張大鵬，杜明峰，周爽，翟婧，4，杜哲一，杜江，4**

（1.阜陽(yáng)市第三人民醫(yī)院物質(zhì)依賴科，安徽 阜陽(yáng) 236000；2.上海交通大學(xué)醫(yī)學(xué)院附屬精神衛(wèi)生中心成癮診療中心，上海 200000；3.安徽醫(yī)科大學(xué)精神衛(wèi)生與心理科學(xué)學(xué)院，安徽 合肥 230032；4.上海交通大學(xué)醫(yī)學(xué)院上海市精神障礙重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，上海 200000）

賭博障礙（Gambling disorder，GD）是一種以持續(xù)或反復(fù)發(fā)作的賭博行為為特征的精神行為障礙[1]，沖動(dòng)性、自控力差是個(gè)體罹患賭博障礙的重要預(yù)測(cè)因子[2]，但尚不清楚其與賭博障礙嚴(yán)重程度之間的相互作用。本研究根據(jù)“個(gè)人特質(zhì)- 情 感- 認(rèn) 知- 執(zhí) 行（Person-Affect-Cognition-Execution）”模型[3]，假設(shè)自控力可能是賭博障礙（風(fēng)險(xiǎn)行為）和沖動(dòng)性（誘發(fā)變量）的中介變量，并通過(guò)一個(gè)中介模型進(jìn)行驗(yàn)證。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

本研究經(jīng)上海市精神衛(wèi)生中心倫理審查委員會(huì)批準(zhǔn)（倫理審查號(hào)：2022-18），招募了2021 年5 月—2022 年3 月在上海精神衛(wèi)生中心或上海戒賭機(jī)構(gòu)自愿尋求戒賭治療的符合DSM-5 賭博成癮診斷標(biāo)準(zhǔn)的129 例患者，所有受試者均知情同意，并簽署知情同意書。納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡18～60歲，男女不限；符合DSM-5 關(guān)于賭博成癮診斷標(biāo)準(zhǔn)；有足夠的文化程度和理解能力完成本研究所需檢查和評(píng)估；視力和聽力正常，或矯正后處于正常范圍。排除標(biāo)準(zhǔn)：受試者符合以下任何1 條，則不得納入本研究，嚴(yán)重認(rèn)知功能障礙，如頭部外傷史、腦血管疾病、癲癇等，最近6 個(gè)月使用過(guò)促進(jìn)認(rèn)知功能的藥物；智力受損IQ＜70；懷孕、哺乳或者計(jì)劃在研究期間懷孕的女性；研究者認(rèn)為不適合參加本臨床研究的其他情況。

1.2 方法

1.2.1 沖動(dòng)性

采用由北京心理危機(jī)研究與干預(yù)中心李獻(xiàn)云等人翻譯修訂的巴瑞特沖動(dòng)性人格問卷（Barratt Impulsiveness Scale，BIS-11）中文版問卷[4]測(cè)量被試者沖動(dòng)性。該量表由30 個(gè)題目構(gòu)成，測(cè)查個(gè)體的沖動(dòng)性人格三個(gè)維度，分別為行動(dòng)沖動(dòng)性、認(rèn)知沖動(dòng)性和無(wú)計(jì)劃沖動(dòng)性。采用李克特五級(jí)評(píng)分法，1“不是”～5“總是”，得分越高表示沖動(dòng)性越強(qiáng)。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)是α=0.76。

1.2.2 自控力

采用中文修訂版自控力量表（self-control scale，SCS），該量表由Tangney 等編制，由郭永玉[5]翻譯并修訂，修訂后的問卷共由19 個(gè)題目構(gòu)成。采用李克特五級(jí)評(píng)分法?？偡钟伤袟l目得分相加，得分越高表示自控力越強(qiáng)。該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)是α=0.85

1.2.3 賭博的嚴(yán)重程度

由精神科醫(yī)師依據(jù)DSM-5 賭博障礙診斷條目評(píng)定，按符合DSM-5 賭博障礙診斷條目數(shù)打分，符合一條得一分，總分4～9 分（低于4 分不符合DSM-5 關(guān)于賭博障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)被剔除），分?jǐn)?shù)越高表示賭博障礙越嚴(yán)重。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

使用SPSS 23.0 統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。采用皮爾遜相關(guān)分析沖動(dòng)性、自控力與賭博障礙的嚴(yán)重程度；以BIS 得分為預(yù)測(cè)變量，SCS 得分作為中介變量，賭博嚴(yán)重程度作為結(jié)果變量進(jìn)行回歸分析，采用Baron RM 等[6]方法對(duì)本研究提出的中介假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。使用SPSS 統(tǒng)計(jì)軟件中的PROCESS 宏模型4 檢驗(yàn)中介模型[7]。計(jì)量資料以（±s）表示。計(jì)數(shù)資料以[n（%）]表示。通過(guò)5000 次bootstrap 迭代估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的顯著性，如標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的95%置信區(qū)間不包含零，則認(rèn)為結(jié)果具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

1.4 共同方法偏差檢驗(yàn)

在對(duì)可能存在的共同方法偏差進(jìn)行程序控制（如部分項(xiàng)目反向計(jì)分等）的基礎(chǔ)上，采用推薦的Harman 單因素檢驗(yàn)法檢驗(yàn)本研究中全部量表所收集到的數(shù)據(jù)，對(duì)所有測(cè)量題目做因素分析。探索性因素分析結(jié)果顯示，有18 個(gè)因素的特征根大于1，第一個(gè)主成分因素可以解釋的變異量為20.75%，小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%。因此，由此可以推斷本研究不存在嚴(yán)重共同方法偏差。

2 結(jié)果

2.1 一般人口學(xué)資料

本研究收集了129 例賭博障礙患者，其中男性123 例（95.3%），女性6 例（4.2%）；年齡20～41 歲，平均年齡（30.50±4.56）歲；未婚52人（40.3%），已 婚61 人（47.3%），離 異16 人（12.4%）；受教育年限5～22 年，平均受教育年限（14.69±2.47）年。

2.2 沖動(dòng)性、自控力與賭博障礙的嚴(yán)重程度之間的相關(guān)分析

相關(guān)分析顯示，BIS-11 總分與賭博嚴(yán)重程度呈正相關(guān)（r=0.28，P＜0.01），其三個(gè)子維度（行動(dòng)沖動(dòng)性、非計(jì)劃沖動(dòng)性、認(rèn)知沖動(dòng)性）均與賭博嚴(yán)重程度呈正相關(guān)。SCS 總分與賭博嚴(yán)重程度呈負(fù)相關(guān)（r=-0.39，P＜0.01），其中作為自控力測(cè)量維度的沖動(dòng)控制、健康習(xí)慣、專注工作、節(jié)制娛樂與賭博嚴(yán)重程度呈負(fù)相關(guān)；而BIS 總分與SCS 總分呈負(fù)相關(guān)，見表1。

2.3 自控力在沖動(dòng)性與賭博嚴(yán)重程度之間的中介作用

BIS-11 總分對(duì)賭博嚴(yán)重程度的回歸系數(shù)顯著（β=0.04，P＜0.01），BIS-11 總分對(duì)SCS 總分的回歸系數(shù)顯著（β=-0.59，P＜0.01），當(dāng)SCS 總分和賭博嚴(yán)重程度總分同時(shí)進(jìn)入回歸方程時(shí)，BIS-11 總分（β=0.01，P＞0.05）對(duì)賭博嚴(yán)重程度總分的回歸系數(shù)影響不顯著，而SCS 總分（β=-0.05，P＜0.01）對(duì)賭博嚴(yán)重程度總分的回歸系數(shù)依然顯著，見圖1、表2。

表2 自控力在沖動(dòng)性與賭博嚴(yán)重程度之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

圖1 自控力在沖動(dòng)性與賭博嚴(yán)重程度之間的中介作用

通過(guò)5000 次Bootstrap 迭代估計(jì)中介效應(yīng)模型中各路徑的系數(shù)，結(jié)果顯示BIS-11 總分到賭博障礙總分的總效應(yīng)的Bootstrap 置信區(qū)間不包含0，直接效應(yīng)的Bootstrap 置信區(qū)間包含0；SCS 總分的中介（間接）效應(yīng)的Bootstrap 置信區(qū)間不包含0，將數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，其完全標(biāo)準(zhǔn)化的中介效應(yīng)系數(shù)β=-0.20，BootSE=0.09，其Bootstrap 95%CI為[0.02，0.38]，也不包含0，說(shuō)明BIS-11 總分到賭博嚴(yán)重程度總分的總效應(yīng)顯著，直接效應(yīng)不顯著；SCS 總分在BIS-11 總分和賭博嚴(yán)重程度總分之間具有完全中介（間接）效應(yīng)，且中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例為75%，見表3。

表3 總效應(yīng)、直接效應(yīng)及中介（間接）效應(yīng)分解表

3 討論

3.1 賭博障礙患者嚴(yán)重程度與沖動(dòng)性、自控力的關(guān)系

本研究相關(guān)分析結(jié)果表明，賭博嚴(yán)重程度與沖動(dòng)性（人格特質(zhì)）及其三個(gè)子維度（非計(jì)劃沖動(dòng)性、行動(dòng)沖動(dòng)性和認(rèn)知沖動(dòng)性）均呈正相關(guān)，即沖動(dòng)性水平越高，賭博嚴(yán)重程度就越高，其中行動(dòng)沖動(dòng)性與賭博嚴(yán)重程度相關(guān)性最高，這與以往研究一致[8，9，10]。由此可見，高行動(dòng)沖動(dòng)的賭徒可能面臨更大的賭博障礙風(fēng)險(xiǎn)，這可能是因?yàn)橄鄬?duì)于其他沖動(dòng)性維度，行動(dòng)沖動(dòng)高，更容易伴隨控制抑制缺陷，這使得他們一旦已經(jīng)開始賭博，即使被提示停止，也很難（或需要更長(zhǎng)的時(shí)間）中斷賭博[10]。另外，自控力與賭博的嚴(yán)重呈顯著負(fù)相關(guān)，低自控力可以顯著預(yù)測(cè)賭博嚴(yán)重程度，這可能因?yàn)樽钥亓Φ偷娜巳狈τ幸庾R(shí)地抑制追求及時(shí)滿足的沖動(dòng)和直接反應(yīng)以促進(jìn)遠(yuǎn)期理想目標(biāo)的能力[5]，更容易經(jīng)歷包括賭博障礙在內(nèi)的風(fēng)險(xiǎn)行為。有學(xué)者認(rèn)為[7，11，12]，原則上沖動(dòng)強(qiáng)度和自控力獨(dú)立影響行為是否實(shí)施。但也有研究人員將低特質(zhì)自控力等同于特質(zhì)沖動(dòng)，其認(rèn)為自控力包括對(duì)沖動(dòng)的成功調(diào)節(jié)[12]，這也從一個(gè)側(cè)面印證了成癮行為的發(fā)生過(guò)程中自控力中介了沖動(dòng)性的影響。

3.2 自控力在沖動(dòng)性和賭博障礙嚴(yán)重程度之間的中介作用

本研究對(duì)賭博障礙患者自控力對(duì)其沖動(dòng)性及賭博嚴(yán)重程度的影響進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明賭博障礙患者自控力在沖動(dòng)性和賭博障礙嚴(yán)重程度中起中介作用。該結(jié)果驗(yàn)證了沖動(dòng)性與自控力對(duì)賭博嚴(yán)重程度的共同作用，即賭博障礙患者的沖動(dòng)性會(huì)通過(guò)低自控力正向預(yù)測(cè)賭博嚴(yán)重程度。回歸分析顯示，沖動(dòng)性對(duì)自控力的回歸效應(yīng)顯著，沖動(dòng)性是自控力的顯著預(yù)測(cè)因素根據(jù)“個(gè)人特質(zhì)-情感-認(rèn)知-執(zhí)行”模型，即誘發(fā)變量（個(gè)人特質(zhì)、精神病理因素）、對(duì)內(nèi)部或外部刺激的情感和認(rèn)知反應(yīng)、執(zhí)行和抑制控制等因素交互作用，可以導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)行為（網(wǎng)絡(luò)障礙、賭博、酒精使用等）的決策行為及其后果[13]，自控力作為冷認(rèn)知和反思系統(tǒng)的一部分[14]，據(jù)此理論受到個(gè)人特質(zhì)的影響。幾乎所有自控力的理論方法都強(qiáng)調(diào)意志力和自我主動(dòng)在自控力中的作用[13，14]，而且自控力對(duì)于抑制不良行為和激發(fā)不良行為是必要的。自控力在控制和抑制沖動(dòng)方面發(fā)揮關(guān)鍵作用[18]。自控力受到意識(shí)的主導(dǎo)，可以通過(guò)一些系統(tǒng)的訓(xùn)練得到提高和改善。實(shí)證研究表明，高自控力的人比自控力低的人能夠更好地控制自己的思想，調(diào)節(jié)自己的情緒，抑制自己的沖動(dòng)[16，17]。

研究結(jié)果表明，自控力對(duì)賭博障礙嚴(yán)重程度的回歸效應(yīng)顯著，是賭博障礙嚴(yán)重程度的顯著預(yù)測(cè)因素。這可能是因?yàn)橘€博障礙個(gè)體缺乏自我控制，更有可能經(jīng)歷適應(yīng)不良的行為和社會(huì)結(jié)果[18]。事實(shí)上，自我控制失敗是賭博障礙發(fā)展的核心[19]，反復(fù)嘗試抵制賭博沖動(dòng)是關(guān)鍵的DSM-5 診斷標(biāo)準(zhǔn)之一[20]。有證據(jù)顯示，較低的特質(zhì)自控力與大腦對(duì)體育賽事的反應(yīng)性增加有關(guān)[21]，自我控制和賭博障礙之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，與無(wú)序的賭徒相比，無(wú)序的賭徒報(bào)告的自我控制水平較低，表現(xiàn)出較少的控制行為[17，8，9]。自我控制能力較弱的人可能更容易受到賭博障礙的影響，因?yàn)檫@些人可能不容易控制自己的賭博沖動(dòng)[22]。大多數(shù)調(diào)查自我控制的力量模型的研究都提供了支持性證據(jù)[23]。

本研究中的中介模型表明用沖動(dòng)性與自控力共同預(yù)測(cè)賭博嚴(yán)重程度時(shí)，沖動(dòng)性對(duì)于賭博嚴(yán)重程度的總效應(yīng)顯著，直接效應(yīng)不顯著，而沖動(dòng)性對(duì)于自控力的直接效應(yīng)顯著，自控力對(duì)賭博嚴(yán)重程度的直接效應(yīng)顯著，這說(shuō)明賭博障礙患者的自控力在沖動(dòng)性和賭博嚴(yán)重程度之間存在完全中介效應(yīng)。換言之，高自控力的人比低自控力的人能更好地控制自己的思想，調(diào)節(jié)自己的情緒，抑制自己的沖動(dòng)，從而更少地參與賭博。

3.3 臨床意義

賭博障礙已經(jīng)對(duì)公共健康造成了不利影響，并帶來(lái)了一系列社會(huì)問題[24]。有研究表明[25]，沖動(dòng)性是個(gè)體罹患賭博障礙的重要預(yù)測(cè)因子，賭博障礙患者沖動(dòng)性較無(wú)賭博障礙的人群顯著升高?；趥€(gè)人特質(zhì)-情感-認(rèn)知-執(zhí)行模型的理論框架，本研究認(rèn)為賭博障礙的一些誘發(fā)因素可能具有不可塑性（如遺傳、兒童早期經(jīng)歷），作為個(gè)人特質(zhì)的精神病理易感因素如沖動(dòng)性等也難以改變，建議針對(duì)賭博患者的干預(yù)應(yīng)關(guān)注調(diào)節(jié)和中介變量。而自控力似乎既是一種“特質(zhì)”，長(zhǎng)期穩(wěn)定在某一基線水平，但同時(shí)也是一種“狀態(tài)”，短時(shí)間可在基線周圍變化[26]。另外，值得注意的是，即使是一些“特質(zhì)”，也會(huì)與其他調(diào)節(jié)或中介變量相互作用，這就給臨床干預(yù)留下了可工作的空間。針對(duì)調(diào)節(jié)變量或中介變量的治療可能對(duì)改善賭博障礙有著重要作用，實(shí)證研究表明，高自控力的人比自控力低的人能夠更好地控制自己的思想，調(diào)節(jié)自己的情緒，抑制自己的沖動(dòng)[16，27]。Tangney JP等[15]也認(rèn)為自控力在控制和抑制沖動(dòng)方面發(fā)揮關(guān)鍵作用。自控力受到意識(shí)的主導(dǎo)，可以通過(guò)一些系統(tǒng)的訓(xùn)練得到提高和改善。因此，對(duì)于沖動(dòng)性較高的賭博障礙患者，旨在提高自控力能力的策略可能更有助于降低賭博障礙嚴(yán)重程度。研究表明[28]，CBT 療法有幾種策略可以提高自我控制能力，如狀態(tài)訓(xùn)練（發(fā)展一種調(diào)節(jié)自我控制網(wǎng)絡(luò)的大腦狀態(tài)的干預(yù)措施）。一些研究發(fā)現(xiàn)[29]，針對(duì)賭博的“自控力策略”可以降低賭博危害，糾正賭博障礙患者能夠控制賭博的謬誤認(rèn)知，有助于幫助患者恢復(fù)正常。也有研究證實(shí)，針對(duì)自控力的正念和認(rèn)知訓(xùn)練有助于改善賭博障礙[30]，針對(duì)控制相關(guān)腦區(qū)的rTMS 治療對(duì)自控力有效[31]，這些方法也值得在賭博障礙治療中進(jìn)行探索。

3.4 局限性

本研究?jī)H在患者人群中進(jìn)行亞組分析，闡述賭博障礙患者自控力、沖動(dòng)性及賭博嚴(yán)重程度的關(guān)系，未與健康人群作比較，在今后的研究中可收集匹配的對(duì)照組資料進(jìn)一步全面分析。另外，本研究樣本量相對(duì)較少，且女性患者僅6 人，這些都可能導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)結(jié)果出現(xiàn)一定偏倚，因此研究結(jié)論的推廣也受到一定限制。后期的研究可以擴(kuò)大樣本對(duì)上述結(jié)論進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證。盡管存在這些局限性，本研究也提供了重要的數(shù)據(jù)來(lái)支持和完善“個(gè)人特質(zhì)-情感-認(rèn)知-執(zhí)行（Person-Affect-Cognition-Execution）”模型在賭博障礙中的適用性，并提出了干預(yù)策略的重要途徑，以改善患者賭博障礙的嚴(yán)重程度，從而減少賭博行為。