焦慮障礙的認(rèn)知偏向矯正元分析：效果量、影響因素及中介檢驗(yàn)*

任志洪 賴麗足 余香蓮 李松蔚 阮怡君 趙陵波

(1福州大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院, 福州 350108) (2青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 湖北省人的發(fā)展與心理健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 武漢 430079) (3Department of Psychology, Institute for Intelligent Systems, University of Memphis, TN 38111, USA) (4福建師范大學(xué)海外教育學(xué)院, 福州 350108)(5清華大學(xué)學(xué)生發(fā)展指導(dǎo)中心, 北京 100101) (6北京師范大學(xué)心理學(xué)院, 北京 100101)

1 引言

焦慮障礙的認(rèn)知理論認(rèn)為選擇性認(rèn)知加工偏向是焦慮障礙的發(fā)病和保持機(jī)制(Beck & Clark,1997; Mathews & MacLeod, 2002)。相對于健康個(gè)體, 焦慮障礙患者對威脅性刺激容易分配更多的注意(注意偏向), 對模糊情境更容易作消極解釋(解釋偏向), 記憶內(nèi)容更傾向于消極信息(記憶偏向), 這些認(rèn)知加工偏好統(tǒng)稱為認(rèn)知偏向(Wiers,Gladwin, Hofmann, Salemink, & Ridderinkhof, 2013)。

大量研究嘗試通過讓個(gè)體不斷重復(fù)選擇某種認(rèn)知加工方式來改變認(rèn)知偏向, 試圖減輕焦慮,該程序稱為認(rèn)知偏向矯正(Cognitive Bias Modification,CBM) (MacLeod & Mathews, 2012)。根據(jù)目標(biāo)偏向的不同, CBM主要分為注意偏向矯正(Attention Bias Modification, ABM)和解釋偏向矯正(Cognitive Bias Modification for Interpretation, CBM-I)。ABM通過訓(xùn)練被試遠(yuǎn)離威脅性刺激或者關(guān)注積極刺激來改變焦慮個(gè)體對威脅性刺激的選擇性注意偏向(Browning, Holmes, & Harmer, 2010)。相對于ABM, CBM-I則通過引導(dǎo)被試對模糊情境進(jìn)行積極加工, 以改善焦慮個(gè)體的消極解釋偏向(Mobini,Reynolds, & Mackintosh, 2013)。

CBM將認(rèn)知任務(wù)用于矯正情緒易感性, 針對無意識工作, 是“自下而上”的認(rèn)知訓(xùn)練(劉興華,錢銘怡, 2005; MacLeod & Mathews, 2012)。傳統(tǒng)的焦慮障礙認(rèn)知行為治療(Cognitive Behaviour Therapy, CBT)需要咨詢師先教當(dāng)事人學(xué)會(huì)相關(guān)技能(比如逐級暴露方法), 再讓當(dāng)事人把學(xué)會(huì)的技能應(yīng)用于自己的焦慮障礙, 是一種有意識的“自上而下”的干預(yù)方法(任志洪, 李獻(xiàn)云, 趙陵波 等,2016)。雖然 CBT對于情緒障礙具有良好的療效,但是有研究表明接近 50%的兒童和青少年接受CBT干預(yù)后焦慮癥狀并沒有得到緩解(Rapee,Schniering, & Hudson, 2009)。相對于CBT, CBM操作簡單且經(jīng)濟(jì)方便, 對患者理解水平要求低,近十幾年來引起了廣泛的關(guān)注(Beard, Weisberg,& Primack, 2012)。

1.1 焦慮障礙的認(rèn)知偏向矯正效果

作為一種新的焦慮障礙干預(yù)方法, CBM干預(yù)效果的檢驗(yàn)具有重要的意義, 但已有研究檢驗(yàn)結(jié)果呈現(xiàn)出很大的不一致性。有些研究表明CBM能夠同時(shí)減輕被試的消極認(rèn)知偏向和焦慮癥狀(例如Hazen, Vasey, & Schmidt, 2009; MacDonald,Koerner, & Antony, 2013; Schmidt, Richey, Buckner,& Timpano, 2009; Steinman & Teachman, 2014)。有些研究則表明 CBM 雖減輕了消極認(rèn)知偏向, 但是對于焦慮癥狀無作用效果。還有一部分研究則表示 CBM 既無法改變認(rèn)知偏向, 對焦慮癥狀也不起作用(例如 Heeren, Reese, McNally, &Philippot, 2012; Neubauer et al., 2013; Salemink,van den Hout, & Kindt, 2010; Standage, Ashwin, &Fox, 2010)。療效證據(jù)的不一致性使CBM的應(yīng)用受到很大的爭議(李松蔚, 樊富珉, 2015), 因而有必要使用元分析厘清CBM的整體干預(yù)效果。

目前 CBM 相關(guān)的效果量元分析已有一定數(shù)量, 但關(guān)注的主題不同且結(jié)果存在一定差異。已有元分析在效果量分析中存在以下特征。第一,除了 Hakamata等人(2010)的元分析, 多數(shù)元分析都納入了被試健康或者被試不加篩選的研究(Hallion & Ruscio, 2011; Mogoa?e, David, & Koster,2014)。常見的CBM干預(yù)研究根據(jù)被試的臨床狀態(tài)劃分可分為三類：一是臨床研究, 即被試是經(jīng)過專業(yè)心理醫(yī)生進(jìn)行臨床診斷后確診的病人; 二是亞臨床研究, 被試符合特定量表的對某種焦慮障礙的篩選標(biāo)準(zhǔn), 但是未經(jīng)過臨床診斷; 三是被試健康或者被試不加篩選的研究, 這部分研究中被試可能經(jīng)過量表篩選后確認(rèn)是健康的, 也可能沒有經(jīng)過任何形式的篩查。盡管 CBM 也可以作為預(yù)防健康個(gè)體情緒障礙的方式, 但是在實(shí)際應(yīng)用中我們更加注重心理干預(yù)對具有情緒障礙的群體的治療效果(Mogoa?e et al., 2014)。第二, Hallion和Ruscio (2011)納入亞組分析中的臨床和亞臨床研究為18篇, 較新的CBM元分析納入的文獻(xiàn)范圍為13年5月前, 同時(shí)納入了焦慮障礙和抑郁障礙的 CBM 訓(xùn)練研究, 且沒有對被試的臨床狀態(tài)進(jìn)行分類(Cristea, Kok, & Cuijpers, 2015)。而近年來采用臨床或者亞臨床被試的 CBM 實(shí)證研究逐漸增多, CBM是否能夠?qū)τ休p微或者嚴(yán)重焦慮癥狀的個(gè)體產(chǎn)生干預(yù)效果有待進(jìn)一步探索。第三,效果量評估指標(biāo)包括認(rèn)知偏向和焦慮癥狀, 由于焦慮障礙的認(rèn)知模型認(rèn)為通過壓力任務(wù)激活焦慮個(gè)體的認(rèn)知偏向后得到的癥狀測量結(jié)果才是可靠的(Beck & Clark, 1997), 所以焦慮癥狀效果量又細(xì)分為訓(xùn)練后和壓力任務(wù)后效果量。前人元分析沒有全面分析所有效果量指標(biāo)。從以上分析可見,有必要聚焦于焦慮障礙的臨床或者亞臨床研究,從認(rèn)知偏向、訓(xùn)練后癥狀和壓力任務(wù)后癥狀三個(gè)方面考察其效果量。

除此之外, 還有兩個(gè)重要問題引起我們的興趣。一是有哪些因素影響焦慮障礙的 CBM 干預(yù)效果量, 這些因素的作用大小如何？二是 CBM干預(yù)的理論假設(shè)是通過矯正認(rèn)知偏向進(jìn)而改善焦慮癥狀(Clarke, Notebaert, & MacLeod, 2014), 那么現(xiàn)有的研究能否支持這一作用機(jī)制假設(shè)？接下來, 我們嘗試從這兩個(gè)重要問題展開, 梳理相關(guān)研究文獻(xiàn)。

1.2 焦慮障礙CBM效果量的影響因素

1.2.1 干預(yù)特征

(1) 干預(yù)方式：ABM和CBM-I是CBM的主流干預(yù)方法, 前者最常用的干預(yù)范式是點(diǎn)探測訓(xùn)練(MacLeod, Rutherford, Campbell, Ebsworthy, &Holker, 2002), 后者常用的范式是模糊情境任務(wù)(Grey & Mathews, 2000)。一項(xiàng)關(guān)于這兩種干預(yù)方法的質(zhì)量調(diào)查讓10名社交焦慮被試體驗(yàn)ABM和CBM-I訓(xùn)練, 然后接受面談, 由 3名臨床心理學(xué)家分別獨(dú)立對被試的反應(yīng)或者回答進(jìn)行編碼和分類, 考察被試對CBM的態(tài)度和接納程度, 結(jié)果顯示被試更加傾向于認(rèn)為CBM-I有效, 而ABM的重復(fù)練習(xí)會(huì)引起厭煩情緒(Beard, Weisberg, &Primack, 2012)。Hallion 和 Ruscio (2011)針對 CBM對焦慮障礙和抑郁障礙的研究進(jìn)行元分析,結(jié)果顯示 ABM 的效果量小于 CBM-I效果量(gABM=0.08 vs.gCBM-I= 0.19)。針對多種情緒障礙, 被試為兒童或者青少年的CBM元分析也顯示ABM效果量低于CBM-I效果量, 但沒有顯著差異(gABM=0.02 vs.gCBM-I= 0.11) (Cristea, Mogoa?e, David, &Cuijpers, 2015)。目前ABM和CBM-I的干預(yù)效果孰優(yōu)孰劣還沒有定論, 二者雖同為認(rèn)知偏向矯正,但是 CBM-I更容易讓被試主觀覺察到干預(yù)目的,進(jìn)而產(chǎn)生認(rèn)知改變(李松蔚, 樊富珉, 2015)。

(2) 干預(yù)單元數(shù)：要改善焦慮癥狀一般需要數(shù)個(gè)單元的訓(xùn)練, 但多數(shù) CBM 干預(yù)僅有一單元(Forde et al., 2005)。部分多單元CBM干預(yù)研究顯示訓(xùn)練有效(Waters et al., 2015), 也有多單元訓(xùn)練無效的研究(Boettcher, Hasselrot, Sund, Andersson,& Carlbring, 2014; Enock, Hofmann, & McNally,2014)。Hakamata等人(2010)的元分析發(fā)現(xiàn) ABM訓(xùn)練效果和干預(yù)單元數(shù)沒有顯著關(guān)聯(lián), 但是Beard, Sawyer和Hofmann (2012)的元分析中則發(fā)現(xiàn) ABM 干預(yù)單元數(shù)和癥狀改善程度有關(guān)。有必要通過調(diào)節(jié)變量分析進(jìn)一步把握干預(yù)單元和CBM干預(yù)效果之間的關(guān)系。

(3) 實(shí)驗(yàn)環(huán)境：由于網(wǎng)絡(luò)訓(xùn)練的便捷和實(shí)惠,基于計(jì)算機(jī)或者APP客戶端的CBM訓(xùn)練程序逐漸應(yīng)用于療效研究中。但是實(shí)驗(yàn)室 CBM 訓(xùn)練可能相對于非實(shí)驗(yàn)室訓(xùn)練更加容易取得成效(Kuckertz et al., 2014)。此外, Enock 等人(2014)將ABM開發(fā)成手機(jī)APP, 讓被試在家中或者其他任何地方可以隨時(shí)進(jìn)行訓(xùn)練, 4周后測量其注意偏向和焦慮癥狀, 也發(fā)現(xiàn)訓(xùn)練組和控制組并沒有顯著的組間差異。不同的實(shí)驗(yàn)環(huán)境是否影響 CBM 干預(yù)效果有待進(jìn)一步探索。

1.2.2 被試特征

(1) 被試年齡：焦慮個(gè)體的消極認(rèn)知加工方式通常形成于兒童或者青少年時(shí)期, 可能從父母那里習(xí)得, 由于缺乏變化而形成習(xí)慣性反應(yīng)(Lester, Seal, Nightingale, & Field, 2010; Roy et al.,2008)。CBM 本質(zhì)上也在訓(xùn)練被試形成積極的認(rèn)知加工方式, 可能對處于認(rèn)知模式塑造期的兒童或者青少年更加有益。此外, CBM 操作簡便, 要求的理解水平低, 相對于理解要求較高的認(rèn)知行為療法, 可能更加容易被兒童或者青少年所接受。

(2) 焦慮障礙類型：根據(jù)DSM-5對焦慮障礙的定義, 焦慮障礙類型包括社交焦慮障礙、廣泛性焦慮障礙、恐怖性焦慮障礙等, 排除了強(qiáng)迫障礙和創(chuàng)傷性后應(yīng)激障礙(Kupfer, 2015)。盡管焦慮障礙理論認(rèn)為焦慮具有相似的心理病理機(jī)制, 但是不同類型的焦慮障礙可能對 CBM 訓(xùn)練的反應(yīng)不同(李松蔚, 樊富珉, 2015), 因此有必要考察干預(yù)效果量是否受焦慮障礙類型的影響。

(3) 臨床狀態(tài)：已有元分析根據(jù)臨床狀態(tài)將CBM 干預(yù)研究劃分為被試健康或被試不加篩選研究、亞臨床研究和臨床研究三類, 三種分類的效果量之間沒有發(fā)現(xiàn)顯著的差異(Cristea, Kok, &Cuijpers, 2015; Hallion & Ruscio, 2011; Mogoa?e et al., 2014)。較新的ABM元分析只考察臨床效果量, 結(jié)果不同于以往元分析, 臨床效果量達(dá)到了中等大小(Heeren, Mogoa?e, Philippot, & McNally,2015)。近年來臨床或亞臨床研究越來越多, 臨床狀態(tài)仍然可能是CBM干預(yù)效果量的調(diào)節(jié)變量。

1.2.3 結(jié)果測量方式

(1) 焦慮癥狀結(jié)果測量——標(biāo)準(zhǔn)化vs.非標(biāo)準(zhǔn)化：焦慮癥狀自評問卷包含可用于臨床診斷用的標(biāo)準(zhǔn)化量表以及非標(biāo)準(zhǔn)化的測量方式。標(biāo)準(zhǔn)化的問卷雖然更加科學(xué), 但是被試需要進(jìn)行多次的癥狀測量(例如訓(xùn)練前、訓(xùn)練后、壓力任務(wù)前、壓力任務(wù)后), 而且間隔時(shí)間較短, 使用相同的量表進(jìn)行測量可能無法測得真正的癥狀改變(Nowakowski, Antony, & Koerner, 2015)。非標(biāo)準(zhǔn)化的測量主要指未經(jīng)信效度檢驗(yàn)的Likert情緒評估量表、視覺模擬量表等, 例如讓被試從 0~100對自身焦慮程度進(jìn)行評估, 可以直觀和直接地測量被試的焦慮癥狀。因此, 研究者在壓力任務(wù)前后更經(jīng)常使用非標(biāo)準(zhǔn)化的測量方式。有必要分析這兩類測量方式的結(jié)果是否有顯著組間差異, 考察測量方式對結(jié)果的影響。

(2) 認(rèn)知偏向結(jié)果測量——任務(wù)vs.量表：認(rèn)知偏向的測量主要有兩種途徑, 一是通過自評量表測量, 二是通過完成認(rèn)知任務(wù)的反應(yīng)時(shí)或正確率指標(biāo)進(jìn)行評估, 這二者的測量結(jié)果缺乏一致性(Nowakowski et al., 2015)。以測量解釋偏向的簡明身體知覺量表(The Brief Bodily Sensations Interpretation Questionnaire, BBSIQ)為例, 該量表涉及的是意識層面上的解釋偏向(Mathews &Mackintosh, 2000), 而點(diǎn)探測任務(wù)、模糊故事任務(wù)范式等認(rèn)知任務(wù)則更多涉及了無意識層面的認(rèn)知偏向(Fu, Du, Au, & Lau, 2013)。那么, 這兩類測量方式的結(jié)果是否存在差異？

1.2.4 出版特征

Hakamata等人(2010)的元分析報(bào)告了 CBM對焦慮障礙具有中等的效果量, 但是較新的元分析則報(bào)告了小效果量(Cristea, Kok, & Cuijpers,2015)。前者納入的文獻(xiàn)為2010年9月前, 后者納入的文獻(xiàn)為2013年5月前, 越早出版的研究更加傾向于報(bào)告顯著的訓(xùn)練效果。結(jié)果顯著的研究更容易得到發(fā)表, 同時(shí)也更加容易在高影響因子上的期刊發(fā)表(Murtaugh, 2002)。CBM是一項(xiàng)新的干預(yù)技術(shù), 對于心理干預(yù)的技術(shù)來說, 一直存在著一種觀點(diǎn)：正如 Rogers 所言, 新技術(shù)的應(yīng)用會(huì)隨著時(shí)間推移而效果量逐漸減小(Rogers, 2010)。隨著 CBM 領(lǐng)域研究的深入, 療效的不確定性以及爭議逐漸明晰, 結(jié)果不顯著的研究也更加能夠被接納。另一方面, 研究者也在不斷地對該技術(shù)進(jìn)行改善, 比如增加了反饋的注意反饋控制訓(xùn)練(Attention Feedback Control Training, A-FACT)(Bernstein & Zvielli, 2014)和人物識別匹配的卡片式任務(wù)(Person Identity Match, PIM) (Notebaert,Clarke, Grafton, & Macleod, 2015), 而這些技術(shù)可能能夠提升干預(yù)效果。因此, 考察出版特征的影響是很有必要的。

由以上分析可見, 可能有多種因素影響著CBM對焦慮障礙的干預(yù)效果。因此, 本研究將對以上提出的出版特征、干預(yù)特征、被試特征和結(jié)果測量 4大亞組 9個(gè)因素進(jìn)行調(diào)節(jié)變量分析, 探索CBM效果量的影響因素。在此基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步探究這些影響因素對效果量的解釋量大小, 明確調(diào)節(jié)變量的影響力。

1.3 中介檢驗(yàn)：認(rèn)知偏向改變在CBM與焦慮癥狀改變之間的作用

CBM 作用機(jī)制的理論假設(shè)是通過矯正認(rèn)知偏向進(jìn)而改善焦慮癥狀, 但目前缺乏足夠的證據(jù)支持。最近的一篇綜述指出認(rèn)知偏向的改變和焦慮癥狀的改變之間存在關(guān)聯(lián)：在29個(gè)包含了認(rèn)知偏向和焦慮癥狀前后測的ABM研究中, 有16個(gè)研究表明ABM同時(shí)改善了認(rèn)知偏向和焦慮癥狀,有10個(gè)研究表明ABM對焦慮癥狀無效, 同時(shí)也沒有矯正認(rèn)知偏向, 其余 3篇文獻(xiàn)中有 1篇成功矯正了注意偏向但只對焦慮癥狀測量中的回避有顯著作用, 其余 2篇針對的是特殊恐怖癥(Clarke et al., 2014)。值得注意的是, 這種相關(guān)計(jì)算雖然為中介關(guān)系提供了可能, 但是并不能明確認(rèn)知偏向改變是否為 CBM 與癥狀緩解之間的中介變量。為了理解焦慮障礙 CBM 的干預(yù)機(jī)制, 研究治療(X)是如何通過中介變量(M)或干預(yù)變量來影響結(jié)果(Y) 具有重要意義(Kazdin, 2007)。

在單個(gè)實(shí)驗(yàn)研究中, 不同研究對認(rèn)知偏向的中介作用分析結(jié)果不完全一致。Amir, Weber,Beard, Bomyea和Taylor (2008)檢驗(yàn)ABM訓(xùn)練組和控制組的認(rèn)知偏向(后測結(jié)果, α)和癥狀改變量(前后測改變量, β)之間的關(guān)系, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)注意偏向?yàn)?ABM 和焦慮癥狀之間的中介變量。也有研究得到類似的結(jié)論(See, MacLeod, & Bridle,2009)。但ABM研究中注意偏向的中介檢驗(yàn)結(jié)果并非都是顯著的。也有研究者發(fā)現(xiàn), 如果焦慮癥狀為自評量表結(jié)果則中介分析不顯著, 如果焦慮癥狀是神經(jīng)生理指標(biāo), 則注意偏向?yàn)轱@著的中介變量(Heeren, Reese, McNally, & Philippot, 2012)。Eldar等人(2012)將 40名焦慮兒童隨機(jī)分配到ABM積極訓(xùn)練組、中性訓(xùn)練組以及安慰組中, 進(jìn)行 4周的訓(xùn)練, 測量其訓(xùn)練前后的注意偏向和焦慮癥狀, 再進(jìn)行中介分析, 結(jié)果顯示認(rèn)知偏向并非顯著的中介變量。也有兩篇文獻(xiàn)對解釋偏向在CBM-I和焦慮癥狀之間的中介作用進(jìn)行了分析,發(fā)現(xiàn)解釋偏向是焦慮癥狀顯著的中介變量(Bowler et al., 2012; Salemink & van den Hout, 2010)。

那么, 如果能匯聚不同研究數(shù)據(jù)綜合起來進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn), 研究證據(jù)將更為可靠。最近, 有研究者(Cheung, 2015)提出了兩步結(jié)構(gòu)方程法(two–stage SEM, TSSEM), 整合元分析和結(jié)構(gòu)方程技術(shù)來統(tǒng)計(jì)評價(jià)和系統(tǒng)分析跨多個(gè)研究間的作用機(jī)制, 這為本研究擬考察的 CBM 干預(yù)是否通過矯正認(rèn)知偏向從而導(dǎo)致焦慮癥狀改變這一問題提供了可能。

綜上所述, 我們的元分析共有3個(gè)目的：(1) 關(guān)注焦慮障礙的 CBM 訓(xùn)練研究, 被試為臨床或者亞臨床樣本, 排除以健康個(gè)體或者不加篩選個(gè)體的訓(xùn)練研究, 全面分析CBM的認(rèn)知偏向、訓(xùn)練后焦慮癥狀、壓力任務(wù)后焦慮癥狀三種效果量; (2)結(jié)合相關(guān)元分析和綜述, 較為系統(tǒng)地從出版特征、干預(yù)特征、被試特征和結(jié)果測量四個(gè)方面提出可能的調(diào)節(jié)因素, 并且將所有的顯著調(diào)節(jié)變量進(jìn)一步進(jìn)行多元分層回歸, 建立逐步進(jìn)入的分層回歸模型, 探究不同模型下顯著的調(diào)節(jié)變量對效果量的解釋量大小, 明確調(diào)節(jié)變量的重要程度; (3)嘗試?yán)肨SSEM考察CBM對焦慮障礙的作用機(jī)制, 即通過整合元分析和結(jié)構(gòu)方程技術(shù), 檢驗(yàn)CBM 干預(yù)是否通過矯正認(rèn)知偏向進(jìn)而改善焦慮癥狀。

2 研究方法

2.1 資料來源

通過中文數(shù)據(jù)庫(CNKI 數(shù)據(jù)庫、中國科技期刊數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫)和英文數(shù)據(jù)庫(web of science, PsycARTICLES, PsycINFO, Springer,Elsevier, ProQuest, google學(xué)術(shù))檢索已經(jīng)發(fā)表的文獻(xiàn)。將檢索內(nèi)容分解為：目標(biāo)偏向(注意, 注意偏向, 解釋偏向, cognitive bias, attention bias,interpretation bias, bias, attention); 針對的心理問題(焦慮, anx*); 再加上干預(yù)詞匯(訓(xùn)練, 矯正,training, intervention, modification)進(jìn)行配對組合。檢索的時(shí)間截止至2015年10月。為了避免遺漏文獻(xiàn), 對 CBM 研究領(lǐng)域較為活躍的研究者進(jìn)行手動(dòng)檢索。

2.2 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

①實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)：研究類型為隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)(Randomized Controlled Trials, RCTs); 如果實(shí)驗(yàn)組既包含積極訓(xùn)練組又包含中性訓(xùn)練組, 則取二者均值, 原因是積極訓(xùn)練和中性訓(xùn)練都被用于矯正認(rèn)知偏向, 尚未有研究表明二者之間存在顯著差異；包含多種控制組(等待組、安慰訓(xùn)練組或者消極訓(xùn)練組)的情況下只取安慰訓(xùn)練組。消極訓(xùn)練組訓(xùn)練被試形成消極認(rèn)知偏向, 有可能會(huì)導(dǎo)致焦慮癥狀提升。相對于等待組，安慰訓(xùn)練組也進(jìn)行了訓(xùn)練, 但是不形成任何偏向, 是非常嚴(yán)格的控制組。因此為了排除其他因素干擾, 既存在安慰訓(xùn)練組又存在等待組的情況下選擇安慰訓(xùn)練組作為控制組。②研究對象：根據(jù)DSM-5對焦慮障礙的新定義, 焦慮障礙類別中排除了強(qiáng)迫癥(Obsessive-Compulsive Disorder, OCD)和創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙(Post-traumatic Stress Disorder, PTSD)；本研究中納入的焦慮障礙類別主要包括社交焦慮障礙、特定的恐怖癥、未特定的焦慮障礙等。被試樣本為 a.臨床樣本：符合焦慮障礙診斷標(biāo)準(zhǔn)的臨床病人; b.亞臨床樣本：符合特定量表對焦慮障礙的篩選標(biāo)準(zhǔn)但是未經(jīng)過臨床診斷的被試。③干預(yù)措施：使用CBM進(jìn)行訓(xùn)練, 包括ABM、CBM-I、ABM+CBM-I, 如果對照組與實(shí)驗(yàn)組的差異只在于是否進(jìn)行認(rèn)知偏向矯正, 不排除將 CBM 與其他干預(yù)(例如CBT)結(jié)合的研究。④結(jié)果指標(biāo)：效果量包括認(rèn)知偏向效果量、訓(xùn)練后焦慮癥狀效果量和壓力任務(wù)后焦慮癥狀效果量。選取每個(gè)研究中被試對威脅性線索的認(rèn)知偏向程度、訓(xùn)練后焦慮癥狀、壓力任務(wù)后焦慮癥狀的后測數(shù)據(jù)。對于認(rèn)知偏向測量, 如果使用任務(wù)測量方式(例如點(diǎn)探測任務(wù)), 我們選擇認(rèn)知偏向分?jǐn)?shù)或者對消極刺激的反應(yīng)時(shí)作為數(shù)據(jù)指標(biāo)。對于焦慮癥狀的測量,如果包含多份問卷, 我們選擇和納入文獻(xiàn)所關(guān)注的焦慮障礙類型一致的問卷測量數(shù)據(jù), 并且一并納入標(biāo)準(zhǔn)化和非標(biāo)準(zhǔn)化的測量結(jié)果。提取的數(shù)據(jù)形式為均值和標(biāo)準(zhǔn)差, 對于那些無法提取具體數(shù)據(jù)的或者其他數(shù)據(jù)形式(例如t值或者p值)的研究,我們通過 E-mail和作者聯(lián)系, 盡可能獲取數(shù)據(jù)。⑤ 中介分析文獻(xiàn)：所有納入元分析的文獻(xiàn)中, 如果同時(shí)具有訓(xùn)練前后測偏向測量數(shù)據(jù)和訓(xùn)練前后測癥狀測量數(shù)據(jù)的文獻(xiàn)進(jìn)一步納入中介分析。文獻(xiàn)檢索及納入排除過程如圖1所示。

2.3 效果量和調(diào)節(jié)變量分析

本研究使用元分析軟件為 comprehensive meta-analysis V3.0 (CMA) (Borenstein, Hedges,Higgins, & Rothstein, 2014)。效果量使用標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差(Hedges'sg)表示, 0.8為大效果量, 0.5為中等,0.2為小效果量(Cohen, 1988)。通過Q值和I2進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn), 研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型(任志洪, 謝菲, 余香蓮 等, 2016)。使用漏斗圖和失安全系數(shù)評估出版偏差(Murtaugh, 2002)。如果漏斗圖對稱性高則表示出版偏差小, 反之則表示可能存在出版偏差; 失安全系數(shù)表示需要多少篇文獻(xiàn)才能推翻元分析結(jié)果, 如果失安全系數(shù)大于 5k+10(k指的是納入元分析文獻(xiàn)數(shù)量), 則表示不存在出版偏差(Rosenthal, 1995)。

亞組分析用以研究CBM效果量的調(diào)節(jié)因素。本研究將干預(yù)范式、被試臨床狀態(tài)、焦慮障礙類型、實(shí)驗(yàn)實(shí)施環(huán)境、結(jié)果測量方式等分類變量編碼為亞組, 計(jì)算所有亞組的單獨(dú)效果量并檢驗(yàn)組間差異是否顯著。對于被試年齡、出版年份、影響因子以及干預(yù)單元數(shù)等連續(xù)變量則分別進(jìn)行元回歸分析。此外, 為了明確亞組分析和元回歸分析中顯著的各個(gè)調(diào)節(jié)變量對效果量的作用大小,將亞組和元回歸分析顯著的變量都納入分層回歸模型中, 采取逐步進(jìn)入的方式進(jìn)一步進(jìn)行多元分層回歸。

圖1 文獻(xiàn)納入及排除過程

2.4 元分析中介檢驗(yàn)

為了進(jìn)行TSSEM分析, 以識別CBM對焦慮障礙的作用機(jī)制, 研究提取了每項(xiàng)相關(guān)研究中, X(CBM vs. 對照組)、干預(yù)前后M (認(rèn)知偏向)和Y(焦慮障礙)的改變, 三者的兩兩相關(guān)系數(shù)。同時(shí)也提取了相關(guān)研究的樣本量。如果研究中沒有報(bào)告兩兩相關(guān)系數(shù), 我們通過均值、標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算相關(guān)系數(shù)(Lipsey & Wilson, 2001)。因此沒有同時(shí)報(bào)告實(shí)驗(yàn)組和控制組的前后測認(rèn)知偏向和焦慮癥狀的研究被排除出TSSEM分析。中介變量M (認(rèn)知偏向)的測量指標(biāo)首選認(rèn)知偏向分?jǐn)?shù), 如果研究沒有報(bào)告認(rèn)知偏向分?jǐn)?shù), 則使用對威脅性刺激的反應(yīng)時(shí)。

使用R語言(R Development Core Team, 2013)中的 metaSEM包(Cheung, 2015)進(jìn)行 TSSEM分析。第一步檢驗(yàn)不同研究間相關(guān)矩陣的同質(zhì)性,如果研究間差異不顯著, 則直接計(jì)算匯聚相關(guān)矩陣。第二步則納入?yún)R聚矩陣作為觀察相關(guān)矩陣,通過矩陣構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程中介模型, 檢驗(yàn)數(shù)據(jù)對模型的擬合度。鑒于樣本、設(shè)計(jì)和效果量在不同研究間存在差異, 相較之固定效應(yīng)模型, 使用隨機(jī)效應(yīng)模型分析更適合。使用匯聚矩陣中的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤來進(jìn)行 Sobel檢驗(yàn), 用于考察被試在CBM組相較之控制組, 對焦慮障礙的改善是否通過認(rèn)知偏向的改變這一間接路徑來實(shí)現(xiàn)。

3 結(jié)果

3.1 納入文獻(xiàn)基本描述

本研究最終納入文獻(xiàn)46篇, 文獻(xiàn)具體資料見表1。進(jìn)入焦慮癥狀效果量分析的文獻(xiàn)共41篇(被試人數(shù)：訓(xùn)練組n= 1130, 對照組n= 1113)。其中 23篇文獻(xiàn)報(bào)告了壓力任務(wù)后焦慮癥狀測量結(jié)果(被試人數(shù)：訓(xùn)練組 n = 727, 對照組 n = 702)。進(jìn)入認(rèn)知偏向效果量分析的文獻(xiàn)共 38篇(被試人數(shù)：訓(xùn)練組 n = 955, 對照組 n = 956)。同時(shí)報(bào)告了前后測焦慮癥狀結(jié)果和認(rèn)知偏向結(jié)果的文獻(xiàn)29篇(被試人數(shù)：訓(xùn)練組 n = 743, 對照組 n = 727),進(jìn)入焦慮癥狀和認(rèn)知偏向的相關(guān)研究。

表2 癥狀效果量和認(rèn)知偏向效果量及同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 效果量估計(jì)

如表 2所示, 根據(jù)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果, 采用隨機(jī)模型。訓(xùn)練后的焦慮癥狀效果量Hedges'sg為0.29 (95%CI [0.16,0.42],p< 0.001), 排除非標(biāo)準(zhǔn)化測量的研究結(jié)果后, Hedges'sg為0.26 (95%CI[0.12,0.41],p< 0.001)。壓力任務(wù)后的焦慮癥狀效果量Hedges'sg= 0.35 (95%CI [0.20,0.49],p<0.001)。CBM 對認(rèn)知偏向具有較高的效果量Hedges'sg= 0.41 (95%CI [0.29,0.59],p< 0.001)。

進(jìn)一步采用敏感性分析考察合并效應(yīng)值的穩(wěn)定性, 逐一剔除每一個(gè)研究, 將剩下研究合并效應(yīng)值和總體效果量進(jìn)行比對。焦慮癥狀研究中有一篇研究效果量異常(Schmidt et al., 2009), 剔除后包含非標(biāo)準(zhǔn)化測量的癥狀效果量 Hedge’sg=0.239, 不含非標(biāo)準(zhǔn)化測量癥狀效果量Hedge’sg=0.195。壓力任務(wù)后癥狀研究剔除同一異常研究后Hedge’sg= 0.285。認(rèn)知偏向研究的敏感性分析結(jié)果顯示有3篇文獻(xiàn)共4個(gè)RCTs效果量異常(Hayes,Hirsch, Krebs, et al.,2010; Mobini et al., 2014; Luo et al., 2015), 剔除后 Hedge’sg= 0.321。

3.3 出版偏差

考慮到出版偏差的影響, 采用漏斗圖和失安全系數(shù)進(jìn)行分析。如圖2~圖4所示, 漏斗圖不對稱, 說明焦慮癥狀效果量和認(rèn)知偏向效果量可能存在出版偏差。進(jìn)一步計(jì)算CBM對焦慮癥狀效果量的失安全系數(shù),N= 456,Z= 6.53 (排除非標(biāo)準(zhǔn)化測量情況下N= 238,Z= 5.34), 說明需要456篇文獻(xiàn)(排除標(biāo)準(zhǔn)化測量情況下需要 238篇文獻(xiàn))才能推翻焦慮癥狀效果量結(jié)果。而 CBM 對認(rèn)知偏向效果量的失安全系數(shù)N= 971 (Z= 9.85), 說明需要971篇文獻(xiàn)才能推翻此結(jié)論, 不存在出版偏差。

圖2 CBM對焦慮癥狀效果量出版偏差漏斗圖(包含非標(biāo)準(zhǔn)化測量)

圖3 CBM對焦慮癥狀效果量出版偏差漏斗圖(排除非標(biāo)準(zhǔn)化測量)

圖4 CBM對認(rèn)知偏向效果量出版偏差漏斗圖

3.4 亞組分析

將干預(yù)方式、焦慮障礙類型、被試年齡段、實(shí)驗(yàn)環(huán)境、測量方式作為亞組變量, 分析CBM對訓(xùn)練后焦慮效果量和認(rèn)知偏向效果量的調(diào)節(jié)因素,結(jié)果見表3。

CBM-I對焦慮癥狀的效果量顯著高于 ABM對癥狀效果量(g= 0.42 vs.g= 0.20,p =0.001)。實(shí)驗(yàn)室實(shí)施的研究對焦慮癥狀效果量顯著高于非實(shí)驗(yàn)室研究(g= 0.33 vs.g= 0.18,p< 0.001)。非標(biāo)準(zhǔn)化測量的焦慮癥狀效果量邊緣顯著高于標(biāo)準(zhǔn)化測量的效果量(g= 0.37 vs. = 0.26,p= 0.051)。焦慮障礙類型(GAD:g= 0.19; SOA:g= 0.31; 焦慮:g=0.29; SPF:g= 0.35)、被試年齡段(兒童&青少年:g= 0.34; 成年人:g= 0.28)、臨床狀態(tài)(臨床診斷:g= 0.38; 量表評估:g= 0.23)都沒有顯著影響癥狀效果量。

焦慮障礙類型、實(shí)驗(yàn)實(shí)施環(huán)境是認(rèn)知偏向效果量的顯著調(diào)節(jié)變量。CBM對廣泛性焦慮障礙和特殊恐怖癥的認(rèn)知偏向效果量遠(yuǎn)高于其他焦慮障礙類型(GAD:g= 0.84; SOA:g= 0.37;焦慮：g=0.34; SPF:g= 1.57,p< 0.001)。實(shí)驗(yàn)室實(shí)施的研究認(rèn)知偏向效果量顯著好于非實(shí)驗(yàn)室研究(g= 0.54 vs.g= 0.21,p< 0.05)。

3.5 元回歸分析

將出版年份、影響因子、干預(yù)單元數(shù)和被試年齡作為連續(xù)性變量進(jìn)行元回歸分析。從表4可以看出出版年份對焦慮癥狀效果量(b= ?0.0970,p< 0.001)有顯著影響, 出版年份越近的研究,CBM對焦慮癥狀的效果量越小。影響因子也顯著調(diào)節(jié) CBM 對焦慮癥狀效果量(b= 0.1259,p<0.05), 影響因子越高的期刊文獻(xiàn)所報(bào)告的焦慮癥狀效果量越高。

表4 連續(xù)性調(diào)節(jié)變量的元回歸分析

分別以出版年份、影響因子作為自變量,CBM對焦慮癥狀效果量作為因變量, 畫出的元回歸曲線圖如圖5、圖6所示。

圖5 出版年份與焦慮癥狀效果量的元回歸曲線

圖6 影響因子與焦慮癥狀效果量的元回歸曲線

3.5.1 焦慮癥狀的分層回歸模型

為了進(jìn)一步明確亞組分析和元回歸分析中對焦慮癥狀效果量具有顯著影響作用的各個(gè)調(diào)節(jié)變量的作用程度大小, 采用逐步進(jìn)入的方式對所有顯著影響因素：實(shí)驗(yàn)環(huán)境、干預(yù)方式、出版年份、影響因子進(jìn)行分層回歸。結(jié)果見表5。

模型一只納入實(shí)驗(yàn)環(huán)境一個(gè)變量, 回歸分析結(jié)果表明該變量對效果量的解釋量低(b= 0.11,R2=0.02)。模型二新增干預(yù)方式變量, 解釋量有少量增加(R2= 0.04)。模型三在模型二基礎(chǔ)上又納入了出版年份這一變量, 結(jié)果顯示整體解釋量急劇提高(R2= 0.33), 其中出版年份對效果量具有負(fù)向影響(b= ?0.10), 即出版年份越高,效果量越低。模型四納入了所有調(diào)節(jié)變量分析顯著的因子, 結(jié)果顯示總體解釋量為R2= 0.37, 相對于模型三,R2增長幅度不大, 表明影響因子對效果量的影響程度不高。

3.5.2 認(rèn)知偏向的分層回歸模型

同樣采用逐步進(jìn)入的方式對認(rèn)知偏向的所有顯著的調(diào)節(jié)變量(焦慮障礙類型、實(shí)驗(yàn)環(huán)境)進(jìn)行分層回歸, 結(jié)果見表6。

分層回歸結(jié)果顯示模型一中實(shí)驗(yàn)環(huán)境對認(rèn)知偏向效果量的解釋量低(b= 0.33,R2= 0.04), 模型二新增焦慮障礙類型后R2大大提高(R2= 0.56),其中SPF的回歸系數(shù)為1.19, 貢獻(xiàn)值最大。

表5 焦慮癥狀: 逐步進(jìn)入的分層回歸模型

表6 認(rèn)知偏向: 逐步進(jìn)入的分層回歸模型

3.6 中介變量分析

來源于 29篇研究文獻(xiàn), 有 32個(gè)研究結(jié)果納入TSSEM分析。TSSEM第一步分析結(jié)果顯示, X,M和Y的匯聚兩兩相關(guān)系數(shù)都具有較高的顯著性(表 7)。χ2(df= 3,N= 1517) = 432。15,p< 0.001,CFI = 0.427, RMSEA = 0.2774, SRMR = 0.219。這些值表明模型拒絕了相關(guān)矩陣同質(zhì)性的假設(shè), 說明32個(gè)納入研究的相關(guān)矩陣并非相近似的, 支持使用隨機(jī)模型分析。

表7 X (CBM vs. 對照組)、干預(yù)前后M (認(rèn)知偏向)和Y (焦慮障礙)的改變, 三者的兩兩匯聚相關(guān)系數(shù)

圖 7顯示 TSSEM分析第二步所得到的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。雖然回歸系數(shù) c’仍然顯著, 但相較之路徑 c值有所下降, 這意味著部分中介(Baron & Kenny, 1986)。使用X與M, M與Y的相關(guān)估計(jì)值和標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行 Sobel檢驗(yàn), 結(jié)果顯示認(rèn)知偏向改變在 CBM 干預(yù)與焦慮障礙改變之間起顯著的中介效應(yīng)(z= 3.13,SE= 0.014,p<0.001)?？傂?yīng)為0.30, 其中直接效應(yīng)0.25, 間接效應(yīng)0.05。

圖 7 TSSEM 分析第二步以認(rèn)知偏向改變?yōu)橹薪樽兞繖z驗(yàn)路徑圖

4 討論

4.1 焦慮障礙CBM效果量

本研究聚焦于 CBM 對焦慮障礙的隨機(jī)對照研究, 著重關(guān)注臨床和亞臨床治療效果, 排除了采用健康或者不加篩選的被試進(jìn)行 CBM 訓(xùn)練的研究, 在效果量指標(biāo)上同時(shí)納入了認(rèn)知偏向、訓(xùn)練后焦慮癥狀和壓力任務(wù)后焦慮癥狀進(jìn)行評估。結(jié)果顯示 CBM雖然顯著降低了訓(xùn)練后焦慮癥狀,但只具有小效果量(g= 0.34,p< 0.001), 排除非標(biāo)準(zhǔn)化測驗(yàn)結(jié)果后效果量甚至更低(g= 0.29,p<0.001)。Hakamata等人(2010)的元分析結(jié)果顯示ABM 對焦慮癥狀有中等的效果量(d= 0.61,p<0.001), 和本研究結(jié)果不一致, 但本研究與較新的元分析結(jié)果較為一致(Cristea, Kok & Cuijpers,2015), 即 CBM 對焦慮癥狀效果量較小。相對于CBT (Hofmann, Asnaani, Vonk, Sawyer, & Fang,2012), CBM對焦慮障礙的效果量較小。

我們也對壓力任務(wù)后焦慮癥狀效果量進(jìn)行了評估, 發(fā)現(xiàn)效果量有所提高(g= 0.35,p< 0.001)。對此有兩種可能的解釋：一, 壓力任務(wù)情境確實(shí)激發(fā)了被試的認(rèn)知偏向和焦慮, CBM訓(xùn)練效果在相應(yīng)的壓力情境下才更能呈現(xiàn)。雖然有研究表明高社交焦慮個(gè)體在非威脅性情境下也存在注意偏向(陳曦, 鐘杰, 錢銘怡, 2004), 但是在不確定情境下高廣泛性焦慮個(gè)體的緊張和焦慮程度會(huì)提高,從而導(dǎo)致對情緒刺激出現(xiàn)更多的認(rèn)知偏向(楊智輝, 王建平, 2011)。二, 考慮到壓力任務(wù)后的焦慮癥狀測量通常使用的是非標(biāo)準(zhǔn)化的測量, 相對于標(biāo)準(zhǔn)化測量題目單一, 測量目的明顯。被試可能會(huì)為了滿足主試的期望或者因?yàn)榘参啃?yīng)而低估自身的焦慮程度, 因而導(dǎo)致壓力任務(wù)后 CBM 的效果量得到提升。

和以往研究(Menne-Lothmann et al., 2014)較一致的是, 該元分析結(jié)果顯示 CBM 能有效減輕焦慮個(gè)體的認(rèn)知偏向, 接近中等效果量(g= 0.48,p< 0.001)。相比焦慮癥狀效果量, 認(rèn)知偏向的效果量較高且不同元分析之間差異較大, 原因可能是受到除訓(xùn)練效果以外的因素影響。第一個(gè)因素是測量本身具有的特質(zhì)。認(rèn)知偏向的測量主要是基于反應(yīng)時(shí)的認(rèn)知任務(wù), 這種類型的測量敏感性較強(qiáng), 結(jié)果容易受到影響, 而且測量范式多種多樣, 評估標(biāo)準(zhǔn)不同。第二個(gè)因素是測量范式和訓(xùn)練范式的高一致性。CBM干預(yù)范式從認(rèn)知偏向的測量范式發(fā)展而來, 以點(diǎn)探測任務(wù)為例, 在測量范式中探測刺激 50%出現(xiàn)在積極刺激位置, 50%出現(xiàn)在消極刺激位置, 而在訓(xùn)練范式中, 探測刺激則始終和中性(或者積極)刺激配對, 進(jìn)而操作認(rèn)知偏向的方向。許多研究甚至對訓(xùn)練后認(rèn)知偏向的評估仍然采用和訓(xùn)練相應(yīng)的測量范式, 這個(gè)過程具有一定的練習(xí)效應(yīng), 可能高估了認(rèn)知偏向矯正效果(Hallion & Ruscio, 2011)。

4.2 影響CBM對焦慮障礙和認(rèn)知偏向二者效果量的調(diào)節(jié)因素

采用亞組分析和多層元回歸分析考察出版特征、干預(yù)特征、被試特征和結(jié)果測量 4大亞組 9個(gè)因素對焦慮障礙 CBM 效果的調(diào)節(jié)作用, 得到一些有意義的結(jié)果。

首先, 干預(yù)特征對焦慮障礙 CBM 效果量的影響。結(jié)果表明實(shí)驗(yàn)環(huán)境和干預(yù)方式顯著調(diào)節(jié)訓(xùn)練后焦慮癥狀效果量, 實(shí)驗(yàn)環(huán)境也是認(rèn)知偏向效果量的影響因素。一方面, 實(shí)驗(yàn)室環(huán)境下的CBM訓(xùn)練相對于非實(shí)驗(yàn)室更能有效減輕焦慮癥狀。ABM 臨床訓(xùn)練元分析也顯示實(shí)驗(yàn)室環(huán)境下的ABM 干預(yù)效果量為 0.369, 而家中干預(yù)的效果量為?0.015, 二者有顯著差異(Mogoa?e et al., 2014)。有研究者認(rèn)為實(shí)驗(yàn)室環(huán)境本身就是壓力刺激, 因?yàn)楸辉囆枰蛯?shí)驗(yàn)助手接觸, 回答某些問題或者完成一定的任務(wù), 這種壓力刺激激發(fā)了被試的認(rèn)知偏向以及焦慮, 而基線認(rèn)知偏向被認(rèn)為是焦慮癥狀改變的調(diào)節(jié)變量(Kuckertz et al., 2014)。那些通過網(wǎng)絡(luò)或者APP在非實(shí)驗(yàn)室條件下進(jìn)行訓(xùn)練的被試不需要面臨壓力情境, 可能通常在放松的狀態(tài)下進(jìn)行訓(xùn)練, 導(dǎo)致訓(xùn)練效果較弱(Carlbring et al.,2012)。另一方面, CBM-I對焦慮癥狀效果量顯著高于ABM (p= 0.001), 在認(rèn)知偏向矯正效果上則不顯著(p= 0.539)。盡管ABM和CBM-I針對的都是自下而上的加工, 但是 ABM 針對的注意偏向更加靠近無意識的自動(dòng)化加工過程, 而CBM-I針對的解釋偏向更加接近主動(dòng)的認(rèn)知加工 (Beard,2011)。

其次, 被試特征對焦慮障礙 CBM 效果量的影響。被試特征中涉及的被試年齡、焦慮障礙類型和臨床狀態(tài)三個(gè)影響因素中只有焦慮障礙類型對認(rèn)知偏向效果量有顯著影響。焦慮障礙類型對認(rèn)知偏向有顯著的調(diào)節(jié)作用(p< 0.001), 但對焦慮癥狀的調(diào)節(jié)作用不顯著(p= 0.885)。廣泛性焦慮障礙和恐怖性焦慮障礙的認(rèn)知偏向效果量相對于其他焦慮障礙類型更大, 但是這二者的研究數(shù)量都很少, 而且其中包含了兩篇效果量異常的研究(Schmidt et al., 2009; Luo et al., 2015), 因此結(jié)果說服力度較弱。另外, 不同種類的焦慮障礙可能對不同的訓(xùn)練范式敏感, 例如有研究表明, 相對于 CBM-I, 社交焦慮個(gè)體更加容易從 ABM 中獲益(MacLeod & Mathews, 2012)。此外, 被試年齡和干預(yù)單元數(shù)量都不能預(yù)測認(rèn)知偏向效果量和焦慮癥狀效果量。兒童或者青少年并沒有如預(yù)期會(huì)對CBM訓(xùn)練更加敏感, 和同類以兒童、青少年為對象的CBM元分析結(jié)果一致(Cristea, Mogoa?e, &David et al., 2015)。

再次, 結(jié)果測量方式對焦慮障礙 CBM 效果量的影響。在焦慮癥狀測量中非標(biāo)準(zhǔn)化測量效果量邊緣顯著高于標(biāo)準(zhǔn)化測量效果量。對此可能有兩種解釋：一, 因?yàn)榉菢?biāo)準(zhǔn)化測量效果量通常是在壓力任務(wù)后才呈現(xiàn), 有可能是壓力任務(wù)確實(shí)激活了訓(xùn)練效果; 二, 在這種設(shè)置中被試很容易意識到實(shí)驗(yàn)?zāi)康? 可能會(huì)為了滿足主試的期望或者因?yàn)榘参啃?yīng)在壓力任務(wù)后測中低估焦慮癥狀程度。相對這二者而言, 神經(jīng)生理測量指標(biāo)更加可靠, 例如回避行為、皮膚電、心率等(Heeren,Peschard, & McNally, 2012; McNally et al., 2013)。

最后, 出版特征對焦慮障礙 CBM 效果量的影響。將出版年份和影響因子作為自變量的元回歸分析中, 這二者都顯著影響了焦慮癥狀效果量,但是對于認(rèn)知偏向改變則無顯著影響。出版年份越近的期刊文章更容易得出 CBM 對焦慮障礙低效果量的結(jié)果。正如一些研究者所言, 一種干預(yù)方式的發(fā)展常常會(huì)面臨從初期的有效逐漸到效果量差異分化, 甚至變小的過程(Cristea, Kok, &Cuijpers, 2015)。同樣隨著 CBM研究的深入, 對實(shí)驗(yàn)要求提高, 并且各種具有療效爭議的隨機(jī)對照研究或者綜述、元分析出現(xiàn), 使得低療效甚至無療效的研究更多得以發(fā)表。不過影響因子和焦慮癥狀效果量仍為正相關(guān), 意味著影響因子越高的期刊接納的CBM研究癥狀效果量越大。

4.3 CBM 的中介機(jī)制：認(rèn)知偏向改變的作用

將認(rèn)知偏向改變作為中介變量, 采用兩步結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)認(rèn)知偏向改變在CBM和焦慮癥狀改變之間起到部分中介作用, 但只解釋了總效應(yīng)的16.67%。事實(shí)上, 并非所有的焦慮被試都存在認(rèn)知偏向, 一些訓(xùn)練研究在測量焦慮被試的基線認(rèn)知偏向時(shí)發(fā)現(xiàn), 只有一部分焦慮個(gè)體具有消極的認(rèn)知偏向, 比例約在40%~60%之間(Boettcher et al., 2014; Price, Tone, & Anderson,2011; Waters, Mogg, & Bradley, 2012)。有研究發(fā)現(xiàn)訓(xùn)練前激發(fā)被試的恐懼情緒有助于提升 ABM 效果, 表明在存在基線的消極認(rèn)知偏向的前提條件下的認(rèn)知偏向的改變才有意義(Lee et al., 2015)。

部分中介的結(jié)果表明除了認(rèn)知偏向改變,CBM 的干預(yù)機(jī)制中還存在其他對干預(yù)效果起作用的因素。有研究者提出注意控制也是 CBM 訓(xùn)練的中介因素(Wiers et al., 2013)。焦慮與注意控制能力強(qiáng)弱有關(guān), 高焦慮個(gè)體中注意控制能力弱的表現(xiàn)出更高的認(rèn)知偏向。注意控制的神經(jīng)模型認(rèn)為包括海馬體在內(nèi)的情緒系統(tǒng)影響對威脅性信息的自動(dòng)化注意, 導(dǎo)致后前額皮層(The Prefrontal Cortex, PFC)被激活, 影響注意資源的分配, 而且實(shí)證研究確實(shí)發(fā)現(xiàn)消極 ABM 訓(xùn)練改變了非臨床個(gè)體的PFC (Browning, Holmes, Murphy, Goodwin,& Harmer, 2010)。訓(xùn)練焦慮個(gè)體遠(yuǎn)離威脅性刺激,使用事件相關(guān)電位, 發(fā)現(xiàn)與注意控制相關(guān)的 N2事件電位的激活, 說明 CBM 改變了自上而下的認(rèn)知加工過程(Eldar & Bar-Haim, 2010)。

4.4 不足與展望

該元分析存在一些局限性。(1) 文獻(xiàn)納入可能有所遺漏, 未發(fā)表的研究沒有被納入。(2) 有些亞組文獻(xiàn)數(shù)量不足, 可能影響結(jié)果解釋。特別是在調(diào)節(jié)變量分析中, 兒童或青少年研究文獻(xiàn)數(shù)量偏少; 各種焦慮障礙中, 社交焦慮障礙的研究占絕大多數(shù), 其它焦慮障礙類型研究較少。(3) 仍有更多的調(diào)節(jié)因素待考察。一些調(diào)節(jié)變量過于細(xì)致無法劃分為大類分析, 例如實(shí)驗(yàn)材料的性質(zhì)。單就社交焦慮障礙而言, 錢銘怡、王慈欣和劉興華(2006)發(fā)現(xiàn)高焦慮個(gè)體對負(fù)性評價(jià)和他人關(guān)注的詞存在認(rèn)知偏向, 對軀體威脅性詞匯不存在認(rèn)知偏向。CBM訓(xùn)練或者認(rèn)知偏向測量使用的實(shí)驗(yàn)材料種類繁多, 較少進(jìn)行具體清晰的分類, 可能也是影響效果量的因素之一。(4) 由于認(rèn)知偏向和焦慮癥狀的測量時(shí)間點(diǎn)是相同的, 因此盡管基于RCTs的中介分析結(jié)果表明認(rèn)知偏向是部分中介變量, 但并不能證明二者的因果關(guān)系。

未來在 CBM 研究領(lǐng)域內(nèi), 可以從以下幾個(gè)方面推進(jìn)：

(1) 需要提升認(rèn)知偏向測量方式的信效度。一方面是需要澄清認(rèn)知偏向的操作性定義, 目前不同研究對認(rèn)知偏向的操作性定義不一致。舉個(gè)例子, 一些研究將注意偏向操作性定義為焦慮個(gè)體對威脅性刺激和中性刺激之間的反應(yīng)時(shí)差異(單組) (Fox, Russo, & Dutton, 2002), 也有一些研究則將實(shí)驗(yàn)組和控制組的對威脅性刺激和中性刺激的組內(nèi)和組間差異作為操作性定義(Amir, Elias,Klumpp, & Przeworski, 2003)。另一方面, 就測量注意偏向的大部分認(rèn)知任務(wù)而言, 穩(wěn)定性差且效度低, 測量結(jié)果的可信度低 (Cisler, Bacon, &Williams, 2009)。因此, 后續(xù)研究也可考慮加入眼動(dòng)、腦電、皮膚電等神經(jīng)生理測量, 尋找更科學(xué)合理, 穩(wěn)定性強(qiáng)的測量方式。

(2) 探索新的干預(yù)范式。一方面, 從CBM干預(yù)自身特點(diǎn)來說, 可以嘗試改變干預(yù)材料的性質(zhì)和傳播方式, 例如在CBM-I訓(xùn)練中使用音頻而不是傳統(tǒng)的文字材料(Vassilopoulos et al., 2014); 可以添加其他引起訓(xùn)練興趣的設(shè)計(jì), 例如增加了游戲元素的 ABM 點(diǎn)探測任務(wù)(Dennis & O' Toole,2014); 可以設(shè)計(jì)更加便攜方便的手機(jī)端訓(xùn)練程序,使被試可以不受時(shí)間地點(diǎn)約束進(jìn)行訓(xùn)練(Enock et al., 2014)。另一方面, CBM研究大部分依賴的是被試的臨時(shí)性無意識內(nèi)隱學(xué)習(xí)(Bar-Haim, 2010),而意識化可能會(huì)增加被試的注意控制, 在遇到真實(shí)壓力情景時(shí)主動(dòng)回想訓(xùn)練過程, 從而減輕焦慮,強(qiáng)化訓(xùn)練結(jié)果(Krebs, Hirsch, & Mathews, 2010)。

(3) 可以更多嘗試CBM同其他干預(yù)方式相結(jié)合, 比如與CBT。CBT是“自下而上”的干預(yù)模式,CBM則是“自下而上”的干預(yù), 二者都是基于計(jì)算機(jī)原理, 兩種不同干預(yù)模式的結(jié)合, 可能有助于提升干預(yù)效果量。雖然已有的CBT+CBM相結(jié)合的干預(yù)研究結(jié)果有的顯示這二者的結(jié)合是顯著提升干預(yù)效果的(Amir & Taylor, 2012b), 也有的顯示二者結(jié)合效果提升不顯著(Boettcher et al., 2014;Rapee et al., 2013), 將來可以更多地探索在什么情況下如何搭配更加有效以及其中的作用機(jī)制。另外, 也可嘗試將CBM-A和CBM-I相結(jié)合進(jìn)行干預(yù)。認(rèn)知偏向矯正和認(rèn)知偏向之間并不完全是一一對應(yīng)的關(guān)系：ABM訓(xùn)練對解釋偏向會(huì)有影響(White, Suway, Pine, Bar-Haim, & Fox, 2011), 同時(shí)CBM-I訓(xùn)練也對注意偏向也產(chǎn)生了影響(Amir,Bomyea, & Beard, 2010), 這說明雖然不同干預(yù)范式一開始的設(shè)計(jì)初衷是針對某種目標(biāo)偏向, 但是也對其他認(rèn)知偏向起作用。由于各種心理障礙常常伴隨著不只一種認(rèn)知偏向, 將ABM或CBM-I和其他干預(yù)方式進(jìn)行恰當(dāng)組合或許有助于提升療效。

(4) CBM 理論基礎(chǔ)和干預(yù)機(jī)制需要更多探索。認(rèn)知偏向改變與焦慮癥狀緩解之間的因果關(guān)系證據(jù)還需要更多證據(jù)支持, 同時(shí)可在 CBM 干預(yù)期間多時(shí)間點(diǎn)測量認(rèn)知偏向, 使得中介效應(yīng)分析結(jié)果的解釋更加嚴(yán)謹(jǐn)(Kazdin, 2007)。除了中介分析之外, 理論探索可進(jìn)一步細(xì)化到認(rèn)知偏向的作用過程, 例如研究者針對注意偏向提出了“過度警覺假說”、“回避假說”和“警覺?回避假說”, 相關(guān)的檢驗(yàn)證明有利于更加合理設(shè)置訓(xùn)練(錢銘怡,陳曦, 鐘杰, 2004)。此外, 來自神經(jīng)生物學(xué)方面的研究有助于更加明確認(rèn)知偏向的作用機(jī)制。例如研究發(fā)現(xiàn)高特質(zhì)水平的個(gè)體在選擇性注意偏向發(fā)生的進(jìn)程中容易誘發(fā)更大的 N1電位, 而低特質(zhì)焦慮個(gè)體則誘發(fā)更大的 N2電位, 說明高特質(zhì)焦慮個(gè)體可能在認(rèn)知加工的早期對威脅性刺激分配了更多的注意資源, 即注意偏向成分中注意定向加速的作用(彭家欣, 楊奇?zhèn)? 羅躍嘉, 2013)。還有研究發(fā)現(xiàn)5-羥色胺轉(zhuǎn)運(yùn)體啟動(dòng)子的長等位基因和積極的注意偏向有關(guān)(Fox, Ridgewell, & Ashwin,2009)。

*表示該文獻(xiàn)被用于元分析。

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