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1 引言

美国精神疾病诊断标准第五版（Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders，DSM-5）中指出社交焦虑障碍是指对于暴露在陌生人或可能被人注视的社交场合，个体感到明显持续的害怕，并伴有植物神经功能紊乱、回避行为和痛苦体验。当焦虑程度较轻，未发展到功能损伤时，则称为社交焦
虑[1]。社交焦虑发展到严重的程度时就形成社交焦虑障碍，极大损伤个体的社会功能，给个体的人际关系、工作、学业和身心健康等带来破坏[2]，这会导致社会损失大量的人才。近20年来，社交焦虑者在我国大学生中的比例逐年上升，在有些高校甚至达到40%左右[3]。中国青年报·中青校媒面向全国大学生开展问卷调查，共回收来自255所高校的4854份有效问卷。调查结果显示，80.22%受访大学生表示自己存在轻微“社恐”；6.90%受访大学生表示自己有比较严重的“社恐”；0.64%受访大学生表示自己有严重的“社恐”，被明确诊断为医学上的社交恐惧症[4]。这类消极不良的情绪体验不仅对大学生身心健康产生恶劣影响[5]，亦对其社交活动与人际交往造成严重干扰[6]，长期的严重社交焦虑甚至可导致抑郁、自卑和失眠，以及自杀行为［7，8］。国外有研究发现，在临床高危的精神病人中，有42%的人符合社交焦虑障碍的诊断标准，社交焦虑症状给这些患者带来极大的痛苦和麻烦[9]。社交焦虑难以治愈，不管是心理疗法，还是药物治疗，在治疗之后都经常存在残余症状，且易复发[10]。因此，深入探讨社交焦虑的影响因素，对预防和干预大学生社交焦虑有重要意义。

已有研究者从多个角度对社交焦虑的成因进行了研究，如基因、脑功能和脑结构，认知偏差、早期创伤、依恋关系等，其中认知偏差是被研究最多的一个方面。社交焦虑者存在明显的认知偏差，而无法忍受不确定性就是一种认知偏差，无法忍受不确定性是指个体对不确定性情境或事件的一种认知偏差，这种认知偏差使个体难以容忍未来发生的多种可能性，并试图从思想或行为方面来控制这种可能性或减少不确定性［11，12］。焦虑情绪产生于对未来的忧虑，社交活动中充满了未知的不确定结果，对于未来社交结果的不确定正是这种忧虑的根源，而对于不确定性忍受水平的不同，也就导致了不同程度的社交焦虑。实证研究表明，无法忍受不确定性是影响社交焦虑的重要因素，二者存在显著正相关关系，个体的无法忍受不确定性水平越高，其社交焦虑水平也越高[13]。高无法忍受不确定性的个体通常认为社交情境中的不确定性情境或事件是无法忍受的，倾向于采用回避的方式来应对其感受到的不安和压力，从而引发了较高水平的社交焦虑[14]。因此，本研究提出假设一：无法忍受不确定性能够显著正向预测社交焦虑。

内夫（Neff）认为自我关怀高的个体更能接受自己、更少的批判自己、对自己的失败和缺点能抱以平常心，这与社交焦虑者对自己过分苛责、甚至难以接受自己微不足道的小缺点的特点正好相反。这种吹毛求疵的性格特征是社交焦虑的根源，而自悯恰恰能很好地应对社交焦虑者的这种性格特征。已有国内外研究发现自我关怀能够显著负向预测社交焦虑［15，16］，具体表现为：高自我关怀水平的个体会温和、宽容地对待自己，接纳自己的不足和缺点，且会坦然面对和接受并积极调整，更有心理力量去处理社交问题，因而社交焦虑低；自我关怀水平低的人，则无法接受自己犯错，也无法接纳自己的缺点。当处于社交情形时，过度担心自己会出错，会被他人评价自己的不足，因而拥有较高的社交焦虑。国内外研究发现，自我关怀可以通过自尊、正面评价恐惧和负面评价恐惧的并列中介作用影响社交焦虑，自我关怀还能通过自尊和正面评价恐惧的链式中介作用影响社交焦虑[5]［17］。自我关怀还影响社交焦虑者的社交回避行为， 从而有利于破除社交回避对其症状造成的不良影响[18]；此外，自我关怀促进了认知重构过程，从而有利于改变社交焦虑者对自身的消极信念，减轻消极信念带来的负面情绪[19]。因此，本研究提出假设二：自我关怀对社交焦虑有显著负向预测作用。

无法忍受不确定性的个体往往对于未来尚未发生的事件有着更加悲观的预期，并且会对可能的结果进行灾难化的解释。自我关怀强调的是个体对自我的关爱和接纳，觉察当下正在发生的事件。它强调个体用宽容、接纳和关爱的态度来应对困难和不足，而不是严苛的批评和指责，这使得个体能够更加勇敢地面对已经发生或者可能发生的负面事件，而自我关怀中静观这一维度包括客观、平衡地觉察自己当下的感受，不过分忽略也不过分夸大，对于当下的强调也可以避免个体过分思虑尚未发生的事件，将更多的精力放在当前而不是未来，因此自我悲悯可以很大限度地减少人们因担忧未来感受到的负面情
绪[20]。学者运用结构方程模型对无法忍受不确定和自我关怀之间的关系进行探索发现自我关怀与无法容忍不确定性呈显著负相关［21，22］。以中国大学生被试的研究也表明自我关怀与无法忍受不确定性呈显著负相关[16]。根据Gilbert的情绪调节系统理论，当面临不确定性威胁时，个体的威胁-防御系统被激活，产生担忧、紧张、不安等应激情绪，当个体身处不确定的社交情景时，高无法容忍不确定性的个体往往认为该情景具有威胁性，同时由于自身缺乏应对措施，故总面临较大的心理压力，进而表现出过度焦虑的倾向。自我关怀的积极成分能启动安抚系统，产生安全感和依赖感，缓解因威胁-防御系统被激活而产生的消极情绪，防止消极情绪泛化降低不确定性威胁对心理健康的消极影响。相反，当个体面对不确定性时，以缺乏自我关怀的方式应对，会将威胁内化，加剧激活威胁-防御系统，从而加剧不确定性威胁对心理健康的消极影响，如担忧焦虑。因此提出假设三：自我关怀在无法忍受不确定性与社交焦虑中起中介作用。

2 对象与方法

2.1 对象

采用便利采样法选取四川省某几所高校的大学生进行在线问卷调查，回收问卷910份，剔除无效问卷（反向题检验、作答时间过短、作答有明显规律、应答缺失率大于25%）后得有效问卷825份，有效回收率为91％。其中，女生719名，占比87.15％；男生106名，占比12.85％，所有被试对调查均知情同意。

2.2 方法

2.2.1 简版无法忍受不确定性量表（the intolerance of uncertainty scale，IUS-12）

本研究所采用的量表由卡尔顿（Carleton）等人编制，张亚娟等在2017年修订[23]。该量表一共12个条目，其中七个条目测量预期性焦虑，5个条目测量抑制性焦虑。采用李克特5点计分方式，得分越高说明无法忍受不确定性水平越高。本研究中该量表的本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.915。

2.2.2 交往焦虑量表（interaction anxiousness scale，IAS）

利里（Leary，1983）编制了交往焦虑量表（IAS），本研究采用由《心理卫生评定量表手册》翻译刊登的交往焦虑量表（IAS）中文版，此版本曾由彭纯子等人[24]进行过中国本土大学生中的适用性检验研究，并且在中国大学生的社交焦虑测量工作中表现出了良好的适应性。该量表共15个题项，单一维度，采取5级评分，分数越高，表示社交焦虑程度越重。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.731。

2.2.3 自我关怀量表（self compassion scale，SCS）

本研究使用内夫编制的自我关怀量表，该量表包括六个维度，分别为自我友善和自我评判、普遍人性和自我隔离、静观觉察和过度沉迷，量表一共有26道题目，采用李克特五点计分法，1表示“从不如此”，5 表示“总是如此”，自我关怀总分为所有题目得分相加后求平均分。其中，自我评判、自我隔离和过度沉迷三个维度的题目采用逆向计分[25]。陈健等人对该量表进行了中文翻译，并在600名中国大学生中进行了信效度检验，发现中文版自我关怀量表具有良好的信效度，该量表的总分越高表示自我关怀水平越高，各维度也是得分越高，该维度的自我关怀水平越高[26]。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.865。

2.3 统计处理

本研究采用SPSS 26.0进行描述统计、相关分析，采用由海斯（Hayes）[27]编制的SPSS PROCESS组件中的模型4对中介作用进行分析，使用偏差矫正百分位Bootstrap法检验中介效应的显著性。本研究中，p<0.05表示具有统计学意义。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

采用Harman单因素检验法[28]进行共同方法偏差检验，结果表明，有7个因子特征值大于1，第一个因子的解释变异量为26.15%，小于40%的临界标准，说明本研究的数据不存在明显的共同方法偏差。

3.2 变量得分一般情况

大学生无法忍受不确定性得分为26.01±8.01分，社交焦虑得分43.56±8.15，自我关怀得分88.14±12.11。

3.3 大学生无法忍受不确定性、自我关怀和社交焦虑基本现状与相关分析

无法忍受不确定性、自我关怀和社交焦虑两两之间存在显著相关，如表1所示。结果显示，无法忍受不确定性与社交焦虑显著正相关（p<0.01），无法忍受不确定性与自我关怀显著负相关（p<0.01），自我关怀与社交焦虑显著负相关（p<0.01）。

表 1 描述性统计和相关分析（N=576）

Table 1 Relevant matrix (N=576)

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，下同。

3.4 自我关怀在大学生无法忍受不确定性与社交焦虑间的中介作用

对研究变量进行标准化，以无法忍受不确定性作为自变量（X），社交焦虑作为因变量（Y），自我关怀作为中介变量（M），使用PROCESS 4.2的模型4进行中介效应的检验。

采用Bootstrap方法（重复抽样5000次），对回归系数的显著性及中介路径进行检验，若其95％置信区间不包含零，则效应显著。如表2所示，分析的结果发现，未加入中介变量前，无法忍受不确定性显著正向预测社交焦虑（β=0.48，p< 0.001）；显著向预测自我关怀（β=-0.37，p<0.001）。加入自我关怀中介变量之后，无法忍受不确定性正向预测社交焦虑（β=0.38，p<0.001）；自我关怀负向预测社交焦虑（β=-0.26，p<0.001）。自我关怀的中介效应值为0.11，95%置信区间为［0.06，0.14］，置信区间不包含0，如表3所示。因此，中介效应具有统计学意义，即自我关怀在无法忍受不确定性与社交焦虑间起中介作用。

表 2 中介模型中变量间的回归分析（N=825）

Table 2 Regression analysis of mediation model variables (N=825)

表 3 中介效应显著性的Bootstrap分析

Table 3 Bootstrap analysis of the significance testing for mediating effects

4 讨论

本研究探讨了，无法忍受不确定性对大学生社交焦虑的预示作用，同时揭示了无法忍受不确定性通过自我关怀间接预测大学生社交焦虑这一内部心理机制，为改善大学生的社交焦虑提供了新视角。

在大学生无法忍受不确定性、自我关怀和社交焦虑的相关分析中得出了以下两个结论：无法忍受不确定性对大学生社交焦虑有显著正向预测的作用。这与前人的研究一致［13，14］，无法忍受不确定性是个体对不确定性情境或事件的一种认知偏差，这种认知偏差使个体难以容忍未来发生的多种可能性，并试图从思想或行为方面来控制这种可能性或减少不确定性，社交活动中充满了未知的不确定结果，对于未来社交结果的不确定正是这种忧虑的根源，而对于不确定性忍受水平的不同，也就导致了不同程度的社交焦虑。综上，本研究的调查结果一定程度上说明两者之间的联系。自我关怀的中介作用，研究发现，自我关怀在无法忍受不确定性和社交焦虑间起部分中介作用，即无法忍受不确定性不仅直接正向预测社交焦虑，还通过自我关怀的中介作用间接预测社交焦虑。无法忍受不确定性较高的个体会高估潜在负面事件的可能性和影响，认为未知的结果具有威胁性[30]，已有研究指出自我关怀能够调整个体对不确定性情境的感知，解释时的认知偏差，缓解个体焦虑与担忧，提升个体主动应对的能力［5，30，31］，进而缓解由无法忍受不确定性引起的社交焦虑水平，且自我关怀水平高的个体更能自信地处理社交生活和人际关系，更好地应对突发事件，同时具有更积极地应对方式[32]，因此社交焦虑程度也相对较低。

5 研究意义与局限性

本研究以大学生群体为参照对象，探讨了无法忍受不确定性、自我关怀和社交焦虑两两之间的关系，揭示了自我关怀在无法忍受不确定性和社交焦虑之间的中介作用。在理论模型上具有一定的创新性。无法忍受不确定性可以通过自我关怀间接预测社交焦虑这一结论，说明提高大学生群体自我关怀水平在一定程度上能有效改善大学生群体无法忍受不确定性地认知偏差，从而减轻个体无法忍受不确定性的认知偏差，进而预防社交焦虑地出现。

本研究也存在局限性。首先，研究对象局限于大学生，样本的代表性受限，且男女样本数量存在差距未来的研究应考虑增加样本多样性，以提升研究结果的普遍适用性。其次，由于研究参与者来自同一地区且采用横截面设计，我们无法建立变量间的因果联系，后续研究应考虑跨区域样本，并运用纵向或实验设计来进一步检验因果关系，且大学生正处于青春晚期到成年早期地过渡阶段，自我意识发展迅速，个体差异大。而本研究属于横向研究，难以推断变量间的因果关系，未来可设置纵向研究，对此进行更深讨论。

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