焦慮和抑郁對(duì)正負(fù)性注意偏向的影響：注意控制的中介作用 *

于永菊

(四川外國語大學(xué)社會(huì)與法學(xué)院，重慶 400031)

1 引言

在認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)和情緒心理學(xué)研究領(lǐng)域中，情緒與注意的關(guān)系一直是眾多研究者關(guān)注的熱點(diǎn)問題。眾所周知，焦慮和抑郁都涉及一種適應(yīng)不良的選擇性注意機(jī)制，這與個(gè)體對(duì)威脅刺激存在注意偏向密切相關(guān)。越來越多的研究支持焦慮、抑郁導(dǎo)致個(gè)體的注意偏向這一觀點(diǎn)（Muris, 2010;Platt, Waters, Schulte-Koerne, Engelmann, & Salemink,2017）。眼動(dòng)追蹤研究發(fā)現(xiàn)，恢復(fù)期抑郁癥患者對(duì)高興面孔的注意偏向顯著低于健康對(duì)照組（Li et al., 2016）。Klein 等人指出注意偏向是焦慮和抑郁的獨(dú)特過程（Klein, de Voogd, Wiers, & Salemink,2018）。研究發(fā)現(xiàn)高焦慮和高抑郁個(gè)體會(huì)將更多的注意資源分配到負(fù)性刺激上，而非中性或正性刺激（Cisler & Koster, 2010; Eizenman et al., 2003;Sylvester, Hudziak, Gaffrey, Barch, & Luby, 2016）。與此觀點(diǎn)一致，研究者還發(fā)現(xiàn)焦慮個(gè)體對(duì)威脅刺激表現(xiàn)出負(fù)性注意偏向，在閾上刺激和閾下刺激中均觀察到了這一現(xiàn)象（Bar-Haim, Lamy, Pergamin,Bakermans-Kranenburg, & van IJzendoorn, 2007）。

盡管焦慮和抑郁共病是臨床上非常普遍的現(xiàn)象，它們?nèi)允莾煞N獨(dú)立的情緒。研究者發(fā)現(xiàn)焦慮和抑郁導(dǎo)致的注意偏向模式有明顯不同（Lichtenstein-Vidne et al., 2017），焦慮癥患者表現(xiàn)出更多的負(fù)性注意偏向。根據(jù)注意警覺-回避模型，與低焦慮個(gè)體相比，高焦慮者表現(xiàn)出對(duì)負(fù)性刺激快速定向、注意解離困難的特點(diǎn)（Cisler & Koster, 2010; Mogg& Bradley, 2005; Sylvester et al., 2016）。而關(guān)于抑郁癥患者的注意偏向及其特點(diǎn)，目前學(xué)術(shù)界仍存在不一致的結(jié)論。有研究發(fā)現(xiàn)臨床抑郁癥患者在實(shí)驗(yàn)任務(wù)中未表現(xiàn)出負(fù)性注意偏向的特點(diǎn)（許媛美等, 2016; Lichtenstein-Vidne et al., 2017），這可能與抑郁個(gè)體存在明顯的動(dòng)機(jī)不足密切相關(guān)（Mogg &Bradley, 2005）。也有研究（郭艷梅, 2010）認(rèn)為抑郁癥患者對(duì)負(fù)性刺激存在注意偏向。然而最新研究（Trapp, Kalzendorf, Baum, Hajak, & Lautenbacher,2018）提出抑郁癥患者對(duì)正性和負(fù)性情緒刺激均存在注意偏向，而與效價(jià)無關(guān)。這些結(jié)論的不一致可能是由于焦慮和抑郁的注意偏向的研究往往分開進(jìn)行，而事實(shí)上在抑郁和焦慮的發(fā)生發(fā)展過程中，二者會(huì)同時(shí)對(duì)注意偏向產(chǎn)生影響。因此在本研究中，焦慮和抑郁被同時(shí)納入。

注意控制（attentional control）是指個(gè)體在面對(duì)具有競爭性或沖突性的信息時(shí)，主動(dòng)分配注意資源將注意指向目標(biāo)，并抑制習(xí)慣化、自動(dòng)化和優(yōu)勢反應(yīng)的加工過程（于永菊, 2017; Sarapas,Weinberg, Langenecker, & Shankman, 2017）。已有研究表明不論在情緒還是在非情緒刺激情境中，焦慮和抑郁的兒童均表現(xiàn)出較差的注意控制能力（Waszczuk, Brown, Eley, & Lester, 2015）。注意控制還會(huì)影響個(gè)體朝向或遠(yuǎn)離威脅刺激的方式。已有研究認(rèn)為焦慮會(huì)打亂目標(biāo)導(dǎo)向注意系統(tǒng)和刺激驅(qū)動(dòng)注意系統(tǒng)之間的平衡，使個(gè)體的注意偏向更多受刺激驅(qū)動(dòng)注意系統(tǒng)的影響（Derakshan, Smyth,& Eysenck, 2009; Eysenck, Derakshan, Santos, & Calvo,2007）。注意控制系統(tǒng)的失衡使個(gè)體在認(rèn)知操作上表現(xiàn)出能力欠佳。因此，高焦慮個(gè)體具有較低的抑制控制能力，并且表現(xiàn)出比非焦慮個(gè)體更明顯的注意力分散特點(diǎn)（Eysenck & Derakshan, 2011）。據(jù)此，本研究推測注意控制在焦慮、抑郁和正負(fù)性注意偏向間起到了至關(guān)重要的作用。Gorlin 和Teachman（2015）指出注意控制并不是簡單地影響注意偏向和焦慮的關(guān)系，而是可能在焦慮的不同成分上起到不同的作用。因此，本研究同時(shí)考察了特質(zhì)焦慮和狀態(tài)焦慮這兩個(gè)成分。

綜上所述，盡管學(xué)術(shù)界對(duì)注意偏向現(xiàn)象的研究已取得不少研究成果，但是，目前對(duì)于狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、抑郁對(duì)正性信息的注意偏向和負(fù)性信息的注意偏向的內(nèi)在機(jī)制仍缺乏深入探討。據(jù)此，本研究旨在考察特質(zhì)焦慮、狀態(tài)焦慮、抑郁、正負(fù)性注意偏向間的關(guān)系，并揭示注意控制的潛在中介作用，為在校大學(xué)生的心理教育與訓(xùn)練工作的開展提供依據(jù)?；谏鲜隼碚摲治雠c以往的研究結(jié)果，研究假設(shè)：（1）狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮和抑郁對(duì)個(gè)體正性信息的注意偏向有顯著的抑制作用；（2）狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮和流調(diào)抑郁會(huì)強(qiáng)化個(gè)體對(duì)負(fù)性信息的注意偏向；（3）注意控制（注意集中和注意轉(zhuǎn)移）中介了狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、流調(diào)抑郁與正、負(fù)性信息的注意偏向間的關(guān)系。

2 研究方法

2.1 被試

在重慶某高校使用分層隨機(jī)抽樣按一定比例對(duì)4 個(gè)專業(yè)（英語、國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易、新聞學(xué)、計(jì)算機(jī)）的506 名在校大學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查。填寫問卷前向被試介紹本研究的研究目的和調(diào)查注意事項(xiàng)，并告知他們有知情同意權(quán)和中途退出的權(quán)利。問卷填寫完畢，當(dāng)場收回。數(shù)據(jù)整理時(shí)，剔除資料不完整的被試25 名，最終獲得有效問卷481 份。被試年齡范圍17～23 歲（18.62±1.07 歲），其中男性231 名，女性250 名。

2.2 研究工具

2.2.1 狀態(tài)-特質(zhì)焦慮量表

狀態(tài)-特質(zhì)焦慮量表（State-Trait Anxiety Inventory, STAI）用于評(píng)估個(gè)體的焦慮水平（Spielberger,Gorsuch, & Lushene, 1983）。包含兩個(gè)因子（狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮），每個(gè)因子各有20 個(gè)條目。其中狀態(tài)焦慮用于評(píng)估個(gè)體當(dāng)前的焦慮水平，特質(zhì)焦慮要求個(gè)體匯報(bào)通常的感覺如何。量表采用Likert 1～4 計(jì)分方法，其中“1”表示“完全沒有”，“4”表示“非常明顯”，總分越高表明個(gè)體的焦慮水平越高。以往研究表明此量表在中國被試群體中有較高的信度和效度，具有良好的心理測量學(xué)指標(biāo)（汪向東, 王希林, 馬弘, 1999）。本研究中狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.84 和0.82。

2.2.2 流調(diào)中心用抑郁量表

流調(diào)中心用抑郁量表（Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, CES-D）是為評(píng)價(jià)個(gè)體當(dāng)前抑郁癥狀的頻度而設(shè)計(jì)（Radloff, 1977）。填表時(shí)要求被試報(bào)告最近一周內(nèi)癥狀出現(xiàn)的頻度。采用Likert 0～3 計(jì)分方法，其中“0”表示“偶爾或無”，3 表示“多數(shù)時(shí)間或持續(xù)”?？偡址秶鸀?～60 分，分?jǐn)?shù)越高抑郁出現(xiàn)頻度越高。以往研究表明此量表在中國被試群體中有較高的信度和效度，具有良好的心理測量學(xué)指標(biāo)（汪向東等，1999）。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.92。

2.2.3 注意控制量表

注意控制量表（Attentional Control Scale，ACS）由20 個(gè)條目組成，測量個(gè)體在不同情境中轉(zhuǎn)移或集中注意力的情況（Derryberry & Reed,2002）。量表采用1～4 的四級(jí)計(jì)分方法，有11 個(gè)條目為反向計(jì)分，其中“1”表示“很不符合”，“4”表示“非常符合”?？偡址秶鸀?0～80 分，總分越高表明個(gè)體的注意控制能力越好。以往研究表明該量表信度效度較高，并具有良好的心理測量學(xué)指標(biāo)（李甜甜等, 2017）。該量表有兩個(gè)因子分別為注意集中和注意轉(zhuǎn)移，各包含10 個(gè)條目。本研究中注意集中和注意轉(zhuǎn)移的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.79 和0.78。

2.2.4 正負(fù)性信息注意偏向量表

正負(fù)性信息注意偏向量表（the Attention to Positive and Negative Information Scale, APNIS）（Noguchi, Gohm, & Dalsky, 2006）包括26 個(gè)條目，兩個(gè)分量表：正性注意偏向量表和負(fù)性注意偏向量表。它是用來評(píng)估個(gè)人傾向于關(guān)注、思考和關(guān)注正面（或負(fù)面）信息的傾向。量表采用Likert 1～5 的五級(jí)計(jì)分方法，其中“1”表示“完全不符合”，“5”表示“完全符合”。研究表明正負(fù)性信息注意偏向量表具有較好的信度和效度，具有良好的心理測量學(xué)指標(biāo)（戴琴等, 2015）。本研究中正性注意偏向和負(fù)性注意偏向的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.84 和0.80。

2.3 數(shù)據(jù)處理

研究采用SPSS20.0 錄入數(shù)據(jù)，并進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。本研究采用Harman 單因素檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)共同方法偏差效應(yīng)；采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)考察各研究變量性別上的差異；采用單因素方差分析考察專業(yè)對(duì)正、負(fù)性注意偏向的影響；采用Pearson 相關(guān)分析考察各主要研究變量間的相關(guān)關(guān)系；采用回歸分析考察抑郁、焦慮和注意控制對(duì)正、負(fù)性注意偏向的預(yù)測作用。最后采用Amos20.0 建立結(jié)構(gòu)方程模型，考察注意控制在焦慮、抑郁和正負(fù)性注意偏向關(guān)系中的作用。為了提高模型的可解釋度、控制多重共線性，所有變量均在建構(gòu)結(jié)構(gòu)模型前進(jìn)行了去中心化。研究采用比較擬合指數(shù)（CFI）、T u c k e r-L e w i s 指數(shù)（T L I）、擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）、標(biāo)準(zhǔn)均方根殘差（SRMR）和近似均方根誤差（RMSEA）對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行評(píng)估。本研究以p＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

3 研究結(jié)果

3.1 數(shù)據(jù)的初步分析

研究首先采用Harman 單因素用以檢驗(yàn)共同方法偏差效應(yīng)：將所有條目放在一起進(jìn)行探索性因子分析后，共得到10 個(gè)特征根大于1 的公因子，10 個(gè)因子的累積可解釋方差達(dá)到53.07%，單個(gè)因子的最大方差解釋量為22.21%（＜40%），因此認(rèn)為本研究的共同方法偏差不嚴(yán)重（周浩, 龍立榮, 2004）。

表1 顯示了主要研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差，以及性別組間差異的分析結(jié)果。男性和女性在焦慮、抑郁、注意控制和正負(fù)性注意偏向上差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p＞0.05）。以專業(yè)為自變量，分別以正性注意偏向和負(fù)性注意偏向?yàn)橐蜃兞窟M(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果顯示不同專業(yè)大學(xué)生的正、負(fù)性注意偏向均無顯著差異，F(xiàn)(3, 477)=1.31，p=0.271；F(3, 477)=0.31，p=0.821。

表 1 各主要研究變量的平均數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)差以及在性別上的組間差異

3.2 焦慮、抑郁、注意控制和正負(fù)性注意偏向的相關(guān)分析

表2 顯示了狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、流調(diào)抑郁、注意控制、正性注意偏向、負(fù)性注意偏向間的Pearson 相關(guān)系數(shù)。相關(guān)分析結(jié)果表明正性注意偏向與注意集中和注意轉(zhuǎn)移均存在顯著正相關(guān)關(guān)系（r=0.47, p＜0.01; r=0.49, p＜0.01），正性注意偏向與狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮和流調(diào)抑郁均存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.48, p＜0.01; r=-0.55, p＜0.01;r=-0.25, p＜0.01）。負(fù)性注意偏向與注意集中和注意轉(zhuǎn)移均存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（r=-0.41, p＜0.01;r=-0.36, p＜0.01），負(fù)性注意偏向與狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮和流調(diào)抑郁均存在顯著正相關(guān)關(guān)系（r=0.43,p＜0.01; r=0.40, p＜0.01; r=0.43, p＜0.01）。結(jié)果表明狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、抑郁水平越低的被試，表現(xiàn)出更好的注意控制力，對(duì)積極情緒有更多的關(guān)注。相反，那些在狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、抑郁上得分較高的被試，有較差的注意控制力，對(duì)負(fù)性信息表現(xiàn)出更多關(guān)注的傾向。

表 2 各主要研究變量間的相關(guān)關(guān)系分析（n=481）

3.3 焦慮、抑郁和注意控制對(duì)個(gè)體信息注意偏向的預(yù)測作用分析

為了更好地了解焦慮、抑郁和注意控制對(duì)個(gè)體信息注意偏向的影響，首先以狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、流調(diào)抑郁、注意集中和注意轉(zhuǎn)移為自變量，以正性注意偏向?yàn)橐蜃兞窟M(jìn)行回歸分析，得到的回歸方程模型：回歸系數(shù)R=0.60，決定系數(shù)R2=0.36，F(xiàn)(5, 475)=52.34，p＜0.001。表明此回歸方程顯著，自變量可解釋正性注意偏向35.50%的變異。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)（見表3），特質(zhì)焦慮（β=-0.40, p＜0.01）、注意集中（β=0.16, p＜0.01）、注意轉(zhuǎn)移（β=0.17，p＜0.01）均能顯著預(yù)測正性注意偏向，而狀態(tài)焦慮和流調(diào)抑郁則不能顯著預(yù)測正性注意偏向。

表 3 狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、流調(diào)抑郁、注意集中和注意轉(zhuǎn)移分別對(duì)正性注意偏向、負(fù)性注意偏向的回歸分析

以狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、流調(diào)抑郁、注意集中和注意轉(zhuǎn)移為自變量，以負(fù)性注意偏向?yàn)橐蜃兞窟M(jìn)行回歸分析，得到的回歸方程模型：回歸系數(shù)R=0.53，決定系數(shù)R2=0.28，F(xiàn)(5, 475)=36.29，p＜0.001。表明此回歸方程顯著，自變量可解釋負(fù)性注意偏向27.60%的變異。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)（見表2）狀態(tài)焦慮（β=0.19，p＜0.05）、流調(diào)抑郁（β=0.2 5，p＜0.0 1）、注意集中（β=-0.2 1，p＜0.01）均能顯著預(yù)測負(fù)性注意偏向，而特質(zhì)焦慮（β=-0.05，p＞0.05）和注意轉(zhuǎn)移（β=-0.06，p＞0.05）則不能顯著預(yù)測負(fù)性注意偏向。

3.4 注意控制在焦慮、抑郁和正負(fù)性注意偏向間的中介效應(yīng)分析

為了考察注意控制在焦慮、抑郁和正、負(fù)性注意偏向間的中介作用，本研究使用Amos20.0 對(duì)研究假設(shè)中提出的模型進(jìn)行驗(yàn)證。在模型中，由于以下路徑不顯著被刪除：注意轉(zhuǎn)移＜---狀態(tài)焦慮（β=-0.09, p=0.189），注意集中＜---狀態(tài)焦慮（β=-0.12, p=0.100），正性注意偏向＜---狀態(tài)焦慮（β=0, p=0.982），注意轉(zhuǎn)移＜---流調(diào)抑郁（β=-0.0 6, p=0.182），正性注意偏向＜---流調(diào)抑郁（β=0.07, p=0.059），負(fù)性注意偏向＜---特質(zhì)焦慮（β=-0.05, p=0.562），負(fù)性注意偏向＜---注意轉(zhuǎn)移（β=-0.06, p=0.306）。對(duì)調(diào)整后的模型重新進(jìn)行計(jì)算后得到了如圖1 所示的結(jié)果。圖1 中結(jié)構(gòu)方程模型中所有路徑系數(shù)的顯著性均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p＜0.05），模型的絕對(duì)擬合指數(shù)χ2/df=1.54＜5，表明模型可接受；RMSEA=0.03＜0.08；GFI=0.99，GFI=0.98，TLI=1.00，CFI=1.00，IFI=1.00，均大于0.90，表明模型擬合度良好。

此結(jié)構(gòu)方程模型可以解釋注意集中34.90%的變異，解釋注意轉(zhuǎn)移40.40%的變異，解釋負(fù)性注意偏向26.60%的變異，正性注意偏向35.10%的變異。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)特質(zhì)焦慮不僅直接會(huì)妨礙個(gè)體的正性注意偏向（β=-0.35），還會(huì)經(jīng)由注意轉(zhuǎn)移（β=-0.11）和注意集中（β=-0.08）間接影響正性注意偏向；抑郁對(duì)正性注意偏向的直接影響沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，而是通過注意集中間接影響正性注意偏向（β=-0.03），而狀態(tài)焦慮不能預(yù)測正性注意偏向。狀態(tài)焦慮（β=0.18）和抑郁（β=0.23）都會(huì)直接促進(jìn)個(gè)體對(duì)負(fù)性信息有更多的注意偏向，除此之外，特質(zhì)焦慮（β=0.12）和抑郁（β=0.02）都會(huì)經(jīng)由注意集中間接影響個(gè)體的負(fù)性注意偏向。本研究還發(fā)現(xiàn)特質(zhì)焦慮會(huì)影響個(gè)體的注意轉(zhuǎn)移能力（β=-0.64），這意味著特質(zhì)焦慮水平越高的個(gè)體，其注意轉(zhuǎn)移能力越差，特質(zhì)焦慮（β=-0.54）和抑郁（β=-0.08）會(huì)影響個(gè)體的注意集中能力，特質(zhì)焦慮和抑郁的水平越高，注意集中的能力越差。

這表明個(gè)體特質(zhì)焦慮和抑郁會(huì)抑制個(gè)體對(duì)正性信息的注意偏向，狀態(tài)焦慮和抑郁會(huì)強(qiáng)化個(gè)體對(duì)負(fù)性信息的注意偏向；同時(shí)，注意轉(zhuǎn)移和注意集中部分中介了特質(zhì)焦慮和正性注意偏向間的關(guān)系，注意集中完全中介了抑郁和正性注意偏向的關(guān)系，注意集中部分中介了抑郁和負(fù)性注意偏向的關(guān)系，注意集中完全中介了特質(zhì)焦慮和負(fù)性注 意偏向的關(guān)系。

圖 1 注意轉(zhuǎn)移和注意集中在狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮、流調(diào)抑郁與正、負(fù)性注意偏向中的中介作用模型

4 討論

本研究探討了焦慮和抑郁對(duì)個(gè)體正、負(fù)性信息注意偏向的影響，以及注意控制在其中的中介作用。與以往研究一致（Edwards, 2014; Taylor,Bomyea, & Amir, 2011），焦慮和抑郁情緒均會(huì)導(dǎo)致適應(yīng)不良的選擇性注意機(jī)制，表現(xiàn)出更多的負(fù)性注意偏向，更少的正性注意偏向。本研究在此基礎(chǔ)上拓展了以往研究者的工作，結(jié)果發(fā)現(xiàn)特質(zhì)焦慮可負(fù)向預(yù)測個(gè)體的正性注意偏向，特質(zhì)焦慮越高的個(gè)體，對(duì)正性刺激的注意偏向越少；狀態(tài)焦慮和抑郁可正向預(yù)測負(fù)性注意偏向，表現(xiàn)在狀態(tài)焦慮和抑郁的水平越高，個(gè)體越傾向于關(guān)注負(fù)性信息。在本研究中未發(fā)現(xiàn)抑郁與正性注意偏向之間有直接的關(guān)系，抑郁是通過影響注意集中間接地對(duì)正性信息的注意偏向產(chǎn)生阻礙作用。這一現(xiàn)象的可能原因是負(fù)性刺激被抑郁個(gè)體優(yōu)先加工并且放大，并導(dǎo)致注意解離困難（樂洪波等, 2009），間接減少了對(duì)正性信息的關(guān)注。同時(shí)，還注意到在本研究中個(gè)體的特質(zhì)焦慮和狀態(tài)焦慮對(duì)負(fù)性信息注意偏向的影響是存在差異的：狀態(tài)焦慮直接促進(jìn)了個(gè)體的負(fù)性注意偏向，特質(zhì)焦慮未直接影響注意偏向，而是通過注意集中間接加重了負(fù)性注意偏向，這與本研究調(diào)查的對(duì)象是健康的大學(xué)生有密切的關(guān)系。已有研究（毋嫘, 林冰心, 蔣娜,趙亞萍, 2016）證實(shí)高威脅性刺激才能引起健康個(gè)體產(chǎn)生注意偏向的趨勢。因此在未來研究中，狀態(tài)焦慮、特質(zhì)焦慮與注意偏向的具體關(guān)系還應(yīng)在臨床或亞臨床群體中進(jìn)行進(jìn)一步深入考察。

焦慮、抑郁和注意控制的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，與以往研究對(duì)成人和兒童的研究一致，特質(zhì)焦慮（Osinsky, Gebhardt, Alexander, & Hennig, 2012）、狀態(tài)焦慮（Booth, 2014）或抑郁（Abasi,Mohammadkhani, Pourshahbaz, & Dolatshahi, 2017）等變量上得分越高的個(gè)體，會(huì)表現(xiàn)出越低的注意控制能力。結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步提示特質(zhì)焦慮會(huì)影響個(gè)體的注意轉(zhuǎn)移能力，使個(gè)體的注意力難以從當(dāng)前的狀態(tài)轉(zhuǎn)移到正性信息上。抑郁則易使個(gè)體難以集中注意力，容易受到無關(guān)刺激特別是負(fù)性刺激的干擾，從而使個(gè)體表現(xiàn)出更多的負(fù)性注意偏向，更少正性注意偏向。

本研究還考察了注意控制在焦慮、抑郁和正、負(fù)性信息注意偏向中的中介作用。一方面，這證實(shí)了以往研究者的觀點(diǎn)：注意控制對(duì)個(gè)體的注意偏向有極為重要的作用（Derakshan et al.,2009）。研究結(jié)果顯示注意轉(zhuǎn)移和注意集中是強(qiáng)有力的保護(hù)性因素，使得特質(zhì)焦慮和抑郁等負(fù)性情緒對(duì)個(gè)體正性注意偏向的破壞作用減少，注意集中則可減少抑郁個(gè)體關(guān)注負(fù)面信息的傾向。本研究結(jié)果為Vasey 等的觀點(diǎn)提供了強(qiáng)有力的支持：良好的注意執(zhí)行控制能力可以抵消或減弱負(fù)面情緒或消極情感的驅(qū)動(dòng)反應(yīng)（Vasey, Harbaugh, Mikolich,Firestone, & Bijttebier, 2013）。

綜上所述，注意控制力可能是改善個(gè)體注意偏向的重要靶點(diǎn)。通過提升個(gè)體自上而下的注意轉(zhuǎn)移和注意集中能力，個(gè)體通過利用更多的注意調(diào)節(jié)策略，對(duì)焦慮和抑郁會(huì)有更好的自控力，從而增加對(duì)正性信息的注意偏向，減少對(duì)負(fù)性信息的注意偏向。由此，注意控制力的提升是注意偏向矯正的有效途徑，這提示，對(duì)大學(xué)生注意偏向的改善可側(cè)重于注意集中和注意轉(zhuǎn)移能力的提升，以有效應(yīng)對(duì)焦慮、抑郁等不良情緒所導(dǎo)致的注意偏倚，并減少不良情緒對(duì)個(gè)體認(rèn)知功能的破壞作用。

5 結(jié)論

（1）特質(zhì)焦慮和抑郁會(huì)抑制個(gè)體對(duì)正性信息的注意偏向；（2）狀態(tài)焦慮和抑郁會(huì)強(qiáng)化個(gè)體對(duì)負(fù)性信息的注意偏向；（3）注意控制是注意偏向的重要保護(hù)性因素，可緩解或消除焦慮和抑郁對(duì)注意偏向的不良作用。