1 引言
社交焦虑障碍(social anxiety disorder, SAD)的核心特征是持续害怕他人的负面评价(American Psychiatric Association, 2022)。SAD是最常见的焦虑障碍之一，成人SAD的终生患病率为13%(Kessler et al., 2005)，青少年SAD的患病率约为17%(Salari et al., 2024)。一项针对中国大学生的调查研究显示，大学生社交焦虑症状的检出率高达33.38%(Meng et al., 2021)。社交焦虑的核心症状是个体在社交场合下害怕来自他人的负面评价(Heimberg et al., 2014)。相比童年和青春期，大学生往往会面临更多的学业(比如，演讲报告)和生活(比如，结交朋友)上的压力(Dyson & Renk, 2006; Elemo & Türküm, 2022)。因此，社交焦虑是大学生常常会面临的一种心理困扰，会影响大学生的人际交往和学业成绩(Mou et al., 2022)。当症状严重影响到个体的社会功能时，可能就会被诊断为社交焦虑障碍(American Psychiatric Association, 2022)。
根据社交焦虑认知模型(Hofmann, 2007)，回避行为是导致和维持社交焦虑的重要因素。社交焦虑个体对社交评价的高估与灾难化预期通常会诱发过度的焦虑情绪，导致回避行为(Kashdan et al., 2014; Lorian & Grisham, 2010)。此外他们对于风险的过度高估和厌恶则进一步强化了由焦虑引发的回避行为。实证研究发现，在利己情景下，相对于正常对照组，高社交焦虑个体会表现出对风险的过度厌恶，表现出风险回避行为(Charpentier et al., 2017; Hengen & Alpers, 2021b; Pittig & Scherbaum, 2020)，从而缓解个体的焦虑。假如社交焦虑个体的焦虑水平得到缓解，他们的风险回避行为可能会减少。近期研究表明，积极情绪不仅能显著降低高社交焦虑者在演讲任务中的焦虑水平(Taylor et al., 2020)，还能增强暴露疗法的临床疗效(Taylor et al., 2023)。心理学研究证实利他行为可以作为积极情绪的重要诱发源(Aknin et al., 2020; Dunn et al., 2014)。因此，在利他情景下，高社交焦虑个体可能通过唤醒利他情绪，表现出更多的利他行为和更少的风险回避行为。
与利己情景不同，在利他情景下个体的行为会影响他人所赚取的金钱额度，这时个体可以选择是否做出利他行为(Faber & Häusser, 2022; Wang et al., 2020)。von Dawans等人(2021)的一篇综述发现急性压力可以引发利他行为，也有研究发现高社交焦虑个体在急性社交和生理双重压力下会表现出更多的利他行为(von Dawans et al., 2018)。此外，做出利他行为还可以带来许多好处，如缓解疼痛感等(Grant & Sonnentag, 2010; Wang et al., 2020)。综上，社交焦虑个体在面临压力时可能会做出利他行为，而且利他行为产生的积极情绪还可能缓解个人的不适感。然而，现有研究尚未直接验证利他行为对焦虑的即时缓冲效应及其对风险决策的作用机制。由于利他行为能够带来许多积极作用，比如，减少孤独感(Lanser & Eisenberger, 2023)，提升幸福感(Aknin et al., 2020; Dunn et al., 2014; Varma et al., 2023)，减轻交感神经系统反应(Inagaki & Eisenberger, 2016)；因此，做出利他行为可能会产生积极的利他情绪从而缓解高社交焦虑个体在遭遇急性压力时的状态焦虑，这也是本研究重点探讨的问题。前人的研究把关注点放在高社交焦虑个体增加的风险回避行为上(Charpentier et al., 2017; Hengen & Alpers, 2021b; Pittig & Scherbaum, 2020)，本研究首次通过对比高/低社交焦虑个体在做出利己/利他行为时的焦虑水平，检验利他行为带来的积极情绪能否缓解压力所带来的焦虑，进而减少风险回避行为。本研究的探索可以为理解该群体在接近−回避冲突中的行为提供新视角。
前人研究对利他情景中情绪诱发的关注较少(Dys et al., 2023; von Dawans et al., 2018)。一些研究者认为，适度情绪唤醒可有效促进亲社会行为：过低唤醒难以驱动利他行为，过高唤醒易引发负面体验，而适度唤醒可增强利他倾向(Batson, 1987; Eisenberg, 2000; Hoffman, 2000)。研究发现，当看到他人处于负面情绪(Dys et al., 2023; Schuhmacher et al., 2017)或引导关注他人福祉(de Waal, 2008)能提升亲社会动机。本研究通过公益视频(Bennett, 2015)诱发被试的利他情绪，增强实验生态效度。本研究通过公开演讲任务诱发高社交焦虑个体的状态焦虑，该范式已被广泛验证可有效激活社交焦虑反应(Hengen & Alpers, 2021a; Karvay et al., 2022; Yu & Wang, 2024)。风险决策行为则通过改编版气球模拟风险任务(Balloon Analogue Risk Task, BART; Lejuez et al., 2003; Lejuez et al., 2002)进行测量，该任务可量化个体在风险决策中的回避倾向(Hengen & Alpers, 2021a, 2021b)。风险回避行为表现为高社交焦虑组在任务中获得的累积积分显著低于对照组。
综上，本研究旨在探究高低社交焦虑大学生在利己和利他情景下风险决策任务上的表现。本研究假设：(1)情景对状态焦虑的影响存在组间调节效应。高社交焦虑个体在利己情景下呈现显著升高的状态焦虑水平，在利他情景下状态焦虑较低；而低社交焦虑组在两种情景下的状态焦虑水平均显著低于高焦虑组。(2)风险决策的组间差异受情景调节。高社交焦虑组在利己情景中表现出更强的风险回避倾向，在利他情景下风险回避行为会减少；而低社交焦虑组在两种情景下的风险回避水平均显著低于高社交焦虑组。(3)状态焦虑在社交焦虑特质与风险决策间起中介作用。对于高焦虑个体，利他情景通过降低状态焦虑水平，进而减弱其对任务积分获取的风险回避行为。
2 研究方法
2.1 被试
参考在社交焦虑群体中的同类研究设计(Hengen & Alpers, 2021b)，本研究基于G*Power 3.1.9.7计算所需样本量。参数设定为：中等效应量(f=0.25)、α=0.05、统计检验力(1−β)=0.8、组数设为4，计算得出最低样本量为48人。本研究最终招募90名被试，以确保对交互作用的充分检验力。本研究通过线上迷你社交恐惧量表(Mini-SPIN)(3题, 0～4分, α=0.82)筛选招募90名大学生(平均年龄20.49±1.70岁，女性73名)。根据Connor等人(2001)和Hengen和Alpers(2021a)的划分标准，将Mini-SPIN得分大于6分的54名高社交焦虑者随机分为利己组(n=26)和利他组(n=28)，得分小于等于6分的36名低社交焦虑者随机分为利己组(n=19)和利他组(n=17)。
2.2 实验设计
本研究为2(社交焦虑水平：高、低)×2(情景：利己、利他)×2(时间点：T1、T2)的混合设计，其中时间为被试内变量，社交焦虑水平与情景为被试间变量。
本研究潜在的混淆变量为被试的抑郁水平、冲动行为、感觉寻求和利他主义倾向。这是由于抑郁个体对奖励和惩罚的处理与焦虑不同(Eshel & Roiser, 2010)；冲动行为和感觉寻求会影响个体的风险决策行为(Bornovalova et al., 2009)；利他主义则会影响个体的利他行为倾向(Manzur & Olavarrieta, 2021)，需要控制不同组之间这些混淆变量的影响。
2.3 研究工具
(1)社交焦虑水平采用社交恐惧量表(SPIN, 17题, 0～4分)(肖融 等, 2007; Connor et al., 2000)测量，本研究中Cronbach’s α系数为0.89。该量表同时用于验证Mini-SPIN的筛选效度。
(2)状态焦虑使用状态−特质焦虑量表状态分量表(STAI-S, 20题, 1～4分)(李文利, 钱铭怡, 1995)测量，含9题反向计分。本研究中，前测状态焦虑量表的Cronbach’s α系数为0.84，后测状态焦虑量表的Cronbach’s α系数为0.91。
(3)利他情绪采用自编题目(“我愿意为那些孩子提供帮助”, 1～5分)测量，用以评估利他组的利他情绪唤起操纵是否成功。
(4)抑郁水平采用贝克抑郁量表第二版中文版(BDI-II, 20题, 0～3分)(王振 等, 2011; Beck et al., 1996)测量。本研究中BDI-II的Cronbach’s α系数为0.86。
(5)冲动行为倾向采用简式冲动行为量表(Short Version of the UPPS-P Impulsive Behavior Scale, S-UPPS-P, 20题, 1～4分)(薛朝霞 等, 2017; Cyders et al., 2014)测量。本研究中S-UPPS-P量表的Cronbach’s α系数为0.85。
(6)感觉寻求倾向采用简式感觉寻求量表(Brief Sensations Seeking Scale, BSSS, 8题, 1～5分)(Chen et al., 2013)测量。本研究中BSSS的Cronbach’s α系数为0.90。
(7)利他行为倾向采用简式利他行为量表(9-Self-Report Altruism Scale, 9-SRA, 9题, 1～5分)(Manzur & Olavarrieta, 2021)测量。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.86。
2.4 焦虑情绪诱发
为了更好地诱发被试的焦虑情绪(状态焦虑)，在实验开始前告知被试如果在整个实验过程中惩罚气球数量过多(单个实验不超过7个)，则需要进行3分钟的演讲任务，并告诉他们会有主试在实验结束后一星期内对演讲录像进行评价和反馈(Yu & Wang, 2024)。前人研究表明，演讲任务可以有效诱发社交焦虑个体的焦虑情绪，且不同主题间的焦虑唤醒效果没有显著差异(Taylor et al., 2020)。配对t检验发现本研究的演讲情景成功诱发了利己、利他组的焦虑情绪(p<0.001)，协方差分析显示不同主题间的状态焦虑水平没有显著差异(p=0.993)。
2.5 BART实验范式
本研究采用改编版气球模拟风险任务(BART; Lejuez et al., 2003)测量风险决策行为。实验包含45个三色气球(红、绿、蓝各15个)，每种颜色对应不同风险层级：红色气球爆炸后必然触发惩罚记录(代表自然威胁刺激; Hengen & Alpers, 2021a, 2021b)，蓝色气球爆炸后有50%的概率触发惩罚记录，绿色气球爆炸后不会触发惩罚记录。因为不同颜色气球是被试内变量，所以不会成为研究结果的混淆变量。被试每次按键充气可获得10任务积分(1000积分兑换1元)，爆炸概率随充气次数递增(初始1/128，第n次充气后为1/(128−n)，平均爆炸点为第64次)，所以最大安全收益为第63次主动终止充气。
如果气球爆炸，会出现两个负面结果。一是损失在这个气球中赚的任务积分，这涉及风险决策。另一个取决于气球的颜色，这可能导致接受演讲任务惩罚，会导致社交焦虑情绪的产生(Hengen & Alpers, 2021a)。被试不知道气球爆炸的概率，但他们被明确告知气球颜色与惩罚规则的关系。每个气球任务后，被试会收到以下信息反馈：该气球获取的任务积分；目前积累的总任务积分；目前被记录的爆炸气球个数。实验前通过6轮练习(每种颜色气球2轮)确保被试理解规则。见图1 。
2.6 实验流程
被试预先填写Mini-SPIN问卷，依据得分划分为高、低社交焦虑组，并通过随机分配进入利己或利他组。实验开始前，所有被试填写状态−特质焦虑量表状态分量表，作为基线焦虑水平。此外，被试均完成贝克抑郁量表、简式冲动行为量表、感觉寻求量表和简式利他行为量表。随后进行情景操纵：利他组被试观看了捐助主题视频，接着使用自编题目测量利他情绪诱发水平，告知实验收益将以实验名义捐赠；利己组未观看视频，告知实验收益将归个人所有。接着向所有被试介绍BART实验内容并让其完成练习试次，为了诱发焦虑情绪，告知被试如果实验中气球爆炸惩罚记录过多，将进行演讲任务。最后正式进行2次BART任务，在两次实验间隔中再次测量被试的状态焦虑水平，作为状态焦虑后测。实验结束后，向被试澄清实际上并没有演讲任务。
3 结果
3.1 各组匹配情况
由独立样本t检验结果可知(见表1 )，在高、低社交焦虑组中，仅社交焦虑得分存在显著差异[t(88)=−6.63, p<0.001, Cohen’s d=−1.43]，表明社交焦虑水平上的分组匹配情况良好。在利己和利他组中，各量表得分组间均不存在显著的组间差异(ps>0.05)，分组匹配情况良好。
表1 各组的匹配情况 |
| M±SD | 量表 | t | df | p | |
| 社交焦虑水平 | 高: 30.64±9.21 低: 27.36±8.80 | BDI-Ⅱ | 1.68 | 87 | 0.097 |
| 高: 22.74±4.73 低: 23.97±4.13 | 9-SRA | 1.27 | 88 | 0.207 | |
| 高: 23.56±4.74 低: 24.44±4.17 | BSSS | 0.94 | 88 | 0.364 | |
| 高: 43.80±6.17 低: 43.44±5.08 | S-UPPS-P | 0.28 | 88 | 0.777 | |
| 高: 47.85±9.86 低: 35.03±7.47 | SPIN | 6.63 | 88 | <0.001 | |
| 情景 | 己: 29.20±8.52 他: 29.44±4.66 | BDI-Ⅱ | 0.11 | 87 | 0.911 |
| 己: 22.58±4.66 他: 23.88±4.32 | 9-SRA | 1.38 | 88 | 0.170 | |
| 己: 22.47±4.06 他: 23.56±4.92 | BSSS | 1.17 | 88 | 0.246 | |
| 己: 44.33±4.76 他: 42.98±6.54 | S-UPPS-P | 1.12 | 88 | 0.264 | |
| 己: 42.13±10.84 他: 43.81±11.14 | SPIN | 0.51 | 88 | 0.613 |
注：贝克抑郁量表(BDI-Ⅱ)、简式利他行为量表(9-SRA)、简式感觉寻求量表(BSSS)、简式冲动行为量表(S-UPPS-P)和社交恐惧量表(SPIN)；“高”代表“高社交焦虑”，“低”代表“低社交焦虑”，“己”代表“利己”，“他”代表“利他”。 |
3.2 情绪唤起的操纵检验
通过比较演讲任务诱导前后的状态焦虑水平来测试操纵的有效性。状态焦虑配对t检验的结果发现差异显著[t(50)=−5.61, p<0.001, Cohen’s d=−0.78]，后测状态焦虑水平显著大于前测，说明操纵是有效的。
本研究对利他情绪的唤起进行了单样本t检验。高社交焦虑组的情绪唤醒平均分显著高于4[1～5级评分, t(19)=2.85, p=0.010, Cohen’s d=0.64]。而低社交焦虑组则没有达到显著的水平[t(16)=1.29, p=0.216]。这说明在高社交焦虑组中，他们对视频的反应更强烈，唤醒水平更高。组间独立样本t检验显示，两组利他情绪唤醒水平无显著差异[t(19)=−0.32, p=0.752]。
3.3 刺激材料的操纵检验
对三种颜色的气球各自的任务积分进行了2(社交焦虑水平：高、低)×2(情景：利己、利他)×3(颜色：红、绿、蓝)的三因素重复测量方差分析，被试内变量为三种颜色，被试间变量为社交焦虑水平和情景。由于不满足球形假设(p<0.001)，采用Greenhouse-Geisser校正。结果发现颜色的主效应显著[F(1.48, 124.31)=81.14, p<0.001, η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.49]，表明被试会随着风险程度的增加而趋于保守。见图2 。
3.4 利他行为对状态焦虑的影响
为了比较高低社交焦虑组在利己和利他情景下的状态焦虑水平差异，本研究进行了2(社交焦虑水平：高、低)×2(情景：利己、利他)的两因素协方差分析。其中，将前测状态焦虑水平作为协变量(状态焦虑水平: M高±SD=39.93±7.83; M低±SD=35.67±6.11; 情景: M己±SD=37.21±6.73; M他±SD=38.61±7.89)，结果见图3 。与配对t检验类似，协变量前测状态焦虑的效应显著，说明两次测量相关较大；社交焦虑水平的主效应显著[F(1, 47)=18.76, p<0.001, η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.29]，即高社交焦虑组的状态焦虑要高于低社交焦虑组；情景的主效应不显著[F(1, 47)=0.21, p=0.646]，说明利己、利他组间状态焦虑水平无明显差异；情景和社交焦虑水平的交互作用不显著[F(1, 47)=1.27, p=0.266]。
3.5 利他对风险决策的影响
为了比较不同社交焦虑水平组在利己和利他情景上的风险决策行为的差异，本研究进行了2(社交焦虑水平：高、低)×2(情景：利己、利他)×2(时间点：T1、T2)的三因素重复测量方差分析(见图4 )。本研究主要关注社交焦虑水平和情景以及他们的交互作用。结果发现社交焦虑水平[F(1, 86)=2.23, p=0.139]和情景[F(1, 86)=0.19, p=0.665]的主效应均不显著，但社交焦虑水平和情景的交互作用显著[F(1, 86)=7.32, p=0.008, η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.08]，表明情景具有调节作用。在利己情景下，相比低社交焦虑个体，高社交焦虑个体获得了更少的任务积分(t=−2.99, p=0.003)，这说明高社交焦虑个体产生了风险回避行为；在利他情景下，相比低社交焦虑个体，高社交焦虑个体任务积分无显著变化(t=0.85, p=0.397)；对于高社交焦虑个体，相比利己情景，利他情景任务积分有增加趋势，但差异不显著(t=1.80, p=0.076)。以上结果说明高社交焦虑个体在利他情景下减少了风险回避行为。同时，结果发现时间点的主效应显著[F(1, 86)=10.76, p=0.001, η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.11]。这进一步说明被试存在练习效应，在第二次任务中获得了更多的任务积分。时间点和其他变量的交互作用均不显著，这说明尽管所有被试随时间获得的任务积分增加，但高/低社交焦虑组在利他/利己情景下的行为表现类似(见图4 )。所以将其数据合并进行2(社交焦虑水平：高、低)×2(情景：利己、利他)两因素方差分析，以增加效应。
本研究聚焦威胁条件下红色气球的风险决策分析。这是由于红色气球爆炸必然触发惩罚记录，这种确定性规避了惩罚概率估算的干扰，使得被试的风险回避行为更纯粹反映其决策偏好。红色气球的结果与将三种颜色合并起来分析一致，同样发现了显著的社交焦虑水平和情景的交互作用[F(1, 84)=6.52, p=0.012, η$ {}_{\mathrm{p}}^{2} $ =0.07]，这进一步说明高社交焦虑组在利他情景减少了风险回避行为。
3.6 中介效应
这一部分旨在探究利他情景是否通过降低状态焦虑从而影响风险决策行为。本研究尝试验证在高社交焦虑组中，后测STAI-S分数在社交焦虑分数和任务积分中起中介作用。结果显示，SPIN分数对后测STAI-S分数的预测显著(a=0.47, SE=0.15, p=0.009)，但后测STAI-S分数对任务积分(b=0.25, SE=0.25, p=0.322)的预测不显著，SPIN分数对任务积分(c=−0.27, SE=0.27, 95%CI[−0.789, 0.237], p=0.322)的直接效应也不显著。中介效应(ab=0.116, SE=0.16, 95%CI[−0.069, 0.498], p=0.457)不显著。这表明状态焦虑不在社交焦虑特质与风险决策间起中介作用，利他情景并没有通过缓解高社交焦虑个体的状态焦虑减少他们的风险回避行为。
4 讨论
在本研究中，与假设一致的是，相较于低社交焦虑个体，高社交焦虑个体的状态焦虑更高。在利己情景下，高社交焦虑个体做出了更多风险回避行为。更重要的是，在唤醒利他情绪后，与利己情景下未唤醒利他情绪的高社交焦虑个体相比，利他组高社交焦虑个体减少了风险回避行为。与假设不一致的是，高社交焦虑个体的状态焦虑在不同情景下并无差异，其在利他情景中风险回避行为的减少也并非是通过状态焦虑的缓解导致的。
在不确定的情景下，风险回避行为通常被视为功能性，因为它降低了遭受潜在威胁的风险(Rosen & Schulkin, 1998)。然而，过度的风险回避可能是焦虑症的跨诊断因素(Hofmann, 2007)。本研究结果与既往研究一致(Hengen & Alpers, 2021b)，在利己情景中，高社交焦虑个体在进行风险决策时表现出更高水平的状态焦虑和更高的风险回避倾向。类似的风险回避倾向也存在于一般的病理性焦虑中(Charpentier et al., 2017)。患有焦虑症个体的风险回避倾向可能源于他们对负面结果有更高的风险估计(Hengen & Alpers, 2019)。
在本研究中，与假设不一致的是，结果显示高社交焦虑个体在利他情景下的状态焦虑与利己情景相比，并没有显著的下降。但在利他情景下观察到高社交焦虑组减少了风险回避行为。这说明利他行为可能不是通过缓解焦虑情绪使得高社交焦虑个体减少风险回避行为。利他情绪的唤醒可能影响高社交焦虑个体在利他情景下的风险决策行为。本研究发现，高社交焦虑组唤起了利他情绪，这种情绪及其带来的意义感可能影响了后续的行为决策(Wang et al., 2020)。前人研究表明，当利他情绪适当唤起时(Acland et al., 2019; Dys et al., 2023)，高社交焦虑儿童会表现出更多利他行为。本研究中高社交焦虑个体减少风险回避行为可能是由于利他情绪的唤起。然而，以往研究强调情绪唤起的适度性(Acland et al., 2019; Eisenberg et al., 1989)。本研究只能证明唤起了高社交焦虑个体的利他情绪，没有进一步讨论不同程度利他情绪如何影响行为，这是本研究的不足之处。未来研究应进一步探讨不同程度的情绪唤醒如何影响高社交焦虑个体的决策行为。
高社交焦虑个体减少风险回避行为的另一种解释可能是社会规范和评价的影响。先前的研究表明，人们在被评价时会表现出更多利他行为(Cañigueral & Hamilton, 2019)。由于高社交焦虑个体更害怕负面评价(American Psychiatric Association, 2022)，他们更容易从众和遵循社会规范(Bică, 2023; Zaatri et al., 2022)。在本实验中，高社交焦虑个体面临赚取更多任务积分以满足社会规范与回避行为以避免惩罚的冲突。经过权衡，他们更想满足社会规范，因此选择减少风险回避行为(Faber & Häusser, 2022)。上述两种解释也可能共同作用以减少高社交焦虑个体在利他情景下的风险回避行为，未来研究可以进一步探究这些机制如何交互影响高社交焦虑个体的行为。
本研究还存在一定的不足之处。先前的研究发现社交焦虑个体的特质焦虑升高，而且特质焦虑高的个体也具有回避感知威胁的倾向(Knowles & Olatunji, 2020)。本研究并没有测量社交焦虑个体的特质焦虑水平，未来研究可以采用更加严格的组间控制。其次，社交焦虑程度特别高的个体在基线时的状态焦虑水平较高，这可能受到STAI量表不是最敏感的状态焦虑测量工具的影响(Balsamo et al., 2013)。最后，本研究没有均衡男女比例。在风险决策方面，男性通常比女性更有可能承担风险(Lauriola & Levin, 2001; Loewenstein et al., 2001)，此外亲社会行为在性别上也会存在一定差异(Faber & Häusser, 2022)。因此，未来在研究焦虑和决策之间的关系时，有必要将性别因素考虑在内。
5 结论
本研究揭示了利他情景对高社交焦虑个体风险决策的调节机制，但这种效应并非通过缓解状态焦虑实现。