1. 引言
焦虑是一种伴随有躯体性激活的恐惧和不安的不愉快状态，通常还包含了为避免危险和威胁等做出的努力和期待以及无能为力感(Spielberger, 1966)。焦虑情绪会对青少年的家庭生活和学校生活造成无法忽视的影响(Peleg et al., 2018; Alfonso & Lonigan, 2021)。因此，寻找减缓焦虑的方法显得尤为重要。以往研究发现，提升痛苦忍受性和使用情绪调节策略均能有效降低焦虑(O’Toole et al., 2017; Luberto et al., 2021; Chen & Bonanno, 2021)。
痛苦忍受性是指个体经历和承受消极心理状态的能力(Simons & Gaher, 2005)。研究发现，痛苦忍受性与焦虑症状的多个维度，即恐慌、广泛性焦虑、社交焦虑和强迫症焦虑，呈显著相关(Keough et al., 2010)。研究还发现，痛苦忍受性使患焦虑和广泛性焦虑障碍的风险更高，较低的痛苦忍受性预示更严重的焦虑症状(Allan et al., 2014; Luberto et al., 2021)。
在日常使用较频繁的策略中，认知重评是指个体通过改变对情绪事件的认识和理解，从而调节自我的情绪反应；表达抑制指个体抑制将要发生或正在发生的情绪表达行为，不让真实的情绪表露出来(Gross, 1998)。在策略使用方面，研究发现，认知重评与特质焦虑呈显著负相关，表达抑制与特质焦虑呈显著正相关(范敏，2020)；认知重评能显著负向预测个体的状态焦虑和特质焦虑(王菲菲等，2017；Rivka & Jennine, 2021)。交叉滞后研究发现，情绪调节策略能够影响个体的状态焦虑和特质焦虑水平，但焦虑对个体的情绪调节策略不具有预测作用(张晶轩等，2020)。依据Gross (2015)情绪调节的三阶段——识别、选择、实施阶段，在策略使用之前还经历了策略选择的过程。研究发现，个体在策略选择时，会产生策略选择偏好(陈念劬，2017)，如高幽默感初中生更偏好选择认知重评，低幽默感初中生则选择偏好表达抑制策略(程洁，2020)。
有研究认为，痛苦耐受性与情绪调节策略使用习惯密切相关(Naragon-Gainey et al., 2017)，但与策略选择偏好的研究较少。聚焦认知重评和表达抑制策略使用发现，痛苦忍受性和认知重评与表达抑制间关系的研究所得结论不一致：痛苦耐受性与认知重评、表达抑制相关不显著(Cano et al., 2020)；低痛苦耐受性显著预示了更多表达抑制策略的使用，而痛苦耐受性并没有显著预测认知重评策略的使用(Jeffries et al., 2016)；但也有研究认为，相比表达抑制策略，认知重评策略被证明能增强个体的痛苦耐受性(Ellis et al., 2013)。
综上所述，情绪调节策略可能是痛苦忍受性与焦虑之间的重要中介变量。具体而言，低痛苦忍受性的个体可能更多使用表达抑制策略，更少使用认知重评策略，最终导致其高水平的焦虑，且相比认知重评策略，更选择偏好表达抑制策略。基于此，本研究旨在探讨青少年痛苦忍受性与焦虑之间的关系以及情绪调节策略的使用习惯和选择偏好在其中的作用。对此，提出假设1：青少年痛苦忍受性与焦虑呈显著负相关；假设2：情绪调节策略的使用习惯和选择偏好均在青少年痛苦忍受性与焦虑之间起中介作用。
2. 方法
2.1. 被试
样本为公立中学55名初一、初二年级学生，采用随机抽样的方法确定。删除无效问卷和剔除在Go/No-go联想任务(Go/No-go Association Task, GNAT)任务中正确率低于70%的被试，最终获得有效数据47份。其中女生20人，男生27人，平均年龄13.00岁(SD = 0.83)。
2.2. 过程
在获得学校、教师和青少年本人的知情同意后，学生们完成了基本信息的填写以及状态特质焦虑、痛苦忍受性和认知重评和表达抑制策略使用习惯情况的评估。
2.3. 工具
2.3.1. 状态–特质焦虑量表(State-Trait Anxiety Inventory)
状态–特质焦虑量表用于测量状态焦虑和特质焦虑，两个分量表各有20个条目(Spielberger et al., 1970)。它使用4点Likert计分，值从1 (几乎没有)到4 (几乎总是)。量表得分越高，表示焦虑水平越高。本研究T-AI量表的Cronbach’s α为0.894，S-AI量表的Cronbach’s α为0.915。
2.3.2. 痛苦忍受性问卷(Distress Tolerance Scale)
Simons和Gaher (2005)编制的痛苦忍受性问卷，由You和Leung (2012)修订为中文版，共15个项目。量表采用七点计分(1 = 完全不同意，7 = 完全同意)，除项目6外，其余项目均为反向计分。痛苦忍受性得分为所有题目的平均分，得分越高，表示痛苦忍受性越强。本研究中，Cronbach’s α = 0.797。
2.3.3. 情绪调节问卷(Emotion Regulation Questionnaire, ERQ)
情绪调节问卷用于评估认知重评和表达抑制策略的使用(Gross & John, 2003)。中文版ERQ是一种可靠有效的工具，适合中国青少年(王力等，2007)。其中认知重评6项，表达抑制4项，各项目均为正向计分，采用7点评分。得分越高，表示使用认知重评和表达抑制越频繁。本研究中，认知重评分量表的Cronbach’s α = 0.866，表达抑制分量表的Cronbach’s α = 0.749。
2.3.4. Go/No-Go联想任务(GNAT)
采用GNAT任务评估认知重评和表达抑制策略的选择偏好，采用辨别力指数d'指针被试的策略选择偏好，d'数值越大，表明偏好程度越深。通过词语启动认知重评和表达抑制策略，词语来自中国情绪调节词语库(Chinese Emotion Regulation Word System, CERWS)，具有较高可靠性，可用于情绪调节目标的实现(袁加锦等，2021)。本研究选取了20个词汇，两种策略各10个词语。
2.4. 实验设计
本研究采用被试内实验设计。自变量为情绪调节策略(认知重评vs.表达抑制)。因变量为情绪调节策略使用习惯(使用频率得分M)和选择偏好(辨别力指数d')。
2.5. 实验程序
本研究分为问卷和实验两个部分。实验部分包括学习、练习和正式实验阶段，每个阶段开始前均需被试仔细阅读指导语。学习阶段，被试需要学习10个负性情绪词、20个情绪调节策略词、10个中性鸟类词，呈现形式为屏幕中央上方是类别词，下方是对应类别的属性词。
练习和正式实验采用GNAT任务(Nosek & Banaji, 2001; 刘红豆，2018)。任务中被试需完成4个GNAT模块，即左边为负性情绪，右边为认知重评或表达抑制和左边为认知重评或表达抑制，右边为负性情绪。练习阶段4个模块随机呈现3组词汇，共12个试次。正式实验阶段4个模块的10组词汇均随机呈现两次，共80个试次。控制相容条件与不相容条件的几率各为50%，要求被试在相容条件下按下空格键，不相容条件下不按键。GNAT范式吸纳了信号检测论的思想，因此，被试的按键反应可分为四种情况，分别是击中、漏报、虚报、正确否定(陈瑞君，2015)。
以负性情绪 + 认知重评模块的实验流程为例。屏幕上方左右两边分别呈现“负性情绪”和“认知重评”或“认知重评”和“负性情绪”；屏幕中央可能出现负性情绪词或两种情绪调节策略属性词或鸟类词，出现负性情绪词和认知重评词(见图1左)的累计概率等于出现其他词(见图1右)的累计概率。
Figure 1. GNAT flow chart (Left is compatible condition, right is incompatible condition)
图1. GNAT范式流程图(左图为相容条件，右图为不相容条件)
2.6. 数据分析
本研究采用SPSS 22.0版本的软件及其Process插件进行数据分析。被试每一试次的按键反应由E-prime 2.0实时记录。剔除GNAT任务正确率小于70%的数据，计算每位被试的击中率和虚报率。辨别力指数d'为Z击中率与Z虚报率的差值。Z击中率和Z虚报率的值可通过POZ表进行转换，最终统计分析以辨别力d'作为GNAT的指标(陈瑞君，2015)。
3. 结果
3.1. 青少年焦虑、痛苦忍受性及情绪调节策略使用习惯和选择偏好的描述性统计与相关分析
分析青少年焦虑水平、痛苦忍受性以及认知重评和表达抑制策略的使用习惯和选择偏好情况，并对青少年焦虑水平、痛苦忍受性以及认知重评和表达抑制策略的使用习惯和选择偏好的进行相关分析，结果见表1。
Table 1. Mean, standard deviation and correlation analysis of each variable
表1. 各变量的描述性统计与相关分析
注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05，下同。
由表1可知，青少年对认知重评策略的使用频繁于表达抑制策略；但对认知重评策略和表达抑制策略的选择偏好不存在明显的差异。青少年的特质焦虑与状态焦虑呈显著正相关(r = 0.827, p < 0.001)；青少年的特质焦虑和状态焦虑与痛苦忍受性均呈显著负相关(r = −0.599, p < 0.001; r = −0.533, p < 0.001)。青少年的特质焦虑和状态焦虑与认知重评策略的使用习惯均呈显著负相关(r = −0.669, p < 0.001; r = −0.521, p < 0.001)，与表达抑制策略的使用习惯均呈显著正相关(r = 0.376, p < 0.01; r = 0.396, p < 0.01)；青少年的特质焦虑与选择偏好认知重评策略相关不显著(p > 0.05)，但与选择偏好表达抑制策略负相关显著(r = −0.305, p < 0.05)；青少年的状态焦虑与选择偏好认知重评策略正相关显著(r = 0.290, p < 0.05)，但与选择偏好表达抑制策略负相关不显著(p > 0.05)。此外，痛苦忍受性与认知重评策略的使用习惯呈显著正相关(r = 0.567, p < 0.001)，与表达抑制策略的使用习惯呈显著负相关(r = −0.306, p < 0.05)；与选择偏好认知重评策略相关不显著(p < 0.05)，但与选择偏好表达抑制策略呈显著正相关(r = 0.368, p < 0.05)。值得注意的是，认知重评策略的使用习惯和选择偏好均与表达抑制策略的选择偏好呈显著正相关(r = 0.485, p < 0.001; r = 0.503, p < 0.001)。
基于认知重评策略和表达抑制策略的选择偏好与焦虑和痛苦忍受性间存在相关不显著的现象，因此，本研究只考察情绪调节策略使用习惯在焦虑和痛苦忍受性间的中介效应。
3.2. 认知重评的使用习惯在痛苦忍受性和特质焦虑之间的中介效应检验
采用PROCESS程序中的Model 4对认知重评在痛苦忍受性与特质焦虑之间的中介效应进行检验，结果见表2。首先，痛苦忍受性对中介变量——认知重评的预测作用显著(β = 0.567, p < 0.001)。其次，在痛苦忍受性和认知重评同时预测特质焦虑的模型中，认知重评对特质焦虑的预测作用显著(β = −0.323, p < 0.05)，而认知重评对特质焦虑的预测作用依旧十分显著(β = −0.486, p < 0.001)。这说明认知重评具有中介作用。
Table 2. The mediating effect of cognitive reappraisal on distress tolerance and trait anxiety
表2. 认知重评在痛苦忍受性和特质焦虑间的中介效应检验
认知重评在痛苦忍受性和特质焦虑之间的中介效应模型见图2。由图2可知，认知重评在痛苦忍受性与特质焦虑间起部分中介作用。
Figure 2. A model of the mediating effect of cognitive reappraisal on distress tolerance and trait anxiety
图2. 认知重评在痛苦忍受性和特质焦虑间的中介效应模型
3.3. 认知重评的使用习惯在痛苦忍受性和状态焦虑之间的中介效应检验
采用相同模型对认知重评在痛苦忍受性与状态焦虑之间的中介效应进行检验，结果见表3。首先，痛苦忍受性对中介变量——认知重评的预测作用显著(β = 0.567, p < 0.001)。其次，在痛苦忍受性和认知重评同时预测状态焦虑的模型中，认知重评对状态焦虑的预测作用显著(β = −0.350, p < 0.05)，而认知重评对状态焦虑的预测作用依旧十分显著(β = −0.323, p < 0.05)。这说明认知重评具有中介作用。
Table 3. The mediating effect of cognitive reappraisal on distress tolerance and state anxiety
表3. 认知重评在痛苦忍受性和状态焦虑间的中介效应检验
认知重评在痛苦忍受性和状态焦虑之间的中介效应模型见图3。由图3可知，认知重评在痛苦忍受性和状态焦虑间起部分中介作用。
Figure 3. A model of the mediating effect of cognitive reappraisal on distress tolerance and state anxiety
图3. 认知重评在痛苦忍受性和状态焦虑间的中介效应模型
3.4. 表达抑制的使用习惯在痛苦忍受性和特质焦虑之间的中介效应检验
采用相同模型对表达抑制在痛苦忍受性与特质焦虑之间的中介效应进行检验，结果见表4。首先，痛苦忍受性对中介变量——表达抑制的预测作用显著(β = −0.306, p < 0.05)。其次，在痛苦忍受性和表达抑制同时预测特质焦虑的模型中，表达抑制对特质焦虑的预测作用显著(β = −0.534, p < 0.001)，而表达抑制对特质焦虑的预测作用不显著(β = 0.212, p > 0.05)。这说明表达抑制不具有中介作用。
Table 4. The mediating effect of suppression on distress tolerance and trait anxiety
表4. 表达抑制在痛苦忍受性和特质焦虑间的中介效应检验
3.5. 表达抑制的使用习惯在痛苦忍受性和状态焦虑之间的中介效应检验
采用相同模型对表达抑制在痛苦忍受性与状态焦虑之间的中介效应进行检验，结果见表5。首先，痛苦忍受性对中介变量——表达抑制的预测作用显著(β = −0.306, p < 0.05)。其次，在痛苦忍受性和表达抑制同时预测状态焦虑的模型中，表达抑制对状态焦虑的预测作用不显著(β = 0.257, p > 0.05)，而表达抑制对状态焦虑的预测作用依旧十分显著(β = −0.455, p < 0.001)。这说明表达抑制不具有中介作用。
Table 5. The mediating effect of suppression on distress tolerance and state anxiety
表5. 表达抑制在痛苦忍受性和状态焦虑间的中介效应检验
4. 讨论
4.1. 青少年痛苦忍受性与焦虑的关系
本研究的结果支持假设1，即青少年痛苦忍受性与特质焦虑和状态焦虑间均存在明显的负相关。具体而言，低痛苦忍受性的青少年，其特质焦虑和状态焦虑水平较高；高痛苦忍受性的青少年，其特质焦虑和状态焦虑水平较低。这一结论得到以往研究的支持(Özdel & Ekinci, 2014; Lee et al., 2018)。也就是说，当个体忍受消极情绪的能力逐渐增强时，他们的焦虑水平就会降低。
4.2. 情绪调节策略使用习惯在青少年痛苦忍受性与焦虑间的中介作用
本研究发现认知重评策略在青少年痛苦忍受性和焦虑之间起部分中介作用，这一结果支持假设2。具体而言，痛苦忍受性既能直接影响焦虑，也能通过认知重评策略的使用来影响焦虑水平。其原因可能是当低痛苦忍受性的青少年不能忍受焦虑情绪时，会通过采用情绪调节效果更好的认知重评策略来缓解自身的焦虑(宋培丹，2017)，而不局限于靠自身忍受消极情绪的能力去抗衡。
本研究也发现表达抑制策略在青少年痛苦忍受性和焦虑之间不存在中介作用，这一结果不支持假设2。其原因值得深入探究，这可能与高痛苦忍受性的个体在面对压力诱导的消极情绪时会降低情绪调节的动机，从而减少情绪调节策略的使用有关(Larrazabal et al., 2022)。具体而言，具有高痛苦忍受性的个体在面对让人产生焦虑情绪的情境时，会降低情绪调节的动机，处于一种“摆烂”的状态，这就导致个体减少了情绪调节策略的使用，从而削弱了情绪调节策略对焦虑的影响，最终造成在痛苦忍受性对焦虑产生影响时，表达抑制策略不发挥显著作用。
4.3. 情绪调节策略选择偏好在青少年痛苦忍受性与焦虑间的中介作用
本研究发现，情绪调节策略选择偏好在青少年痛苦忍受性与焦虑间不存在中介作用，这一结果不支持假设2。首先，青少年的状态焦虑与选择偏好认知重评策略显著正相关，与选择偏好表达抑制策略的相关不显著。这可能的原因是在本研究中，被试的状态焦虑属于中等甚至偏低的水平，因此适当的状态焦虑反而有助于其选择偏好具有适应性的认知重评策略。
其次，青少年的特质焦虑与选择偏好认知重评策略不存在显著相关，但与选择偏好表达抑制策略显著负相关。这说明高特质焦虑水平的青少年在认知重评策略上不表现出明显的选择偏好，但对表达抑制策略表现出更低的选择偏好。这与以往高焦虑大学生更偏好选择表达抑制策略的结论不一致(夏莹，2021)，其原因一方面可能依旧与本研究被试的平均焦虑水平偏低有关。另一方面的原因可能与青少年群体本身的情绪调节内隐态度相关，即焦虑程度越高，越倾向于对情绪控制持消极态度，因此对表达抑制策略表现出越低的选择偏好(马伟娜，桑标，2011)。
第三，青少年的痛苦忍受性与选择偏好认知重评策略不存在显著相关，但与选择偏好表达抑制策略显著正相关。这说明高痛苦忍受性的青少年对表达抑制策略具有较高的选择偏好，对认知重评策略无明显偏好。这可能是因为高痛苦忍受性的青少年本身就具备较强的消极情绪忍受能力，对他们而言抑制情绪是一种较为轻松可得的调节策略，因此对表达抑制策略具有较高的选择偏好。
5. 结论
青少年痛苦忍受性与特质焦虑和状态焦虑均呈显著负相关。认知重评策略使用习惯在青少年痛苦忍受性和焦虑间起部分中介作用，表达抑制策略使用习惯以及对两种策略的选择偏好在青少年痛苦忍受性和焦虑间不存在中介作用。这启示我们，缓解青少年的焦虑水平既可以通过提高其痛苦忍受性水平，也可以通过增加其认知重评策略的使用。
基金项目
2021年度浙江省教育厅一般科研项目“焦虑青少年的情绪调节策略选用优化”(Y202147464)。
NOTES
*通讯作者。