尹華站 張 麗 劉鵬玉 李 丹

(1 湖南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院; 2 認(rèn)知與人類行為湖南省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室;3 湖南師范大學(xué)心?腦交叉科學(xué)研究中心, 長(zhǎng)沙 410081)

1 引言

自上世紀(jì)中葉以來, 研究者就開始探索時(shí)距知覺是否因情緒而改變, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)時(shí)距知覺的確因情緒干擾而發(fā)生相對(duì)改變(Angrilli et al., 1997;Langer et al., 1961)。這種相對(duì)改變現(xiàn)象被后續(xù)研究者稱為時(shí)距知覺情緒效應(yīng)(Cui et al., 2022;Lake et al., 2016; 尹華站 等, 2023)。雖然關(guān)于這種效應(yīng)的出現(xiàn)目前基本達(dá)成共識(shí), 但是對(duì)于這種效應(yīng)的產(chǎn)生機(jī)制仍然在摸索進(jìn)程中。早期研究者試圖從情緒效價(jià)和喚醒度來探討時(shí)距知覺的情緒效應(yīng), 譬如, 相較中性刺激, 正性和負(fù)性情緒均導(dǎo)致時(shí)距高估(Droit-Volet et al., 2004;Noulhiane et al., 2007); 相對(duì)低喚醒刺激, 會(huì)高估高喚醒情緒刺激的時(shí)距(Campbell & Bryant,2007)。后來, 卻有研究發(fā)現(xiàn)不一致的結(jié)果：悲傷、憤怒等負(fù)性情緒卻均導(dǎo)致時(shí)距低估(Gil &Droit-Volet, 2009; Lui et al., 2011); 相較低喚醒刺激, 高喚醒刺激并未導(dǎo)致時(shí)距高估(Angrilli et al., 1997; Noulhiane et al., 2007)。因此, 這預(yù)示僅憑效價(jià)和喚醒不足以全面解釋時(shí)距知覺情緒效應(yīng), 尚可能存在其他底層機(jī)制起作用。近些年,Gable 等引入“動(dòng)機(jī)”因素作為情緒的另一個(gè)維度試圖來解釋時(shí)距知覺的情緒效應(yīng)(Gable & Poole,2012; Gable et al., 2016; Gable et al., 2022; 尹華站 等, 2021)。然而, 迄今情緒動(dòng)機(jī)維度對(duì)時(shí)距知覺的作用機(jī)制仍有待進(jìn)一步澄清。同時(shí), 研究者認(rèn)為探究情緒的動(dòng)機(jī)維度對(duì)時(shí)距知覺的影響體現(xiàn)了主觀時(shí)間的適應(yīng)性功能(Gable et al., 2016),而負(fù)性情緒(恐懼, 憤怒等)是人類進(jìn)化過程中具有適應(yīng)意義的產(chǎn)物, 如恐懼使得人們產(chǎn)生逃跑行為, 憤怒使得個(gè)體產(chǎn)生攻擊行為等, 這些功能均有利于個(gè)體在生命受到威脅的環(huán)境中獲得生存。因此, 探討負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)維度對(duì)時(shí)距知覺的影響機(jī)制是當(dāng)前重點(diǎn)課題, 這不僅是為徹底揭示情緒對(duì)時(shí)距知覺的影響奠定初步基礎(chǔ), 也為利用情緒計(jì)時(shí)的研究成果指導(dǎo)生活實(shí)踐提供參照。

近些年, Gable 和Harmon-Jones (2010)引入“動(dòng)機(jī)”因素作為情緒的另一個(gè)維度, 試圖操縱動(dòng)機(jī)維度來觀測(cè)時(shí)距知覺的情緒效應(yīng)(Gable &Poole, 2012; Gable et al., 2016; Gable et al., 2022)。動(dòng)機(jī)方向上, Gable 等(2016)發(fā)現(xiàn)趨近動(dòng)機(jī)正性情緒會(huì)導(dǎo)致時(shí)距知覺縮短, 回避動(dòng)機(jī)負(fù)性情緒會(huì)導(dǎo)致時(shí)距知覺延長(zhǎng)。然而, 以往研究雖然探討了情緒的動(dòng)機(jī)方向?qū)r(shí)距知覺的影響趨勢(shì), 指出動(dòng)機(jī)(代替效價(jià))才是時(shí)距知覺情緒效應(yīng)的關(guān)鍵因素,但是這些研究?jī)H是籠統(tǒng)闡釋動(dòng)機(jī)維度對(duì)時(shí)距偏估的影響, 并未直接揭示內(nèi)部的認(rèn)知機(jī)制。鑒于以往研究發(fā)現(xiàn)情緒喚醒度和效價(jià)對(duì)時(shí)距知覺的影響(如Benau & Atchley, 2020; Grommet et al.,2011; Sarigiannidis et al., 2020), 因此, 研究1 在控制效價(jià)和喚醒度的基礎(chǔ)上, 探討負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)方向?qū)r(shí)距知覺的影響趨勢(shì)及其認(rèn)知機(jī)制。

Zakay 和Block (1997)提出的注意閘門模型(Attentional gate model, AGM), 是目前時(shí)間認(rèn)知領(lǐng)域內(nèi)頗受認(rèn)可的綜合模型之一。該模型包括起搏器、注意閘門、開關(guān)和計(jì)數(shù)器。首先, 起搏器以一定頻率發(fā)放脈沖, 喚醒水平越高, 起搏器速率越快。其次, 模型在“起搏器”與“開關(guān)”之間加入“閘門”, 其作用在于當(dāng)人們把注意資源分配給時(shí)間信息時(shí), 脈沖會(huì)通過打開的閘門從“起搏器”進(jìn)入到“計(jì)數(shù)器”中。與開關(guān)僅存有閉合和斷開兩種狀態(tài)不同, 閘門可以調(diào)節(jié)打開的程度, 分配給時(shí)間的注意資源越多, 閘門打開程度越大, 通過脈沖數(shù)量越多, 導(dǎo)致時(shí)距相對(duì)高估; 反之亦然。由此可見, 刺激引發(fā)的注意偏向以及協(xié)調(diào)注意資源分配的注意控制均可能會(huì)對(duì)時(shí)距知覺產(chǎn)生影響。

注意成分理論(Attention component theory)指出注意偏向包括注意警覺、注意解除困難和注意回避等成分(Posner & Petersen, 1990)。注意警覺是指?jìng)€(gè)體更容易或更快地將注意指向某類刺激; 注意解除困難是指?jìng)€(gè)體將注意指向某一特定刺激之后, 難以將注意從中解除; 注意回避是指?jìng)€(gè)體對(duì)某種特定刺激表現(xiàn)出回避傾向, 將注意指向與之相反或相對(duì)應(yīng)刺激上(Cisler & Koster,2010)。研究發(fā)現(xiàn), 動(dòng)機(jī)相關(guān)性而非效價(jià)和喚醒度是引發(fā)對(duì)情緒刺激注意偏向的關(guān)鍵性因素(如Tapper et al., 2010; Brosch et al., 2007; 劉亞, 2015)。譬如, Brosch 等(2007)和Tapper 等(2010)發(fā)現(xiàn), 趨近動(dòng)機(jī)情緒刺激, 如嬰兒面孔, 美食等均促進(jìn)注意的定向加速, 即促進(jìn)注意警覺?；乇軇?dòng)機(jī)情緒,如恐懼等威脅刺激, 會(huì)促進(jìn)注意的定向加速和注意的解除困難(劉靜怡 等, 2013)。而注意控制則是指?jìng)€(gè)體面對(duì)競(jìng)爭(zhēng)或沖突的信息時(shí)努力分配注意資源以促進(jìn)目標(biāo)達(dá)成的過程(Sarapas et al.,2017)。注意偏向的產(chǎn)生可能是注意控制能力下降所導(dǎo)致(Bishop et al., 2004)。譬如, 有研究指出注意解除更多依賴于執(zhí)行控制, 而特質(zhì)焦慮者存在自上而下的執(zhí)行控制缺陷, 特質(zhì)焦慮個(gè)體可能存在注意解除困難(Bishop, 2009)。余香蓮(2017)研究發(fā)現(xiàn)注意控制可以通過影響注意偏向進(jìn)而影響個(gè)體的焦慮水平; 于永菊(2020)也發(fā)現(xiàn)注意控制中介了抑郁和注意偏向的關(guān)系。這也表明注意控制作為自上而下的調(diào)節(jié)能力, 可以抑制情緒刺激自下而上的影響(張禹 等, 2014), 注意控制能夠影響注意偏向, 尤其是注意解除成分。也有研究探討了動(dòng)機(jī)相關(guān)性對(duì)注意控制的影響。張麗華和段彩彬(2022)從情緒動(dòng)機(jī)視角出發(fā), 發(fā)現(xiàn)相較于中性刺激, 高趨近和高回避動(dòng)機(jī)情緒干擾效應(yīng)更大, 注意控制效率更低。由此可見, 情緒的動(dòng)機(jī)方向會(huì)以各自方式影響到注意控制。因此,研究1 提出假設(shè)：注意控制和注意偏向在負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)方向影響時(shí)距知覺中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

依據(jù)情緒動(dòng)機(jī)維度模型, 動(dòng)機(jī)維度包含動(dòng)機(jī)方向和動(dòng)機(jī)強(qiáng)度(Gable & Harmon-Jones, 2010)。回顧相關(guān)文獻(xiàn), 已有多項(xiàng)研究探究了趨近動(dòng)機(jī)情緒強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響, 其表現(xiàn)趨勢(shì)是相對(duì)穩(wěn)定的(如Gable & Poole, 2012; Gable et al., 2016;尹華站 等, 2021), 例如 Gable 和Poole (2012)發(fā)現(xiàn)相較低趨近動(dòng)機(jī)正性情緒, 高趨近下的時(shí)間估計(jì)更短; 尹華站等(2021)在控制效價(jià)和喚醒度的前提下發(fā)現(xiàn)趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度越高, 知覺時(shí)距越短,且不受情緒效價(jià)調(diào)節(jié)。而回避型動(dòng)機(jī)情緒強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響還未有相關(guān)實(shí)證研究報(bào)告, 所以研究2 特考察回避型動(dòng)機(jī)情緒強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響及其機(jī)制。同時(shí), 依據(jù)注意閘門模型, 情緒刺激引發(fā)的注意偏向以及協(xié)調(diào)注意資源分配的注意控制均可能會(huì)對(duì)時(shí)距知覺產(chǎn)生影響。譬如,注意偏向上, 研究發(fā)現(xiàn)相較低回避動(dòng)機(jī)情緒, 個(gè)體對(duì)高回避動(dòng)機(jī)情緒刺激引發(fā)更加強(qiáng)烈的注意偏向(劉亞, 2015); 注意控制上, 高回避動(dòng)機(jī)強(qiáng)度情緒抑制注意控制水平, 而低回避動(dòng)機(jī)強(qiáng)度情緒對(duì)注意控制水平無影響(王春梅, 呂勇, 2016; 張麗華, 段彩彬, 2022)。同時(shí)情緒動(dòng)機(jī)維度模型也指出高回避動(dòng)機(jī)情緒窄化注意焦點(diǎn), 低回避動(dòng)機(jī)情緒擴(kuò)展注意焦點(diǎn)(Gable & Harmon-Jones, 2010)。因此, 研究2 提出假設(shè)：注意控制和注意偏向在回避型負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度影響時(shí)距知覺中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜上, 研究1 從動(dòng)機(jī)方向的視角, 通過4 個(gè)研究任務(wù)：情緒自評(píng)任務(wù)(情緒動(dòng)機(jī)維度)、點(diǎn)探測(cè)任務(wù)(注意偏向)、Flanker 任務(wù)(注意控制)以及時(shí)距復(fù)制任務(wù)(時(shí)距知覺), 運(yùn)用中介測(cè)量設(shè)計(jì),探測(cè)負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)方向如何通過注意控制和注意偏向的作用影響時(shí)距知覺。研究2 從回避型動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的視角, 通過上述4 個(gè)研究任務(wù), 運(yùn)用中介測(cè)量設(shè)計(jì), 探測(cè)回避型負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度如何通過注意控制和注意偏向的作用影響時(shí)距知覺。

2 研究1：負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)方向?qū)r(shí)距知覺的影響：注意控制和注意偏向的中介作用

2.1 方法

2.1.1 被試

采用G*power 3.1 軟件, 其中情緒自評(píng)任務(wù)中采用單因素被試內(nèi)設(shè)計(jì), 中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計(jì)劃樣本量為28 人; 時(shí)距知覺任務(wù)采用兩因素被試內(nèi)設(shè)計(jì), 中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β =0.8), 計(jì)劃樣本量為15 人; 注意偏向任務(wù)采用兩因素被試內(nèi)設(shè)計(jì), 中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計(jì)劃樣本量為19 人; 注意控制任務(wù)采用兩因素被試內(nèi)設(shè)計(jì), 中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計(jì)劃樣本量為24 人; 以4個(gè)測(cè)試中所需人數(shù)最多的情緒自評(píng)任務(wù)研究計(jì)算樣本量, 采用中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計(jì)劃樣本量為28 人(Faul et al., 2007)。本研究招募了湖南某高校62 名在校大學(xué)生參與了本次研究,其中男性30 名, 平均年齡為18.97 ± 0.92 歲?？紤]到焦慮和抑郁負(fù)性情緒會(huì)對(duì)研究產(chǎn)生一定的負(fù)性影響, 本研究使用特質(zhì)?狀態(tài)焦慮自評(píng)量表(STAI)和抑郁自評(píng)量表(SDS)對(duì)被試進(jìn)行篩查。其中狀態(tài)?特質(zhì)焦慮自評(píng)量表結(jié)果發(fā)現(xiàn), 狀態(tài)焦慮得分位于21～47 分(M= 36.81,SD= 5.21); 被試的特質(zhì)焦慮得分位于25～46 分之間(M= 40.53,SD= 3.89)。經(jīng)單樣本t檢驗(yàn)計(jì)算, 被試的狀態(tài)焦慮(t= ?12.85,p< 0.001)、特質(zhì)焦慮(t= ?5.63,p<0.001)得分均未超過常模一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差(李文利, 錢銘怡, 1995)。根據(jù)抑郁自評(píng)量表結(jié)果發(fā)現(xiàn), 被試的抑郁得分位于23～42 分之間, 平均分為33.61,標(biāo)準(zhǔn)差為4.71, 所有的得分均小于50 分, 所有被試均無焦慮和抑郁癥狀。所有被試均為右利手,聽力正常, 視力或矯正視力正常, 無腦部損傷或神經(jīng)系統(tǒng)疾病。本研究經(jīng)湖南師范大學(xué)人類倫理委員會(huì)批準(zhǔn), 且所有被試均簽署研究知情同意書,每次研究后給予15 元人民幣作為研究酬勞。

2.1.2 研究材料和設(shè)計(jì)

選取波鴻情緒刺激集(Bochum Emotional Stimulus Set, BESST)中姿勢(shì)表情情緒庫圖片選出回避動(dòng)機(jī)情緒、趨近動(dòng)機(jī)情緒和中性圖片各10張作為研究刺激(Thoma et al., 2013)。為了評(píng)估這些圖片是否達(dá)到研究要求, 103 名某高校在校大學(xué)生對(duì)動(dòng)機(jī)方向以及愉悅度、喚醒度進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析[其中3 個(gè)維度的含義為：在動(dòng)機(jī)維度上, 被試被要求完成以下句子：“我對(duì)這張圖片的反應(yīng)是……” (從1 = 回避到9 = 接近, 5 = 中性)。在愉悅度上, 被試被要求完成以下句子：“你在觀看圖片時(shí)感覺到了…” (從1 = 非常負(fù)性到9 = 非常積極, 5 = 中性)。在喚醒維度上, 被試被要求完成以下句子：“面對(duì)這張圖片, 你感覺到了…” (從1 = 放松到9 = 喚醒, 5 = 中等水平)],確?；乇芮榫w與趨近情緒圖片在動(dòng)機(jī)維度上差異顯著, 在愉悅度與喚醒度上差異不顯著。統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn), 動(dòng)機(jī)維度：回避情緒圖片M= 2.51,SD= 0.46; 趨近情緒圖片M= 6.22,SD= 0.18;中性情緒圖片M= 4.82,SD= 0.14; 單因素方差分析發(fā)現(xiàn), 動(dòng)機(jī)維度主效應(yīng)顯著,F(2, 18) =347.96,p< 0.001, η2= 0.97。多重比較發(fā)現(xiàn), 三種情緒類型的兩兩差異均顯著。愉悅度：回避情緒圖片M= 2.98,SD= 0.34; 趨近情緒圖片M=2.79,SD= 0.29; 中性情緒圖片M= 4.66,SD=0.22; 單因素方差分析發(fā)現(xiàn), 愉悅度主效應(yīng)顯著,F(2, 18) = 146.80,p< 0.001, η2= 0.94。多重比較發(fā)現(xiàn), 回避情緒與趨近情緒類型差異不顯著, 兩者均與中性類型差異顯著。喚醒度：回避情緒圖片M= 6.36,SD= 0.29; 趨近情緒圖片M= 6.44,SD= 0.25; 中性情緒圖片M= 2.45,SD= 0.26;喚醒度主效應(yīng)顯著,F(2, 18) = 882.69,p< 0.001,η2= 0.99。多重比較發(fā)現(xiàn), 回避情緒與趨近情緒類型差異不顯著, 兩者均與中性類型差異顯著。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明成功地在控制喚醒度和愉悅度的前提下操縱了情緒動(dòng)機(jī)方向。

2.1.3 程序

程序使用E-prime 2.0 編寫, 被試進(jìn)入實(shí)驗(yàn)室后, 依次完成下面4 項(xiàng)任務(wù)：(1)情緒的前測(cè), 排除掉焦慮、抑郁等被試; (2)注意偏向的測(cè)量; (3)注意控制的測(cè)量; (4)時(shí)距知覺的測(cè)量; (5)情緒圖片的測(cè)量。具體流程如下：

(1)注意偏向的測(cè)量

采用改編后的點(diǎn)探測(cè)范式測(cè)量被試注意偏向的特點(diǎn), 其在經(jīng)典點(diǎn)探測(cè)范式的基礎(chǔ)上增加了中性刺激對(duì), 將一致和不一致的條件分別與中性條件對(duì)比, 并以注意警覺、注意解除指數(shù)作為注意偏向的判斷指標(biāo), 這便于考察注意偏向的具體成分。

首先, 在屏幕中央呈現(xiàn)注視點(diǎn)“+”500 ms,隨后呈現(xiàn)圖片對(duì)500 ms。圖片對(duì)消失后, 會(huì)出現(xiàn)50 ms 的空白時(shí)間, 之后立刻在屏幕左側(cè)或右側(cè)圖片位置呈現(xiàn)一個(gè)0.3°的探針“*”。要求被試看到“*”后迅速按鍵反應(yīng), 如果探針出現(xiàn)在左側(cè)按“F”鍵, 在右側(cè)按“J”鍵, 并且要求快速且正確地做出按鍵反應(yīng)。探針呈現(xiàn)時(shí)間最長(zhǎng)為1500 ms, 被試按鍵消失。首先完成8 個(gè)練習(xí)試次, 以熟悉任務(wù), 需要達(dá)到80%的正確率才能進(jìn)入正式研究階段。

正式研究中平衡了趨近/回避情緒圖片和中性圖片的左右位置, 共包含趨近?中性情緒圖片對(duì)和回避?中性情緒圖片對(duì)各40 對(duì)、中性?中性圖片對(duì)20對(duì), 圖片對(duì)各呈現(xiàn)1 次, 共100 個(gè)試次。

(2)注意控制的測(cè)量

采用Flanker 任務(wù)對(duì)注意控制水平進(jìn)行測(cè)量。屏幕中央首先會(huì)呈現(xiàn)注視點(diǎn)“+”500 ms, 隨后會(huì)出現(xiàn)一張情緒圖片1000 ms, 圖片消失后, 會(huì)呈現(xiàn)一排箭頭(類似于“<<<<<”)。要求被試判斷中間箭頭(即第三個(gè))的方向, 如果箭頭朝左, 請(qǐng)按下“F”鍵; 如果箭頭朝右, 請(qǐng)按下“J”鍵, 并且要求被試快速且正確地做出按鍵反應(yīng)。箭頭呈現(xiàn)時(shí)間最長(zhǎng)為1500 ms, 被試按鍵消失。首先完成8 個(gè)練習(xí)試次, 以熟悉任務(wù), 需要達(dá)到80%的正確率才能進(jìn)入正式研究階段, 正式研究共120 個(gè)試次。

(3)時(shí)距知覺的測(cè)量

時(shí)距知覺的測(cè)量采用時(shí)距復(fù)制法。該任務(wù)包括練習(xí)和正式階段兩個(gè)部分。練習(xí)部分, 屏幕中央首先會(huì)呈現(xiàn)一個(gè)灰色正方形, 當(dāng)正方形消失后,被試需要記住這一正方形的呈現(xiàn)時(shí)間。隨后會(huì)出現(xiàn)一個(gè)藍(lán)色正方形, 當(dāng)被試認(rèn)為與灰色正方形呈現(xiàn)時(shí)間相同時(shí), 按下“J”鍵復(fù)制時(shí)間。每一個(gè)試次結(jié)束之后會(huì)給予被試反饋, 復(fù)制時(shí)距的誤差在標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距的±20%以內(nèi)反饋為“恰好”, 以外則分別反饋為“過長(zhǎng)”或“過短”。正式研究階段, 被試被告知該階段中, 灰色正方形被替換成情緒圖片,其它程序一致(見圖3)。練習(xí)階段共12 個(gè)試次,每個(gè)時(shí)距隨機(jī)呈現(xiàn)6 次, 被試需要達(dá)到70%的正確率才能進(jìn)入正式研究階段; 正式研究階段共隨機(jī)呈現(xiàn)90 個(gè)試次(流程圖見圖1)。

圖1 時(shí)距復(fù)制法研究流程圖

(4)情緒圖片自評(píng)

使用E-Prime 2.0 軟件進(jìn)行BESST 圖片呈現(xiàn)和評(píng)級(jí)程序。對(duì)于呈現(xiàn)的每一張圖片, 被試被要求使用9-Likert 類型的評(píng)分格式, 根據(jù)其感知到的動(dòng)機(jī)維度、愉悅度和喚醒度對(duì)圖片進(jìn)行1～9 級(jí)評(píng)分。對(duì)圖片進(jìn)行評(píng)分之前, 由主試向被試介紹了每一個(gè)維度的含義, 以及具體的評(píng)定過程, 以幫助被試了解。同時(shí), 將有兩張圖片供被試練習(xí)和熟悉研究過程。當(dāng)受試者能夠了解各個(gè)維度的含義時(shí), 開始正式研究。30 張情緒圖片以隨機(jī)順序呈現(xiàn)。

2.1.4 數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)處理包括5 個(gè)部分。第一, 對(duì)于圖片自我評(píng)定的數(shù)據(jù), 分別將三個(gè)維度的數(shù)據(jù)做單因素重復(fù)測(cè)量方差分析, 以檢驗(yàn)本研究的被試群體對(duì)三類情緒圖片在動(dòng)機(jī)維度上差異是否顯著, 而在愉悅度和喚醒度上差異是否不顯著。

第二, 注意偏向任務(wù)上, 首先以反應(yīng)時(shí)為因變量, 作2 (情緒：趨近、回避) × 2 (探測(cè)點(diǎn)類型：同側(cè)、異側(cè))重復(fù)測(cè)量方差分析。其次以注意警覺、注意解除指數(shù)以及總體注意偏向水平作為注意偏向指標(biāo)。具體來說, 以趨近情緒為例, 注意警覺指數(shù) = N ? (QlDl + QrDr), 該值為負(fù)表示被試對(duì)情緒圖片存在注意警覺; 注意解除指數(shù) =N ? (QlDr + QrDl), 該值為負(fù)表示被試對(duì)情緒圖片存在注意解除困難, 該值為正則表示被試對(duì)情緒圖片存在注意回避; 總體注意偏向水平 =(QlDr + QrDl) ? (QlDl + QrDr), 其中N 代表中性情緒對(duì), Q 代表趨近情緒, D 代表探針, l 代表左邊,r 代表右邊。最后分別做配對(duì)樣本t檢驗(yàn)。

第三, 注意控制任務(wù)中, 以反應(yīng)時(shí)為因變量,作3 (情緒：趨近、回避、中性) × 2 (箭頭方向：一致、不一致)重復(fù)測(cè)量方差分析。同時(shí), 為測(cè)量情緒的干擾效應(yīng), 以便分析被試的注意控制水平,計(jì)算公式為：以趨近情緒為例, 注意控制水平 =(QJc ? Qji) ? (NJc ? NJi), 其中Q 代表趨近情緒,N 代表中性, Jc 代表箭頭方向一致, Ji 代表箭頭方向不一致, 其中值越大, 代表沖突干擾效應(yīng)越大,注意控制效率越低。最后對(duì)趨近和回避情緒的注意控制作配對(duì)樣本t檢驗(yàn)。

第四, 時(shí)距知覺任務(wù)上, 首先對(duì)復(fù)制時(shí)距作3 (情緒：趨近、回避、中性) × 3 (時(shí)距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復(fù)測(cè)量方差分析。其次以時(shí)距知覺指數(shù)(TPI)作為因變量來分析時(shí)距知覺的情況(劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019)。具體來說, TPI 根據(jù)情緒刺激與中性圖片的相對(duì)誤差值(Relative error,Ratio)計(jì)算, 其中Ratio 為個(gè)體在時(shí)距復(fù)制法中復(fù)制的主觀時(shí)距與標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距的比值, 其反映了計(jì)時(shí)誤差, 如果 Ratio 等于 1, 說明時(shí)距判斷準(zhǔn)確,Ratio 小于1, 說明低估時(shí)距; Ratio 大于1, 說明高估時(shí)距(Mioni et al., 2016)。TPI 為情緒刺激(趨近情緒或回避情緒)的Ratio 與中性圖片的Ratio的比值, 反映的是對(duì)于情緒刺激與中性圖片的相對(duì)時(shí)距知覺情況。因此, 如果TPI 等于1, 則說明情緒刺激與中性圖片的時(shí)距知覺一致; 如果TPI大于1, 則說明情緒刺激比中性圖片高估; 如果TPI 小于1, 則說明情緒刺激比中性圖片低估。隨后, 對(duì)TPI 做2 (情緒：趨近、回避) × 3 (時(shí)距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復(fù)測(cè)量方差分析。

第五, 將數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后, 采用SPSS 22.0 的PROCESS 插件, 參照Hayes 提出的Bootstrap 方法進(jìn)行中介效應(yīng)分析。選擇模型4, 樣本量5000,在95%置信區(qū)間下, 以情緒為自變量X (賦值為趨近 = 0, 回避 = 1), 時(shí)距知覺(TPI)為因變量Y,注意偏向和注意控制為中介變量 M, 進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

2.2 結(jié)果

2.2.1 情緒狀態(tài)的誘發(fā)效果

被試對(duì)三種情緒在各個(gè)維度上的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差見表1。對(duì)情緒自評(píng)的三個(gè)維度分別做重復(fù)測(cè)量方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 動(dòng)機(jī)維度上, 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 670.79,p< 0.001, η2=0.92, 多重比較發(fā)現(xiàn), 三種情緒類型的兩兩差異均顯著, 其中趨近顯著高于回避動(dòng)機(jī)情緒和中性圖片; 回避動(dòng)機(jī)情緒顯著低于中性圖片。愉悅度上, 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 155.44,p<0.001, η2= 0.72, 多重比較發(fā)現(xiàn)回避與趨近動(dòng)機(jī)情緒差異不顯著, 兩者均顯著低于中性圖片。喚醒度上, 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 375.31,p<0.001, η2= 0.86, 多重比較發(fā)現(xiàn), 回避與趨近動(dòng)機(jī)情緒差異不顯著, 兩者均顯著高于中性圖片。這反映了情緒圖片均較好的誘發(fā)了相應(yīng)的情緒類型。

表1 三種情緒圖片的誘發(fā)情況(M±SD)

2.2.2 動(dòng)機(jī)方向?qū)r(shí)距知覺的影響

首先對(duì)復(fù)制時(shí)距作3 (情緒：趨近、回避、中性) × 3 (時(shí)距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復(fù)測(cè)量方差分析(見圖2-a)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 8.60,p< 0.001, η2= 0.12, 多重比較發(fā)現(xiàn)三種情緒類型兩兩差異均顯著, 其中回避動(dòng)機(jī)情緒的復(fù)制時(shí)距顯著高于趨近動(dòng)機(jī)情緒和中性圖片; 趨近動(dòng)機(jī)情緒的復(fù)制時(shí)距顯著高于中性圖片。時(shí)距主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 912.98,p< 0.001, η2= 0.94, 多重比較發(fā)現(xiàn), 三種呈現(xiàn)時(shí)距兩兩差異顯著, 其中2700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下被試的主觀復(fù)制時(shí)距顯著高于1700 ms 和700 ms 條件, 1700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下被試的主觀復(fù)制時(shí)距顯著高于700 ms 條件。而情緒與時(shí)距的交互效應(yīng)不顯著,F(4, 244) = 0.15,p= 0.96。

圖2 不同情緒動(dòng)機(jī)方向上復(fù)制時(shí)距平均值和TPI 指數(shù)條形圖

其次對(duì)TPI 指數(shù)作2 (情緒：趨近、回避) × 3(時(shí)距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復(fù)測(cè)量方差分析(見圖2-b)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 情緒主效應(yīng)顯著,F(1, 61) = 14.33,p< 0.001, η2= 0.19, 其中回避動(dòng)機(jī)情緒的TPI 指數(shù)顯著高于趨近動(dòng)機(jī)情緒。時(shí)距主效應(yīng)不顯著,F(2, 122) = 2.54,p= 0.083。情緒與時(shí)距的交互效應(yīng)邊緣顯著,F(2, 122) = 2.87,p= 0.061, η2= 0.05。簡(jiǎn)單效應(yīng)發(fā)現(xiàn), 在700 ms標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下, 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 10.13,p= 0.002, η2= 0.14, 其中回避動(dòng)機(jī)情緒的TPI 指數(shù)顯著高于趨近動(dòng)機(jī)情緒; 在1700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下, 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 8.49,p= 0.005,η2= 0.12; 在2700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下, 情緒主效應(yīng)也顯著,F(2, 122) = 4.26,p= 0.043, η2= 0.07。

2.2.3 動(dòng)機(jī)方向?qū)ψ⒁馄虻挠绊?/p>

被試在5 種條件下的平均反應(yīng)時(shí)和標(biāo)準(zhǔn)差見表2。

表2 被試在不同動(dòng)機(jī)方向圖片和探測(cè)點(diǎn)類型下的反應(yīng)時(shí)(M±SD)

刪除點(diǎn)探測(cè)任務(wù)中錯(cuò)誤的試次, 對(duì)正確試次反應(yīng)時(shí)作2 (情緒：趨近、回避) × 2 (探測(cè)點(diǎn)類型：同側(cè)、異側(cè))重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 情緒主效應(yīng)顯著,F(1, 61) = 7.34,p= 0.009, η2= 0.11,其中趨近動(dòng)機(jī)情緒的反應(yīng)時(shí)顯著大于回避動(dòng)機(jī)情緒。探測(cè)點(diǎn)類型主效應(yīng)顯著,F(1, 61) = 66.84,p< 0.001, η2= 0.52, 其中異側(cè)的反應(yīng)時(shí)顯著高于同側(cè)。情緒與探測(cè)點(diǎn)類型的交互效應(yīng)顯著,F(1,61) = 8.74,p= 0.004, η2= 0.13。簡(jiǎn)單效應(yīng)發(fā)現(xiàn),同側(cè)條件下, 情緒主效應(yīng)不顯著,F(1, 61) = 0.15,p= 0.70; 異側(cè)條件下, 情緒主效應(yīng)顯著,F(1,61) = 12.26,p= 0.001, η2= 0.17, 其中趨近動(dòng)機(jī)情緒的反應(yīng)時(shí)顯著大于回避動(dòng)機(jī)情緒。

其次, 本研究區(qū)分不同注意偏向的成分, 將中性圖片反應(yīng)時(shí)減去各情緒探測(cè)點(diǎn)同側(cè)位置的反應(yīng)時(shí)得到注意警覺的成分, 將中性圖片反應(yīng)時(shí)減去各情緒探測(cè)點(diǎn)異側(cè)位置的反應(yīng)時(shí)得到注意解除的成分, 將探測(cè)點(diǎn)異側(cè)位置反應(yīng)時(shí)減去探測(cè)點(diǎn)同側(cè)位置反應(yīng)時(shí)得到總體注意偏向分?jǐn)?shù), 分別將這3 個(gè)指標(biāo)的趨近和回避動(dòng)機(jī)情緒進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 注意警覺成分上, 趨近動(dòng)機(jī)(31.44 ± 48.02)與回避動(dòng)機(jī)情緒(34.08 ± 42.86)相較中性圖片均出現(xiàn)了一定程度的注意警覺, 探測(cè)速度加快, 但兩者差異不顯著,t(61) = ?0.38,p= 0.70; 注意解除成分上, 趨近動(dòng)機(jī)情緒(?22.22 ± 49.67)相較回避動(dòng)機(jī)情緒(9.67 ± 56.19)出現(xiàn)注意解除困難現(xiàn)象, 并且兩者差異顯著,t(61) = ?3.50,p= 0.001; 總體注意偏向上, 趨近動(dòng)機(jī)(53.67 ± 57.54)與回避動(dòng)機(jī)情緒(24.41 ±50.54)相較于中性圖片均出現(xiàn)了注意偏向的現(xiàn)象,兩者差異顯著,t(61) = 2.96,p= 0.004。

2.2.4 動(dòng)機(jī)方向?qū)ψ⒁饪刂频挠绊?/p>

刪除掉Flanker 任務(wù)中錯(cuò)誤的試次, 對(duì)正確試次的反應(yīng)時(shí)作3 (情緒：趨近、回避、中性) × 2(箭頭方向：一致、不一致)重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 20.79,p< 0.001, η2= 0.25, 多重比較發(fā)現(xiàn), 回避動(dòng)機(jī)情緒的反應(yīng)時(shí)顯著低于趨近動(dòng)機(jī)情緒和中性圖片,趨近動(dòng)機(jī)情緒的反應(yīng)時(shí)顯著低于中性圖片。箭頭方向主效應(yīng)顯著,F(1, 62) = 213.31,p< 0.001,η2= 0.78, 其中不一致的反應(yīng)時(shí)顯著大于一致條件。情緒與箭頭方向的交互效應(yīng)顯著,F(2, 122) =12.42,p< 0.001, η2= 0.17。簡(jiǎn)單效應(yīng)發(fā)現(xiàn), 一致條件下, 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 122) = 15.83,p<0.001, η2= 0.35; 不一致條件下, 情緒主效應(yīng)也顯著,F(2, 122) = 24.87,p< 0.001, η2= 0.45, 且不一致條件下, 情緒主效應(yīng)更大。

隨后, 分別將不一致條件減去一致條件的反應(yīng)時(shí)得到各個(gè)情緒的沖突干擾效應(yīng), 再將情緒條件的干擾效應(yīng)減去中性的干擾效應(yīng)得到各情緒類型的注意控制水平, 對(duì)趨近動(dòng)機(jī)情緒和回避動(dòng)機(jī)情緒的注意控制水平作配對(duì)樣本t 檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)回避動(dòng)機(jī)(?13.91 ± 41.67)和趨近動(dòng)機(jī)情緒(18.93 ± 49.97)兩者差異顯著,t(61) = ?4.14,p<0.001, 其中趨近動(dòng)機(jī)情緒比回避動(dòng)機(jī)情緒的沖突效應(yīng)更大, 抑制了注意控制加工。

2.2.5 動(dòng)機(jī)方向?qū)r(shí)距知覺的影響：注意控制和注意偏向的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

考慮到注意資源加工包含注意偏向和注意控制, 同時(shí)在注意偏向成份上, 兩種情緒類型在注意解除成分上差異顯著而非注意警覺成分, 由此, 將注意解除和注意控制成分納入中介模型,嘗試構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ? 以期考察這兩個(gè)成分作用的中介效應(yīng)量的大小。

在700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距上, Bootstrap 分析結(jié)果表明, 總中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)沒有包含0 (Effect=0.2621SE= 0.1043, 95% CI = [0.0898, 0.4960])。其中以注意控制為中介變量的路徑間接效應(yīng)未包含0 (Effect= 0.1233,SE= 0.0749, 95% CI =[0.0056, 0.2937]); 以注意解除成分為中介變量的路徑間接效應(yīng)未包含0 (Effect= 0.1073,SE=0.0584, 95% CI = [0.0158, 0.2388]); 以注意控制和注意解除為中介變量的路徑間接效應(yīng)也未包含0 (Effect= 0.0314,SE= 0.0193, 95% CI =[0.0047, 0.0784])。此外, 控制了中介變量注意控制和注意解除之后, 自變量情緒類型對(duì)因變量700 ms 時(shí)距知覺的直接效應(yīng)不顯著, 區(qū)間包含0(Effect= 0.2496,SE= 0.1811, 95% CI = [?0.1091,0.6082)。這也表明注意控制和注意解除在動(dòng)機(jī)方向?qū)?00 ms 時(shí)距知覺的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?模型圖見圖3)。

圖3 注意控制與注意解除在情緒動(dòng)機(jī)方向影響700 ms時(shí)距知覺中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

在1700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距上, Bootstrap 分析結(jié)果表明, 總中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)沒有包含0 (Effect=0.3292,SE= 0.1128, 95% CI = [0.1379, 0.5827])。其中以注意控制為中介變量的路徑間接效應(yīng)未包含0 (Effect= 0.2329,SE= 0.0941, 95% CI =[0.0787, 0.4414]); 以注意解除成分為中介變量的路徑間接效應(yīng)未包含0 (Effect= 0.0745,SE=0.0427, 95% CI = [0.0027, 0.1668]); 以注意控制和注意解除為中介變量的路徑間接效應(yīng)也未包含0 (Effect= 0.0218,SE= 0.0146, 95% CI =[0.0011, 0.0571])。此外, 控制了中介變量注意控制和注意解除之后, 自變量情緒類型對(duì)因變量700 ms 時(shí)距知覺的直接效應(yīng)不顯著, 區(qū)間包含0(Effect= 0.1198,SE= 0.1770, 95% CI = [?0.2306,0.4702)。這也表明注意控制和注意解除在動(dòng)機(jī)方向?qū)?700 ms 時(shí)距知覺的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?模型圖見圖4)。

圖4 注意控制與注意解除在情緒動(dòng)機(jī)方向影響1700 ms時(shí)距知覺中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

在2700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距上, Bootstrap 分析結(jié)果表明, 總中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)沒有包含 0(Effect= 0.2650,SE= 0.1050, 95% CI = [0.0876,0.4994])。其中以注意控制為中介變量的路徑間接效應(yīng)未包含0 (Effect= 0.1392,SE= 0.0759,95% CI = [0.0103, 0.3131]); 以注意解除成分為中介變量的路徑間接效應(yīng)未包含 0 (Effect=0.0973,SE= 0.0615, 95% CI = [0.0039, 0.2363]);以注意控制和注意解除為中介變量的路徑間接效應(yīng)也未包含0 (Effect= 0.0285,SE= 0.0209,95% CI = [0.0016, 0.0831])。此外, 控制了中介變量注意控制和注意解除之后, 自變量情緒類型對(duì)因變量2700 ms 時(shí)距知覺的直接效應(yīng)不顯著, 區(qū)間包含0 (Effect= 0.1124,SE= 0.1845, 95% CI =[?0.2529, 0.4776)。這也表明注意控制和注意解除在動(dòng)機(jī)方向?qū)?700 ms 時(shí)距知覺的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔?模型圖見圖5)。

圖5 注意控制與注意解除在情緒動(dòng)機(jī)方向影響2700 ms 時(shí)距知覺中的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

3 研究2：負(fù)性回避型情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響：注意偏向和注意控制的中介作用

3.1 方法

3.1.1 被試

采用G*power 3.1 軟件, 其中情緒自評(píng)任務(wù)中采用單因素被試內(nèi)設(shè)計(jì), 中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計(jì)劃樣本量為28 人; 時(shí)距知覺任務(wù)采用兩因素被試內(nèi)設(shè)計(jì), 中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β =0.8), 計(jì)劃樣本量為15 人; 注意偏向任務(wù)采用兩因素被試內(nèi)設(shè)計(jì), 中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計(jì)劃樣本量為19 人; 注意控制任務(wù)采用兩因素被試內(nèi)設(shè)計(jì), 中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計(jì)劃樣本量為24 人; 以4個(gè)研究中所需人數(shù)最多的情緒自評(píng)任務(wù)研究計(jì)算樣本量, 采用中等效應(yīng)量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計(jì)劃樣本量為28 人。本研究招募了湖南某高校61 名在校大學(xué)生參與了本次研究, 其中男性24 名, 平均年齡為18.67 ± 0.75 歲?？紤]到焦慮和抑郁負(fù)性情緒會(huì)對(duì)研究產(chǎn)生一定的負(fù)性影響, 本研究使用特質(zhì)?狀態(tài)焦慮自評(píng)量表(STAI)和抑郁自評(píng)量表(SDS)對(duì)被試進(jìn)行篩查。其中狀態(tài)?特質(zhì)焦慮自評(píng)量表結(jié)果發(fā)現(xiàn), 被試的狀態(tài)焦慮得分位于24～45 分(M= 35.52,SD= 5.56); 被試的特質(zhì)焦慮得分位于 26～45 分之間(M= 38.49,SD= 4.01)。經(jīng)單樣本t檢驗(yàn)計(jì)算, 被試的狀態(tài)焦慮(t= ?13.75,p< 0.001)、特質(zhì)焦慮(t= ?9.37,p< 0.001)得分均未超過常模一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差(李文利, 錢銘怡, 1995)。根據(jù)抑郁自評(píng)量表結(jié)果發(fā)現(xiàn), 被試的抑郁得分位于20～45 分之間, 平均分為32.69, 標(biāo)準(zhǔn)差為5.06,所有的得分均小于50 分, 所有被試均無焦慮和抑郁癥狀。所有被試均為右利手, 聽力正常, 視力或矯正視力正常, 無腦部損傷或神經(jīng)系統(tǒng)疾病。本研究經(jīng)湖南師范大學(xué)人類倫理委員會(huì)批準(zhǔn),且所有被試均簽署研究知情同意書, 每次研究后給予15 元人民幣作為研究酬勞。

3.1.2 研究材料

使用BESST 姿勢(shì)表情情緒庫選出高回避情緒、低回避情緒和中性圖片各10 張作為研究刺激(Thoma et al., 2013)。為了評(píng)估這些圖片是否達(dá)到研究要求, 103 名湖南省某高校在校大學(xué)生對(duì)動(dòng)機(jī)強(qiáng)度以及愉悅度、喚醒度(三維度的含義同研究1)進(jìn)行了重復(fù)測(cè)量方差分析, 確保高回避情緒與低回避情緒圖片在動(dòng)機(jī)強(qiáng)度上差異顯著, 在愉悅度與喚醒度上差異不顯著。統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn),動(dòng)機(jī)維度：高回避情緒圖片M= 2.56,SD= 0.25;低回避情緒圖片M= 3.29,SD= 0.20; 中性情緒圖片M= 4.77,SD= 0.11; 單因素方差分析發(fā)現(xiàn),動(dòng)機(jī)強(qiáng)度主效應(yīng)顯著,F(2, 18) = 260.30,p<0.001, η2= 0.96。多重比較發(fā)現(xiàn), 三種情緒類型的兩兩差異均顯著。愉悅度：高回避情緒圖片M=3.24,SD= 0.41; 低回避情緒圖片M= 3.08,SD=0.26; 中性情緒圖片M= 4.67,SD= 0.17; 單因素方差分析發(fā)現(xiàn), 愉悅度主效應(yīng)顯著,F(2, 18) =112.06,p< 0.001, η2= 0.93。多重比較發(fā)現(xiàn), 高回避情緒與低回避情緒類型差異不顯著, 兩者均與中性類型差異顯著。喚醒度：高回避情緒圖片M=6.07,SD= 0.27; 低回避情緒圖片M= 5.90,SD=0.34; 中性情緒圖片M= 2.19,SD= 0.34; 喚醒度主效應(yīng)顯著,F(2, 18) = 407.91,p< 0.001, η2=0.98。多重比較發(fā)現(xiàn), 高回避情緒與低回避情緒類型差異不顯著, 兩者均與中性類型差異顯著。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明成功地操縱了情緒動(dòng)機(jī)強(qiáng)度。

3.1.3 研究程序

采用E-prime 2.0 軟件編寫程序, 被試進(jìn)入實(shí)驗(yàn)室后, 按如下順序進(jìn)行研究：(1)情緒的前測(cè),排除掉焦慮、抑郁等被試; (2)注意偏向的測(cè)量;(3)注意控制的測(cè)量; (4)時(shí)距知覺的測(cè)量; (5)情緒圖片的測(cè)量。其中各研究任務(wù)的程序同研究1,與之不同的, 在注意偏向任務(wù)中, 正式研究的情緒刺激對(duì)包含高回避?中性情緒圖片對(duì)和低回避?中性情緒圖片對(duì)各40 對(duì)、中性?中性圖片對(duì)20對(duì), 圖片對(duì)各呈現(xiàn)1 次, 共100 個(gè)試次。

3.2 結(jié)果

3.2.1 情緒狀態(tài)的誘發(fā)效果

被試對(duì)三種情緒在各個(gè)維度上的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差見表3。對(duì)被試情緒自評(píng)的三個(gè)維度分別做重復(fù)測(cè)量方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 動(dòng)機(jī)維度上,情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 120) = 156.22,p< 0.001,η2= 0.72, 多重比較發(fā)現(xiàn), 三種情緒兩兩差異均顯著, 其中高回避顯著低于低回避動(dòng)機(jī)情緒和中性圖片; 低回避動(dòng)機(jī)情緒顯著低于中性圖片。愉悅度上, 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 120) = 264.90,p<0.001, η2= 0.82, 多重比較發(fā)現(xiàn)高回避與低回避動(dòng)機(jī)情緒類型差異不顯著, 兩者均顯著低于中性圖片。喚醒度上, 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 120) =204.66,p< 0.001, η2= 0.77, 多重比較發(fā)現(xiàn), 高回避與低回避動(dòng)機(jī)情緒差異不顯著, 兩者均顯著高于中性圖片。這反映了情緒圖片均較好的誘發(fā)了相應(yīng)的情緒類型。

表3 三種情緒圖片的誘發(fā)情況(M±SD)

3.2.2 動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響

首先對(duì)復(fù)制時(shí)距作3 (情緒：高回避、低回避、中性) × 3 (時(shí)距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復(fù)測(cè)量方差分析(見圖6-a)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 120) = 11.80,p< 0.001, η2= 0.16,多重比較發(fā)現(xiàn)三種情緒類型兩兩差異均顯著, 其中高回避動(dòng)機(jī)情緒的復(fù)制時(shí)距顯著高于低回避動(dòng)機(jī)情緒和中性圖片; 低回避動(dòng)機(jī)情緒的復(fù)制時(shí)距顯著高于中性圖片。時(shí)距主效應(yīng)顯著,F(2,120) = 1009.36,p< 0.001, η2= 0.94, 多重比較發(fā)現(xiàn), 三種呈現(xiàn)時(shí)距兩兩差異顯著, 其中2700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下被試的主觀復(fù)制時(shí)距顯著高于1700 ms和700 ms 條件, 1700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下被試的主觀復(fù)制時(shí)距顯著高于700 ms 條件。而情緒與時(shí)距的交互效應(yīng)不顯著,F(4, 240) = 0.65,p= 0.625。

圖6 不同情緒動(dòng)機(jī)強(qiáng)度下個(gè)體復(fù)制時(shí)距平均值和TPI指數(shù)條形圖。

其次對(duì)TPI 指數(shù)作2 (情緒：高回避、低回避) × 3 (時(shí)距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復(fù)測(cè)量方差分析(見圖6-b)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 情緒主效應(yīng)顯著,F(1, 60) =7.29,p= 0.009, η2= 0.11, 其中高回避動(dòng)機(jī)情緒的TPI 指數(shù)顯著高于低回避動(dòng)機(jī)情緒。時(shí)距主效應(yīng)顯著,F(2, 120) = 3.87,p= 0.024,η2= 0.06, 多重比較發(fā)現(xiàn), 700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下被試的TPI 指數(shù)顯著高于2700 ms 條件。情緒與時(shí)距的交互效應(yīng)顯著,F(2, 120) = 3.15,p= 0.046,η2= 0.05。簡(jiǎn)單效應(yīng)發(fā)現(xiàn), 在700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下,情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 120) = 7.20,p= 0.009, η2=0.11, 其中高回避情緒的TPI 指數(shù)顯著高于低回避情緒; 在1700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下, 情緒主效應(yīng)不顯著,F(2, 120) = 0.28,p= 0.596; 在2700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距下, 情緒主效應(yīng)不顯著,F(2, 120) = 0.96,p= 0.332。

3.2.3 動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)注意偏向的影響

被試在5 種條件下的平均反應(yīng)時(shí)和標(biāo)準(zhǔn)差見表4。

表4 被試在不同動(dòng)機(jī)強(qiáng)度圖片和探測(cè)點(diǎn)類型下的反應(yīng)時(shí)(M±SD)

首先, 刪除掉點(diǎn)探測(cè)任務(wù)中錯(cuò)誤的試次, 對(duì)正確試次的反應(yīng)時(shí)作2 (情緒：高回避、低回避) ×2 (探測(cè)點(diǎn)類型：同側(cè)、異側(cè))重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 情緒主效應(yīng)顯著,F(1, 60) = 4.69,p=0.034, η2= 0.07, 其中高回避動(dòng)機(jī)的反應(yīng)時(shí)顯著小于低回避動(dòng)機(jī)情緒。探測(cè)點(diǎn)類型主效應(yīng)顯著,F(1, 60) = 23.80,p< 0.001, η2= 0.28, 其中異側(cè)的反應(yīng)時(shí)顯著高于同側(cè)。情緒與探測(cè)點(diǎn)類型的交互效應(yīng)不顯著,F(1, 60) = 3.06,p= 0.086。

其次, 本研究區(qū)分了不同注意偏向的成分,將中性圖片反應(yīng)時(shí)減去各個(gè)情緒探測(cè)點(diǎn)同側(cè)位置的反應(yīng)時(shí)得到注意警覺的成分, 將中性圖片反應(yīng)時(shí)減去各個(gè)情緒探測(cè)點(diǎn)異側(cè)位置的反應(yīng)時(shí)得到注意解除的成分, 將探測(cè)點(diǎn)異側(cè)位置反應(yīng)時(shí)減去探測(cè)點(diǎn)同側(cè)位置反應(yīng)時(shí)得到總體注意偏向分?jǐn)?shù), 最后分別將這3 個(gè)指標(biāo)的高回避和低回避動(dòng)機(jī)情緒進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 注意警覺成分上, 高回避動(dòng)機(jī)(41.89 ± 54.59)與低回避動(dòng)機(jī)情緒(16.87 ± 51.99)相較中性圖片均出現(xiàn)了一定程度的注意警覺, 探測(cè)速度加快, 但高回避動(dòng)機(jī)比低回避動(dòng)機(jī)情緒出現(xiàn)了更高的注意警覺,t(60) = 3.02,p= 0.004; 注意解除成分上, 高回避動(dòng)機(jī)(10.35 ± 61.71)與低回避動(dòng)機(jī)情緒(1.47 ±55.15)相較于中性圖片均未出現(xiàn)了注意解除困難現(xiàn)象, 但兩者差異不顯著,t(60) = 0.91,p= 0.369;總體注意偏向上, 高回避動(dòng)機(jī)情緒(31.54 ± 51.68)與低回避動(dòng)機(jī)情緒(15.41 ± 52.45)相較于中性圖片均出現(xiàn)注意偏向的現(xiàn)象, 但兩者差異不顯著,t(60) = 1.75,p= 0.086。

3.2.4 動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)注意控制的影響

刪除掉Flanker 任務(wù)中錯(cuò)誤的試次, 對(duì)正確試次的反應(yīng)時(shí)作3 (情緒：高回避、低回避、中性) × 2 (箭頭方向：一致、不一致)重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 情緒主效應(yīng)顯著,F(2, 120) =11.19,p< 0.001, η2= 0.16, 多重比較發(fā)現(xiàn), 三種情緒類型的兩兩差異顯著, 其中中性圖片的反應(yīng)時(shí)顯著低于高回避動(dòng)機(jī)情緒與低回避動(dòng)機(jī)情緒,高回避動(dòng)機(jī)情緒與低回避動(dòng)機(jī)情緒呈邊緣顯著。箭頭方向主效應(yīng)顯著,F(1, 60) = 303.02,p< 0.001,η2= 0.84, 其中不一致的反應(yīng)時(shí)顯著大于一致條件。情緒與箭頭方向的交互效應(yīng)不顯著,F(2,120) = 2.28,p= 0.106。

隨后, 分別將不一致條件減去一致條件的反應(yīng)時(shí)得到各個(gè)情緒的干擾效應(yīng), 之后再將情緒條件的干擾效應(yīng)減去中性的干擾效應(yīng)得到各情緒類型的注意控制水平, 對(duì)高回避動(dòng)機(jī)情緒和低回避動(dòng)機(jī)情緒的注意控制水平作配對(duì)樣本t檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn)高回避動(dòng)機(jī)(?11.12 ± 41.69)與低回避動(dòng)機(jī)情緒(?10.05 ± 51.39)較中性圖片沖突減弱, 促進(jìn)了注意控制水平, 但兩者差異不顯著,t(60) =0.21,p= 0.837。

3.2.5 動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響：注意偏向的中介作用

由于研究?jī)H發(fā)現(xiàn)不同的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度在注意警覺成分上的差異, 且僅在700 ms 時(shí)距上情緒主效應(yīng)顯著, 由此以注意警覺成分為中介變量,700 ms 時(shí)距為因變量構(gòu)建中介模型。Bootstrap分析結(jié)果表明, 中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)未包含 0(Effect= 0.1298,SE= 0.0545, 95% CI = [0.0295,0.2441])。此外, 控制了中介變量注意警覺之后,自變量情緒類型對(duì)因變量700 ms 時(shí)距知覺的直接效應(yīng)顯著, 區(qū)間未包含0 (Effect= 0.3503,SE=0.1746, 95% CI = [0.0046, 0.6960)。這也表明注意警覺在動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)700 ms 時(shí)距知覺的影響中存在中介作用(模型圖見圖7)。

圖7 情緒動(dòng)機(jī)強(qiáng)度與時(shí)距知覺的中介模型

4 討論

本研究通過情緒自評(píng)任務(wù)、點(diǎn)探測(cè)范式、Flanker 任務(wù)以及時(shí)距復(fù)制法, 考察了負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)方向和回避型負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響及其潛在機(jī)制。兩項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)在負(fù)性情緒中, 相較中性刺激, 趨近動(dòng)機(jī)導(dǎo)致時(shí)距低估, 回避動(dòng)機(jī)導(dǎo)致時(shí)距高估; 并且回避動(dòng)機(jī)強(qiáng)度越大, 時(shí)距的偏估程度越大。同時(shí), 研究檢驗(yàn)了注意偏向和注意控制在負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)維度影響時(shí)距知覺中的中介作用, 發(fā)現(xiàn)注意控制和注意解除在動(dòng)機(jī)方向?qū)?00 ms、1700 ms、2700 ms 時(shí)距知覺的影響中均存在鏈?zhǔn)街薪樽饔? 注意警覺在動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)700 ms 時(shí)距知覺的影響中存在中介作用。

不同于以往研究以甜點(diǎn)刺激、鮮花、電影片段等作為情緒動(dòng)機(jī)刺激材料以及二分法測(cè)量時(shí)距知覺(Gable & Poole, 2012; Gable et al., 2016),本研究采用標(biāo)準(zhǔn)化身體姿勢(shì)圖片, 通過時(shí)距復(fù)制法對(duì)時(shí)距知覺進(jìn)行測(cè)量。研究結(jié)果與以往研究結(jié)果保持一致(Gable & Poole, 2012; Gable et al.,2016; 尹華站 等; 2021), 即回避動(dòng)機(jī)情緒下較趨近動(dòng)機(jī)情緒下顯著高估時(shí)距知覺, 并且強(qiáng)度越高的回避動(dòng)機(jī)情緒帶來更大高估效應(yīng)。情緒動(dòng)機(jī)維度對(duì)時(shí)距知覺的影響體現(xiàn)出主觀時(shí)間的適應(yīng)性功能(Gable et al., 2016)。譬如, 回避性動(dòng)機(jī)使得個(gè)體遠(yuǎn)離物體或目標(biāo)的達(dá)成, 如恐懼幫助個(gè)體逃避威脅刺激(Tracy, 2014), 厭惡幫助個(gè)體避免污染和疾病(Curtis & de Barra, 2018)等, 其中主觀時(shí)間的高估能夠激勵(lì)個(gè)體更加積極的避免和回避潛在有害的目標(biāo)或情況。而以趨近動(dòng)機(jī)為導(dǎo)向的情緒, 譬如憤怒, 具有一種社會(huì)性威脅(Juncai et al., 2017), 其主觀時(shí)間的低估能夠增強(qiáng)個(gè)體以趨近動(dòng)機(jī)為導(dǎo)向的行為, 譬如, 克服障礙以實(shí)現(xiàn)行動(dòng)目標(biāo)。

研究1 發(fā)現(xiàn), 動(dòng)機(jī)方向?qū)r(shí)距知覺的影響中,注意控制和注意解除起鏈?zhǔn)街薪樽饔? 揭示了負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)方向影響時(shí)距知覺的心理機(jī)制。具體表現(xiàn)為：趨近動(dòng)機(jī)抑制注意控制能力且引發(fā)注意解除困難, 進(jìn)而導(dǎo)致時(shí)距知覺的低估; 而回避動(dòng)機(jī)與之相反。首先, 研究發(fā)現(xiàn)相較回避動(dòng)機(jī),趨近動(dòng)機(jī)抑制了注意控制水平的加工。這一結(jié)果也得到相關(guān)證據(jù)支持, 譬如憤怒情緒(趨近動(dòng)機(jī))條件下干擾效應(yīng)更大, 注意控制水平更低(Ashley& Swick, 2019), 恐懼、厭惡等情緒(回避動(dòng)機(jī))條件下干擾效應(yīng)更小, 注意控制水平更高(Moser et al., 2005; Finucane, 2011)。其次, 研究發(fā)現(xiàn)相較回避動(dòng)機(jī), 趨近動(dòng)機(jī)下注意解除更加困難。依據(jù)回避?趨近理論, 趨近動(dòng)機(jī)使行為指向相關(guān)刺激, 使機(jī)體注意于想要獲得的物體或目標(biāo); 而回避動(dòng)機(jī)使行為遠(yuǎn)離相關(guān)刺激, 使機(jī)體評(píng)估并回避令人緊張或厭惡的物體或情境(Elliot, 2013)?；诖? 個(gè)體在遇見趨近動(dòng)機(jī)情緒刺激時(shí), 更容易將注意吸引到刺激上, 從而出現(xiàn)注意解除困難現(xiàn)象; 而當(dāng)其面臨回避動(dòng)機(jī)情緒時(shí), 個(gè)體傾向于回避這種情緒, 注意解除困難的現(xiàn)象降低, 甚至出現(xiàn)注意回避的現(xiàn)象。進(jìn)一步鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ徒Y(jié)果表明, 注意偏向(尤其是注意解除)的產(chǎn)生可能是注意控制能力的下降所導(dǎo)致的(Bishop et al., 2004)。這和本研究的結(jié)果一致, 即趨近動(dòng)機(jī)情緒抑制注意控制水平的情況下, 會(huì)出現(xiàn)注意解除困難現(xiàn)象;而在回避動(dòng)機(jī)情緒促進(jìn)注意控制水平的情況下,注意解除困難現(xiàn)象不易出現(xiàn)?？傊? 根據(jù)注意閘門模型, 動(dòng)機(jī)方向通過影響注意控制和注意解除,進(jìn)而影響開關(guān)的斷開和閘門打開的程度, 導(dǎo)致時(shí)距知覺的偏估。研究2 發(fā)現(xiàn), 動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響中,注意警覺起中介作用, 揭示負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度影響時(shí)距知覺的心理機(jī)制。具體表現(xiàn)為：相較低回避動(dòng)機(jī)情緒, 高回避動(dòng)機(jī)情緒表現(xiàn)出更高的注意警覺, 進(jìn)而導(dǎo)致對(duì)700 ms 時(shí)距的高估。情緒動(dòng)機(jī)維度模型指出, 高強(qiáng)度比低強(qiáng)度動(dòng)機(jī)情緒導(dǎo)致注意窄化(Gable & Harmon-Jones, 2010), 并且注意窄化更傾向于自下而上的自動(dòng)化加工, 同時(shí)研究者普遍認(rèn)為注意警覺發(fā)生在早期自動(dòng)加工階段(張禹 等, 2014), 由此, 高回避動(dòng)機(jī)情緒導(dǎo)致更高的注意警覺。重要的是, 研究2 僅在700 ms時(shí)距上發(fā)現(xiàn)動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的主效應(yīng)顯著; 而在1700 ms 和2700 ms 時(shí)距上動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的主效應(yīng)不顯著, 這說明動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響可能通過注意警覺機(jī)制在早期加工階段就已發(fā)生, 而1700 ms 和2700 ms 時(shí)距下, 個(gè)體可能不僅受到注意警覺的影響, 還會(huì)受到其它因素的影響, 譬如, Lake 等(2016)指出情緒影響時(shí)距知覺中, 喚醒與注意相互影響, 共同對(duì)時(shí)距知覺起作用。注意已顯示出調(diào)節(jié)生理喚醒的功能(Ochsner & Gross,2005), 生理喚醒的自主調(diào)節(jié)可改善注意的表現(xiàn)(O’Connell et al., 2008)。結(jié)合兩項(xiàng)研究, 回避動(dòng)機(jī)情緒會(huì)促使個(gè)體出現(xiàn)注意回避的現(xiàn)象, 而注意回避的現(xiàn)象往往出現(xiàn)在1 s 之后, 在認(rèn)知加工的晚期階段(張禹 等, 2014)。在1700 ms 和2700 ms時(shí)距上, 個(gè)體面對(duì)回避型動(dòng)機(jī)情緒, 出現(xiàn)注意回避的現(xiàn)象, 進(jìn)而降低其對(duì)該情緒刺激的生理喚醒,最終造成低估現(xiàn)象(Mella et al., 2011)。兩種因素共同作用導(dǎo)致在1700 ms 和2700 ms 時(shí)距上情緒動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的主效應(yīng)不顯著。本研究結(jié)果為這一觀點(diǎn)提供了支持, 動(dòng)機(jī)強(qiáng)度影響時(shí)距知覺過程中,以自下而上的自動(dòng)化加工——注意警覺為主要中介變量。然而, 和以往研究不一致(王春梅, 呂勇, 2006; 張麗華, 段彩彬, 2022), 研究2 未發(fā)現(xiàn)情緒動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)注意控制的影響, 究其原因, 一方面依據(jù)情緒動(dòng)機(jī)維度模型, 高動(dòng)機(jī)強(qiáng)度情緒窄化注意焦點(diǎn), 低動(dòng)機(jī)強(qiáng)度情緒擴(kuò)展注意焦點(diǎn)(Gable& Harmon-Jones, 2010), 其中注意焦點(diǎn)更傾向于自下而上加工的發(fā)起端。注意警覺代表自下而上的刺激加工系統(tǒng); 而注意控制代表自上而下的目標(biāo)加工系統(tǒng), 由此, 研究2 中注意控制上未發(fā)現(xiàn)動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的差異這一結(jié)果理論上是可以得到解釋的; 另一方面也可能是其它因素對(duì)結(jié)果產(chǎn)生了影響, 如刺激材料呈現(xiàn)時(shí)間、刺激材料類型等(O’Toole et al., 2011; Techer et al., 2015), 總之,未來研究應(yīng)進(jìn)一步對(duì)該結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證。

本研究的理論貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面：其一, 進(jìn)一步推進(jìn)了情緒動(dòng)機(jī)維度模型。該模型最初主要是基于動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)注意焦點(diǎn)的影響, 認(rèn)為動(dòng)機(jī)強(qiáng)度越大, 注意焦點(diǎn)越窄化, 而綜合研究1、研究2 結(jié)果, 可以推測(cè)不僅在動(dòng)機(jī)強(qiáng)度上, 而且動(dòng)機(jī)方向上均會(huì)影響注意加工, 即動(dòng)機(jī)強(qiáng)度影響自下而上的注意加工, 如動(dòng)機(jī)強(qiáng)度越大, 注意焦點(diǎn)越窄化。動(dòng)機(jī)方向影響自上而下的注意加工,如趨近動(dòng)機(jī)導(dǎo)致注意控制水平降低。其二, 可以結(jié)合注意閘門模型和情緒動(dòng)機(jī)維度模型嘗試提出負(fù)性情緒動(dòng)機(jī)維度驅(qū)動(dòng)時(shí)距知覺假說。以回避動(dòng)機(jī)情緒為例, 時(shí)距加工早期, 動(dòng)機(jī)強(qiáng)度首先影響注意警覺的程度, 回避程度越大, 注意警覺程度也越高, 開關(guān)更早閉合, 導(dǎo)致時(shí)距更加高估(開關(guān)潛伏期機(jī)制; Buhusi & Meck, 2009)。隨后,注意控制和注意解除均影響閘門打開的程度, 其中回避動(dòng)機(jī)情緒引發(fā)更高的注意控制水平, 且注意解除更容易, 從而個(gè)體分配給計(jì)時(shí)的注意資源更多, 閘門打開程度更大, 導(dǎo)致時(shí)距相對(duì)高估;而趨近動(dòng)機(jī)情緒抑制注意控制水平, 且注意解除更加困難, 從而個(gè)體分配給計(jì)時(shí)的注意資源更少,閘門打開程度更小, 導(dǎo)致時(shí)距相對(duì)低估?？傊?注意警覺、注意解除以及注意控制對(duì)開關(guān)的閉合、斷開與閘門的打開程度的影響共同決定了時(shí)距知覺的偏估。

此外, 本研究也存在一些局限, 這些局限為未來研究提供可能方向。首先, 在動(dòng)機(jī)強(qiáng)度上,研究?jī)H探究了回避動(dòng)機(jī)強(qiáng)度影響時(shí)距知覺的內(nèi)部機(jī)制, 而趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度是否也會(huì)導(dǎo)致本研究所得結(jié)果趨勢(shì), 還需進(jìn)一步探討。其次, 研究關(guān)于負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)維度對(duì)時(shí)距知覺的影響僅停留在注意加工層面, 對(duì)于喚醒、記憶、決策等未來可進(jìn)一步探討, 以更好的擬合注意閘門模型。例如, 有研究發(fā)現(xiàn)恐懼情緒由于“高喚醒度”和“較少占用注意資源”會(huì)導(dǎo)致較大的高估; 而羞愧由于“低喚醒度”和“較多占用注意資源”導(dǎo)致并不能穩(wěn)定地誘發(fā)情緒效應(yīng)(Cui et al., 2022)。喚醒度和動(dòng)機(jī)因素在時(shí)距知覺的情緒效應(yīng)中如何共同起作用, 后續(xù)研究中可進(jìn)一步探討。此外, 此外,本研究?jī)H用700 ms、1700 ms 和2700 ms 作為目標(biāo)時(shí)距, 沒有充分考慮短時(shí)距加工分段性, 而已有研究發(fā)現(xiàn), 1/3 s、1/2 s、1 s、2～3 s 可能是分段臨界點(diǎn)(尹華站 等, 2020), 后續(xù)研究中可細(xì)化時(shí)距范圍再驗(yàn)證類似機(jī)制。

5 結(jié)論

本研究探究負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)方向和回避型負(fù)性情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度對(duì)時(shí)距知覺的影響及其潛在機(jī)制。結(jié)果表明負(fù)性情緒中, 相較趨近動(dòng)機(jī),回避動(dòng)機(jī)導(dǎo)致時(shí)距高估; 回避動(dòng)機(jī)強(qiáng)度越大, 時(shí)距高估效應(yīng)越大, 并且這一高估效應(yīng)僅在700 ms 標(biāo)準(zhǔn)時(shí)距出現(xiàn)。同時(shí), 注意加工(注意偏向和注意控制)在情緒動(dòng)機(jī)維度影響時(shí)距知覺中發(fā)揮中介作用。具體表現(xiàn)為, 動(dòng)機(jī)方向通過影響注意解除和注意控制進(jìn)而影響時(shí)距偏估的方向; 回避型動(dòng)機(jī)強(qiáng)度通過影響注意警覺進(jìn)而影響700 ms 時(shí)距偏估的程度。