1. 引言
1.1. 研究背景
随着心理健康问题日益受到社会关注，无法容忍不确定性作为一种跨诊断认知偏差，逐渐被视为焦虑、抑郁及强迫障碍等精神障碍的重要风险因素(张国华，戴必兵，2012；张晓梅等，2023)。该认知倾向体现为个体在面临模糊或不完整信息时表现出的显著情绪困扰和行为回避，常伴随灾难化推断和高度焦虑(Carleton et al., 2007)。在强迫症中，无法容忍不确定性被认为是诱发与维持症状的关键机制之一，患者往往通过重复性行为(如检查、清洗)试图消除不确定性感知所带来的焦虑体验(Goodman, 1989; Abramowitz et al., 2010)。尽管研究已表明无法容忍不确定性与强迫症状存在显著关联(凌励皓，王佳珺，2022)，但这一关系的具体机制及其在不同强迫维度中的表现仍未被充分揭示，尤其缺乏从其下位维度(预期性焦虑与抑制性焦虑)切入，对其如何影响个体认知加工、情绪反应与行为应对的系统性探讨。此外，强迫症状本身具备明显的维度结构，包括污染、责任/检查、对称/不完整性与不可接受的想法等，各维度与无法容忍不确定性之间可能存在差异化的耦合机制，但相关研究尚未形成清晰框架。
近年来，随着不确定性感知在情绪障碍、焦虑与强迫症中的核心作用逐渐被揭示，正念训练作为一种有效的心理干预工具，受到了越来越多的关注。研究表明，正念不仅能够提升个体对不确定性事件的容忍度，还可通过调节情绪反应、修正认知偏差及增强心理灵活性，帮助个体更适应性地应对不确定情境(吴柯琪，2023)。正念的核心理念包括“当下觉察”“非评判”与“接纳”，这些特质使其能够在认知加工与情绪反应两个层面发挥调节作用，从而减少焦虑体验。Freeston等(1994)最早指出，不确定性容忍度低是广泛性焦虑障碍的关键机制。后续研究进一步证实，正念练习可以显著提升个体在面对不确定性时的情绪稳定性。Cui等(2022)在一项随机对照研究中也发现，经过8周的正念训练，大学生群体的不确定性容忍度显著提高，同时焦虑水平显著下降。正念通过强化“当下专注”与“非评判觉察”，帮助个体识别并接纳自身在不确定情境下的消极情绪，从而避免陷入过度焦虑的状态。然而，在无法容忍不确定性影响强迫症状的路径中，正念是否具备调节作用，其机制尚待深入揭示。
基于此，本研究通过从无法容忍不确定性的维度结构切入，探讨其如何在不同强迫症状维度中发挥作用，并进一步验证正念在此路径中的调节效应，以期深化对强迫症发病机制的理解。具体而言，研究将分析无法容忍不确定性如何通过调节情绪反应、认知解读和行为反应，加剧特定强迫症状的表现，并考察正念是否可缓冲这一效应，从而为构建更系统的认知行为干预模型提供理论依据。
1.2. 理论意义
本研究从无法容忍不确定性的维度结构出发，深入探讨其对强迫症状多维表现的影响机制，拓展了既有关于强迫障碍认知偏差的理论视角。与以往聚焦整体关联的研究不同，本研究聚焦于预期性焦虑与抑制性焦虑两大子维度在不同强迫症状维度中的差异化作用，有助于细化和丰富强迫症病因模型。进一步地，通过引入正念作为调节变量，验证其在“认知偏差–症状表现”路径中的干预潜力，为理解强迫症中保护性心理机制提供了新证据，也为认知行为模型的动态建构提供了新的理论支点。上述理论建构将在接下来的研究设计中进一步加以验证。
2. 研究内容
2.1. 被试
本研究的被试主要来源于线下高校学生、社区人群、医院门诊、心理健康机构，以及线上强迫症患者论坛、强迫症科普公众号等平台。参与者自愿通过电子问卷的形式参与本研究。问卷回收400份，有效问卷340份，问卷有效回收率为85% (除去未通过测谎题及作答时间过短的问卷)。
纳入标准：
参与者的年龄需在18至50岁之间，并具备完全的民事行为能力。症状筛选标准为，参与者在耶鲁–布朗强迫症量表(Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale, Y-BOCS)上的评分≥8分，表示其存在轻度或以上的强迫症状。此外，参与者需具备独立理解并完成问卷的能力，并自愿参与研究，且在参与前签署知情同意书。
2.2. 变量与测量工具
本研究使用以下标准化量表对关键变量进行测量。
2.2.1. 简版无法容忍不确定性量表(Intolerance of Uncertainty Scale-12, IUS-12)
本研究使用简版无法容忍不确定性量表(IUS-12) (Carleton et al., 2007)对受试者进行测量。该量表包含12个条目，涵盖预期性焦虑(即对不确定未来的担忧)与抑制性焦虑(即在面对不确定性时的行为抑制)两个维度。采用Likert 5级评分系统(1 = 完全不符合，5 = 完全符合)，总分越高表明个体对不确定性的容忍度越低。简版无法容忍不确定性量表的Cronbach’s α为0.915，该问卷有良好的内部一致性。此外，预期性焦虑和抑制性焦虑在本研究中的Cronbach’s α分别为0.825和0.902。
2.2.2. 多维强迫量表(Dimensional Obsessive-Compulsive Scale, DOCS)
采用多维强迫量表(Dimensional Obsessive-Compulsive Scale, DOCS) (Abramowitz et al., 2010)进一步分析强迫症的四个核心症状维度：污染/清洗(对污染的恐惧及清洗行为)、责任/检查(对潜在伤害的过度担忧及反复检查行为)、不可接受的想法(侵入性暴力或亵渎性思维)、对称/不完整性(对对称性或精确性的需求及重复整理行为)。该量表包含20个条目，采用0~4分Likert评分系统，得分越高，表示症状越为严重。多维强迫量表在区分不同强迫症状维度时，表现出较高的灵敏度与特异性，具有较强的区分能力，在本研究中，多维强迫量表的Cronbach’s α为0.936，而其四个子维度的Cronbach’s α均大于0.89。
2.2.3. 五因素正念量表简版(Five Facet Mindfulness Questionnaire-15, FFMQ-15)
本研究使用五因素正念量表简版(FFMQ-15) (Baer et al., 2006)评估个体的正念水平。该量表共包含15个条目，涵盖正念的五个核心维度：观察(关注身体感受和思维)、描述(用语言表达内在体验)、有觉知的行动(行动时保持觉察)、不评判(对内在经验不作价值判断)以及不反应(对思维和情绪保持距离)。该量表采用Likert 5级评分系统(1 = 完全不符合，5 = 完全符合)，得分越高，表明个体在该正念特质上的表现越为明显。五因素正念量表简版在国内外的研究中均表现出良好的信度和效度，广泛应用于正念相关的心理学研究中。在本研究中，五因素正念量表简版的Cronbach’s α为0.867，五个子维度的Cronbach’s α均大于0.7。
2.3. 研究程序
本研究采用横断面研究设计，通过线上与线下渠道发放电子问卷，并对所得数据进行汇总与处理。研究程序首先在平台随机发布问卷链接，潜在被试点击进入后需仔细阅读电子版知情同意书，在明确同意参与研究后方可开始填写问卷。问卷内容包括两个主要部分：第一部分收集社会人口学基本信息，如性别、年龄、教育程度和婚姻状况等；第二部分采用标准化心理量表进行评估，具体包括耶鲁–布朗强迫症量表(Y-BOCS)用于筛选有强迫症状个体、简版无法容忍不确定性量表(IUS-12)用于测量个体对不确定性的容忍度，五因素正念量表简版(FFMQ-15)用于评估正念水平以及多维强迫量表(DOCS)分析不同强迫症状维度特征；为确保数据质量，问卷设置了测谎题目和合理的答题时间阈值，并通过平台自动记录完成时间，所有数据加密存储，后续采用SPSS 26.0进行统计分析。整个问卷完成时间约为10~15分钟，参与研究的被试在完成全部测量后将获得适当报酬。
3. 结果
3.1. 研究对象基本信息和临床特征描述
本次调查共收到340份有效问卷，其中男性受访者155人(45.6%)，女性受访者185人(54.4%)，说明本研究中女性参与度稍高，可能反映出女性群体对心理健康议题关注度较高的趋势。在年龄结构方面，青年组(18~30岁)共200人，占总样本的58.8%；中年组(30岁及以上)为140人，占比41.2%。结果表明研究样本以年轻人群为主。学历层次方面，整体教育水平较高，本科及以上学历者共233人，占68.6% (本科56.8%，硕士及以上11.8%)；大专学历占21.5%；高中及以下学历占比最少，仅为10.0%。关于婚姻状况，处于稳定关系(包括婚姻与恋爱)的受访者有155人(45.6%)；无恋爱或婚姻关系者为157人(46.2%)；经历关系破裂者(如离婚、分居)共28人，占比8.2%；在常居地类型中，大多数受访者为城市居民(n = 259，占76.2%)，非城市居民(n = 81，占23.8%)。显示样本来源以城市地区为主，城乡样本分布不均。在工作状况方面，全职工作者比例最高(n = 176，占51.8%)；无稳定工作者(含待业、自由职业等)占21.5%；在校学生占15.3%；兼职工作者比例最低(11.5%)。说明样本群体中既包含稳定就业者，也覆盖部分学生与流动就业个体，具有一定代表性。
Table 1. Group differences in total OCD symptom scores by demographic and clinical features
表1. 强迫症状总分在人口学与临床特征分布上的差异分析
变量 |
频数 |
百分比 |
DOCS得分(M ± SD) |
t/F |
性别 |
男 |
155 |
45.6 |
33.86 ± 14.637 |
1.329 |
女 |
185 |
54.4 |
31.71 ± 15.122 |
年龄 |
青年组 |
200 |
58.8 |
33.34 ± 15.314 |
0.951 |
中年组 |
140 |
41.2 |
31.77 ± 14.341 |
学历 |
高中及以下 |
34 |
10.0 |
38.38 ± 18.096 |
4.810** |
大专 |
73 |
21.5 |
35.59 ± 14.274 |
本科 |
193 |
56.8 |
31.74 ± 14.578 |
硕士及以上 |
40 |
11.8 |
27.18 ± 12.479 |
常居地 |
非城市 |
81 |
23.8 |
34.09 ± 13.974 |
−0.964 |
城市 |
259 |
76.2 |
32.25 ± 15.203 |
婚姻 |
稳定关系 |
155 |
45.6 |
31.07 ± 14.251 |
1.781 |
无恋爱或婚姻关系 |
157 |
46.2 |
34.25 ± 16.180 |
关系破裂 |
28 |
8.2 |
32.93 ± 9.733 |
工作状况 |
全职工作 |
176 |
51.8 |
31.19 ± 14.864 |
3.893** |
兼职工作 |
39 |
11.5 |
35.05 ± 20.264 |
在校学生 |
52 |
15.3 |
29.71 ± 11.743 |
无稳定工作 |
73 |
21.5 |
37.16 ± 12.706 |
是否正在进行心理咨询/治疗 |
是 |
103 |
30.3 |
29.38 ± 14.039 |
−2.724* |
否 |
237 |
69.7 |
34.13 ± 15.089 |
是否正在服用精神类药物 |
未服用 |
225 |
66.2 |
31.99 ± 14.071 |
1.256 |
正在服用。且一个月内调整过药物用量 |
45 |
13.2 |
32.29 ± 16.574 |
正在服用。但一个月内未调整过药物用量 |
70 |
20.6 |
35.20 ± 16.358 |
当前正在经历的强迫症状 大概持续了多久 |
1年以内 |
50 |
15.0 |
29.54 ± 13.328 |
2.408 |
1~3年 |
66 |
19.4 |
34.26 ± 12.665 |
3~6年 |
66 |
19.4 |
29.80 ± 12.632 |
更长时间 |
158 |
46.5 |
34.24±16.811 |
是否正在或曾经有过因强迫 症状导致的住院治疗经历 |
有过住院经历 |
47 |
13.8 |
42.70 ± 22.093 |
3.512** |
没有过住院经历 |
293 |
86.2 |
31.09 ± 12.760 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
关于心理治疗情况，当前正在接受心理咨询/心理治疗者为103人(30.3%)，超过三分之二(69.7%)的受访者未接受正式心理干预。精神类药物使用情况方面，大多数受访者当前未服用任何药物(n = 225，占66.2%)；13.2%报告正在服药且近期有调整用量；另有20.6%正在服药但一个月内未调整药量，提示样本中约三分之一正在接受药物治疗。关于强迫症状的持续时间，多数受访者表示病程超过1年：病程在1~3年和3~6年者各占19.4%，病程超过6年者达46.5%，仅15.0%的受访者病程在1年以内。说明样本整体病程较长，具有一定的慢性化倾向。在住院经历方面，绝大多数受访者(86.2%)从未住院治疗；有住院经历者为13.8%，提示样本中严重程度较高者比例有限(见表1)。
3.2. 人口与临床特征与强迫症状间的差异分析
本研究对社会人口与临床特征在强迫症状表现上的差异进行了分析，结果显示，学历、工作状况、心理咨询状态以及住院经历四个变量的组间差异达到了统计显著水平。学历方面，组间差异显著(F = 4.81, p < 0.01)，高中及以下学历者得分最高(M = 38.38, SD = 18.10)，硕士及以上学历者得分最低(M = 27.18, SD = 12.48)。工作状况差异显著(F = 3.89, p < 0.01)，无稳定工作者得分最高(M = 37.16, SD = 12.71)，全职工作者得分最低(M = 31.19, SD = 14.86)。心理咨询状态存在显著差异(t = −2.72, p < 0.01)，接受心理咨询者得分较低(M = 29.38, SD = 14.04)，未接受者得分较高(M = 34.13, SD = 15.09)。住院经历差异显著(t = 3.51, p < 0.01)，有住院史者得分较高(M = 42.70, SD = 22.09)，无住院史者得分较低(M = 31.09, SD = 12.76)。
其他变量方面，性别对强迫症状总分无显著差异，女性在预期性焦虑维度上的得分略高于男性。年龄组间在总分上无显著差异，青年组在“不可接受的想法”与“对称/不完整性”两个维度上的得分较高。婚姻状况总体无显著差异，无恋爱或婚姻关系者在特定维度上的得分较高。常住地无显著差异，非城市群体得分略高于城市居民。服药状态无显著差异，正在服药但未调整药量者得分相对较高。病程在组间差异上接近显著，病程较长者得分相对较高(见表1)。
3.3. 正念在无法容忍不确定性与强迫症状关系中的调节作用
3.3.1. 正念、无法容忍不确定性与强迫症状的初步分析
本研究对强迫症状、无法容忍不确定性以及正念水平等核心变量进行了描述性统计分析，结果见表2。在强迫症状方面，DOCS总分(即四大强迫症状维度的总和)均值为32.69，标准差为14.92，得分范围为3至80，表明样本整体存在较为显著的强迫症状。四个维度中，得分最高的是症状3 (不可接受的想法) (M = 10.83, SD = 4.19)，其次为症状2 (责任/检查) (M = 8.86, SD = 4.62)、症状4 (对称/不完整性) (M = 6.81, SD = 4.66)和症状1 (污染/清洗) (M = 6.19, SD = 5.70)。
无法容忍不确定性总分均值为45.90 (SD = 8.30)，得分范围为23至60。其中，抑制性焦虑维度得分为M = 19.03 (SD = 4.11)，预期性焦虑维度得分为M = 26.87 (SD = 4.67)。
在正念水平方面，正念总分均值为40.65 (SD = 9.21)，得分范围为19至69，表明样本整体的正念水平处于中等偏下的水平。从各维度来看，得分最高的是非评判(M = 9.32, SD = 2.76)，其次为有意识的行动(M = 8.36, SD = 2.73)和描述(M = 8.19, SD = 2.34)，得分最低的是非反应(M = 7.21, SD = 2.33)和观察(M = 7.57, SD = 2.59)。
为探讨正念、无法容忍不确定性及强迫症状之间的关系，本研究对主要变量之间进行了皮尔森相关分析，结果如表2所示。
从结果来看，强迫症状总分与其四个维度(症状1~症状4)均呈显著正相关，相关系数范围为r = 0.726 至0.834 (p < 0.01)。在强迫症状与无法容忍不确定性的关系上，强迫症状总分与无法容忍不确定性总分呈中等正相关(r = 0.471, p < 0.01)。与其两个分维度也均有显著的正相关性，其中抑制性焦虑与强迫症状的相关性更强(r = 0.508, p < 0.01)，尤其在症状3 (不可接受想法)维度上表现突出(r = 0.545)。预期性焦虑与强迫症状相关程度略低(r = 0.390, p < 0.01)，但仍达到显著水平。
从强迫症状子维度来看，无法容忍不确定性与四个强迫症状维度均存在显著正相关，其中与症状2 (责任/检查)和症状3 (不可接受的想法)相关性较高(均为r = 0.470, p < 0.01)。正念与强迫症状总分之间呈显著负相关(r = −0.113, p < 0.05)，其中，与症状1 (清洁/污染)维度的相关性较为明显(r = −0.200, p < 0.01)。正念与无法容忍不确定性及其两个维度的相关性均不显著。
Table 2. Correlation analysis results between intolerance of uncertainty and obsessive-compulsive symptoms
表2. 正念、无法容忍不确定性与强迫症状相关性检验结果
变量 |
均值 |
标准差 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
1. 强迫症状 |
32.69 |
14.920 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
2. 症状1 |
6.19 |
5.700 |
0.750** |
1 |
|
|
|
|
|
|
3. 症状2 |
8.86 |
4.619 |
0.834** |
0.528** |
1 |
|
|
|
|
|
4. 症状3 |
10.83 |
4.194 |
0.813** |
0.396** |
0.652** |
1 |
|
|
|
|
5. 症状4 |
6.81 |
4.659 |
0.726** |
0.299** |
0.447** |
0.573** |
1 |
|
|
|
6. 无法容忍不确定性 |
45.90 |
8.297 |
0.471** |
0.215** |
0.470** |
0.470** |
0.358** |
1 |
|
|
7. 抑制性焦虑 |
26.69 |
5.514 |
0.508** |
0.193** |
0.463** |
0.545** |
0.443** |
0.937** |
1 |
|
8. 预期性焦虑 |
19.21 |
3.449 |
0.390** |
0.212** |
0.426** |
0.355** |
0.245** |
0.951** |
0.784** |
1 |
9. 正念 |
40.65 |
9.211 |
−0.113* |
−0.200** |
−0.102 |
0.032 |
−0.043 |
0.057 |
0.062 |
0.046 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，强迫症状 = DOCS量表总得分，症状1 = 污染，症状2 = 责任/检查，症状3 = 不可接受的想法，症状4 = 对称/不完整性，无法容忍不确定性 = IUS-12量表总得分，正念为FFMQ-15量表总得分。
3.3.2. 正念在无法容忍不确定性与强迫症状关系中的调节作用分析
为进一步探讨无法容忍不确定性对强迫症状的影响机制，以及正念是否在其中发挥调节作用，本研究采用SPSS中的PROCESS宏(Model1)进行调节效应分析，以无法容忍不确定性为自变量，强迫症状为因变量，正念为调节变量，同时依据前述差异分析将教育程度、工作状况、当前心理咨询状态、因强迫症住院经历等有差异的人口背景及临床特征变量作为控制变量纳入模型。分析结果如表3所示。
在第一步模型中，仅将控制变量纳入分析，模型整体拟合不佳(F = 13.841，调整后R2 = 0.132)。第二步加入无法容忍不确定性与正念主效应后，模型拟合显著改善(F = 30.588，调整后R2 = 0.344)，解释力大幅提升，说明主变量对强迫症状的预测具有实际意义。其中无法容忍不确定性对强迫症状的预测作用显著(β = 0.464, p < 0.01)，表明个体越难以容忍不确定性，其强迫症状程度越严重。正念对强迫症状表现出显著负向预测作用(β = −0.128, p < 0.01)，意味着正念水平越高，个体报告的强迫症状越轻微。
在第三步中，进一步将无法容忍不确定性与正念的交互项纳入模型后，模型拟合度进一步提升(F = 33.086，调整后R2 = 0.399)，表明该交互项能显著增强模型解释力。此时，无法容忍不确定性仍保持显著正向预测作用(β = 0.410, p < 0.01)，正念主效应仍显著为负向(β = −0.088, p < 0.05)，关键交互项“无法容忍不确定性 × 正念”预测强迫症状的作用也显著为负向(β = −0.248, p < 0.05)，表明正念在无法容忍不确定性对强迫症状的影响路径中确实起到了显著调节作用。由于交互项系数为负，这说明随着个体正念水平的提高，无法容忍不确定性对强迫症状的正向预测作用逐渐减弱。换言之，正念具有缓冲效应，能在一定程度上减轻不确定性感带来的强迫困扰。
综上所述，本研究验证了正念在“无法容忍不确定性→强迫症状”路径中的调节作用，支持其作为保护性因素的作用机制。该结果提示，在面对因不确定性引发的心理压力时，通过提升个体的正念水平，可能是一种有效的干预手段，有助于缓解其强迫相关症状。这一发现对强迫症的心理干预实践具有一定的指导意义。
Table 3. Regression analysis results for total OC symptoms score
表3. 强迫症状总分的回归分析结果
|
Model1 |
Model2 |
Model3 |
β |
SE |
β |
SE |
β |
SE |
教育程度 |
−0.167** |
0.987 |
−0.228** |
0.869 |
−0.196** |
0.839 |
工作状况 |
0.056 |
0.644 |
0.038 |
0.562 |
0.070 |
0.542 |
心理咨询状态 |
0.174** |
1.664 |
0.111* |
1.493 |
0.096* |
1.432 |
强迫症住院经历 |
−0.282** |
2.212 |
−0.206** |
1.950 |
−0.208** |
1.867 |
无法容忍不确定性 |
|
|
0.464** |
0.082 |
0.410** |
0.080 |
正念 |
|
|
−0.128** |
0.073 |
−0.088* |
0.071 |
无法容忍不确定性 × 正念 |
|
|
|
|
−0.248** |
0.009 |
F |
13.841 |
30.588 |
33.086 |
调整R2 |
0.132 |
0.344 |
0.399 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
Figure 1. Schematic diagram of the moderating effect of mindfulness on the relationship between intolerance of uncertainty and obsessive-compulsive symptoms
图1. 正念对无法容忍不确定性与强迫症状关系的调节效应示意图
图1中展示了无法容忍不确定性与强迫症状之间的关系在不同正念水平下的变化趋势。可以看出：
在低水平正念(M − 1 SD)下，无法容忍不确定性与强迫症状之间呈现最陡峭的正向关系，即无法容忍不确定性越高，强迫症状得分越高；在中等水平正念下，该关系依然为正，但斜率有所减缓；在高水平正念(M + 1 SD)下，该关系进一步减弱，呈现较为平缓的趋势。
这进一步验证了正念对无法容忍不确定性与强迫症状关系的缓冲作用，高正念个体在面对应激性的不确定情境时，更不容易发展出严重的强迫症状。
4. 讨论
本研究从认知情绪加工的视角揭示了无法容忍不确定性与强迫症状不同症状维度之间的差异化关联模式，并进一步验证了正念水平在二者关系中的缓冲作用。通过对340名Y-BOCS评分大于等于8，存在明显强迫症状的中国成年人开展问卷调查，研究结果表明，无法容忍不确定性很可能是强迫症的核心认知风险因素(Carleton et al., 2007)。
在描述性统计方面，强迫症状中“不可接受的想法”维度得分最高，提示受试者在道德认知冲突、侵入性思维困扰方面体验更为强烈。样本整体无法容忍不确定性水平偏高，其中预期性焦虑得分高于抑制性焦虑，反映出多数个体对未来不可控性的担忧尤为显著。正念水平整体偏低，尤其在“非反应”与“观察”两个维度得分最低，提示个体在延迟反应和开放性觉察方面存在不足，亦可能是调节能力弱化的表现。进一步的相关性分析显示，在不同强迫症状维度中，责任/检查和不可接受的想法与无法容忍不确定性的关联性最为显著，提示这两类症状可能更多依赖于对威胁发生可能性和后果的认知处理。无法容忍不确定性的抑制性焦虑维度(指在面对不确定性时出现的行为抑制或回避)与强迫症状的总体水平之间具有更强的正相关性，特别是在“不可接受的想法”维度中相关系数最高，表明这一认知特征可能是个体应对入侵性、不道德或违背价值观想法时出现反复思考或情绪困扰的重要机制。同时，无法容忍不确定性的预期性焦虑维度(指对未来不确定结果的过度担忧)也与“责任/检查”维度密切相关，提示个体在面对潜在威胁和责任时可能因对不确定性结果的高度焦虑而表现出过度检查和确认行为。此外，两种焦虑倾向在“对称/不完整性”维度中也表现出中等强度的正相关，而在“污染/清洗”维度上的关系相对较弱，提示该维度可能更多受其他因素如厌恶敏感性或病原体恐惧驱动(Olatunji et al., 2007)。正念总分与强迫症状总分之间呈显著负相关，表明正念水平越高，个体的强迫症状越轻。其中，在“污染/清洗”维度上的负相关性最为显著，提示正念可能通过增强情绪觉察与自我调节能力，在此类症状中发挥一定的缓冲效应。
本研究进一步探讨了正念在无法容忍不确定性与强迫症状之间的调节作用。研究结果表明，正念水平在这一关系中起到了显著的负向调节作用，即随着正念水平的提升，无法容忍不确定性对强迫症状的预测作用逐渐减弱。这一发现与现有的正念干预研究一致，支持了正念作为一种有效的情绪调节工具的作用(Baer, 2003; Koop & Jooste, 2023)。正念训练通过帮助个体以非评判的态度接纳当前的情绪体验，减少对不确定性带来的焦虑和回避行为，从而有效减轻了强迫症状的表现。
在理论层面，本研究不仅支持了强迫症的认知模型，还通过揭示无法容忍不确定性与不同症状维度之间的差异化作用模式，以及正念的维度差异性调节效应，进一步扩展了现有的理论框架(Baer, 2003)。具体而言，研究发现无法容忍不确定性可能通过影响情绪预测误差加工和抑制控制等认知过程，在强迫症的不同症状维度中产生差异化的作用。这一发现与已有的神经影像学研究相一致，李斌等(2025)指出，无法容忍不确定性与强迫症的发生和维持与皮质–纹状体–丘脑–皮质环路(CSTC)功能失调密切相关，且涉及岛叶、杏仁核、前扣带皮层和前额叶皮质等关键脑区，这些脑区在情绪预测误差加工与抑制控制中起着重要作用。因此，无法容忍不确定性可能通过与这些脑区的交互作用，影响强迫症状的发生和持续。尽管本研究采用了横断面设计，无法直接确认变量之间的因果关系，但这些结果揭示了值得在未来纵向和实验研究中进一步验证的重要关联模式。
本研究也具备一定的实践意义，研究结果为强迫症的识别与干预提供了重要启示。一方面，结果支持将无法容忍不确定性作为强迫症评估中的核心认知指标，尤其是在“责任/检查”与“不可接受的想法”两个高风险维度中，可作为识别干预重点的参考依据。另一方面，研究验证了正念在缓解不确定性相关焦虑和强迫症状中的调节作用，提示将正念训练纳入干预方案可能有助于提升治疗成效。未来在实际心理咨询与治疗中，可探索将正念与认知行为技术结合，发展更具靶向性的干预策略，特别适用于存在认知僵化与情绪调节困难的强迫症患者。
未来的研究可以在几个方面进一步深化。首先，污染/清洗维度的核心驱动机制仍需进一步明确。是否主要由厌恶敏感性主导，还是由无法容忍不确定性主导？污染/清洗症状的不同亚型(如病菌恐惧型与感觉污染型)可能在认知–情绪加工上有所不同，因此探讨这些差异将有助于制定更精确的干预策略。
对于不可接受的想法维度，侵入性思维的不同内容可能与不同类型的无法容忍不确定性相关。例如，灾难化情境的反复担忧(如担心发生严重意外)可能与预期性焦虑相关，而冲动伤害他人的强迫性想法则可能与抑制性焦虑相关，不同类型的侵入性思维可能对应不同的无法容忍不确定性类型和认知处理路径。
5. 结论
本研究探讨了无法容忍不确定性与强迫症状之间的关系，并进一步验证了正念在二者关系中的调节作用。结果表明，无法容忍不确定性与强迫症状及维度(责任/检查、污染/清洗、不可接受的想法、对称/不完整性)存在显著正相关。此外，正念水平对这一关系起到了显著的负向调节作用，即随着正念水平的提高，无法容忍不确定性对强迫症状的预测作用逐渐减弱。该结果表明，正念在缓解个体对不确定性引发的焦虑及强迫性行为方面具有重要作用，为临床干预提供了新的思路。总之，本研究支持无法容忍不确定性作为强迫症的核心认知因素，并强调了正念作为缓解这一症状的潜在干预手段。未来的研究应进一步探索正念在不同强迫症状维度中的调节效应，及其对症状缓解的长期影响。