？刹捎檬?、否或5級評分制進(jìn)行評分。使用是、否分制時(shí)，均值與條目總的相關(guān)系數(shù)均值是0.77。使用5級分制時(shí)，Cronbach’s α系數(shù)接近0.900，回避分量表及回避分量表的信度系數(shù)分別為0.85及0.87，兩個(gè)量表之間的相關(guān)系數(shù)：男性為0.54，女性為0.71。本研究中SADS的Cronbach’s α系數(shù)為0.79。

1.2.3 UCLA（University of California at Los Angeles）孤獨(dú)量表：本量表含有11個(gè)孤獨(dú)正序條目與9個(gè)非孤獨(dú)反序條目，用于評價(jià)由于對社會交往的渴望與實(shí)際水平的差距而產(chǎn)生的孤獨(dú)。內(nèi)部一致性信度：α系數(shù)為0.94，重測信度為0.73；間隔7個(gè)月的重測，相關(guān)為0.62。對老年人的重測相關(guān)為0.73。聚合效度：第二版本與第一版本都與抑郁評分呈正相關(guān)（r為0.50），與焦慮亦呈正相關(guān)（r=0.3～0.4）。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.906。

1.2.4 人際信任量表（interpersonal trust scale, ITS）：ITS共25個(gè)項(xiàng)目，涉及各種處境下的人際信任，多數(shù)項(xiàng)目與社會角色的可信賴信有關(guān)，部分項(xiàng)目與對未來社會的樂觀程度有關(guān)。采用5分對稱評分法，分?jǐn)?shù)范圍從25分（信賴程度最低）到125分（信賴程度最高）。本量表的分半信度為0.76，其中男性為0.77，女性為0.750，平均間隔7個(gè)月的重測信度為0.56（P＜0.01，n=24），而間隔3個(gè)月的重測信度為0.68（n=42）。有關(guān)結(jié)構(gòu)效度的研究提示本量表得分反映出了家庭背景、社會階層、宗教信仰的不同，沒有性別的差異。本研究中ITS的Cronbach’s α系數(shù)為0.755.

1.2.5 總體幸福感量表（general well-being schedule, GWB）：GWB用來評價(jià)受試對幸福的陳述，共有33項(xiàng)，得分越高，幸福度越高。單個(gè)項(xiàng)目得分與總分的相關(guān)在0.48和0.78之間，分量表與總表的相關(guān)為0.56～0.88，內(nèi)部一致性系數(shù)在男性為0.91，在女性為0.95。本研究中GWB的Cronbach’s α系數(shù)為0.935。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理方法 采用SPSS20.0和Mplus7.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，采用方差分析進(jìn)行中介與調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)。P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析 相關(guān)性分析顯示：焦慮與孤獨(dú)和社交回避呈顯著正相關(guān)；人際信任、幸福感與社交回避呈顯著負(fù)相關(guān)；孤獨(dú)與人際信任呈顯著正相關(guān)（P＜0.01），見表1。

表1 各變量之間相關(guān)性的描述性統(tǒng)計(jì)（n=1 021）

2.2 共同方法偏差（common method deviation, CMV）檢驗(yàn) 本研究僅采用自陳報(bào)告法收集數(shù)據(jù)，可能會出現(xiàn)CMV問題，為進(jìn)一步提高研究的嚴(yán)謹(jǐn)性，分析數(shù)據(jù)前采用Harman單因素檢驗(yàn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制，即將所有變量的項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。結(jié)果顯示，第一個(gè)因子解釋的變異量為19.54%，小于40%的臨界值。因此本研究的數(shù)據(jù)不存在CMV。

2.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn) 根據(jù)溫忠麟等[23]推薦的有調(diào)節(jié)的中介模型的檢驗(yàn)方法，首先對孤獨(dú)感和人際信任在社交回避和焦慮之間的多重中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)；其次對幸福感調(diào)節(jié)孤獨(dú)感和社交回避之間的路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。在Mplus7.0軟件中進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)。

采用偏差校正的百分位Bootstrap法，通過抽取5 000個(gè)樣本估計(jì)中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的置信區(qū)間，當(dāng)置信區(qū)間不包含0時(shí)表示統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著。多重中介效應(yīng)分析結(jié)果見圖1。焦慮對孤獨(dú)感（β= 0.55，SE=0.03，t=18.00，P＜0.001，95%CI=0.49～0.61，η2=0.28）、人際信任（β=-0.39，SE=0.03，t= -12.35，P＜0.001，95%CI=-0.46～-0.33，η2=0.23）和社交回避（β=0.60，SE=0.04，t=15.30，P＜0.001，95%CI=0.52～0.68，η2=0.596）的預(yù)測作用顯著；孤獨(dú)感（β=0.10，SE=0.03，t=3.41，P=0.001，95%CI=0.04～0.16，η2=0.19）和人際信任（β=-0.13，SE=0.03，t=-4.82，P＜0.001，95%CI=-0.18～-0.08，η2=0.22）對社交回避的預(yù)測作用顯著。各中介效應(yīng)和直接效應(yīng)及相應(yīng)的效應(yīng)量見表2。

圖1 多重中介路徑圖

表2 多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)及偏差校正Bootstrap的95%CI

2.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn) 進(jìn)一步對幸福感調(diào)節(jié)孤獨(dú)感和社交回避之間的路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，孤獨(dú)感對社交回避具有顯著預(yù)測作用（β=0.077，SE= 0.029，t=2.64，P=0.008，η2=0.26）；幸福感對社交回避具有顯著預(yù)測作用（β=-0.066，SE=0.034，t= -1.976，P=0.048，η2=0.22）；孤獨(dú)感和幸福感的交互項(xiàng)對社交回避具有顯著的負(fù)向預(yù)測作用（β= 0.089，SE=0.020，t=4.41，P＜0.001，η2=0.39），孤獨(dú)感對社交回避的預(yù)測作用受到了幸福感的調(diào)節(jié)。

為了解調(diào)節(jié)作用的實(shí)質(zhì)，研究進(jìn)一步按照幸福感得分的正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差將被試區(qū)分為高幸福感組和低幸福感組，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：高幸福感組的中介效應(yīng)顯著，總間接效應(yīng)值為0.137（P＜0.001）；而低幸福感組的中介效應(yīng)邊緣顯著，總間接效應(yīng)值為0.039（P=0.06），二組中介效應(yīng)量差異顯著（P＜0.001）。簡單斜率分析見圖2，對低幸福感組來說，孤獨(dú)感對社交回避具有顯著正向預(yù)測作用（bsimple= 0.24，t=6.23，P＜0.001，η2=0.423）；對于高幸福感組來說，孤獨(dú)感對社交回避的預(yù)測效果更強(qiáng)（bsimple=0.33，t=8.91，P＜0.001，η2=0.518）。

圖2 幸福感對孤獨(dú)感與社交回避之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

3 討論

本研究同時(shí)考察并揭示了孤獨(dú)感、焦慮和社交回避三個(gè)因素之間的關(guān)系，中介分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，孤獨(dú)感在焦慮和社交回避間起部分中介作用，并與以往焦慮與孤獨(dú)感之間存在正相關(guān)、孤獨(dú)感對社交回避有正向預(yù)測作用[7，11]等研究的結(jié)論相一致。焦慮程度高的個(gè)體存在明顯的負(fù)性認(rèn)知偏向，更容易注意社交情境中的消極信息，對積極和中性刺激做出消極的解釋，這使其容易感覺被排斥，被排斥感進(jìn)而會加重其焦慮，進(jìn)而導(dǎo)致個(gè)體的社交回避行為。

中介效應(yīng)的分析發(fā)現(xiàn)，人際信任在焦慮和社交回避間起部分中介作用。這可能是由于焦慮程度高的個(gè)體傾向于關(guān)注不確定性事件，并做出負(fù)性的預(yù)期和判斷，人際信任程度較低。高焦慮者報(bào)告了更高的敵意[16]，這可能意味著個(gè)體感受到外界的敵意進(jìn)而降低人際信任水平，以及投射敵意進(jìn)而引發(fā)退縮性社交行為。

幸福感在孤獨(dú)感與社交回避之間產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。孤獨(dú)感對人際信任具有正向預(yù)測作用，相比于低幸福感組，孤獨(dú)感在高幸福感組中對社交回避的預(yù)測效果更強(qiáng)。這可能是由于高幸福感是高確定性體驗(yàn)的結(jié)果。確定性對于個(gè)體的自我體驗(yàn)十分重要。個(gè)體通過體驗(yàn)確定性而形成“心理軀體”，這是一種連續(xù)性的內(nèi)在體驗(yàn)，即科胡特所謂的自體（self）[24]，自體的形成離不開鏡映需要（mirroring need）、理想化需要（idealizing need）以及另我需要（alter-ego need）[25-26]，這三種需要都關(guān)乎自我的確定性感受。高幸福感的個(gè)體可能有著更高的確定性體驗(yàn)，包括自我的確定性和自我與世界之間關(guān)系的確定性。擁有更高確定性的個(gè)體不需要通過社會交往行為來增進(jìn)其確定性體驗(yàn)。這可能是導(dǎo)致高幸福感個(gè)體社交回避行為的可能因素。

總體上，焦慮與社交回避之間存在多種關(guān)聯(lián)?；谑孪鹊奈墨I(xiàn)證據(jù)和本研究的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，我們認(rèn)為其中的因果鏈應(yīng)該是焦慮導(dǎo)致孤獨(dú)感，而孤獨(dú)感會進(jìn)一步加強(qiáng)社交回避。那么，為什么孤獨(dú)感不是促進(jìn)個(gè)體的社交趨向，而是導(dǎo)致社交回避呢？整體上，我們還可以追問，焦慮為什么會導(dǎo)致社交回避呢？

在經(jīng)典的精神分析理論看來，焦慮可能是一種信號，是對內(nèi)外潛在危險(xiǎn)因素的警報(bào)[27]。早在1926年，弗洛伊德在其《抑制、癥狀與焦慮》一文中就已經(jīng)指出了焦慮的信號功能。從這個(gè)角度來說，作為信號的焦慮能夠增加個(gè)體的確定性體驗(yàn)。進(jìn)化心理學(xué)的研究也認(rèn)為焦慮具有適應(yīng)意義。焦慮作為一種警示信號，可以讓個(gè)體回避危險(xiǎn)，進(jìn)而提高生存和繁衍的可能性。一般適應(yīng)綜合征假說（general adaptation syndrome, GAS）也提出，焦慮其實(shí)是對應(yīng)激源的一種反應(yīng)，促使個(gè)體采取行動找回平衡恢復(fù)安寧。

焦慮能警示危險(xiǎn)，這顯示了焦慮與個(gè)體對確定性的追求可能存在有關(guān)。因?yàn)?，焦慮能為自我?guī)泶_定性，即焦慮為自我?guī)砹艘欢ǔ潭鹊拇_定性收益。近年對確定性的研究逐漸增多，尤其是焦慮與確定性的關(guān)系研究逐漸受到重視[28-29]。不確定性是焦慮的核心特征，無法忍受不確定是與心理障礙易感性相關(guān)的重要因素[30]。

因此，焦慮作為信號，是自我的一種適應(yīng)性功能，表現(xiàn)為對不確定性體驗(yàn)的回避反應(yīng)，通過回避不確定性而增加了自我的控制感，從而提高了確定性體驗(yàn)。而確定性體驗(yàn)的提高作為一種積極反饋，會促使自我再度通過焦慮喚起的方式來增加控制感，如此進(jìn)入循環(huán)，見圖3。根據(jù)這個(gè)模型，我們嘗試對焦慮與社交回避之間的關(guān)系做出因果性的推論：以往對于社交回避的干預(yù)多采用認(rèn)知行為療法，通過調(diào)整個(gè)體的不合理的認(rèn)知來達(dá)到干預(yù)效果。但這樣的干預(yù)效果有限。基于本研究的結(jié)論，我們認(rèn)為，降低個(gè)體的焦慮水平可以有效減少社交回避行為，降低焦慮水平可以通過增加個(gè)體對不確定性的涵容能力來實(shí)現(xiàn)；其次，還可以通過增加個(gè)體的積極情緒體驗(yàn)以降低其社交回避行為的發(fā)生。環(huán)境因素也可以被納入干預(yù)的范圍，已有研究發(fā)現(xiàn)社交技能訓(xùn)練和同伴交往練習(xí)也能在一定程度上降低社交回避[31]，此外，提高社交回避者所處環(huán)境的包容性可能會有助于其融入環(huán)境。如果這個(gè)循環(huán)模型得到進(jìn)一步研究的支持，那么我們可能會對焦慮和社交回避提出新的解釋與干預(yù)策略。

圖3 焦慮帶來確定性的循環(huán)關(guān)系圖

本研究也存在一定的局限性。首先，本研究采用自評問卷收集數(shù)據(jù)，自我報(bào)告與臨床評估之間存在差距。其次，本研究作為一個(gè)橫斷相關(guān)研究，無法確定因果關(guān)系，需要后續(xù)實(shí)驗(yàn)研究來進(jìn)一步驗(yàn)證因果假設(shè)模型。

綜上，通過理論分析，本研究提出了一個(gè)焦慮能為自我?guī)泶_定性的循環(huán)關(guān)系假設(shè)模型。這一模型的提出，有助于制定針對性的干預(yù)方案。此外，本研究直接考察了焦慮與社交回避的關(guān)系，同時(shí)考察了孤獨(dú)感、人際信任在焦慮和社交回避之間的中介效應(yīng)以及幸福感在孤獨(dú)感和社交回避之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，對社交回避的作用機(jī)制進(jìn)行了拓展性研究。在后續(xù)的研究中，會擴(kuò)大研究對象的范圍，進(jìn)一步考察該模型在更廣泛的群體中的適用性。