戴 冰 杜 金 張 惠 (成都醫(yī)學院心理學系，四川 成都 610083)

在時距估計的實驗范式中，根據被試在實驗中知道需要進行時間估計任務的時間是在刺激時距呈現之前或者呈現之后，區(qū)分出了“預期式時距估計范式”和“回溯式時距估計范式”。換言之，回溯式時距估計是指在刺激時距呈現完畢前，不讓被試知道有時距判斷的任務，而當刺激時距呈現結束后，再讓被試對剛才呈現的刺激時距進行判斷〔1〕。作為其實質的情節(jié)記憶，是受年齡影響最顯著的記憶系統(tǒng)〔2〕。另外，時距估計對注意和記憶等認知成分的行為和神經生理學上的變化也非常敏感〔3〕。因此，回溯式的時距估計這個變量在年齡差異方面的表現是比較靈敏的。時距估計的理論模型主要包括生物模型、認知模型和綜合模型〔4〕。張志杰等〔5，6〕以短時距作為目標時距對回溯式時距估計的年齡差異進行了研究。本實驗將目標時距設置為中長時距，改進實驗材料和統(tǒng)計分析方法，對回溯式時距估計的年齡差異進行研究。

1 對象與方法

1.1 對象 共計32名被試，16男16女。其中年輕組為隨機抽取的四川大學在校大學生16名，8男8女，視力(矯正視力)正常，年齡20.0～25.0歲，平均(22.2±1.3)歲。年老組為隨機抽取的四川大學老年大學學員16名，8男8女，視力(矯正視力)正常，年齡61.0～67.0歲，平均年齡(63.2±1.7)歲。以前從未參加過類似實驗。讓被試用1～5分的方式(1分為最差，5分為最好)自評其情緒和身體狀況。被試的受教育年限、自陳情緒和自陳身體狀況見表1。

表1 兩組被試的文化程度、自陳情緒和自陳身體狀況( s，n=16)

表1 兩組被試的文化程度、自陳情緒和自陳身體狀況( s，n=16)

13.19±0.98 13.38±1.20自陳情緒 3.75±0.45 3.81±0.43自陳身體狀況項目 年輕組 年老組文化程度4.00±0.73 3.81±0.40

1.2 方法 采用2×2×2的被試間設計，其中年齡(年老組和年輕組)、加工深度(結構加工和意義加工)和估計方式(口頭估計和復制法)所有因素均為被試間因素。從《現代漢語常用字表》(國家語言文字工作委員會漢字處，1988)選取筆畫數位在5～10的常見漢字200個，其中用于結構判斷(淺加工)和語義判斷(深加工)作業(yè)的漢字各100個?！敖Y構加工漢字”中，50張左右結構，50張非左右結構;“意義加工漢字”中，50張與動作有關，50張與動作無關。分別將兩個年齡組的被試隨機分成4組，一共8組，分別接受各因素不同水平組合的處理。實驗前主試向被試說明需要用到的按鍵，并在正式實驗前進行一次練習操作，目的是熟悉鍵盤的作用。熟悉后，主試再次強調要點:請完全理解指導語后再開始實驗;刺激呈現時間很短暫，請全神貫注于這一判斷任務;既準確又快速地作出判斷;判斷依次進行，沒有反饋為錯誤選擇。當被試完全理解后進入正式實驗。(1)首先計算機屏幕呈現指導語，當被試完全理解后，按空格鍵即開始文字判斷任務，計算機屏幕顯示“記憶測驗”;(2)1 s后，屏幕中央呈現一個2 cm×1 cm的黑色長方形，呈現時間為1 s;(3)間隔500 ms后，根據該被試所接受的實驗處理，隨機呈現材料中與處理一致的加工深度的漢字，每個漢字呈現2 s，500 ms后呈現下一個漢字;(4)期間要求被試進行相應的判斷:結構判斷(淺加工):判斷屏幕所呈現的漢字是否為左右結構，如果是則按“F”鍵，否則按“J”鍵，其他情況下的反應均為錯誤反應。意義判斷 (深加工):判斷屏幕上所呈現的漢字是否與動作有關。如果是則按“F”鍵，否則按“J”鍵，其他情況下的反應均為錯誤反應。如果被試在漢字呈現2 s內沒有做出反應，則記為錯誤反應;(5)15 s后再次呈現2 cm×1 cm的黑色長方形;(6)刺激呈現完畢后，進行時距估計任務:要求被試對上一任務中，開始和結束時呈現的兩個2 cm×1 cm的黑色長方形之間的時間間隔進行口頭估計或兩次按壓“空格鍵”進行復制;(7)計算機記錄被試的反應時和正確率。實驗結束后，主試對被試進行一次簡短訪談:(1)實驗前你認為你能做好這些任務嗎?(2)在完成文字判斷任務時，是否知道要對時間進行估計?(3)請簡單描述一下所估計的那段時距?(4)估計的依據是什么?(5)估計過程中在想什么等問題。

1.3 統(tǒng)計學分析 采用SPSS17.0軟件進行方差分析和相關分析。

2 結果

2.1 文字判斷任務 兩個年齡組在文字判斷作業(yè)中的平均反應時和正確率見表2。

表2 兩組在文字判斷任務上的反應時和正確率(n=16)

年齡組主效應顯著〔F(1，28)=12.191，P ＜0.01〕，加工水平主效應顯著〔F(1，28)=22.889，P ＜0.001〕，年齡組和加工水平交互效應不顯著〔F(1，28)=3.119，P ＞0.05〕。

對正確率進行年齡組和加工水平的雙因素方差分析，結果表明年齡組主效應和加工水平主效應，以及二者交互效應均不顯著〔F(1，28)=2.435，P ＞0.05;F(1，28)=2.435，P ＞0.05;F(1，28)=0.609，P ＞0.05〕。

2.2 時距估計任務

2.2.1 時距估計值 兩個年齡組在時間估計任務中，在不同加工條件和不同估計方法的條件下的時距估計值見表3。

表3 兩個年齡組時距估計值的平均數與標準差( s，s，n=16)

表3 兩個年齡組時距估計值的平均數與標準差( s，s，n=16)

項目 年輕組口頭估計 復制法結構加工復制法年老組口頭估計8.25±2.22 8.64±1.29 11.75±2.63 9.95±0.51意義加工9.25±2.22 9.54±2.57 13.25±3.59 11.26±1.60

以年齡組、估計方法和加工水平為自變量，時間估計值為因變量，進行三因素方差分析，見表4。結果表明存在顯著的年齡組主效應，而估計方法、加工水平的主效應不顯著，年齡組和估計方法，年齡組和加工水平，估計方法和加工水平以及年齡組、估計方法和加工水平的交互效應均不顯著。

年輕組的時距估計值〔(8.92±1.97)s〕明顯低于年老組〔(11.55 ±2.45)s〕(t= －3.341，P=0.002)。

表4 時距估計值的三因素方差分析結果

2.2.2 時距估計比率分數 為了進一步更直觀地比較時距估計值，把被試的時距估計的平均數轉換成時距估計比率分數。時距估計比率分數=時距估計值/目標時距。結果大于1表示高估目標時距，反正則低估，越接近于1估計越準確。見表5。

表5 兩組在不同條件下的時間估計比率分數(n=16)

2.2.3 時距估計差異系數 時距估計差異系數由時距估計的標準差除以時距估計的平均數而得，可以度量時距估計的變異性。年輕組差異系數為0.22，年老組差異系數為0.21。見表6。

表6 兩組在不同條件下的時間估計差異分數(n=16)

3 討論

本文說明兩個加工水平的難度差異是顯著的，因此加工水平的劃分是成功的。另外結果還表明年輕組在文字判斷作業(yè)中顯著快于年老組，這可能主要因為年老組被試的認知加工速率更慢導致。研究發(fā)現知覺速度，即完成某種簡單認知操作所需要的時間，與許多認知作業(yè)的年齡差異有關，并且對年齡差異的方差貢獻很大〔7〕。

本實驗結果表明，兩個年齡組都在一定程度上低估了刺激時距。在時距估計中存在著高估短時距，低估長時距的現象〔5，8〕。在預期范式的實驗中發(fā)現高估短時距，低估長時距的轉換點是11.1 s〔9〕。故推測在回溯式時距估計中也有類似轉換點的時點，而本實驗的刺激時距15 s處于可能被低估的范圍內。另外，任務簡單時時距估計偏低〔10〕，也可能是低估時距的原因。

Block等〔11〕認為年老被試對時間信息較慢的加工速度，導致他們更可能從消退的記憶痕跡中進行推論，由于較快的遺忘率，尤其對一個時距的開始部分遺忘較快，從而有相對較長的時距估計。本實驗中每個被試判斷的文字材料的數量固定為6個，屬于其工作記憶儲存和加工的范圍。由于控制了兩個年齡組因反應速度而導致的刺激呈現數量上的差異，因此導致兩個年齡組時距估計差異的原因之一也可能是年老被試較慢的工作記憶加工率。另外，有關記憶年老化的研究〔2〕表明年老被試在信息加工時，不能有效地抑制無關信息的干擾或難以將背景信息和將要記憶的進信息進行整合。這也可能使年老被試比年輕被試編碼更多的背景信息，因此產生年齡差異。還有的研究發(fā)現，隨著年齡的增加，內部時鐘頻率減慢也可能導致年老被試比年輕被試高估時距〔12〕。

本研究中發(fā)現一個有悖于認知老化的結果:雖然年老組的時距估計顯著長于年輕組，但從時距估計比率分數以及差異系數看來，年老組比年輕組更準確，而且離散程度更小。根據黃希庭等〔13〕提出的分段綜合模型，首先，時距估計的策略不同可能是老年人估計更準確的最重要因素。年輕組采用的策略更多的是通過回憶干擾作業(yè)來估計時距，而由于老年人的多項神經生理功能往往介于非老化群體與腦損傷患者之間，他們更快的遺忘率和對無關刺激的抑制功能受損，使他們更多地通過其他背景變化來估計時距;其次，情緒也可能是使年老組時距估計更準確的原因。有研究表明，老年人的情緒工作記憶表現出積極效應〔14〕;另外，老年人的自我效能感可能會有影響;最后，自我卷入程度以記憶強度為中介變量對時間估計產生顯著的間接效應〔15〕，在本實驗中，兩個年齡組被試可能有不同的自我卷入程度，導致不同的估計準確性。

1 徐 暾.時距估計范式研究概述〔J〕.長春理工大學學報(高教版)，2010;5(4):42-3.

2 張志杰，黃希庭.時距認知的年齡差異〔J〕.西南師范大學學報(人文社會科學版)，2005;3(6):1-5.

3 張志杰，黃希庭.預期式時距估計年齡差異的初步研究〔J〕.心理科學，2004;27(2):315-7.

4 鳳四海，黃希庭.時間知覺理論和實驗范型〔J〕.心理科學，2004;27(5):1157-60.

5 張志杰.回溯式時距估計年齡差異的實驗研究〔J〕.心理科學，2003;26(4):587-9.

6 張志杰，黃希庭.回溯式時距估計的年齡差異〔J〕.心理科學，2005;28(5):1039-42.

7 李川云，吳振云.認知老化機制的研究〔J〕.心理學探新，2000;20(2):45-8.

8 楊 珍.時間估計范式與方法效應的實驗研究〔D〕.西南大學，2006.

9 劉瑞光，黃希庭.短時距估計中的標量特性〔J〕.心理學報，2006;38(5):724-33.

10 王 穎，張 侃.時距估計在人機交互設計中的應用〔J〕.人類工效學，2009;15(3):58-60.

11 Block RA，Zakay D，Hancock PA.Human aging and duration judgments:A meta-analytic review〔J〕.Psychol Aging，1998;13:584-96.

12 張志杰，黃希庭.時距估計年齡差異的認知機制〔J〕.心理科學，2007;30(3):524-8.

13 黃希庭，李伯約，張志杰.時間認知分段綜合模型的探討〔J〕.西南師范大學學報(人文社會科學版)，2003;29(2):5-9.

14 伍 麟，邢小莉.注意與記憶中的“積極效應”-“老化悖論”與社會情緒選擇理論的視角〔J〕.心理科學進展，2009;17(2):362-9.

15 堯國靖.過去事件及相關因素對時間估計影響的初步研究〔D〕.西南大學，2006.