宋曉蕾 賈筱倩 趙 媛 郭晶晶

(1陜西師范大學心理學院; 陜西省行為與認知神經(jīng)科學重點實驗室, 西安 710062)

(2內(nèi)蒙古師范大學學生工作處, 呼和浩特 010022)

1 問題提出

在日常生活中, 我們經(jīng)常需要與朋友、同事甚至是陌生人共同完成一些聯(lián)合行動(joint action),如與他人共同搬運一件家具、玩團體游戲等, Sebanz,Bekkering和 Knoblich (2006)將這種聯(lián)合行動定義為任何兩個或以上的個體在空間和時間上協(xié)調(diào)其動作以給環(huán)境帶來變化的社會互動形式。Vesper等(2016)認為要完成在時間上和空間上精細的協(xié)調(diào),行動者首先需要對聯(lián)合動作形成心理表征, 包括形成聯(lián)合動作目標、任務共同表征以及對任務完成情況的監(jiān)控。因此, 在完成這些聯(lián)合行動時, 行動者(actor)除了要辨別自己與共同行動者(co-actor)各自不同的任務角色之外, 還需要協(xié)調(diào)各自的動作以配合共同行動者的動作來更好地完成任務, 這種共同表征能力在日常交往中發(fā)揮著極其重要的作用。

在聯(lián)合任務中表征共同行動者的動作對成功完成整個任務有至關重要的作用, 是聯(lián)合行動得以進行和完成的基礎, 這一結論最初來源于對聯(lián)合Simon任務的研究。Sebanz, Knoblich和Prinz (2003)設計的聯(lián)合Simon任務(joint Simon task)是指由兩個被試共同執(zhí)行go/no-go任務, 其中一個被試只對藍色圓按左鍵反應, 另一個只對綠色圓按右鍵反應,而忽視與自己任務無關的刺激特征(刺激的空間位置和共同行動者的動作)。由兩人共同完成的聯(lián)合Simon任務出現(xiàn)了與標準 Simon任務類似的結果,即刺激與反應空間位置一致時成績提高的現(xiàn)象, 被稱為聯(lián)合Simon效應(joint Simon effect, JSE)。值得注意的是, Hommel (2011)曾將標準Simon任務轉(zhuǎn)化為一個單人go/no-go任務, 即每名被試只對兩種刺激中的一種進行按鍵反應, 結果發(fā)現(xiàn)Simon效應消失。而如果在完成這一任務時旁邊坐著另外一人與其共同完成該任務, Simon效應又會重新出現(xiàn), 它表明即使沒有要求個體將旁邊他人的動作或任務納入到自己的動作計劃當中, 共同行動者的存在也改變了個體在任務中的信息感知和動作反應, 而且該效應越大, 即不一致與一致試次的反應時差異越大,表明個體越難區(qū)分自我與他人動作的表征, 個體的共同表征能力越強。因此, 聯(lián)合任務中得到的聯(lián)合Simon效應被認為是個體在何種程度上將他人整合進自我概念的指標, 反映了個體自我?他人整合能力或共同表征能力的高低(Colzato, de Bruijn, & Hommel,2012; Colzato et al., 2012; Dolk et al., 2011, 2014)。

參照編碼假說(referential-coding account) (Dolk,Hommel, Prinz, & Liepelt, 2013; Dolk et al., 2014)認為, 在聯(lián)合Simon任務中, 一個顯著的共同行動者或任何吸引注意的物體或特征都會生成另一個編碼網(wǎng)絡的自動表征, 當兩個動作通過相似的特征來表征時, 就需要在認知上辨別自己與共同行動者發(fā)出的動作事件, 即運用意向權衡原則(intentional weighting principle) (Memelink & Hommel, 2013; Liepelt et al., 2016)對任務特征在自我和他人產(chǎn)生的事件之間產(chǎn)生最佳識別。因此, 在行動者旁邊存在的任意“顯著事件”都可誘發(fā)與行動者自己產(chǎn)生的潛在事件的沖突, 且這一沖突的可能性和強度是會隨著共享事件數(shù)量的增加而增加的。如果兩名共同行動者共享了相似的事件, 則沖突增加, 聯(lián)合Simon效應也隨之增加。如果個體能根據(jù)任務的特征來確保自己與他人動作之間的區(qū)別顯著, 并更多地注意并參與到各自的反應側(cè), 將會有助于解決這一沖突。Porcu, Bolling, Lappe和Liepelt (2016)的研究中通過間接地操作被試對一致和不一致刺激反應的注意程度, 要求被試對出現(xiàn)在線索指示位置的刺激做出反應, 以此調(diào)節(jié)對一致刺激的空間注意偏向, 考察是否可以調(diào)節(jié)聯(lián)合 Simon任務中的空間一致性效應。結果發(fā)現(xiàn)在單人go/no-go任務中觀察到了空間一致性效應, 在聯(lián)合Simon任務中這一效應增加了, 即此注意偏向調(diào)節(jié)了的空間一致性效應。這表明通過操作反應動作和其本身所包含的注意成分,即使在單人條件下也能觀察到空間一致性效應。這與Heyes (2014)的觀點相一致, 調(diào)整注意焦點會影響自我?他人整合的程度, 特別是處理任務中所需的注意會嚴重地影響聯(lián)合情境中的自我?他人整合。有研究者認為, 自我?他人整合不是一種穩(wěn)定的特質(zhì), 而是一種特定的認知狀態(tài)。而情緒不僅會影響認知狀態(tài), 還會影響社會情境中的社會互動(Lyubomirsky, King, & Diener, 2005)。因此, 不同的情緒狀態(tài)可能會對我們完成聯(lián)合任務有不同程度的影響。在聯(lián)合Simon任務中, 對空間特征的注意是區(qū)別自己與他人動作的基礎, 而情緒對認知的影響中也多涉及對注意的影響。因此, 不同的情緒狀態(tài)在聯(lián)合任務中是否也會通過調(diào)節(jié)注意的范圍和焦點, 進而影響對共同行動者的動作表征值得探究。

情緒的擴展建構理論(Fredrickson, 2001, 2003;Fredrickson & Branigan, 2005)認為, 相對于中性情緒, 積極情緒(例如, 高興)能夠拓寬個體注意的范圍和思維活動序列, 增強認知靈活性, 而消極情緒(例如, 悲傷)則與此相反。相關fMRI的研究(Schmitz,de Rosa, & Anderson, 2009)發(fā)現(xiàn), 由于在積極情緒狀態(tài)下視覺皮層會加工更多的信息, 因此注意的范圍才得以拓寬。以往在情緒對人際互動的影響研究中發(fā)現(xiàn), 個體在積極的情緒中比在消極的情緒中更容易向陌生人表達好感(Baron, 1987), 更容易表現(xiàn)親社會行為和合作行為(Forgas, 1998), 增進人際信任(Dunn & Schweitzer, 2005), 也更容易感知到自我?他人的重疊(Waugh & Fredrickson, 2006), 這些研究表明情緒在認知加工上的影響作用已經(jīng)延伸到了社會互動過程中, 個體的情緒狀態(tài)可能會影響在完成聯(lián)合任務過程中對他人動作表征的激活程度。Kuhbandner, Pekrun和Maier (2010)曾采用視頻短片誘發(fā)被試不同效價的情緒狀態(tài), 然后完成單人或聯(lián)合go/no-go任務, 結果發(fā)現(xiàn)相比中性情緒, 在誘發(fā)了積極情緒(高興)時個體的聯(lián)合Simon效應顯著提高, 而消極情緒(悲傷)下效應顯著降低甚至消失了, 說明積極效價促進了聯(lián)合動作表征, 而消極效價抑制了這一表征; 馬慶國和尚倩(2013)的研究也發(fā)現(xiàn), 相比較中性和積極情緒(高興), 個體在消極情緒(悲傷)下的Simon效應顯著降低。但他們的研究均只對情緒的效價維度進行了操控(分為積極、中性和消極三組), 而忽略了喚醒度可能會對結果產(chǎn)生的影響。

情緒的喚醒維度在認知加工上也有一定影響,根據(jù)Desimone和Duncan (1995)的喚醒的競爭偏向理論(arousal-biased competition), 高喚醒度會增強對顯著刺激的加工。Kandel, Schwartz和 Jessell(2000)認為高喚醒度使個體對感覺刺激反應較為敏感, 從而通過認知控制阻礙了對任務無關信號的過濾, 這表明高喚醒維度對完成認知任務也起著比較重要的作用。在聯(lián)合Simon任務中, 任務無關信號為刺激的空間位置以及旁邊共同行動者的動作, 在完成任務過程中, 高喚醒狀態(tài)下的被試對無關信息的敏感度較高, 注意廣度較大, 這可能會導致高喚醒組的聯(lián)合Simon效應大于低喚醒度組的效應。在Kuhbandner 等(2010)的研究中, 積極情緒(高興)組的喚醒度水平顯著高于中性組和消極情緒(悲傷)組,那么積極情緒組使得聯(lián)合 Simon效應提高可能也與其積極情緒的喚醒度更高有關。

此外, 近年來許多研究者開始重新審視效價和喚醒度二維度的情緒理論, Larsen和Steuer (2009)認為動機相關性(motivational relevance)也是影響情緒的一種潛在調(diào)節(jié)變量。在此背景下, Gable和Harmon-Jones (2010)提出了情緒的動機維度模型,他們認為, 高動機強度的情緒會窄化(narrow)認知加工, 而低動機強度的情緒可以擴展(broaden)認知加工, 并不是所有的積極情緒都會產(chǎn)生注意范圍的擴展效應, 而是只存在于低動機強度中。張光楠和周仁來(2013)的研究也發(fā)現(xiàn)高動機窄化了注意范圍,而低動機則產(chǎn)生擴展效應, 并認為在情緒與認知相互影響的相關研究中可以考慮除了喚醒度和效價維度之外的動機維度。馬元廣和李壽欣(2014)的研究結果表明相較低動機強度和中性情緒, 高動機強度使個體注意靈活性降低。此外, 積極效價的注意擴展效應會受到動機強度的調(diào)節(jié), 只有在低動機強度條件下注意范圍得以擴展, 由此可推測, 低動機強度下有比高動機強度更高的聯(lián)合Simon效應。

基于此, 本研究采用聯(lián)合Simon任務范式考察在完成聯(lián)合任務時個體不同的情緒維度(效價、喚醒度和動機維度)對共同表征能力的影響, 以揭示情緒對聯(lián)合任務表征的影響機制。實驗1包括并列實驗1a與1b, 實驗1a考察高喚醒度水平上不同效價對聯(lián)合 Simon效應的影響, 以此進一步探查Kuhbandner等(2010)研究中高喚醒度是否會影響聯(lián)合Simon效應這一問題; 實驗1b則考察低喚醒度水平上不同效價對聯(lián)合Simon效應的影響, 與實驗1a共同探索效價和喚醒度的作用; 實驗2在實驗1a的基礎上將高效價高喚醒度進一步細分為高、低強度動機進行比較, 深入探討高喚醒度是否是情緒影響聯(lián)合任務中提高動作表征水平的決定因素以最終澄清情緒對聯(lián)合Simon任務的影響作用。

2 實驗1a：高喚醒度不同效價水平對個體共同表征能力的影響

實驗1a采用聯(lián)合Simon任務范式考察高喚醒度不同效價水平之間個體共同表征能力的差異, 以觀察不同效價對情緒影響共同表征能力的作用, 澄清 Kuhbandner等(2010)研究中積極效價對聯(lián)合Simon效應的影響是否因為高喚醒度作用的疑問。本實驗為2(空間一致性：一致、不一致) × 2(任務階段：情緒誘發(fā)前、情緒誘發(fā)后) × 2(效價：高喚醒高效價、高喚醒低效價)的混合實驗設計, 其中空間一致性和任務階段為被試內(nèi)變量, 效價為被試間變量。

2.1 實驗方法

2.1.1 被試

招募 48名(男 16人, 女 32人)大學生被試,17～20歲, 平均年齡18.41歲(SD= 0.9), 隨機兩兩配對, 并隨機分到高、低效價情緒組中。視力或矯正視力正常, 無紅綠色盲、色弱。所有被試均自愿參與實驗, 實驗結束后給予一定報酬。

2.1.2 實驗材料和程序

首先采用由Watson, Clark和Tellegen (1988)編制, 黃麗、楊廷忠和季忠民(2003)修訂的中文版積極、消極情緒量表(PANAS)測量所有被試在積極和消極情緒的基線水平。接下來要求兩名被試完成聯(lián)合Simon任務, 驗證聯(lián)合Simon效應的存在以及衡量情緒狀態(tài)誘發(fā)前被試在聯(lián)合任務表征上的水平。使用E-prime 2.0編制和呈現(xiàn)聯(lián)合Simon任務,刺激采用經(jīng)典 Simon任務中常采用的紅色和綠色方塊, 隨機呈現(xiàn)于顯示器的左側(cè)或右側(cè)。兩名被試每人只需負責對其中一種顏色方塊做出反應即可,忽略對方負責任務的顏色刺激。

實驗開始前, 屏幕中央呈現(xiàn)書面指導語, 實驗者再以口頭解釋指導語, 確保被試明白自己負責的任務后開始實驗, 如圖 1所示, 中央注視點呈現(xiàn)800 ms后隨機出現(xiàn)紅／綠色實心方塊, 被試要在1000 ms內(nèi)做出反應, 否則進入下一試次, 試次間隔1000 ms。兩名被試并排坐到屏幕前的兩個椅子上, 距離顯示器約 60 cm, 鍵盤置于顯示器前中線位置, 坐到左邊的被試要按下“Z”鍵進行反應, 坐到右邊的被試需按“／”鍵對刺激進行反應。坐到左邊或是右邊、對綠或紅色反應均在所有被試間平衡。要求被試在保證正確的情況下盡可能快地反應。實驗包含練習和正式實驗, 有20個練習試次讓被試熟悉且確認自己的任務刺激, 正式實驗包括240個試次, 分為兩個組塊, 即每個被試有 120個試次需要進行反應, 60個空間一致試次、60個不一致試次, 次序在兩個組塊間隨機呈現(xiàn)。

圖1 任務流程圖

接下來進入情緒誘發(fā)階段, 在進行情緒誘發(fā)之前采用Russell, Weiss和Mendelsohn (1989)設計的單項情緒自評量表：情感網(wǎng)格(Affect Grid), 要求被試對各自情緒的效價和喚醒度進行評分, 并在9(效價：從左側(cè)“極度不高興”到右側(cè)“極度高興”遞增) ×9(喚醒度：從頂部“高喚醒”到底部“低喚醒”遞減)表格中的恰當位置做任意標記。

情緒的誘發(fā)采用Jefferies, Smilek, Eich和Enns(2008)研究中使用的聽音樂加回憶想象任務(Kuhbandner & Zehetleitner, 2011; Larson, Gray, Clayson,Jones, & Kirwan, 2013; Van Steenbergen, Band, Hommel,Rombouts, & Nieuwenhuis, 2014)。首先給被試播放相應的音樂選段(Jefferies et al., 2008), 同時要求被試回憶與相應情緒有關的過去事件, 用時10分鐘。為了規(guī)避組內(nèi)被試聽不同的音樂選段可能會造成的誤差, 高效價組音樂選段選取 Mozart的《Eine Kleine Nachtmusik: Allegro》以及《Eine Kleine Nachtmusik: Rondo》, 低效價組選取 Holst的《Uranus, The Magician, The Planets》和《Mars, The Bringer of War, The Planets》。同時分別要求兩組被試在聽音樂的同時回想過去曾讓自己感到開心和焦慮的事件。結束后再一次要求被試使用情緒網(wǎng)格量表評價即時的效價和喚醒度水平。接下來要求被試完成第二次聯(lián)合Simon任務, 全部做完后對效價和喚醒度進行最后的評定。

除了基線情緒評定外, 每名被試需要完成兩次聯(lián)合 Simon任務以及 3次情緒效價和喚醒度的評定。實驗完成后通過聊天或其他方式緩和被試的情緒, 尤其是高喚醒低效價組, 盡可能確保被試在離開實驗室之前情緒回歸到做實驗之前的狀態(tài)。

2.2 結果

2.2.1 積極和消極情緒基線檢驗

對兩組被試的 PANAS得分進行差異檢驗, 結果發(fā)現(xiàn)積極情緒與消極情緒在兩組之間均沒有顯著差異,ps> 0.05。表明在進行行為實驗之前被試沒有表現(xiàn)出情緒狀態(tài)上的差異, 得分的描述性統(tǒng)計見表1。

2.2.2 情緒誘發(fā)檢驗

表2呈現(xiàn)了兩組被試3次的情緒喚醒度與效價評分。首先檢驗情緒誘發(fā)任務是否成功誘導出預期的情緒狀態(tài), 與 Jefferies等(2008)結果相同, 被試在基線水平上表現(xiàn)出中性的喚醒度[M= 5.92(1.91)],以及總體偏向積極的效價[M= 6.79(1.27)], 且喚醒度與效價兩個維度的組間差異均不顯著,ps> 0.05,表明在情緒誘發(fā)任務前被試在喚醒度與效價上均未有顯著的差異。

表1 各組PANAS評分的描述性統(tǒng)計[M ± SD]

表2 各組效價與喚醒度評分的描述性統(tǒng)計[M ± SD]

對比情緒誘發(fā)前、后的喚醒度和效價評分發(fā)現(xiàn),在喚醒度上, 高、低效價組情緒誘發(fā)前后差異均顯著,t(46) = ?2.80,p= 0.007,d= 0.81,t(46) = ?3.82,p< 0.001,d= 1.10, 說明兩組被試的喚醒度顯著提高; 在效價上, 高、低效價組情緒誘發(fā)前后差異也均顯著,t(46) = ?2.79,p= 0.008,d= 0.81,t(46) =12.46,p< 0.001,d= 3.59, 說明高效價組被試情緒效價顯著升高, 低效價組被試效價顯著降低。情緒誘發(fā)任務后的喚醒度和效價評分中, 在喚醒度上,高、低效價組差異不顯著,p> 0.05, 說明被試都處于高喚醒度狀態(tài); 在效價上, 高效價組的效價評分顯著高于低效價組,t(46) = 20.87,p< 0.001,d=6.15。表明聽不同音樂成功地誘發(fā)了相應的情緒狀態(tài)。

最后一次的喚醒度與效價評分中, 在喚醒度上,高效價組與低效價組差異不顯著,p> 0.05; 在效價上, 高效價組顯著高于低效價組,t(46) = 10.69,p<0.001,d= 3.01。比較情緒誘發(fā)后和任務完成后的評分發(fā)現(xiàn), 高效價組在喚醒度上前后差異不顯著,p>0.05, 說明被試在實驗后仍較好維持著高喚醒度,低效價組情緒喚醒度雖略有降低, 但仍維持著高喚醒度,t(46) = 3.36,p= 0.002,d= 0.97; 高效價組在效價上差異不顯著, 仍維持著高效價,p> 0.05, 而低效價組在效價上有所提升, 但也維持著低效價狀態(tài),t(46) = ?3.69,p< 0.001, d= 1.06。說明在完成實驗任務后個體基本維持了高喚醒度不同效價水平。

2.2.3 聯(lián)合Simon任務結果分析

在數(shù)據(jù)分析之前剔除錯誤與反應時在 200 ms到 1000 ms以外的試次(Yamaguchi, Wall, &Hommel, 2016), 剔除率均為2%。使用SPSS 20.0對數(shù)據(jù)進行分析, 分別對反應時與正確率進行2(空間一致性：一致、不一致) × 2(任務階段：情緒誘發(fā)前、情緒誘發(fā)后) × 2(效價：高喚醒高效價、高喚醒低效價)的重復測量方差分析, 不同條件下的平均反應時和正確率詳見表3。

表3 實驗1a聯(lián)合Simon任務反應時與正確率的描述性統(tǒng)計(M ± SD)

反應時分析結果發(fā)現(xiàn), 空間一致性主效應顯著,F(1, 46) = 76.21,p< 0.001,= 0.62, 表明被試對一致試次的反應(M= 346 ms)顯著快于不一致試次(M= 361 ms)。任務階段主效應顯著,F(1, 46) =11.44,p= 0.001,= 0.20, 表明情緒誘發(fā)前的反應時(M= 360 ms)顯著慢于情緒誘發(fā)后反應時(M=346 ms)?？臻g一致性與任務階段的交互作用顯著,F(1, 46) = 9.70,p< 0.001,= 0.17。進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 情緒誘發(fā)前的空間一致性效應顯著,F(1, 46) = 37.82,p< 0.001,= 0.45, 情緒誘發(fā)后的空間一致性效應也顯著,F(1, 46) = 65.55,p<0.001,= 0.59, 但情緒誘發(fā)后的空間一致性效應顯著高于情緒誘發(fā)前的效應(7 ms),F(1, 94) = 2.46,p= 0.016,= 0.01, 說明高喚醒度對聯(lián)合Simon效應有提升作用。其他主效應與交互作用均不顯著,ps> 0.05。結果表明, 無論效價高低, 高喚醒度都顯著提高了空間一致性效應。各組聯(lián)合Simon效應顯著性見圖2。

圖 2 情緒誘發(fā)前后高喚醒水平下高、低效價組的聯(lián)合Simon效應

正確率分析結果發(fā)現(xiàn), 任務階段與效價交互作用顯著,F(1, 46) = 4.55,p= 0.038,= 0.10。進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 在情緒誘發(fā)前階段, 高效價組(M= 98.12%)與低效價組(M= 98.17%)的正確率差異不顯著,p> 0.05; 而情緒誘發(fā)后的高效價組的正確率(M= 98.25%)顯著高于低效價組(M= 97.15%),F(1, 46) = 4.78,p= 0.034,= 0.10, 說明高效價對喚醒度有一定調(diào)節(jié)作用。再無其它顯著的效應,ps>0.05。

2.3 討論

實驗 1a考察了在同一高喚醒度條件下不同效價水平之間個體在共同表征能力上的差異, 結果表明與基線任務相比, 在高喚醒度條件下, 無論效價高低, 被試的聯(lián)合Simon效應都顯著提高, 說明個體的共同表征能力在高喚醒條件下均得到有效提高, 說明高喚醒度可能是比效價更重要的對聯(lián)合任務表征能力有影響的因素, 但實驗 1a只考察了高喚醒度水平上的差異, 還不能斷定喚醒度在情緒對聯(lián)合任務動作表征的影響作用大小, 因此, 同時我們進行實驗 1b, 旨在探索在低喚醒度條件下不同效價水平之間共同表征能力的變化差異。

3 實驗1b：低喚醒度不同效價水平對個體共同表征能力的影響

實驗1b在實驗1a的基礎上繼續(xù)考察低喚醒度不同效價水平之間的情緒狀態(tài)對個體聯(lián)合 Simon任務的影響, 即同一喚醒度不同效價組的被試共同表征能力是否有差異, 以此觀察喚醒度和效價的作用。本實驗為2(空間一致性：一致、不一致) × 2(任務階段：情緒誘發(fā)前、情緒誘發(fā)后) × 2(效價：低喚醒高效價、低喚醒低效價)的混合實驗設計。

3.1 研究方法

3.1.1 被試

新招募48名(男20人, 女28人)大學生志愿者,17～20歲, 平均年齡18.52歲(SD= 1.05), 隨機兩兩配對, 并隨機分到高、低效價情緒組中。視力或矯正視力正常, 無紅綠色盲、色弱。所有被試均自愿參與實驗, 實驗結束后給予一定報酬。

3.1.2 實驗材料和程序

除了情緒誘發(fā)材料(音樂選段)之外, 其他均與實驗1a相同。情緒誘發(fā)材料依舊采用 Jefferies等(2008)研究中所使用的選段, 其中, 高效價組選取Saint-Saens的《Carnival of the Animals: The Swan》;低效價組選取Albinoni的《Adagio in G Minor》。分別要求兩組被試在聽音樂的同時回想過去曾讓自己感到平靜和悲傷的事件。

3.2 結果

3.2.1 積極和消極情緒基線檢驗

對兩組被試的 PANAS得分進行獨立樣本t檢驗, 結果發(fā)現(xiàn), 兩組間的積極情緒和消極情緒均沒有顯著差異,ps> 0.05。表明兩組被試在進行行為實驗之前沒有表現(xiàn)出情緒狀態(tài)上的差異, 得分的平均值(標準差)描述性統(tǒng)計見表1。

3.2.2 情緒誘發(fā)檢驗

兩組被試的喚醒度與效價評分見表2。首先檢驗被試在基線水平上評分, 同樣地, 表現(xiàn)出中性的喚醒度,M= 5.5 (1.86), 以及總體偏向積極的效價,M= 6.78 (1.15), 且喚醒度與效價兩個維度的組間差異均不顯著,ps > 0.05, 表明在情緒誘發(fā)任務前兩組被試在喚醒度與效價上均沒有顯著的差異。

比較被試情緒誘發(fā)前后的評分, 在喚醒度上,高效價組在情緒喚醒前后差異邊緣顯著,t(46) =1.84,p= 0.07,d= 0.53, 低效價組差異顯著,t(46) =4.15,p< 0.001,d= 1.19; 在效價上, 高低效價組情緒喚醒前后差異都顯著,t(46) = ?2.01,p= 0.04,d=0.58,t(46) = 17.05,p< 0.001,d= 4.92。說明音樂成功地誘發(fā)了相應的情緒狀態(tài)。情緒誘發(fā)任務后的喚醒度和效價評分中, 在喚醒度上, 高效價組與低效價組差異不顯著,p> 0.05; 在效價上, 高效價組的效價評分顯著高于低效價組,t(46) = 18.69,p<0.001,d= 5.40; 確保了被試處于同一喚醒度上的不同效價水平。對比實驗1a和1b中被試在情緒誘發(fā)后的喚醒度,t(94) = 14.09,p< 0.001,d= 2.88, 實驗 1a中被試的喚醒度顯著高于實驗 1b, 情緒材料成功誘發(fā)了相應的喚醒度。

最后一次的喚醒度與效價評分中, 在喚醒度上,高效價組與低效價組差異不顯著,p> 0.05。在效價上, 高效價組顯著高于低效價組,t(46) = 5.71,p<0.001,d= 0.64。比較情緒誘發(fā)后和任務完成后的評分發(fā)現(xiàn), 高低效價組在喚醒度上差異都顯著, 但基本維持了中等偏下水平的喚醒度,t(46) = ?2.95,p<0.001,d= 0.85,t(46) = ?2.92,p= 0.005,d= 0.84;在效價上, 高效價組前后差異不顯著,p> 0.05, 低效價組差異顯著, 但情緒基本維持在低效價水平,t(46) = ?5.66,p< 0.001,d= 1.63。表明在完成實驗任務后個體基本維持了相應的效價和喚醒度。

3.2.3 聯(lián)合Simon任務結果分析

在數(shù)據(jù)分析之前剔除錯誤與反應時在 200 ms到1000 ms以外的試次(Yamaguchi et al., 2016), 剔除率均為2.32%。不同條件下的平均反應時和正確率詳見表4。

表4 實驗 1b 聯(lián)合Simon任務反應時與正確率的描述性統(tǒng)計(M ± SD)

反應時分析結果發(fā)現(xiàn), 空間一致性主效應顯著,F(1, 46) = 46.98,p< 0.001,= 0.51, 一致試次的反應時(M= 354 ms)顯著快于不一致試次的反應時(M= 366 ms)?？臻g一致性、任務階段與效價三者交互作用顯著,F(1, 46) = 7.67,p= 0.008,= 0.14。進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 在高效價條件下, 情緒誘發(fā)前(M= 11 ms)和情緒誘發(fā)后(M= 15 ms)的空間一致性效應都顯著,F(1, 46) = 13.48,p= 0.001,= 0.23;F(1, 46) = 31.65,p< 0.001,= 0.41, 且二者間不存在顯著差異,p> 0.05, 但在低效價條件下, 只有情緒誘發(fā)前的空間一致性效應顯著,F(1,46) = 21.68,p< 0.001,= 0.21, 情緒誘發(fā)后的空間一致性效應不顯著,F(1, 46) = 3.12,p= 0.084,= 0.11, 且相較于情緒誘發(fā)前, 情緒誘發(fā)后的空間一致性效應顯著降低10 ms,F(1, 46) = 8.72,p=0.005,= 0.16, 在低喚醒條件下, 低效價組在情緒誘發(fā)后的聯(lián)合Simon效應顯著降低, 而高效價組的聯(lián)合Simon效應情緒誘發(fā)前后差異不顯著, 說明高效價對低喚醒度有一定的調(diào)節(jié)作用, 而低效價條件下并未產(chǎn)生這種調(diào)節(jié)作用。再無其他顯著的效應,ps > 0.05。說明效價確實對聯(lián)合Simon效應產(chǎn)生了影響。各組聯(lián)合Simon效應顯著性見圖3。

圖 3 情緒誘發(fā)前后低喚醒水平下高、低效價組的聯(lián)合Simon效應

正確率分析結果發(fā)現(xiàn), 空間一致性主效應顯著,F(1, 46)= 6.33,p= 0.015,= 0.12, 表明一致試次的正確率(M= 98.46%)顯著高于不一致試次的正確率(M= 97.9%)。其它主效應及交互作用均不顯著,ps> 0.05。

3.3 討論

實驗 1b關注的是在同一低喚醒度條件下不同效價水平之間聯(lián)合任務表征的差異, 結果發(fā)現(xiàn)相較基線任務, 在低喚醒條件下, 高、低效價情緒對被試的聯(lián)合Simon效應影響不同, 其中, 高效價組效應無顯著變化, 而低效價組聯(lián)合Simon效應顯著降低。說明在低喚醒水平下, 只有低效價降低了聯(lián)合Simon效應, 而高效價調(diào)節(jié)了這一降低趨勢, 即在控制了喚醒維度后, 效價起著維持他人動作表征的作用, 此結果進一步擴展了以往在高效價低喚醒水平上的研究結果。

3.4 實驗1a與1b聯(lián)合分析

為了進一步考察不同喚醒度和效價條件對聯(lián)合 Simon效應的影響, 我們以實驗 1a (高喚醒度)和1b (低喚醒度)以及效價(高、低效價)為組間變量,空間一致性為組內(nèi)變量, 對上述兩個實驗情緒誘發(fā)后的結果進行聯(lián)合分析, 反應時分析結果發(fā)現(xiàn), 空間一致性主效應顯著,F(1, 93) = 90.50,p< 0.001,= 0.50, 一致試次的反應時(M= 355.71 ms)顯著快于不一致試次的反應時(M= 368.53 ms)?？臻g一致性與喚醒度交互作用顯著,F(1, 93) = 6.24,p=0.014,= 0.064。進一步簡單效應分析結果表明,高喚醒度和低喚醒度條件下的空間一致性效應都顯著,F(1, 92) = 72.14,p< 0.001,= 0.44;F(1, 92) =24.60,p< 0.001,= 0.22, 說明喚醒度對聯(lián)合任務表征有顯著影響。此外, 空間一致性、效價與喚醒度三者交互作用顯著,F(1, 93) = 4.22,p= 0.043,=0.04。進一步的簡單效應分析結果表明, 高喚醒度條件下, 高、低效價的空間一致性效應都顯著,F(1,92) = 29.35,p< 0.001,= 0.24;F(1, 92) = 43.48,p<0.001,= 0.32; 低喚醒度條件下, 高效價起補償作用, 使空間一致性效應也顯著,F(1, 92) = 24.74,p< 0.001,= 0.21; 而低喚醒度低效價條件下, 空間一致性效應顯著性明顯降低, 效應量下降,F(1,92) = 4.163,p= 0.044,= 0.04, 說明效價與喚醒度二者共同作用于聯(lián)合任務表征。其它主效應及交互作用均不顯著,ps> 0.05。各組聯(lián)合Simon效應顯著性見圖4。

圖4 高、低效價條件下高、低喚醒度的聯(lián)合Simon效應

正確率分析結果發(fā)現(xiàn), 空間一致性與效價交互作用顯著,F(1, 93) = 4.14,p= 0.045,= 0.04。簡單效應分析表明, 在不一致條件下, 高、低效價間差異顯著,F(1, 92) = 4.93,p= 0.029,= 0.05, 高效價條件下的正確率(98.8%)顯著高于低效價條件(97.6%), 說明效價對聯(lián)合任務表征也有一定影響。其它主效應及交互作用均不顯著,ps > 0.05。

3.5 討論

實驗1a與1b聯(lián)合分析的結果表明, 喚醒度對聯(lián)合任務表征有重要影響：高喚醒度條件下, 高、低效價空間一致性效應均達到顯著水平; 而在低喚醒度條件下, 只有高效價空間一致性效應達到顯著水平, 低效價條件下的空間一致性效應明顯下降, 也就是說, 高喚醒度對空間一致性效應起主要作用,但如果喚醒度較低, 則高效價條件會起補償作用,情緒的喚醒與效價維度共同作用于聯(lián)合任務表征。上述研究結果澄清了 Kuhbandner等(2010)研究中存在的疑問, 即高喚醒度在情緒對聯(lián)合任務的動作表征中起到重要作用, 尤其是在提高聯(lián)合表征傾向時發(fā)揮著極為關鍵的作用, 但為什么高喚醒度對聯(lián)合Simon效應起主要作用, 是否在高喚醒度條件下就一定有無差異的提高效應仍并不清楚, 為進一步對上述問題進行探究, 我們引入動機維度對高喚醒度進行細分, 以進一步澄清高喚醒度提高效應的原因。

4 實驗2：動機在情緒影響個體共同表征能力中的作用

實驗2在實驗1a和1b的基礎上進一步考察高效價高喚醒度條件是否對聯(lián)合 Simon效應有絕對的提高效應, 實驗選取在Kuhbandner等(2010)與本研究中都有提高效應的高效價高喚醒維度, 將其細分為不同動機強度進行考察, 即通過觀察高效價高喚醒度不同動機強度之間聯(lián)合 Simon效應的差異來考察是否在高效價高喚醒度上有絕對提高共同表征能力的傾向。本實驗為2(空間一致性：一致、不一致) × 2(任務階段：情緒誘發(fā)前、情緒誘發(fā)后) ×2(動機：高動機、低動機)的混合實驗設計, 其中空間一致性、任務階段為被試內(nèi)變量, 動機為被試間變量。

4.1 研究方法

4.1.1 被試

新招募48名(男18人, 女30人)大學生志愿者參加實驗, 年齡范圍 17～20歲, 平均年齡 18.81歲(SD= 0.82), 隨機兩兩配對, 并隨機分到高、低動機組中。視力或矯正視力正常, 無紅綠色盲、色弱。所有被試均自愿參與實驗, 實驗結束后給予一定報酬。

4.1.2 實驗材料和程序

Lazar和Pearlman-Avnion (2014)認為相較于音樂片段, 生動的視頻能更有效地誘發(fā)出情緒狀態(tài),因此, 不同動機強度的情緒狀態(tài)誘發(fā)材料換為視頻,搜集了若干關于甜點美食(高動機)與搞笑的貓(低動機)的視頻, 精心剪輯出時長分別為 2'23"誘發(fā)高動機的視頻和 2'24'誘發(fā)低動機的視頻, 為了驗證視頻材料能成功誘發(fā)出相應的情緒狀態(tài), 正式實驗開始前對兩個視頻的各維度進行評定。

招募46名大學生志愿者(男生17名), 從效價、喚醒度和趨近動機強度三個維度對兩個視頻進行9點計分的評定, 效價評分中的 1到 9為“非常不愉悅”到“非常愉悅”遞增, 喚醒度評分中的 1到 9為“非常平靜”到“非常激動”遞增, 動機強度評分中的1到 9為“非常想回避”到“非常想接近”遞增。有一半被試先觀看高動機組后看低動機組, 剩余被試與之相反, 兩組視頻評分的描述性統(tǒng)計見表5。

表5 視頻的效價、喚醒度和趨近動機強度的描述性統(tǒng)計

對評分值進行配對樣本t檢驗, 結果發(fā)現(xiàn), 兩組視頻在效價維度和喚醒維度上的差異均不顯著,ps> 0.05, 均為高效價和高喚醒度; 而在動機維度上, 高動機組視頻得分顯著高于低動機組,t(45) =5.67,p< 0.001,d= 0.65。說明我們?yōu)閷嶒?所制作的兩個視頻能夠分別有效的誘發(fā)出被試的高、低強度動機的積極情緒。

正式實驗中被試在看完視頻后使用上述三維度量表進行評定, 除此之外, 其他材料與步驟均與實驗1a相同。

4.2 結果

4.2.1 積極和消極情緒基線檢驗

對兩組被試在PANAS上的得分進行獨立樣本t檢驗, 結果發(fā)現(xiàn)在積極和消極情緒上兩組間均無顯著差異,ps> 0.05。說明在完成實驗之前被試沒有表現(xiàn)出情緒狀態(tài)上的差異, 得分平均值(標準差)的描述性統(tǒng)計見表1。

4.2.2 情緒誘發(fā)檢驗

與前兩個實驗相同, 首先檢驗被試在基線水平上評分, 被試在被誘發(fā)不同的情緒狀態(tài)前均表現(xiàn)出中性的喚醒度,M= 5.5 (1.86), 以及總體偏向積極的效價,M= 6.14 (1.03), 且喚醒度與效價兩個維度的組間差異均不顯著,ps> 0.05。表6呈現(xiàn)了兩組被試在3個維度上評分的描述性統(tǒng)計。

表6 兩組效價、喚醒度與動機評分的描述性統(tǒng)計(M ± SD)

接下來檢驗是否成功誘導出了預期的情緒狀態(tài), 對看完視頻后3個維度上的評分進行比較后發(fā)現(xiàn), 在效價和喚醒維度上兩組之間差異均不顯著,ps> 0.05。重要的是, 在動機維度上兩組間差異顯著,t(46) = 4.38,p< 0.001,d= 0.54, 確保了是在同一高效價和高喚醒度上不同程度的動機水平, 也表明兩組各自的情緒狀態(tài)誘發(fā)成功。

最后一次的喚醒度與效價評分, 在喚醒度與效價上, 高動機組與低動機組差異均不顯著,ps>0.05。表明在完成實驗任務后兩組均維持了相應的效價和喚醒度水平。

4.2.3 聯(lián)合Simon任務結果分析

在數(shù)據(jù)分析之前剔除反應時在200 ms到1000 ms以外的以及錯誤的試次(Yamaguchi et al., 2016), 剔除率均為2.91%。分別對反應時與正確率進行2(空間一致性：一致、不一致) × 2(任務階段：情緒誘發(fā)前、情緒誘發(fā)后) × 2(動機：高動機、低動機)的重復測量方差分析, 不同條件下的平均反應時和正確率詳見表7。

反應時分析發(fā)現(xiàn), 空間一致性主效應顯著,F(1,46) = 67.11,p< 0.001,= 0.59, 表明被試對一致試次的反應(M= 340 ms)顯著快于不一致試次(M=356 ms)。任務階段主效應顯著,F(1, 46) = 7.28,p=0.010,= 0.14, 表明情緒誘發(fā)前的反應時(M=352 ms)顯著慢于情緒誘發(fā)后反應時(M= 344 ms)?？臻g一致性、任務階段與動機三者交互作用顯著,F(1, 46) = 5.70,p= 0.021,= 0.11。進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 在高動機條件下, 情緒誘發(fā)前(M= 15 ms)和情緒誘發(fā)后(M= 10 ms)的空間一致性效應都顯著,F(1, 46) = 23.51,p< 0.001,= 0.34;F(1, 46) =10.69,p= 0.002,= 0.19, 雖然效應量降低了5 ms,但并未達到統(tǒng)計顯著水平,F(1, 46)= 1.78,p=0.188, 在低動機條件下, 情緒誘發(fā)前的空間一致性效應顯著,F(1, 46) = 21.45,p< 0.001,= 0.32,情緒誘發(fā)后的空間一致性效應顯著,F(1, 46) =44.62,p< 0.001,= 0.49, 且相對于情緒誘發(fā)前的空間一致性效應, 情緒誘發(fā)后的顯著提高8 ms,F(1,46)= 4.16,p= 0.047,= 0.08。其他效應均不顯著,ps > 0.05。這些結果表明在高效價高喚醒度條件下,低動機組在情緒誘發(fā)后的聯(lián)合 Simon效應顯著提高, 而高動機組的聯(lián)合Simon效應情緒誘發(fā)后呈現(xiàn)降低趨勢, 說明動機在一定程度上調(diào)節(jié)了高效價高喚醒度對聯(lián)合 Simon效應的提高趨勢。各組聯(lián)合Simon效應顯著性水平見圖5。

表7 實驗2 聯(lián)合Simon任務反應時與正確率的描述性統(tǒng)計(M ± SD)

正確率分析結果發(fā)現(xiàn), 空間一致性主效應顯著,F(1, 46)= 19.46,p< 0.001,= 0.30, 表明被試對一致試次的反應正確率(M= 99.1%)高于不一致試次(M= 98.04%)。動機的主效應顯著,F(1, 46)= 6.24,p< 0.001,= 0.12, 高動機組的正確率(M=99.14%)顯著高于低動機組(M= 98.04%)。再無其它顯著的主效應或交互作用,ps > 0.05。

圖 5 實驗 2情緒誘發(fā)前后高、低動機組的聯(lián)合 Simon效應

4.3 討論

實驗2進一步探索了情緒動機維度與喚醒效價維度之間的差異以及高喚醒高效價條件下是否有絕對的效應提高現(xiàn)象, 通過觀察高喚醒高效價不同動機水平的情緒對完成聯(lián)合任務的影響, 我們發(fā)現(xiàn)只有在低動機水平下, 高喚醒高效價會提高個體的動作表征水平, 在高動機情況下并未觀察到提高的效應, 這也與我們的預期一致, 動機維度在情緒影響聯(lián)合任務中表征共同行動者動作起了一定調(diào)節(jié)作用。雖然在高動機組兩次任務中的聯(lián)合Simon效應有降低的趨勢, 但是統(tǒng)計上未達到顯著, 且第二次任務中的聯(lián)合Simon效應仍然是顯著水平, 這也表明了高喚醒高效價條件下能保持顯著的聯(lián)合Simon效應。

5 總討論

在當今高度競爭的社會中, 與他人協(xié)作以達成共同目標是取得成功的關鍵技能(Bedwell, Pavlas,Heyne, Lazzara, & Salas, 2012), 真正的協(xié)作需要的不僅僅是共享一個目標, 也需要在內(nèi)容、時間和空間上與他人進行動作協(xié)調(diào)。因此, 為了實現(xiàn)同一目標要求共同行動者在一定程度上要考慮他人的任務部分。而人類生活在紛繁復雜的社會情境中, 不同社會情境會帶給我們不同的情緒體驗, 而這些情緒體驗對完成聯(lián)合任務表征會產(chǎn)生不同的影響。本研究旨在通過3個行為實驗探索情緒的不同維度對個體完成聯(lián)合行動時共同表征能力的影響, 以期解決前人研究中存留的疑問并揭示情緒對聯(lián)合行動的影響機制。

實驗 1a采用聯(lián)合 Simon任務, 考察高喚醒度對聯(lián)合 Simon效應的影響, 解決 Kuhbandner等(2010)研究中高喚醒是否與高效價一同提升了聯(lián)合Simon效應的問題。結果發(fā)現(xiàn), 無論效價高、低, 高喚醒條件下聯(lián)合Simon效應都顯著提高。表明高喚醒對聯(lián)合Simon效應的增強并不取決于效價, 也說明在 Kuhbandner等(2010)研究中積極效價組聯(lián)合Simon效應提高與其誘發(fā)的積極情緒中伴有高喚醒度有關。雖然情緒擴展建構理論認為消極情緒對注意范圍和認知靈活性有消極的影響, 但 Kuhbandner和Zehetleitner (2011)研究說明, 消極情緒的高喚醒條件下(例如, 恐懼)并不一定會導致注意狹窄, 在任務無關刺激顯著的情況下, 高喚醒可能還會拓寬注意范圍, 這意味著在高喚醒條件下影響注意選擇的關鍵因素是刺激的顯著性。這與我們的研究假設和結果是一致的, 也與參照編碼假說的核心觀念一致, 聯(lián)合Simon效應反映的是個體認知表征中對同時激活的事件表征間的沖突, 其他顯著性事件的存在誘發(fā)了反應選擇沖突, 而這種反應沖突同時激活了一個以上的動作表征(Dolk et al., 2014; 徐勝, 宋曉蕾, 2016), 由此造成在反應選擇階段中出現(xiàn)延遲。因此, 在聯(lián)合Simon任務中共同行動者的顯著存在更能被處于低效價高喚醒情緒狀態(tài)中的個體感知并誘發(fā)更大的自我?他人動作辨別沖突, 進而表現(xiàn)出增強的共同表征能力。

為了探索喚醒度和效價對聯(lián)合動作表征的影響, 我們也以同樣的方式對低喚醒度的作用進行考察。實驗 1b考察了低喚醒度對共同行動者動作的影響, 結果發(fā)現(xiàn)相比基線任務中的聯(lián)合Simon效應,在低喚醒度條件下, 低效價組的效應顯著降低, 高效價組的效應不變, 表明了低喚醒度對聯(lián)合 Simon效應的影響取決于效價, 在積極效價下這一降低趨勢得以調(diào)節(jié), 聯(lián)合Simon效應保持顯著。這表明喚醒度并不是影響表征他人動作傾向的唯一因素, 高效價在低喚醒度條件下發(fā)揮著維持作用。有研究表明, 相比消極情緒(悲傷), 積極情緒(高興)拓寬了在不同認知領域的選擇性加工, 例如空間注意(Rowe,Hirsh, & Anderson, 2007)和動作表征(Kuhbandner et al., 2010)。從這一角度來看, 這一結果與擴展建構理論的觀點一致(Fredrickson, 2001, 2003; Fredrickson& Branigan, 2005), 即積極情緒(高興)比中性和消極情緒(悲傷)更能夠拓寬個體注意的范圍, 因此在完成本研究中的任務過程中, 處于悲傷情緒中的個體在注意范圍以及認知靈活性較平靜組的更差一些, 也選擇性地更加“專注”自己的任務部分。此外,Clore和Huntsinger (2009)認為積極情緒會促進、而消極情緒會抑制認知表征激活, 這意味著在低喚醒度的前提下, 積極情緒讓個體能注意到除了自己負責的任務之外的他人任務, 以整體的認知方式加工信息以及執(zhí)行動作, 以形成更牢固的共同表征, 實現(xiàn)動作協(xié)調(diào); 相比之下, 消極情緒中的個體更傾向?qū)Ｗ⒂谧约旱娜蝿斩鵁o法兼顧到旁邊共同行動者的任務, 從而減弱了共同表征激活程度。從參照編碼假說的角度來講, 可能是由于陷入悲傷情緒的被試感知到與對方的相似性降低, 沒有對他們的動作進行編碼, 認知上的沖突較少, 也就沒有影響反應選擇。

實驗1a與1b表明情緒的效價和喚醒度共同影響了聯(lián)合動作的表征, 但是在提高效應上, 高喚醒度是關鍵因素, 但喚醒度是否對聯(lián)合行動具有穩(wěn)定的影響作用, 我們還需要通過引入情緒的動機維度加以驗證。因此, 實驗2在實驗1a和1b結果的基礎上進一步探索了高喚醒度的提高作用。實驗結果發(fā)現(xiàn), 在高效價高喚醒度低動機組中有顯著的提高效應, 而在高動機水平下沒有觀察到這一結果, 與實驗1b中高效價組相同, 雖然沒有顯著變化, 但聯(lián)合Simon效應均顯著, 進一步澄清了喚醒度不是影響表征他人動作的絕對因素, 聯(lián)合行動中對他人動作的表征還會受到動機強度的調(diào)節(jié)。根據(jù)情緒的動機維度模型, 情緒動機強度對注意范圍的影響可能主要是通過調(diào)節(jié)注意焦點完成的, Kanske和 Kots(2010)的研究表明, 在高強度動機下個體會更加聚焦于自己當前的任務, 進而影響注意控制的程度,在注意控制提高后, 注意范圍也就隨之縮小, 也就會忽略任務無關特征; 與此相反, 在較低的動機水平下, 注意控制的水平下降, 個體注意范圍也隨之拓寬。這與實驗 1b中低喚醒度消極效價下的表現(xiàn)相似, 即個體會更專注于自己的任務特征而忽略無關特征。在完成聯(lián)合任務時, 相較于低動機強度,過高的動機不利于表征共同行動者的動作, 它可能讓個體更偏向于注意自己的任務反應, 而高動機因這一注意的相對窄化, 導致行動者較少感知到自己與共同行動者之間動作的相似性, 進而沒有如低動機強度一樣增加表征其動作的傾向。與該結果類似,張光楠和周仁來(2013)的研究結果也發(fā)現(xiàn)相比較高動機強度的情緒, 低動機強度情緒狀態(tài)中個體注意范圍沒有被窄化, 而且他們認為 Rowe等(2007)研究中注意控制被弱化, 原因是他們用聽音樂方式誘發(fā)出的積極和消極情緒都屬于低動機強度的情緒狀態(tài), 這也說明我們在實驗1a和1b中使用音樂誘發(fā)的情緒是低動機強度的情緒。

此外, 有研究表明, 積極情緒體驗會使個體更積極地知覺他人與社會事件(Waugh & Fredrickson,2006)。Cunningham (1988)認為, 積極的情緒會促進社會趨向行為, 而消極的情緒則會促生回避的、自我中心的行為, 說明積極情緒在對個體共同表征能力產(chǎn)生提升作用的過程中, 除了影響其完成聯(lián)合任務時的注意分配和共同表征的激活之外, 也可能使兩個共同行動者之間產(chǎn)生了積極的人際氛圍, 從而更傾向于個體表征他人的動作。按此推理, 在積極情緒誘發(fā)組我們應該能觀察到提升的聯(lián)合 Simon效應, 而本研究中我們只在高喚醒積極情緒中發(fā)現(xiàn)增強的效應, 而在低喚醒積極情緒中并沒有觀察這一增強效應, 說明在低喚醒條件下, 積極效價的情緒對聯(lián)合任務中共同表征能力的降低起到了一定的補償作用。但在誘發(fā)高喚醒度后, 這一效應顯著提高, 說明在提高聯(lián)合動作共同表征水平上, 喚醒度是比效價更重要的影響因素。

雖然前人的研究表明效價是影響個體共同表征能力的主要因素, 但通過實驗 1a我們發(fā)現(xiàn)高喚醒條件下, 無論效價高低, 都有顯著的提高效應,表明在聯(lián)合任務中, 高喚醒度通過對個體注意范圍的調(diào)節(jié), 進而影響了表征他人動作的傾向。使用錯誤記憶任務(Corson & Verrier, 2007)和語義生成任務(Gilet & Jallais, 2011)的研究也表明, 認知加工的廣度是由喚醒度而非效價調(diào)節(jié)的。而高喚醒度對提高個體共同表征能力的趨勢也受到動機強度的調(diào)節(jié), 正如動機維度模型, 只有在低動機強度下才有注意拓展效應, 通過實驗2的結果我們證實了這一觀點。由此, 本研究除了證明喚醒度是影響聯(lián)合任務中動作表征的重要因素之外, 也嘗試性地探索了動機維度在其中所起的調(diào)節(jié)作用, 證明了在聯(lián)合任務中, 喚醒度和動機維度對個體動作表征的影響也是有區(qū)別的, 應該被細分。此外, 積極情緒的兩個主要理論模型中, 相比情緒的擴展建構理論, 動機維度模型更適合解釋我們研究中的結果。

通過本研究的結果, 得到了關于情緒與聯(lián)合作動關系的新發(fā)現(xiàn), 但為了得到更強有力地驗證結論,需要對這一關系進行更深入地研究和探討。針對本研究的局限, 在未來研究中應該從以下幾點進行改進：第一, 由于實驗1和實驗2在情緒誘發(fā)方式上的不同可能會影響結果的準確性, 因此未來研究可以使用同一種誘發(fā)材料進行驗證。第二, 3個實驗中正確率上沒有得到與反應時中完全相同的結果, 這可能與任務比較簡單, 錯誤試次均比較少有關, 未來研究可考慮增強任務難度來更深入地對該問題進行探討。第三, 雖然我們認為情緒狀態(tài)是通過調(diào)節(jié)注意范圍進而影響了感知二人之間相似性的差異, 從而使得不同情緒狀態(tài)影響的效應變化有差異,但這僅是理論可能性推理, 未來研究可以從神經(jīng)生理的研究上進行客觀驗證。

6 結論

本研究結果表明, 一般情況下, 在與他人完成聯(lián)合任務時個體有表征共同行動者動作的傾向; 在高喚醒度條件下, 無論效價高低, 高喚醒度都是提高個體共同表征能力的關鍵因素, 且動機強度在其中起一定調(diào)節(jié)作用; 而在低喚醒度條件下, 不同效價產(chǎn)生不同的變化趨勢, 其中, 高效價補償了低喚醒的影響而維持了個體共同表征水平, 而低效價會使這一水平降低; 在完成聯(lián)合任務時, 情緒通過影響個體注意范圍而調(diào)節(jié)了對共同行動者的參照性編碼, 從而在影響個體共同表征能力時表現(xiàn)出差異。