军营环境人员密集，涉及多方面的人际交往，如战友之间的交往、士兵与士官的交往、战士与干部的交往等，社交是军人正常工作生活中的重要内容。近年来，社交焦虑成为困扰部队广大官兵的人际关系问题，此现象在特殊兵种、特定驻地的官兵群体中尤为突出，并由此诱发很多心理问题^[1-3]。

社交焦虑的认知理论强调负性认知偏向在社交焦虑发生、发展中的作用。大量研究证明，社交焦虑个体存在负性认知偏向。如研究发现社交焦虑与非社交焦虑个体间存在认知加工差异，导致对刺激产生不同的认知偏向，从而使社交焦虑个体忽视正性积极信息而强调负性消极信息^[4-5]。这种忽视具体分为负性注意偏向、负性记忆偏向、负性解释偏向和负性沉思偏向等多方面，最终汇集为社交焦虑个体的负性认知偏向^[6]。其中，注意偏向使社交焦虑人群更加关注人际交往中的消极信息；记忆偏向会加强社交焦虑人群的负性记忆，并降低他们对正性回忆的效价评分^[7-8]；解释偏向使社交焦虑人群从负性生活事件中获得更多的消极情感体验，而对积极事件打折扣^[9]；最后，发生在交往事件前、后的负性沉思偏向使社交焦虑人群陷入负性自我评价及对未来的担忧，使焦虑情绪得以维持^[10]。由此可见认知偏向影响社交焦虑人群对外界信息的加工，可能使他们对负性评价更加关注，并对正性评价产生歪曲的解释。

我们假设负性认知偏向可能与评价恐惧有关。评价恐惧包括正性评价恐惧和负性评价恐惧，两者通常被认为是社交焦虑的核心特征^[11]。正性评价恐惧指他人对自己的积极正向评价所引发的担忧与恐惧^[11]，而负性评价恐惧指由于他人对自身的消极负向评价所产生的担忧与恐惧^[12]。多项研究证实社交焦虑个体存在负性评价恐惧的特点^[13-15]；而正性评价恐惧对社交焦虑的具体影响目前主要存在2种机制，第1种是对满足他人期望的担忧，第2种是对引发人际冲突的担忧。第1种观点认为，个体成功的社交表现促使他人期待他在之后的社交过程中继续成功，对他表现出更高的期望。正是由于无法保证自身在将来的社交中表现出众、难以回应他人的高期望，个体对正性评价产生恐惧和担忧，并继发焦虑体验^[16-17]。第2种观点认为社交焦虑个体担心由于获得他人关注与赞赏而引起与他人之间的利益竞争，反而无法维护自身利益，故表现出低调处事的行为^[18]。杨鹏等^[19]通过对高社交焦虑大学生的访谈发现，高社交焦虑大学生对正性评价的解释路径可归纳为“正性评价提升他人期望”和“正性评价增加人际冲突”，高社交焦虑组对正性评价的消极解释评分高于低社交焦虑组、对正性评价的积极解释评分低于低社交焦虑组，表明对他人评价的消极认知引发了评价恐惧情绪。

我们认为认知偏向、评价恐惧及社交焦虑之间存在关联，并且负性的认知偏向可能导致了评价恐惧情绪，进而引起社交焦虑。本研究选取军人为研究对象，测量他们的负性认知偏向、正性和负性评价恐惧水平及社交焦虑的程度，假设评价恐惧是负性认知偏向和社交焦虑的中介因素。既往研究发现，正性评价恐惧和负性评价恐惧相互独立，但均能引发社交焦虑个体产生焦虑体验^[20]，故我们假设正性评价恐惧和负性评价恐惧均起到中介作用。

2019年10月20日至11月5日，对海军某部官兵进行随机抽样，在线调查官兵的负性认知偏向、评价恐惧水平及社交焦虑情况。共在线发放问卷900份，删除作答时间不足5 min的问卷22份，得到有效问卷878份，有效率为97.6%。878名官兵均为男性，年龄为17~35岁，平均（24.20±4.83）岁。

该量表由Weeks等^[20]于2008年编写，2012年由吴素红^[21]编译并引入国内，共包含10道题目，采用10级计分法，得分越高表示个体对正性评价的恐惧水平越高。为了检测被试潜在的认同性作答反应倾向，所设置的2道反向计分题（第5、10题）不计入总分。本研究中，为了与其他量表统一，每题采用5级计分，即从1分（完全不符合）到5分（完全符合）。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.86。

该量表由Leary^[22]于1983年编制，中文版由陈祉妍^[12]编译，共包含12道题目，采用5级计分法，即从1分（完全不符合）到5分（完全符合），其中有8道题为正向计分（第1、3、5、6、8、9、11、12题）、4道题为反向计分（第2、4、7、10题），得分越高表示个体对负性评价越恐惧。本研究中量表的Cronbach’s α为0.79。

该问卷由闫晓钒等^[23]编制，包含负性注意偏向、负性记忆偏向、负性解释偏向、负性沉思偏向4个维度，共25道题目。根据被试按条目陈述与自身实际情况的符合程度进行4级计分，总分为25~100分，得分越高表示个体对于负性信息的消极加工偏好越强。全问卷Cronbach’s α系数为0.893（分半信度系数为0.866），注意偏向问卷Cronbach’s α系数为0.81，记忆偏向问卷Cronbach’s α系数为－0.84，解释偏向问卷Cronbach’s α系数为0.80，沉思偏向问卷Cronbach’s α系数为－0.83，总体具有较高的信效度。

该量表由Leary和Kowalski^[24]于1993年编制，由叶冬梅等^[25]编译并引入国内，共包含15个条目，根据条目陈述与自身实际情况的符合程度进行5级计分，总分为15~75分，得分越高表示个体的社交焦虑水平越严重。本研究中量表的Cronbach’s α系数为0.82。

应用SPSS 26.0软件进行描述性统计分析和相关分析，测量模型和中介效应的结构方程模型用Amos 23.0软件完成。计量资料以x±s表示，计数资料以例数和百分数表示。采用Pearson法进行相关分析，采用Bootstrap法进行模型的间接效应检验。检验水准（α）为0.05。

通过验证性因素分析进行共同方法偏差检验。将所有项目载荷在同一个公因子上，结果模型拟合指标如下：χ²＝10 957.25，χ²/df＝7.66，比较拟合指数（comparative fit index，CFI）＝0.63，Tucker-Lewis系数（Tucker-Lewis index，TLI）＝0.62，近似误差均方根（root mean square error of approximation，RMSEA）＝0.086，表明单一维度模型不成立，本研究数据不存在显著的共同方法偏差。

表 1 (Tab 1)

表 1 评价恐惧、负性认知偏向和社交焦虑的水平及相关性 变量 得分，n＝878，x±s 相关分析r 正性评价 恐惧 负性评价 恐惧 负性认知 偏向 负性注意 偏向 负性记忆 偏向 负性解释 偏向 负性沉思 偏向 社交焦虑 正性评价恐惧 6.77±4.91 1 负性评价恐惧 8.24±5.67 0.347** 1 负性认知偏向 6.32±3.58 0.306** 0.218** 1   负性注意偏向 6.83±2.12 0.456** 0.386** 0.407** 1   负性记忆偏向 34.82±2.86 0.496** 0.454** 0.396** 0.670** 1   负性解释偏向 12.78±1.86 0.488** 0.438** 0.406** 0.683** 0.656** 1   负性沉思偏向 26.44±2.34 0.482** 0.346** 0.366** 0.646** 0.681** 0.629** 1 社交焦虑 20.62±7.41 0.591** 0.496** 0.315** 0.531** 0.486** 0.522** 0.481** 1 **P＜0.01.

表 1 评价恐惧、负性认知偏向和社交焦虑的水平及相关性

1所示，正、负性评价恐惧与社交焦虑和负性认知偏向的各维度之间均相关，其中社交焦虑量表得分与正、负性评价恐惧得分呈正相关（P均＜0.01），说明军人社交焦虑水平可能受正、负性评价恐惧的影响。负性认知加工偏向问卷总分及各维度得分与正、负性评价恐惧得分均呈正相关（P均＜0.01），同时负性认知加工偏向问卷总分及各维度得分也社交焦虑量表得分结果均呈正相关（P均＜0.01）。结果提示正、负性评价恐惧可能是负性认知偏向和社交焦虑的中介因素。

在相关分析的基础上构建结构方程模型进行分析，以负性认知偏向为自变量、负性评价恐惧和正性评价恐惧为中介因素、社交焦虑为因变量进行模型拟合，χ²＝55.91，χ²/df＝4.66，CFI＝0.99，LI＝0.98，RMSEA＝0.065，各项拟合指标良好，证明模型成立。见图 1。

图 1 正、负性评价恐惧在负性认知偏向和社会焦虑关系中的中介效应 箭头上的数据为路径系数

结构方程模型对中介效应的检验采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法检验中介效应的显著性。利用随机重复抽样方法在原始数据（n＝878）中抽取5 000个Bootstrap样本生成一个近似抽样分布，用第2.5百分位数和第97.5百分位数估计中介效应的95% CI。结果评价恐惧的间接效应为0.31，95% CI 0.26~0.35，该区间不包含0，说明中介效应显著。负性认知偏向对社交焦虑的直接影响大小为0.32，95% CI 0.25~0.38，说明除了评价恐惧的中介效应外，负性认知偏向还对社交焦虑有直接影响。负性认知偏向对社交焦虑的总影响值达到0.63，其中通过评价恐惧的间接影响和直接影响各占总体影响的49.2%（0.31/0.63）和50.8%（0.32/0.63）。

以上结果说明，正、负性评价恐惧总体上在负性认知偏向对社交焦虑的影响中起到部分中介作用。为了说明正性评价恐惧和负性评价恐惧各自的中介效应，我们将负性认知偏向4个维度的总分求和，得到负性认知偏向总分，并以该总分为自变量、以社交焦虑为因变量、以正性评价恐惧和负性评价恐惧为中介因素，通过SPSS软件的Process模块进行中介效应分析^[26]。采用Bootstrap法检验得到总间接效应和2个中介因素各自的间接效应量。总间接效应量为0.29[标准误（standard error，SE）＝0.03]，95% CI 0.24~0.35；以正性评价恐惧为中介因素的间接效应量为0.19（SE＝0.03），95% CI 0.13~0.24；以负性评价恐惧为中介因素的间接效应量为0.11（SE＝0.02），95% CI 0.07~0.14，正性评价恐惧的中介效应量大于负性评价恐惧。

本研究发现军人评价恐惧与社交焦虑呈正相关，这与潘朝霞等^[15]对中学生样本的研究结果一致，说明在军人群体中评价恐惧也是社交焦虑的危险因素；不论是正性评价恐惧还是负性评价恐惧，均与社交焦虑呈正相关，说明社交焦虑个体不仅惧怕负面评价，对他人的积极评价也感到害怕。我们假设这种现象产生的原因之一是负性认知偏向导致社交焦虑者过分关注负性信息并歪曲了正性信息。通过将负性认知偏向引入相关矩阵我们发现，负性认知偏向的4个维度及总水平与评价恐惧和社会焦虑之间均相关，说明认知因素可能与恐惧和焦虑的产生相关。

通过构建结构方程模型我们发现，正、负性评价恐惧能够介导负性认知偏向和社交焦虑的关系，且在模型中两者的作用相互独立。通过单独分析正性评价恐惧和负性评价恐惧的中介效应量，我们还发现正性评价恐惧的中介效应量较负性评价恐惧更大。这一结果在一定程度上验证了Weeks和Howell^[27]提出的双重评价恐惧模型，该模型认为负性评价恐惧和正性评价恐惧相互独立，并且负性评价恐惧在社交焦虑的发展中起到更大的作用。有研究发现，相比负性评价恐惧，正性评价恐惧指标更能反映社交焦虑人群和对照组之间的差异^[28]。

Dryman和Heimberg^[29]测量了大学生的社交焦虑水平、评价恐惧，并利用词句联想任务^[30]测量了被试在线和离线的解释偏向水平，其中在线解释偏向通过反应时表示，离线解释偏向通过负性解释的选择率表示。结果发现，只有正性评价恐惧能够介导社交焦虑和在线解释偏向的关系；正性评价恐惧和负性评价恐惧均不能介导离线解释偏向得分与社交焦虑的关系。该结果与本研究有一些不同，原因可能是我们对负性认知偏向进行了更为全面的测量。在负性认知偏向中，负性注意偏向、负性记忆偏向等认知偏向类型与评价恐惧和社交焦虑密切相关^{[21, 31]}，可能因为这些因素的加入，我们证实评价恐惧在负性认知偏向和社交焦虑的关系中起部分中介作用。同时需要注意的是，不仅存在评价恐惧的部分中介作用，负性认知偏向对社交焦虑还存在着直接影响^[32-33]。

本研究结果表明，负性认知偏向、正性评价恐惧和负性评价恐惧均在军人社交焦虑的发展中起到重要作用，可以通过干预这些因素提升他们的人际交往表现。基于计算机的认知偏向矫正训练^[34]或者态度干预训练^[35]能有效改善个体对他人评价的态度，减少人际焦虑。除了进行心理干预，部队心理骨干在日常生活中应关注官兵表现出的社交焦虑行为，如回避人多的场合、过分关注他人评价等，引导那些有异常行为的官兵正确看待他人评价，不必过分关注和担忧自己在社交场合的表现，鼓励他们参与更多的社交活动，鼓励他们利用各种机会在公共场合发言，克服自己的恐惧心理。总之，通过干预负性认知偏向和评价恐惧促进军人正常人际交往，提高军营人际和谐氛围，在基层心理健康促进工作中具有一定的必要性和可行性。