分類號(hào) B842

1前言

時(shí)間知覺是個(gè)體感知外部世界事件的時(shí)間屬性并有效適應(yīng)環(huán)境變化的重要能力之一（Chambonetal.，2008；Schirmeretal.，2016）。在日常生活中人類需要準(zhǔn)確感知和估計(jì)事件的持續(xù)時(shí)間。例如，跳水運(yùn)動(dòng)員在起跳后需要準(zhǔn)確估計(jì)時(shí)間，以確保完成技術(shù)動(dòng)作并垂直入水。然而，個(gè)體的時(shí)間估計(jì)并非完全精準(zhǔn)，通常存在主觀偏差。因此，探究時(shí)間估計(jì)偏差的來源，提高時(shí)間估計(jì)的準(zhǔn)確性對日常生活具有重要意義，也一直是國內(nèi)外心理學(xué)領(lǐng)域密切關(guān)注的研究主題（李寶林，黃希庭，2019；Liet al.，2017;Shi et al.， 2013）。

以往研究表明，外部刺激的歷史輸入信息和個(gè)體自身的內(nèi)在注意資源是導(dǎo)致個(gè)體時(shí)間知覺偏差的兩個(gè)重要因素。前者主要基于貝葉斯理論視角，提出先前輸入信息從中心化效應(yīng)（CentralTendencyEffect）和序列依賴效應(yīng)（Sequential Dependence Effect）兩個(gè)方面影響時(shí)間知覺（Sadibolovaamp;Terhune，2022）。中心化效應(yīng)指個(gè)體的時(shí)間知覺估計(jì)會(huì)偏向于刺激分布區(qū)間的平均值（即整體背景），表現(xiàn)為高估短時(shí)距刺激或低估長時(shí)距刺激（Acerbietal.，2012；Jazayeriamp; Shadlen，2010）。例如，Jazayeri和Shadlen（2010）的研究要求被試在不同時(shí)距區(qū)間內(nèi)復(fù)制時(shí)間時(shí)發(fā)現(xiàn)，估計(jì)的時(shí)間值系統(tǒng)地偏向于刺激所在時(shí)距區(qū)間的平均值，即中心化效應(yīng)，且長時(shí)距區(qū)間刺激表現(xiàn)出更強(qiáng)的中心化效應(yīng)（Jazayeriamp;Shadlen，2010）。另一方面，序列依賴效應(yīng)指的是當(dāng)前試次的時(shí)距估計(jì)受到先前試次（尤其是前一個(gè)試次）時(shí)距的影響（局部背景）。例如，前一個(gè)試次時(shí)距大于當(dāng)前試次時(shí)距時(shí)，被試更傾向于高估當(dāng)前試次時(shí)距（Chen et al.，2023;Wang et al.，2023）。此外，個(gè)體自身認(rèn)知狀態(tài)（尤其是注意資源）同樣會(huì)影響時(shí)間估計(jì)的準(zhǔn)確性。相較于單獨(dú)完成時(shí)間估計(jì)任務(wù)，個(gè)體同時(shí)完成時(shí)間估計(jì)任務(wù)和非時(shí)間估計(jì)任務(wù)會(huì)增加估計(jì)誤差，且該誤差會(huì)隨著非時(shí)間任務(wù)難度增加或任務(wù)表現(xiàn)越好而增加（Brown，1985）。

上述研究大多從個(gè)體水平上探究時(shí)間知覺偏差來源，但現(xiàn)實(shí)生活中個(gè)體往往需要在聯(lián)合行動(dòng)情境（Jointaction）中對時(shí)間進(jìn)行估計(jì)。還是以跳水為例，雙人跳水需要兩名運(yùn)動(dòng)員同時(shí)精確估計(jì)動(dòng)作時(shí)間。任意一方的時(shí)間估計(jì)偏差都會(huì)影響同伴，從而增加配合失敗的風(fēng)險(xiǎn)。盡管聯(lián)合情境下的時(shí)間估計(jì)普遍存在，但迄今為止，關(guān)于時(shí)間知覺的實(shí)證研究仍主要集中于單人情境，僅有少量研究探討了社會(huì)線索對時(shí)間知覺的影響，如面孔表情（Ishikawaamp;Okubo，2016）、眼神注視方向（Burraamp;Kerzel，2021）和身體動(dòng)作（Natheretal.，2013）等。然而，這些研究本質(zhì)上仍屬于單人情境的時(shí)間知覺，并非真正意義上探討真實(shí)聯(lián)合行動(dòng)場景中的時(shí)間知覺。聯(lián)合行動(dòng)是指社會(huì)情境下個(gè)體協(xié)調(diào)自身與他人的行動(dòng)以共同改變環(huán)境的過程，是近年來認(rèn)知科學(xué)領(lǐng)域的熱點(diǎn)之一。在此視角下，研究者們愈發(fā)關(guān)注聯(lián)合行動(dòng)情境下個(gè)體如何表征他人的任務(wù)、行動(dòng)以及與自身的關(guān)系，并以此調(diào)整自身行動(dòng)的過程（Sebanz etal.，2006;Sebanzamp;Knoblich，2021）。

在聯(lián)合行動(dòng)中，為實(shí)現(xiàn)共同目標(biāo)，個(gè)體會(huì)主動(dòng)調(diào)整自身任務(wù)表現(xiàn)以配合同伴（Shen etal.，2023;Vesperetal.，2017;Wangetal.，2020）。即使在無共享目標(biāo)的情況下，個(gè)體也會(huì)自發(fā)以同伴視角編碼任務(wù)信息，從而影響自身表現(xiàn)（郭人豪等，2020；宋曉蕾等，2020; Atmaca et al.， 2011; Zhengamp; Wang，2023）。這一現(xiàn)象在聯(lián)合西蒙任務(wù)（JointSimontask）中首次被發(fā)現(xiàn)，該任務(wù)表明，當(dāng)任務(wù)由兩名被試共同完成時(shí)，會(huì)出現(xiàn)空間相容性效應(yīng)（聯(lián)合西蒙效應(yīng)），但當(dāng)被試獨(dú)自完成任務(wù)時(shí)，該效應(yīng)則會(huì)消失（Sebanzetal.，2003）。研究者據(jù)此提出共同表征假說，即個(gè)體在編碼自身任務(wù)信息的同時(shí)，也會(huì)表征同伴任務(wù)信息（Sebanzetal.，2003）。針對這一現(xiàn)象，研究者提出了共同表征假說，即個(gè)體在編碼自我任務(wù)信息的同時(shí)，能自發(fā)以同伴視角來編碼同伴任務(wù)信息（宋曉蕾，董梅梅，2023；徐勝，宋曉蕾，2016）。后續(xù)研究在不同范式上都驗(yàn)證了共同表征假說，并進(jìn)一步指出，表征到的同伴信息能夠儲(chǔ)存在工作記憶或長時(shí)記憶中，從而影響個(gè)體任務(wù)表現(xiàn)，如社會(huì)學(xué)習(xí)遷移任務(wù)（Milaneseetal.，2010）、社會(huì)統(tǒng)計(jì)學(xué)習(xí)任務(wù)（Zheng amp; Wang，2023; Zheng amp; Wang，2024a）和聯(lián)合整體編碼任務(wù)（Zhengamp;Wang，2024b）等。例如，在聯(lián)合整體編碼任務(wù)中，Zheng和Wang （2024b）

設(shè)置了包含兩個(gè)分布區(qū)間（即 0^° 至 90^° 和 90^° 至 180^° ）的線條整體編碼任務(wù)。被試需在單人情境或聯(lián)合情境（當(dāng)與他人共同完成該任務(wù)）下對其中一個(gè)分布區(qū)間內(nèi)的線條集進(jìn)行整體編碼反應(yīng)，而忽略另一個(gè)分布區(qū)間的線條集。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，聯(lián)合情境下被試的整體編碼反應(yīng)偏向于其同伴任務(wù)的分布區(qū)間，如當(dāng)同伴任務(wù)刺激分布區(qū)間更大時(shí)，個(gè)體更傾向于做出比真實(shí)線條朝向更大的判斷；而在獨(dú)自完成任務(wù)時(shí)，被試表現(xiàn)出無偏的整體編碼反應(yīng)。更重要的是，該研究通過調(diào)節(jié)被試間群際關(guān)系（即內(nèi)群體或外群體）驗(yàn)證了共同表征機(jī)制的因果機(jī)制。同時(shí)有研究指出，與同伴在同一個(gè)空間下的聯(lián)合行動(dòng)并不是共同表征加工的必要條件，即使通過在線形式（信念情景）完成任務(wù)，個(gè)體也會(huì)表征同伴任務(wù)信息（Atmacaetal.，2011；Tsaietal.，2008）。進(jìn)一步研究表明，感知到的他人意圖或任務(wù)目標(biāo)能夠調(diào)節(jié)共同表征效應(yīng)（Hudson et al.，2016;Iacoboni et al.，2005）。例如，當(dāng)同伴任務(wù)刺激存在多個(gè)屬性（如顏色和形狀）時(shí)，個(gè)體僅能表征同伴任務(wù)中與同伴意圖一致的刺激屬性（Zhengamp;Wang，2023）。

除了上述共同表征效應(yīng)，在聯(lián)合行動(dòng)情境中，個(gè)體的任務(wù)表現(xiàn)還可能會(huì)受到他人在場這一社會(huì)線索的影響，并表現(xiàn)出社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)（Ferraroetal.，2011;Olivaetal.，2017）。社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)指的是他人的存在或行為對個(gè)體任務(wù)表現(xiàn)的積極或消極影響，這種影響具體取決于任務(wù)的性質(zhì)（Bondamp;Titus，1983;Cottrell et al.，1968;Zajonc，1965）。當(dāng)任務(wù)較簡單或高度自動(dòng)化時(shí)，社會(huì)存在通常會(huì)提升表現(xiàn)；相反，在復(fù)雜或高難度的任務(wù)中，社會(huì)存在可能因分散注意力而抑制表現(xiàn)（徐勝，宋曉蕾，2016;Zajonc，1965）。當(dāng)采用高難度的聯(lián)合Stroop（Huguetetal.，1999）、聯(lián)合視覺搜索（Zangetal.，2022）和聯(lián)合記憶（張環(huán)等，2020）等任務(wù)時(shí)，前人研究均發(fā)現(xiàn)他人在場會(huì)競爭個(gè)體有限的注意資源，使其表現(xiàn)出較差的任務(wù)績效（詳見綜述Mnifetal.，2022）。與這些任務(wù)類似，時(shí)間知覺任務(wù)也是一項(xiàng)具有挑戰(zhàn)性的任務(wù)。因此有理由推測同伴在場會(huì)分散個(gè)體的注意力，降低個(gè)體的時(shí)間知覺敏感性，表現(xiàn)出消極的社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)。除了行為研究，前人研究還通過比較不同情境中注意相關(guān)的偏側(cè)化腦電成分，提供了同伴在場影響個(gè)體注意資源分配的神經(jīng)證據(jù)（Kourtisetal.，2014）。例如，Kourtis等人（2014）探究了個(gè)體在三種情景中注意資源分配過程：（1）個(gè)體獨(dú)自完成單側(cè)化動(dòng)作（如獨(dú)自用單手舉杯并假裝與同伴碰杯）;（2）個(gè)體獨(dú)自完成雙側(cè)化動(dòng)作（如雙手同時(shí)舉杯并假裝與同伴碰杯）；（3）個(gè)體與同伴相對而坐并共同完成單側(cè)化動(dòng)作（如雙方同時(shí)單手舉杯并碰杯）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在獨(dú)自完成單側(cè)化動(dòng)作時(shí)表現(xiàn)出顯著偏側(cè)化腦電成分，表明其注意資源僅分配至單側(cè)區(qū)域。然而，在個(gè)體獨(dú)自完成雙側(cè)化動(dòng)作時(shí)，未觀察到偏側(cè)化腦電成分，表明其注意資源同時(shí)分配到雙側(cè)區(qū)域。更重要的是，個(gè)體與同伴共同完成單側(cè)化動(dòng)作時(shí)，同樣未表現(xiàn)出明顯的偏側(cè)化腦電成分，表明他人在場會(huì)競爭個(gè)體有限的注意資源，導(dǎo)致其將注意資源同時(shí)分配到自身和他人動(dòng)作。

綜上，本研究結(jié)合時(shí)間二分任務(wù)和聯(lián)合行動(dòng)任務(wù)范式來考察個(gè)體時(shí)間知覺是否受聯(lián)合行動(dòng)情境的影響，并進(jìn)一步厘清共同表征和社會(huì)促進(jìn)這兩種機(jī)制可能的作用。實(shí)驗(yàn)1通過比較個(gè)體在獨(dú)自（單人情境）或與他人共同完成（聯(lián)合情境）時(shí)間二分任務(wù)時(shí)的任務(wù)表現(xiàn)，探究聯(lián)合行動(dòng)情境對時(shí)間估計(jì)的影響。在此基礎(chǔ)上，實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3通過設(shè)置信念情境和非自標(biāo)情境來操縱共同表征和社會(huì)促進(jìn)的強(qiáng)度，從而系統(tǒng)探究共同表征和社會(huì)促進(jìn)是否是聯(lián)合行動(dòng)情境影響個(gè)體時(shí)間估計(jì)的關(guān)鍵因素。具體而言，在實(shí)驗(yàn)2的信念情境中，被試雖然獨(dú)自完成時(shí)間二分任務(wù)，但被告知其同伴在另一空間中共同完成相同任務(wù)。通過上述操縱，同伴不在場能有效削弱社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)，但被試仍然能通過信念表征其同伴任務(wù)信息（共同表征機(jī)制）。在實(shí)驗(yàn)3非目標(biāo)情境中，被試與同伴在同一空間完成時(shí)間二分任務(wù)，而同伴需要完成非時(shí)間估計(jì)任務(wù)（例如顏色識(shí)別）。與實(shí)驗(yàn)2的操縱相反，同伴在場依然能引發(fā)社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)，但由于任務(wù)目標(biāo)不同，個(gè)體共同表征到的非時(shí)間任務(wù)信息對其時(shí)間估計(jì)的影響較弱?；诖?，我們假設(shè)：在聯(lián)合行動(dòng)情境下，個(gè)體通過共同表征機(jī)制表征同伴的任務(wù)信息，并進(jìn)一步與自我任務(wù)信息整合形成先驗(yàn)信息，從而導(dǎo)致個(gè)體的主觀時(shí)間估計(jì)偏向同伴任務(wù)的時(shí)距區(qū)間（即主觀相等點(diǎn)的中心化偏差）。同時(shí)，他人在場會(huì)占用個(gè)體的注意資源，進(jìn)而顯著降低時(shí)間知覺敏感性。此外，基于時(shí)間知覺的序列依賴效應(yīng)理論（Chen et al.，2023；Wangetal.，2023），我們進(jìn)一步假設(shè)序列依賴效應(yīng)是時(shí)間估計(jì)的普遍特征，其表現(xiàn)為當(dāng)前試次的時(shí)距估計(jì)受到前一試次影響，但這種效應(yīng)在不同情境中無顯著差異。

2 實(shí)驗(yàn)1：聯(lián)合情境對個(gè)體時(shí)間知覺的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

本研究采用2（背景：單人情境、聯(lián)合情境） ×2 （任務(wù)類型：長時(shí)距區(qū)間、短時(shí)距區(qū)間）的被試間設(shè)計(jì)?？紤]到以往未開展過相似研究，本研究選擇相對保守的中等效應(yīng)量 （f⁼0.25） 用于樣本量計(jì)算。為了達(dá)到 80% 的統(tǒng)計(jì)功效，0.05的顯著性水平，本研究至少需要128名被試（Fauletal.，2007）。最終，本研究共招募浙江師范大學(xué)本科生或研究生共128名（平均年齡為21.88歲， SD=2.23 歲，其中男性27名）。本研究通過了浙江師范大學(xué)倫理委員會(huì)審查。被試在實(shí)驗(yàn)前簽署知情同意書，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后接受一定的報(bào)酬。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

本研究通過Matlab生成橙色 （RGB=244 ，164，96）和綠色 （RGB=152 ，251，152）實(shí)心圓（半徑約為1.4^°; 刺激，并呈現(xiàn)在21寸LCD顯示器（刷新率為120Hz 的灰色（127，127，127）背景上。被試與屏幕之間的距離約為 60cm 。實(shí)驗(yàn)程序采用基于Matlab的PsychophysicsToolbox編制。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

被試被隨機(jī)分配到長時(shí)距區(qū)間組或短時(shí)距區(qū)間組，其中短時(shí)距區(qū)間組的刺激持續(xù)時(shí)間為400ms或 1000ms ，長時(shí)距區(qū)間組的刺激持續(xù)時(shí)間為1000ms 或 1600ms 。不同時(shí)距區(qū)間的刺激用橙色或綠色圓標(biāo)識(shí)。同時(shí)，不同時(shí)距組的被試還被隨機(jī)分配到聯(lián)合情境或單人情境內(nèi)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。

實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)包含兩個(gè)階段，分別為學(xué)習(xí)階段和正式實(shí)驗(yàn)階段（見圖1。在聯(lián)合情境的學(xué)習(xí)階段中，兩名被試同坐在一張長桌前，相距大約 30cm 。兩名被試分別接受指導(dǎo)語，并使用一臺(tái)電腦獨(dú)自完成練習(xí)階段任務(wù)。上述操作旨在使聯(lián)合情境中的被試能夠清楚感知同伴存在，同時(shí)相對獨(dú)立地完成練習(xí)階段任務(wù)。而在單人情景的學(xué)習(xí)階段中，僅有一名被試獨(dú)自坐在電腦前完成練習(xí)階段任務(wù)。不論是在聯(lián)合情境或單人情景中，屏幕上都會(huì)先呈現(xiàn) 1000ms 的注視點(diǎn)，呈現(xiàn)特定時(shí)距區(qū)間組的實(shí)心圓刺激，例如向短時(shí)距區(qū)間組的被試呈現(xiàn)橙色圓，且橙色圓的持續(xù)時(shí)間為 400ms 或 1000ms 。實(shí)心圓消失后，被試需要根據(jù)屏幕上“請判斷”的指示判斷實(shí)心圓的持續(xù)時(shí)間為“短\"或“長”，并按“1\"鍵或\"3\"鍵。被試按鍵后或 2000ms 后，屏幕上呈現(xiàn)被試判斷正誤的反饋，反饋呈現(xiàn)時(shí)間在 1000ms 至 1500ms 內(nèi)隨機(jī)。為保證形成標(biāo)準(zhǔn)時(shí)間估計(jì)，被試需要同時(shí)達(dá)到以下條件才能結(jié)束練習(xí)：（1）練習(xí)次數(shù)超過10次;（2）正確率達(dá)到 90% 及以上。

學(xué)習(xí)階段結(jié)束后，被試將進(jìn)人正式實(shí)驗(yàn)階段。聯(lián)合情境下兩名被試將相鄰而坐，使用同一臺(tái)電腦共同完成實(shí)驗(yàn)任務(wù)；而單人情景下，僅有一名被試獨(dú)自完成實(shí)驗(yàn)任務(wù)，座位隨機(jī)分配至電腦屏幕的左側(cè)或右側(cè)。不論在聯(lián)合情境或單人情景中，屏幕上都會(huì)先呈現(xiàn) 1000ms 的注視點(diǎn)，接著隨機(jī)呈現(xiàn)不同持續(xù)時(shí)間的橙色實(shí)心圓（持續(xù)時(shí)間為 400～1000ms 步長為 100ms ，共7水平）或綠色實(shí)心圓（持續(xù)時(shí)間為 1000～1600ms ，步長為 100ms ，共7水平）。被試只需要判斷與自己學(xué)習(xí)階段顏色一致實(shí)心圓的持續(xù)時(shí)間，并根據(jù)學(xué)習(xí)階段形成的標(biāo)準(zhǔn)判斷其持續(xù)時(shí)間為“短\"或“長”，與自身刺激顏色不一致的實(shí)心圓則不需要反應(yīng)。被試反應(yīng)后不再呈現(xiàn)反饋，而是呈現(xiàn) 1000～1500ms 的空屏試次間間隔。正式實(shí)驗(yàn)階段包含少量的練習(xí)試次（不超過10次）和700正式實(shí)驗(yàn)試次（2時(shí)距區(qū)間刺激 ×7 刺激水平，每種條件重復(fù)50次）。整個(gè)實(shí)驗(yàn)分為5個(gè)模塊（block），時(shí)距區(qū)間和任務(wù)情境的顏色匹配在被試間平衡。

2.1.4 數(shù)據(jù)分析

（1）組間水平分析（group-wiseanalysis）

參照前人研究（Zhengamp;Wang，2024b），我們首先進(jìn)行組間水平分析來比較不同情境間的中心化偏差。具體來說，我們首先計(jì)算被試在每個(gè)測試水平下判斷測試刺激為“長\"的比例，然后采用基于最大似然估計(jì)的Logistic函數(shù)擬合每名被試的比例結(jié)果（Treutwein amp; Strasburger， 1999）：

式中， Q_inf 是指與時(shí)間t水平中最大的值（valueast infinity）， t_half 是對稱拐點(diǎn)（symmetricinflectionpoint），alpha 是衰減常數(shù)（time decay constant）。

通過該擬合函數(shù)，我們可以得到每名被試的三個(gè)關(guān)鍵指標(biāo)：主觀相等點(diǎn)、最小可覺差和韋伯分?jǐn)?shù)。其中，主觀相等點(diǎn)指擬合函數(shù)中 50% 概率判斷為“長”時(shí)所對應(yīng)的持續(xù)時(shí)間，反映了主觀時(shí)間傾向。最小可覺差為 75% 概率和 25% 概率判斷為“長”時(shí)間差的一半，反映了時(shí)間知覺的絕對敏感性，分?jǐn)?shù)越低代表更高的知覺敏感性。韋伯分?jǐn)?shù)則是最小可覺差和主觀相等點(diǎn)的比值，反映了時(shí)間知覺的相對敏感性（姚竹曦 等，2015;Vroomenamp;Keetels，2010）。較低的韋伯分?jǐn)?shù)表示更高的時(shí)間知覺敏感性。本研究中，所有被試的擬合優(yōu)度 （R²） 都大于0.9，說明模型擬合效果良好，數(shù)據(jù)具有較高的穩(wěn)定性。

（2）試次水平分析（trial-wise analysis）

在試次水平分析中，為進(jìn)一步探討序列依賴效應(yīng)（即當(dāng)前試次反應(yīng)是否受到前一試次的影響），我們采用了廣義線性模型對被試的按鍵反應(yīng)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。首先，根據(jù)當(dāng)前試次（試次t）的前一試次（試次t-1）的反應(yīng)類型，將當(dāng)前試次分為兩類：“自我”條件指前一試次由被試自己按鍵反應(yīng)，而“無關(guān)\"條件指前一試次被試無需按鍵反應(yīng)。接著，我們以“短\"或“長\"判斷作為因變量，測試刺激時(shí)距和先前試次類型作為自變量，分別建立針對自我條件和無關(guān)條件的logistic回歸模型。最后，為了與中心化偏離效應(yīng)指標(biāo)保持一致，我們同樣根據(jù)回歸模型曲線計(jì)算得到每名被試的主觀相等點(diǎn)、最小可覺差和韋伯分?jǐn)?shù)。

零假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)和貝葉斯統(tǒng)計(jì)均采用JASP軟件分析（版本0.10.0.0;TheJASPTeam，2022）。其中，假設(shè)檢驗(yàn)中的事后比較 p 值采用Tukey法矯正，貝葉斯因子計(jì)算采用JASP的默認(rèn)先驗(yàn)分布。

2.2 結(jié)果

2.2.1 群組水平分析

（1）主觀相等點(diǎn)

對主觀相等點(diǎn)進(jìn)行2（背景：單人情境、聯(lián)合情境） ×2 （任務(wù)類型：長時(shí)距區(qū)間、短時(shí)距區(qū)間）方差分析（見圖2）。結(jié)果顯示，任務(wù)類型的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，124）=1568.04，plt;0.001 η_p²=0.93 ， BF_inclusion= 無窮 （∞） 。長時(shí)距區(qū)間條件的主觀相等點(diǎn)顯著大于短時(shí)距區(qū)間條件（均值差 =619.80ms ，差異的 95% CI=[588.82，650.78] ， SE=15.65ms ， t=39.60 ， plt; 0.001，Cohen's d=7.00） 。背景的主效應(yīng)邊緣顯著，F(xiàn)（1， 124）= 3.58 p=0.061 ， η_p²= 0.03 ，BFinclusion=2.94 。背景與任務(wù)類型的交互作用顯著， F（1，124） =6.65 p=0.011 ， η_p²=0.05 ， BF_inclusion=7.93 。簡單效應(yīng)分析顯示，對短時(shí)距區(qū)間條件而言，聯(lián)合情境與單人情境的主觀相等點(diǎn)沒有顯著差異（均值差 Σ=Σ 10.74ms ，差異的 95% CI=[-68.39 ，46.90]， SE= 22.14ms ， t=0.49 ， p=0.962 ，Cohen's d=0.12 ；而對長時(shí)距區(qū)間條件而言，聯(lián)合情境的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境（均值差 = 69.95ms ，差異的 95% CI=[12.31 ，127.60]， SE=22.14ms ， t=3.16 p= 0.011，Cohen's d=0.79. ）

（2）最小可覺差

對最小可覺差進(jìn)行2（背景：單人情境、聯(lián)合情境） ×2 （任務(wù)類型：長時(shí)距區(qū)間、短時(shí)距區(qū)間）方差分析（見圖2）。結(jié)果顯示，任務(wù)類型的主效應(yīng)顯著F（1，124）=100.57 plt;0.001 η_p²=0.45 ， BF_inclusion= 無窮 （∞） ；長時(shí)距區(qū)間條件的最小可覺差顯著大于短時(shí)距區(qū)間條件（均值差 = 53.85ms ，差異的 95% CI=[43.22 ，64.48]， SE=5.37ms ， t=10.03 ， plt; 0.001， Cohen's d=1.77. ）。背景的主效應(yīng)顯著， F（1， 124）=7.73 ， p=0.006 ， η_p²=0.06 ， BF_inclusion=5.30 聯(lián)合情境下的最小可覺差顯著大于單人情境（均值差 =14.93ms ，差異的 95%CI=[4.30，25.56]， （204號(hào) SE= 5.37ms t=2.78 p=0.006 ，Cohen's d=0.49 。任務(wù)類型與背景的交互作用不顯著， F（1， 124）= 0.88 。

（3）韋伯分?jǐn)?shù)

對韋伯分?jǐn)?shù)進(jìn)行2（背景：單人情境、聯(lián)合情境） ×2 （任務(wù)類型：長時(shí)距區(qū)間、短時(shí)距區(qū)間）方差分析（見圖2）。結(jié)果顯示，時(shí)距區(qū)間的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1，124）=5.84 p=0.017 η_p²=0.05 ， BF_inclusion= 2.32；長時(shí)距區(qū)間條件的韋伯分?jǐn)?shù)顯著小于短時(shí)距區(qū)間條件（均值差 =0.013 ，差異的 95%CI=[0.002 0.024]， SE=0.006 ， t=2.42 p=0.017 ，Cohen's d= 0.41）。任務(wù)情境的主效應(yīng)顯著， F（1，124）=11.11，p =0.001 ， η_p²=0.08 ， BF_inclusion=20.96 ；聯(lián)合情境下的韋伯分?jǐn)?shù)顯著大于單人情境（均值差 =0.019 ，差異的 95%CI=[0.008，0.03] ， SE=0.006 ， t=3.33 ， p= 0.001，Cohen's d=0.59; 。任務(wù)類型與背景的交互作用不顯著， F（1，124）=0.61 ， 0

2.2.2 試次水平分析

（1）主觀相等點(diǎn)

對主觀相等點(diǎn)進(jìn)行2（背景：單人情境、聯(lián)合情境） ×2 （任務(wù)類型：長時(shí)距區(qū)間、短時(shí)距區(qū)間） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析（見圖2）。結(jié)果顯示，任務(wù)類型的主效應(yīng)顯著， F（1，124） =1536.42 plt;0.001 ， η_p²=0.93 ， BF_inclusion= 無窮 （∞） 長時(shí)距區(qū)間條件的主觀相等點(diǎn)顯著大于短時(shí)距區(qū)間條件（均值差 =620.78ms ，差異的 95%CI= [589.44， 652.78]， SE=15.83ms ， t=39.20 plt;0.001 5Cohen's d=6.60 。先前試次類型的主效應(yīng)顯著， F（1， （204號(hào) 124）= 41.89 ， plt;0.001 ， η_p²= 0.25 ，BFinclusion=1.63×10¹¹ ；先前試次為自我時(shí)的主觀相等點(diǎn)顯著高于先前試次為無關(guān)（均值差 =32.96ms ，差異的95% （20 CI=[22.88 ，43.04]， SE=5.09ms ， t=6.47 ， p= 0.005，Cohen's d=0.35） 。背景的主效應(yīng)邊緣顯著，F(xiàn)（1，124）=3.66. p=0.058 ， η_p²=0.03 ， BF_inclusion= 3.57。背景與任務(wù)類型的交互作用顯著， F（1，124）=7.56，p=0.007 0 η_p²=0.06 ， BF_inclusion=7.55 簡單效應(yīng)分析顯示，對長時(shí)距區(qū)間條件而言，聯(lián)合情境的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境（均值差 =73.86ms 0差異的 95%CI=[13.81 ，133.91]， SE=22.40ms ， t= 3.30， p=0.007 ，Cohen's d=0.79， ；而對短時(shí)距區(qū)間條件而言，聯(lián)合情境與單人情境的主觀相等點(diǎn)沒有顯著差異（均值差 =13.24ms ，差異的 95% CI=? [-73.29，46.82]， SE=22.40ms ， t=0.59 ， p=0.935 Cohen's d=0.14AA^? 。同時(shí)，先前試次類型與任務(wù)類型的交互作用顯著， F（1，124）=41.55. plt;0.001 ， η_p²= 0.25， BF_inclusion=5.80×10⁶Ω_c 簡單效應(yīng)分析顯示，對長時(shí)距區(qū)間條件而言，先前試次為自我時(shí)的主觀相等點(diǎn)顯著高于先前試次為無關(guān)（均值差 Θ=65.79 ms，差異的 95%CI=[46.48，85.09] ， SE=7.20ms t= 9.14， plt;0.001 ，Cohen's d=0.70） ；而對短時(shí)距區(qū)間條件而言，先前試次為自我或無關(guān)時(shí)的主觀相等點(diǎn)沒有顯著差異（均值差 =0.13ms ，差異的 95% 5%CI= [-19.18，19.44]， SE=7.20ms ， t=0.02 ， p=1.000 Cohen's dlt;0.01 ）。其余交互作用均不顯著， F_at?i?= 0

（2）最小可覺差

對最小可覺差進(jìn)行2（背景：單人情境、聯(lián)合情境） ×2 （任務(wù)類型：長時(shí)距區(qū)間、短時(shí)距區(qū)間） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析（見圖2）。結(jié)果顯示，任務(wù)類型的主效應(yīng)顯著， F（1，124） =95.29 ， plt;0.001 ， η_p²=0.44 ， BF_inclusion=3.61×10¹³ 長時(shí)距區(qū)間條件的最小可覺差顯著大于短時(shí)距區(qū)間條件（均值差 =48.91ms ，差異的 95% CI= [38.99，58.83]， SE=5.01 ms， t=9.76 ， plt;0.001 ，Cohen's d=1.37） 。背景的主效應(yīng)顯著， F（1，124）= 6.08， p=0.015 ， η_p²=0.05 ， BF_inclusion=1.45 ；聯(lián)合情境下的最小可覺差顯著大于單人情境（均值差 Σ=Σ 12.35ms ，差異的 95%CI=[2.44，22.27] ， SE=5.01 ms， t=2.47，p=0.015 ，Cohen's d=0.35） 。先前試次類型的主效應(yīng)顯著， F（1，124）=4.22 ， p=0.042 η_p²= 0.03， BF_inclusion=0.65 。先前試次為自我時(shí)的最小可覺差顯著大于先前試次為無關(guān)（均值差 =7.91ms 差異的 95% CI=[0.29 ，15.53]， SE=3.85ms ， t= 2.06， p=0.042 ，Cohen's d=0.221 ）。其余交互作用均不顯著， F_{Π，Π，Π，Π，Π，Π，Π，Π，Π}=0.05，p_{Π，Π，Π，Π，Π，Π，Π}=0.824 。

（3）韋伯分?jǐn)?shù)

對韋伯分?jǐn)?shù)進(jìn)行2（背景：單人情境、聯(lián)合情境） ×2 （任務(wù)類型：長時(shí)距區(qū)間、短時(shí)距區(qū)間） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析。

結(jié)果顯示，任務(wù)類型的主效應(yīng)顯著， F（1， 124）= 7.14， p=0.009 ， η_p²=0.05 ， BF_inclusion=2.36 ；長時(shí)距區(qū)間條件的韋伯分?jǐn)?shù)顯著小于短時(shí)距區(qū)間條件（均值差 =0.015ms ，差異的 95%CI=[0.004，0.026] SE=0.006ms ， t=2.67 0 p= 0.009 ，Cohen's d= 0.39）。背景的主效應(yīng)顯著， F（1， 124）= 9.32 ， p= 0.003， η_p²=0.07 ， BF_inclusion=6.56 ；聯(lián)合情境下的韋伯分?jǐn)?shù)顯著大于單人情境（均值差 = 0.017ms 差異的 95% （204號(hào) CI=[0.006 ，0.028]， SE=0.006ms ， t= 3 .05，p=0.003 ，Cohen's d=0.45 。先前試次類型的主效應(yīng)不顯著， F（1，124）=1.79 ， p=0.184 。其余交互作用均不顯著， 5 p_R/R/R=0.064 。

2.3 討論

群組水平分析結(jié)果顯示，聯(lián)合情景下個(gè)體的長時(shí)距主觀相等點(diǎn)顯著偏向同伴任務(wù)的時(shí)距區(qū)間，表現(xiàn)為中心化偏差。試次水平分析結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了這一中心化偏差。同時(shí)，該偏差不受先前試次類型的影響。這表明，聯(lián)合情境促使個(gè)體同時(shí)積累自身任務(wù)和同伴任務(wù)相關(guān)的先驗(yàn)時(shí)距信息；而單人情境下，個(gè)體僅積累與自身任務(wù)相關(guān)的先驗(yàn)時(shí)距信息。另一方面，群組水平和試次水平分析結(jié)果均顯示，聯(lián)合情境下個(gè)體的時(shí)間知覺敏感性顯著低于單人情境，表明聯(lián)合行動(dòng)情境影響了時(shí)間知覺任務(wù)中的個(gè)體認(rèn)知狀態(tài)，導(dǎo)致整體水平和局部水平的時(shí)距估計(jì)準(zhǔn)確性下降。

以上結(jié)果支持了我們的假設(shè)，即聯(lián)合行動(dòng)情境顯著影響了個(gè)體時(shí)間知覺，這與前人研究報(bào)道的聯(lián)合行動(dòng)情境對個(gè)體任務(wù)表現(xiàn)的結(jié)果一致（Sebanzamp;Knoblich，2006）。然而，實(shí)驗(yàn)1本身尚不能厘清聯(lián)合情境是通過共同表征機(jī)制還是社會(huì)促進(jìn)機(jī)制產(chǎn)生影響。因此，為進(jìn)一步系統(tǒng)探究共同表征和社會(huì)促進(jìn)是否是聯(lián)合行動(dòng)情景影響個(gè)體時(shí)間估計(jì)的關(guān)鍵機(jī)制及其潛在作用，我們在后續(xù)實(shí)驗(yàn)中通過設(shè)置信念情景和非目標(biāo)情景來操縱共同表征和社會(huì)促進(jìn)的強(qiáng)度。

3 實(shí)驗(yàn)2：信念情境對個(gè)體時(shí)間知覺的影響

實(shí)驗(yàn)1發(fā)現(xiàn)，相較于單人情境，聯(lián)合情境中僅長時(shí)距區(qū)間組被試表現(xiàn)出主觀相等點(diǎn)顯著下降。此外，聯(lián)合情景中被試都表現(xiàn)出更低的時(shí)間知覺敏感性。為了進(jìn)一步探究實(shí)驗(yàn)1中觀察到的效應(yīng)更多是由于共同表征或是社會(huì)促進(jìn)的影響，我們在實(shí)驗(yàn)2中采用信念情境。在該情境中同伴不在場能有效削弱社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)，但被試仍然能通過信念表征其同伴任務(wù)信息（共同表征機(jī)制）?？紤]到實(shí)驗(yàn)1中，主觀相等點(diǎn)的情景間差異僅出現(xiàn)在長時(shí)距區(qū)間估計(jì)任務(wù)中，我們在實(shí)驗(yàn)2中僅要求被試完成長時(shí)距區(qū)間估計(jì)任務(wù)。

3.1 被試

為了與實(shí)驗(yàn)1長時(shí)距區(qū)間組被試數(shù)量保持一致，實(shí)驗(yàn)2新招募了32名被試參加實(shí)驗(yàn)（平均年齡為21.58歲， SD=2.41 歲，其中男性8名），其他均與實(shí)驗(yàn)1一致。

3.2實(shí)驗(yàn)材料、程序和數(shù)據(jù)分析

實(shí)驗(yàn)儀器、程序和分析方法基本與實(shí)驗(yàn)1相同（見圖3），但以下內(nèi)容有所不同：

為了強(qiáng)化學(xué)習(xí)階段中被試與同伴共同完成任務(wù)的信念，并保證實(shí)驗(yàn)間操縱的一致性，實(shí)驗(yàn)2中被試將與假被試相鄰?fù)瓿蓪W(xué)習(xí)階段任務(wù)。具體操作上，與實(shí)驗(yàn)1的聯(lián)合情境相同，被試先與一名同性別的假被試坐在一張長桌前，相距大約 30cm 左右。被試和假被試分別接受指導(dǎo)語，并各自使用一臺(tái)電腦完成練習(xí)階段任務(wù)。然后，主試告知雙方在正式實(shí)驗(yàn)階段的隨機(jī)分組（被試始終被分配在長時(shí)距區(qū)間條件）和相應(yīng)任務(wù)要求。隨后，主試告知兩人需要在不同的房間內(nèi)完成實(shí)驗(yàn)，并保證被試清楚地意識(shí)到同伴將在另一房間完成任務(wù)，并要求被試坐在電腦屏幕前左側(cè)或右側(cè)。數(shù)據(jù)分析中，我們聯(lián)合實(shí)驗(yàn)1中長時(shí)距區(qū)間組的被試數(shù)據(jù)進(jìn)行跨實(shí)驗(yàn)間分析。

3.3 結(jié)果

3.3.1 群組水平分析

（1）主觀相等點(diǎn)

對主觀相等點(diǎn)進(jìn)行3個(gè)水平（單人情景、聯(lián)合情景和信念情景）的單因素方差分析（見圖4）。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著， F（2，93）=4.87 ， p=0.010 （2號(hào)η_p²=0.10 ， BF_inclusion=4.43 。事后比較結(jié)果顯示，信念情境下被試的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境（均值差 =57.23ms ，差異的 95%CI=[0.36，114.10] SE=23.88ms 0 t=2.40，p=0.048 ，Cohen's d=0.60AA ），而信念情境下被試的主觀相等點(diǎn)與聯(lián)合情境沒有顯著差異（均值差 =12.72ms ，差異的 95%CI= [-69.59，44.14]， SE=23.85ms ， t=0.53 ， p=0.855 0Cohen's d=0.13， 。此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境（均值差 =69.95ms ，差異的 95%CI=[13.09 ，126.82]， SE =23.88ms 0 t=2.93，p=0.012 ，Cohen's d=0.73 ）

（2）最小可覺差

對最小可覺差進(jìn)行3個(gè)水平（單人情景、聯(lián)合情景和信念情景）的單因素方差分析（見圖4）。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著， F（2，93）=4.24 p=0.017 0η_p²=0.08 ， BF_inclusion=2.71 。事后比較結(jié)果顯示，信念情境下被試的最小可覺差顯著低于聯(lián)合情境（均值差 =23.44ms ，差異的 95%CI=[2.76. 44.12]，SE=8.68ms ， t=2.70 p=0.022 ， Cohen's d=0.68 ），而信念情境下被試的最小可覺差與單人情境沒有顯著差異（均值差 = 3.49ms ，差異的 95% CIΨ=Ψ [-17.20，24.17]， SE=8.68ms ， t=0.40 p=0.915 5Cohen's d=0.10AA 。此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的最小可覺差邊緣顯著高于單人情境（均值差 =19.95ms ，差異的 95%CI=[0.73，40.64]. SE=8.68ms ， t=2.30 ， p=0.061 ， Cohen's d=0.57 ）。

（3）韋伯分?jǐn)?shù)

對韋伯分?jǐn)?shù)進(jìn)行3個(gè)水平（單人情景、聯(lián)合情景和信念情景）的單因素方差分析（見圖4）。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著， F（2，93）=7.15 p=0.001 η_p²=0.13 ， BF_inclusion=25.54 。事后比較結(jié)果顯示，信念情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)顯著低于聯(lián)合情境（均值差 Θ= 0.02 ，差異的 95%CI=[0.005，0.037]，SI =0.007 ， t=3.10 0 p=0.007 ，Cohen's d=0.78 ，而信念情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)與單人情境沒有顯著差異（均值差 Θ= 0.002 ，差異的 95% CI=[-0.018 00.014]， SE=0.007 ， t=0.33 ， p=0.943 ，Cohen's d= 0.08）。此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)顯著高于單人情境（均值差 =0.023 ，差異的 95%CI=[0.007，0.039] ， SE=0.007 t=3.43，p =0.003 ，Cohen's d=0.86） 0

3.3.2 試次水平分析

（1）主觀相等點(diǎn)

對主觀相等點(diǎn)進(jìn)行3（背景：單人情境、聯(lián)合 情境和信念情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析。與群組水平分析結(jié)果一致，背景的主效應(yīng)顯著， F（2，93）=5.18 ， p=0.007 ， η_p²= 0.10， BF_inclusion=4.72 。事后比較結(jié)果顯示，信念情境下被試的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境（均值差= 59.08ms ，差異的 95% ，118.27]，SE=24.28ms ， t=2.43，p=0.044 ，Cohen's d=0.58 ，而信念情境下被試的主觀相等點(diǎn)與聯(lián)合情境沒有顯著差異（均值差 =14.78ms ，差異的 95% CI= [-44.41，73.98]， SE=24.28ms ， t=0.61 ， p=0.816 Cohen's d=0.15， 。此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境（均值差 =73.86ms. ，差異的 95%CI=[14.67 ，133.16]，SE=24.28ms t=3.04 ， p=0.009 ，Cohen's d= 0.72）。先前試次類型的主效應(yīng)顯著， F（1，93）=89.33 plt;0.001 ， η_p²=0.49 ， BF_inclusion=1.45×10¹² （見圖4）;先前試次為自我時(shí)的主觀相等點(diǎn)顯著大于先前試次為無關(guān)（均值差 =61.20ms ，差異的 95% CI= [48.34， 74.06]， SE=6.48ms ， t=9.45 ， plt;0.001 ，Cohen's d=0.60 。先前試次類型與背景的交互作用不顯著， F（2，93）=0.51，p=0.600 。

（2）最小可覺差

對最小可覺差進(jìn)行3（背景：單人情境、聯(lián)合情境和信念情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示無顯著主效應(yīng)或交互作用， F_{ii;↑i;↑↑}=2.29，p_{ii;↓i;↓i;↑↓}=0.107 。

（3）韋伯分?jǐn)?shù)

對韋伯分?jǐn)?shù)進(jìn)行3（背景：單人情境、聯(lián)合情境和信念情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，93）=4.45 ， p=0.014 ， η_p²=0.09 ， BF_inclusion= 1.85 。事后比較結(jié)果顯示，信念情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)邊緣顯著小于聯(lián)合情境（均值差 =0.015 ，差異的 95%CI=[-0.001，0.032] _ SE=0.007 ， t=2.29 ， p =0.062 ，Cohen's d=0.45 ，而信念情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)與單人情境沒有顯著差異（均值差 Λ=Λ_0.003 5差異的 95%CI=[-0.013，0.02] ， SE=0.007 t=0.51 p=0.866 ，Cohen's d=0.10AA 。此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)顯著大于單人情境（均值差 =0.019 ，差異的 95%CI=[0.002，0.035] SE=0.007，t=2.80，p=0.017 ，Cohen's d=0.55 。先前試次類型的主效應(yīng) （F（1，93）lt;0.01 ， p=0.960） 和先前試次類型與背景的交互作用 （F（2，93）=0.81，p =0.448） 均不顯著。

3.4 討論

實(shí)驗(yàn)2的群組水平和試次水平結(jié)果均顯示，相較于單人情境，個(gè)體主觀相等點(diǎn)在信念情境下與實(shí)驗(yàn)1聯(lián)合情境相似，表現(xiàn)為主觀相等點(diǎn)向同伴任務(wù)的時(shí)距區(qū)間顯著偏移。信念情境（同伴不在場）能有效削弱社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)，但不影響個(gè)體通過信念共同表征其同伴任務(wù)信息（Atmacaetal.，2011;Tsaietal..2008）。因此該結(jié)果表明聯(lián)合情境通過共同表征機(jī)制將同伴任務(wù)時(shí)距信息作為先驗(yàn)信息進(jìn)行整合，從而導(dǎo)致個(gè)體主觀相等點(diǎn)偏移。另一方面，群組水平的時(shí)間知覺敏感性分析結(jié)果表明，相較于實(shí)驗(yàn)1的聯(lián)合情境，個(gè)體在信念情境下的時(shí)間知覺敏感性顯著提高，并恢復(fù)至單人情境相當(dāng)水平。進(jìn)一步試次水平分析結(jié)果（韋伯分?jǐn)?shù)）也表現(xiàn)出類似的趨勢。這表明同伴在場（聯(lián)合情境）導(dǎo)致的社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)可能是造成個(gè)體時(shí)間知覺敏感性下降的主要原因。

4實(shí)驗(yàn)3：非目標(biāo)情境對個(gè)體時(shí)間知覺的影響

實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，聯(lián)合情境和信念情境下被試的主觀相等點(diǎn)相較于單人情境顯著下降，而在單人情境和信念情境下被試表現(xiàn)出較高的時(shí)間知覺敏感性。實(shí)驗(yàn)3進(jìn)一步設(shè)置非自標(biāo)情境。在該情境中同伴在場依然能夠表現(xiàn)出社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)，但由于任務(wù)不同，共同表征到的非時(shí)間任務(wù)信息對被試的時(shí)間估計(jì)影響較小。與實(shí)驗(yàn)2相同，實(shí)驗(yàn)3僅要求被試完成長時(shí)距區(qū)間估計(jì)任務(wù)。

4.1被試

為了與實(shí)驗(yàn)1長時(shí)距區(qū)間組的被試量一致，實(shí)驗(yàn)3招募32名被試參加實(shí)驗(yàn)（平均年齡為21.59歲，SD=1.93 歲，其中男性4名），其他與實(shí)驗(yàn)1一致。

4.2 實(shí)驗(yàn)材料、程序和數(shù)據(jù)分析

實(shí)驗(yàn)儀器、程序和分析方法基本與實(shí)驗(yàn)1相同，但以下內(nèi)容有所不同：

為了保證實(shí)驗(yàn)間操縱條件的一致性，實(shí)驗(yàn)3中被試將與假被試相鄰?fù)瓿蓪W(xué)習(xí)階段任務(wù)。具體而言，與實(shí)驗(yàn)1的聯(lián)合情境相同，被試與一名假被試（性別與被試一致）同坐在一張長桌前，相距大約 30cm 。被試和假被試分別接受指導(dǎo)語，并各自使用一臺(tái)電腦完成練習(xí)階段任務(wù)。與實(shí)驗(yàn)1聯(lián)合情境不同的是，在學(xué)習(xí)階段中，被試則需要完成時(shí)距判斷任務(wù)，而假被試需要完成形狀判斷任務(wù)，任務(wù)刺激由純色（橙色或綠色）實(shí)心圓替換成同色的正三角形或倒三角形。學(xué)習(xí)階段結(jié)束后，被試與假被試相鄰而坐，使用同一臺(tái)電腦共同完成正式實(shí)驗(yàn)階段任務(wù)。正式實(shí)驗(yàn)階段共呈現(xiàn)三種圖形刺激，分別是實(shí)心圓、正三角或倒三角，且顏色與學(xué)習(xí)階段一致。在該階段中，被試需要判斷實(shí)心圓持續(xù)時(shí)間（與實(shí)驗(yàn)1一致，持續(xù)時(shí)間為 1000～1600ms ，步長為 100ms ，共7水平），而假被試則需要判斷正三角或倒三角的形狀，且刺激呈現(xiàn)時(shí)間與實(shí)驗(yàn)1中短時(shí)距區(qū)間的持續(xù)時(shí)間一致（持續(xù)時(shí)間為 400～1000ms ，步長為 100ms. ，共7水平）。實(shí)驗(yàn)過程中將通過指導(dǎo)語保證被試了解同伴的任務(wù)要求。與實(shí)驗(yàn)2一致，我們將實(shí)驗(yàn)3的被試數(shù)據(jù)與實(shí)驗(yàn)1長時(shí)距區(qū)間組的被試數(shù)據(jù)結(jié)合，進(jìn)行跨實(shí)驗(yàn)間分析。

4.3 結(jié)果

4.3.1 群組水平分析

（1）主觀相等點(diǎn)

對主觀相等點(diǎn)進(jìn)行3個(gè)水平（單人情景、聯(lián)合情景和非目標(biāo)情景）的單因素方差分析（見圖5。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著， F（2， 93）= 4.56 p= 0.013， η_p²=0.09 ， BF_inclusion=3.47 。事后比較結(jié)果顯示，非目標(biāo)情境下被試的主觀相等點(diǎn)顯著高于聯(lián)合情境（均值差 =70.10ms ，差異的 95% CI=[6.30 133.91]， SE=26.78ms t=2.62 ， p=0.028 ，Cohen'sd=0.65 ，但與單人情境沒有顯著差異（均值差 Σ=Σ 0.15ms ，差異的 95% CI=[63.96 ，63.65]， SE= 26.78ms ， t=0.01 p=1.000 ，Cohen's dlt;0.01AA. 。此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境（均值差 = 69.95ms ，差異的 15%CI=[6.15 ，133.76]， SE=26.79ms ， t=2.61 ， ，Cohen's d=0.65 。

（2）最小可覺差

對最小可覺差進(jìn)行3個(gè)水平（單人情景、聯(lián)合情景和非目標(biāo)情景）的單因素方差分析（見圖5）。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著， F（2， 93）= 3.33 ， p= 0.040， η_p²=0.07 ， BF_inclusion=1.33 。事后比較結(jié)果顯示，非目標(biāo)情境下被試的最小可覺差邊緣顯著高于單人情境（均值差 =20.44ms ，差異的 95% CI= [1.09，41.96]， SE=9.04ms ， t=2.26 ， p=0.066 0Cohen's d=0.57. ，但與聯(lián)合情境沒有顯著差異（均值差 =0.48ms ，差異的 95% CI=[-22.01 ，21.04]，SE=9.04ms 0 t=0.05 ， Cohen's d=0.01 ）此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的最小可覺差邊緣顯著高于單人情境（均值差 =19.95ms 差異的 95%CI=[1.57，41.48] ， SE=9.04ms ， t=2.21 p=0.075 ，Cohen's d=0.55 。

（3）韋伯分?jǐn)?shù)

對韋伯分?jǐn)?shù)進(jìn)行3個(gè)水平（單人情景、聯(lián)合情景和非目標(biāo)情景）的單因素方差分析（見圖5）。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著， F（2，93）=6.19，p=0.003 η_p²=0.12，BF_inclusion=12.26AA 。事后比較結(jié)果顯示，非目標(biāo)情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)顯著高于單人情境（均值差 =0.016 ，差異的 95%CI=[0.0002，0.032]，SE τ=0.007 0 t=2.41 ， p=0.046 ， Cohen's d=0.60 ，但與聯(lián)合情境沒有顯著差異（均值差 Θ= 0.007 ，差異的95% CI=[-0.009 ，0.023]， SE=0.007 ， t=1.01 ， p= 0.573， Cohen's d=0.25 ）。此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)顯著高于單人情境（均值差 =0.023 ，差異的 95%CI=[0.007，0.039]，SE τ=0.007ms ， t=3.42 ， ， Cohen's d=0.86） 。

4.3.2 試次水平分析

（1）主觀相等點(diǎn)

對主觀相等點(diǎn)進(jìn)行3（背景：單人情境、聯(lián)合情境和非目標(biāo)情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著， F（2，93）=4.60，p=0.012 η_p²=0.09 ， BF_inclusion= 3.12。事后比較結(jié)果顯示，非目標(biāo)情境下被試的主觀相等點(diǎn)顯著高于聯(lián)合情境（均值差 =67.46ms 0差異的 95%CI=[1.64，133.27] ， SE=26.99ms ， t= 2 ∴50，p=0.037 ，Cohen's d=0.60AA ，但與單人情境沒有顯著差異（均值差 =6.40ms ，差異的 95%CI= [-59.41，72.22]， SE=26.99ms ， t=0.24 ， p=0.969 Cohen's d=0.06） 。此外，與實(shí)驗(yàn)1一致的是，聯(lián)合情境下被試的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境（均值差 =73.86ms ，差異的 95%CI=[8.05，139.67]，SE =26.99ms ， t=2.74 p=0.020 ， Cohen's d=0.65 。先前試次類型的主效應(yīng)顯著， F（1，93）=79.31 ， plt; 0.001， η_p²=0.46，BF_inclusion=1.15×10¹¹ 。先前試次為自我時(shí)的主觀相等點(diǎn)顯著大于先前試次為無關(guān)（均值差 =62.45ms ，差異的 95%CI=[48.52，76.37].SE=7.01 ms， t=8.91 ， plt;0.001 ，Cohen's d=0.55 見圖5）。先前試次類型與背景的交互作用不顯著，F(xiàn)（2，93）=0.24，p=0.789

（2）最小可覺差

對最小可覺差進(jìn)行3（背景：單人情境、聯(lián)合情境和非目標(biāo)情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示無顯著主效應(yīng)或交互作用， 。

（3）韋伯分?jǐn)?shù)

對韋伯分?jǐn)?shù)進(jìn)行3（背景：單人情境、聯(lián)合情境和非目標(biāo)情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關(guān)）重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示，背景的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，93）=4.31 ， p=0.016 ， η_p²=0.09 BF_inclusion= 1.46。事后比較結(jié)果顯示，首先與實(shí)驗(yàn)1一致，聯(lián)合情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)顯著大于單人情境（均值差 =0.019 ，差異的 95%CI=[0.003，0.034] ， SE= 0.006，t=2.89，p=0.013 ，Cohen's d=0.51 ；非目標(biāo)情境下被試的韋伯分?jǐn)?shù)也表現(xiàn)出類似趨勢（均值差Θ= 0.019 ，差異的 95% CI=[-0.003 ，0.028]， SE =0.006 ， t=1.92 ， p=0.14 ，Cohen's d=0.34， ，但與聯(lián)合情境沒有顯著差異（均值差 =0.003 ，差異的 95% CI=[-0.013 ，0.02]， SE=0.007 ， t=0.51 ， p=0.866 Cohen's d=0.10AA 。先前試次類型的主效應(yīng) （F（1，93） =0.07 ， p=0.800） 和先前試次類型與背景的交互作用 （F（2，93）=0.68 p=0.509） 均不顯著。

4.4討論

實(shí)驗(yàn)3的群組水平和試次水平結(jié)果均顯示，相較于實(shí)驗(yàn)1的聯(lián)合情境，個(gè)體在非目標(biāo)情境下的主觀相等點(diǎn)與實(shí)驗(yàn)1的單人情境相似，未顯著偏向于同伴任務(wù)的時(shí)距區(qū)間。前人研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體對同伴任務(wù)信息的共同表征取決于同伴目標(biāo)（Hudsonetal..2016;Iacobonietal.，2005）。因此，非目標(biāo)情景下主觀相等點(diǎn)未偏移結(jié)果表明，當(dāng)同伴任務(wù)目標(biāo)與時(shí)間無關(guān)時(shí)，個(gè)體無法通過共同表征機(jī)制來整合同伴任務(wù)中的時(shí)距信息，從而影響其主觀相等點(diǎn)。另一方面，群組水平的時(shí)間知覺敏感性分析表明，相較于單人情境，個(gè)體在非目標(biāo)情境下的時(shí)間知覺敏感性顯著下降，與聯(lián)合情境相當(dāng)。進(jìn)一步試次水平分析結(jié)果（韋伯分?jǐn)?shù)）也表現(xiàn)出類似的趨勢。該結(jié)果進(jìn)一步支持了實(shí)驗(yàn)2的結(jié)論，即同伴在場導(dǎo)致的社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)是個(gè)體時(shí)間知覺敏感性下降的主要原因。

5 總討論

相較于以往研究大多從個(gè)體水平上探究時(shí)間知覺偏差來源，本研究首次結(jié)合時(shí)間二分仕務(wù)和聯(lián)合行動(dòng)任務(wù)范式，系統(tǒng)探究了聯(lián)合行動(dòng)情境下的個(gè)體時(shí)間知覺偏差，拓展了時(shí)間知覺的研究情境。在此基礎(chǔ)上，本研究進(jìn)一步厘清了共同表征和社會(huì)促進(jìn)這兩種潛在機(jī)制的作用。實(shí)驗(yàn)1比較了個(gè)體在單人情境和聯(lián)合情境下完成時(shí)間二分任務(wù)時(shí)的時(shí)間知覺加工差異。群組水平和試次水平分析結(jié)果都發(fā)現(xiàn)，僅在長時(shí)距區(qū)間條件下，聯(lián)合情境下的主觀相等點(diǎn)顯著低于單人情境，同時(shí)聯(lián)合情境下個(gè)體的最小可覺差和韋伯分?jǐn)?shù)都顯著高于單人情境。而在短時(shí)距區(qū)間條件下，聯(lián)合情境僅導(dǎo)致個(gè)體的最小可覺差和韋伯分?jǐn)?shù)顯著增加。此外，序列依賴分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的時(shí)間知覺受到先前無關(guān)試次的顯著影響，表現(xiàn)為主觀相等點(diǎn)的下降和最小可覺差的增加。和假設(shè)一致，實(shí)驗(yàn)1中，聯(lián)合場景個(gè)體受到同伴影響，表現(xiàn)出時(shí)間估計(jì)的中心化偏差。實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3進(jìn)一步通過設(shè)置信念情境和非目標(biāo)情境，以操縱共同表征和社會(huì)促進(jìn)的強(qiáng)度，系統(tǒng)探究二者是否是聯(lián)合行動(dòng)情境影響個(gè)體時(shí)間估計(jì)的關(guān)鍵機(jī)制。實(shí)驗(yàn)2結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)通過信念激發(fā)共同表征時(shí)，個(gè)體表現(xiàn)出與聯(lián)合場景相當(dāng)?shù)闹饔^相等點(diǎn)，并顯著低于單人情境。同時(shí)通過同伴不在場削弱社會(huì)促進(jìn)強(qiáng)度時(shí)，個(gè)體表現(xiàn)出與單人情境相當(dāng)?shù)淖钚】捎X差和韋伯分?jǐn)?shù)，并顯著低于聯(lián)合情境。相反，在實(shí)驗(yàn)3中，當(dāng)通過操縱同伴的任務(wù)目標(biāo)為非時(shí)間估計(jì)任務(wù)來削弱共同表征的影響時(shí)，個(gè)體的主觀相等點(diǎn)與單人情景相當(dāng)，并顯著高于聯(lián)合情境。同時(shí)通過操縱同伴在場激發(fā)社會(huì)促進(jìn)時(shí)，個(gè)體表現(xiàn)出與聯(lián)合情境相當(dāng)?shù)淖钚】捎X差和韋伯分?jǐn)?shù)，并顯著高于單人情境。結(jié)合三個(gè)實(shí)驗(yàn)結(jié)果可以看出，聯(lián)合行動(dòng)情境中個(gè)體的時(shí)間知覺會(huì)受到同伴影響，并基于不同機(jī)制表現(xiàn)出不同效應(yīng)。首先，個(gè)體通過共同表征機(jī)制將同伴任務(wù)信息表征為先驗(yàn)信息，從而表現(xiàn)出主觀時(shí)間估計(jì)偏向同伴的時(shí)距區(qū)間。其次，同伴在場激發(fā)了社會(huì)促進(jìn)，占用了個(gè)體的注意資源，從而導(dǎo)致時(shí)間知覺敏感性下降。

和以往經(jīng)典聯(lián)合行動(dòng)任務(wù)范式（例如聯(lián)合西蒙任務(wù)、聯(lián)合整體編碼任務(wù)）類似（Beaurenautetal.，2021;Zhengamp;Wang，2024b），本研究發(fā)現(xiàn)聯(lián)合情境下，即使沒有共享目標(biāo)，同伴的任務(wù)信息也會(huì)作為先驗(yàn)信息被個(gè)體表征，從而影響其時(shí)間知覺任務(wù)表現(xiàn)。以往個(gè)體水平的時(shí)間知覺研究表明，歷史先驗(yàn)信息對時(shí)間知覺的影響主要表現(xiàn)為中心化和序列依賴效應(yīng)。當(dāng)拓展到聯(lián)合情境時(shí)，首先和個(gè)體水平研究類似（Jazayeriamp;Shadlen，201O;vanRijn，2016），本研究發(fā)現(xiàn)中心化偏差效應(yīng)的不對稱性，表現(xiàn)為只在長時(shí)距條件下出現(xiàn)中心化偏差，且該偏差效應(yīng)總是偏向于同伴任務(wù)區(qū)間。根據(jù)貝葉斯時(shí)間知覺模型（Jazayeriamp; Shadlen，201o；Sadibolova amp; Terhune，2022；Shietal.，2013），先驗(yàn)時(shí)間信息（即先前任務(wù)中形成的內(nèi)在時(shí)間記憶表征）與當(dāng)前累積的感覺時(shí)間信息（即新接受到的信息）之間的整合作為后驗(yàn)分布，共同決定了時(shí)間估計(jì)。相較于單人情境，聯(lián)合情境中個(gè)體接收到的先驗(yàn)信息混合了自我任務(wù)信息和同伴任務(wù)信息，從而使得后驗(yàn)分布偏向于同伴任務(wù)時(shí)距區(qū)間。該結(jié)果進(jìn)一步拓充了貝葉斯時(shí)間知覺模型在社會(huì)情境的應(yīng)用。在非時(shí)間知覺聯(lián)合任務(wù)中，Zheng 和Wang （2024b）的研究發(fā)現(xiàn)相較于單人情境，聯(lián)合情境下個(gè)體的整體編碼結(jié)果也表現(xiàn)出類似的偏向于同伴任務(wù)信息的中心化偏差效應(yīng)。此外，該研究通過操縱被試間的群際關(guān)系，驗(yàn)證了共同表征機(jī)制導(dǎo)致中心化偏差效應(yīng)因果機(jī)制（Zhengamp;Wang，2024b）。與之相似，本研究實(shí)驗(yàn)3通過設(shè)置非目標(biāo)場景削弱共同表征強(qiáng)度，驗(yàn)證了聯(lián)合時(shí)間知覺中心化偏差效應(yīng)中的共同表征機(jī)制。另一方面，與個(gè)體水平的序列依賴效應(yīng)類似（Shi et al.，2013），本研究三個(gè)實(shí)驗(yàn)都發(fā)現(xiàn)了顯著的序列依賴效應(yīng)，且先前試次為無關(guān)時(shí)的偏差效應(yīng)顯著高于先前試次為自我條件。更關(guān)鍵的是，序列依賴效應(yīng)在三個(gè)實(shí)驗(yàn)場景中無顯著差異，表明該效應(yīng)本身不受場景變化的影響。因此，與以往個(gè)體水平時(shí)間知覺研究不同，聯(lián)合情境對個(gè)體時(shí)間知覺的影響只反映在中心化偏差效應(yīng)。具體而言，在將試次信息儲(chǔ)存到長時(shí)記憶并形成試次間的先驗(yàn)信息分布時(shí)，同伴任務(wù)試次可能由于共同表征機(jī)制賦予的較高社會(huì)顯著性（Sui et al.， 2013; Tseng et al.，2022; Zheng amp; Wang，2024b），使其與非同伴任務(wù)試次分離，從而影響了后驗(yàn)分布，最終表現(xiàn)為中心化偏差效應(yīng)。

另一方面，在以往聚焦于個(gè)體層面的時(shí)間知覺研究基礎(chǔ)上，本研究探究了“他人在場\"這一因素是否會(huì)誘發(fā)社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)，從而通過競爭個(gè)體有限的注意資源，影響時(shí)間估計(jì)任務(wù)的表現(xiàn)。和假設(shè)一致，相較于同伴不在場條件（實(shí)驗(yàn)1單人情境和實(shí)驗(yàn)2信念情境），在同伴在場條件（實(shí)驗(yàn)1聯(lián)合情境和實(shí)驗(yàn)3非目標(biāo)情境）下個(gè)體的知覺敏感性顯著下降。這一結(jié)果重復(fù)了社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)的經(jīng)典發(fā)現(xiàn)，即他人在場會(huì)競爭個(gè)體有限的注意資源（Mnifetal.，2022;Oliva etal.，2017;Zangetal.，2022），減少個(gè)體對時(shí)間知覺任務(wù)的注意資源投入，從而導(dǎo)致時(shí)間知覺敏感性下降。事實(shí)上，本研究的結(jié)果與雙任務(wù)范式中的時(shí)間知覺任務(wù)效應(yīng)相似。當(dāng)個(gè)體同時(shí)進(jìn)行時(shí)間相關(guān)任務(wù)與非時(shí)間相關(guān)任務(wù)時(shí)，非時(shí)間任務(wù)會(huì)競爭注意資源，導(dǎo)致個(gè)體的時(shí)間知覺敏感性顯著下降，且這一下降與非時(shí)間任務(wù)的難度密切相關(guān)（Brown，1985）。這種現(xiàn)象可能源于在聯(lián)合行動(dòng)過程中，個(gè)體需要額外投入認(rèn)知資源，以監(jiān)控自身與他人的動(dòng)作以及相關(guān)任務(wù)的結(jié)果（Sebanzetal.，2021）。例如，Loehr等人（2013）在研究鋼琴專家二重奏時(shí)記錄的腦電活動(dòng)發(fā)現(xiàn)，個(gè)體對自身與他人錯(cuò)誤的早期檢測表現(xiàn)出相似的神經(jīng)反應(yīng)。上述結(jié)果表明，在聯(lián)合行動(dòng)情境中，他人在場通過社會(huì)促進(jìn)效應(yīng)增加了對他人任務(wù)的注意資源分配，但同時(shí)減少了對自身任務(wù)的關(guān)注，這可能是導(dǎo)致時(shí)間知覺敏感性下降的關(guān)鍵機(jī)制。另一種可能的解釋基于時(shí)間貝葉斯理論，整合同伴任務(wù)的時(shí)間信息為先驗(yàn)信息可能導(dǎo)致主觀相等點(diǎn)偏移，并通過干擾反應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)降低時(shí)間知覺敏感性。如實(shí)驗(yàn)1的心理物理曲線（圖2）所示，相較于單人情境，聯(lián)合情境不僅表現(xiàn)出顯著的主觀相等點(diǎn)偏移，當(dāng)被試任務(wù)區(qū)間接近同伴任務(wù)區(qū)間時(shí)，判斷誤差和敏感性下降尤為顯著。實(shí)驗(yàn)3中也觀察到敏感性下降的趨勢，但由于同伴任務(wù)與時(shí)間無關(guān)，未表現(xiàn)主觀相等點(diǎn)偏移。盡管貝葉斯整合理論能解釋實(shí)驗(yàn)1和3的結(jié)果，但無法解釋實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果。實(shí)驗(yàn)2顯示，盡管主觀相等點(diǎn)偏移顯著，但敏感性未如實(shí)驗(yàn)1和3般改變。因此，我們傾向認(rèn)為，他人在場通過競爭注意資源影響了時(shí)間知覺敏感性，而非通過整合同伴任務(wù)信息改變知覺表現(xiàn)。需要強(qiáng)調(diào)的是，注意資源競爭通常在雙任務(wù)條件下同時(shí)影響主觀相等點(diǎn)和敏感性，但本研究中個(gè)體與同伴獨(dú)立完成任務(wù)，而非典型雙任務(wù)情境。因此，他人在場主要通過分散注意影響當(dāng)前刺激加工狀態(tài)，降低時(shí)間知覺敏感性，卻不足以顯著改變對同伴時(shí)距先驗(yàn)信息的整合。

綜上，本研究結(jié)果為社會(huì)場景中的時(shí)間知覺心理機(jī)制提供了實(shí)證證據(jù)，拓展了時(shí)間知覺的研究情境。然而，本研究仍存在一定局限性：首先，參照以往聯(lián)合行動(dòng)范式，本研究采用不同顏色作為行動(dòng)者區(qū)分線索，并進(jìn)行了被試間平衡處理。然而，由于前人研究發(fā)現(xiàn)刺激顏色可能影響時(shí)間知覺（Lin2003），因此未來研究可能需要采用非顏色的行動(dòng)者線索區(qū)分。其次，在實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3中，我們采用假被試充當(dāng)同伴完成聯(lián)合情境任務(wù)。盡管這一設(shè)計(jì)控制了同伴行為的一致性，這可能與實(shí)驗(yàn)1中真實(shí)聯(lián)合行動(dòng)中相比存在生態(tài)效度差異。未來研究應(yīng)盡量采用真實(shí)聯(lián)合行動(dòng)情境來減少上述額外因素的影響。除此之外，未來研究有必要結(jié)合前沿的人際間神經(jīng)科學(xué)測量手段進(jìn)一步挖掘聯(lián)合行動(dòng)情境中的個(gè)體時(shí)間知覺心理機(jī)制對應(yīng)的神經(jīng)基礎(chǔ)。

6 結(jié)論

本研究通過3個(gè)實(shí)驗(yàn)系統(tǒng)探討了聯(lián)合行動(dòng)情境對個(gè)體時(shí)間知覺的影響，并揭示了共同表征與社會(huì)促進(jìn)在其中的重要作用。研究結(jié)果表明，聯(lián)合情境中個(gè)體的主觀時(shí)間估計(jì)偏向同伴的時(shí)距區(qū)間。同時(shí)，他人在場會(huì)占用個(gè)體注意資源，從而降低時(shí)間知覺敏感性。本研究不僅拓展了時(shí)間知覺研究的理論視角，還為闡明社會(huì)情境下的時(shí)間知覺加工機(jī)制提供了重要參考。

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The effect of joint action contexts on time perception

WANG Jun， ZHENG Zheng

SchoolofPsychologyZhejiangNormal University;ZhejiangPhilosophyandSocialScienceLaboratoryfor theMental Healthand Crisis Intervention ofChildrenand Adolescents，Jinhua 321oo4，China）

Abstract

Previous studies have primarily focused on exploring the sources of time perception bias at an individual level， but few studies have investigated the mechanisms behind time perception bias in social contexts.To address this gap，the present study combined joint action and time perception paradigms with the goal of investigating time perception in social contexts and further examining the mechanisms ofco-representation and/or social facilitation in joint temporal perception through three experiments.

This study used a between-subject 2×2 experimental design，with the factors of context （individual vs. joint） and duration distribution （short intervals vs. long intervals）. The stimulus durations were 400ms or 1000 ms for the short interval group，and 1000ms or 1600ms for the long interval group. The varying intervals were indicated by yellow or green circles.Participants initially completed a learning task alone and were then randomly assigned to either an individual or joint context to complete a practice task. In the joint context， two participants who were unfamiliar with each other practiced with different temporal intervals and completed the experiment together.In the individual context，one participant sat alone on the left or right side of the screen to complete the experiment.During the learning phase，participants became familiar with the short- and long-interval stimuli. In the practice phase， solid orange circles of varying durations （from 40o ms to 1000ms 0 in 100ms increments） or solid green circles （from 1ooo ms to 1600ms ，in 100ms increments） were randomly shown onthe screen. Participants then judged whether the duration of the stimulus was“short”or“l(fā)ong”based on criteria presented during the learning phase.

In Experiment 1， we found that individuals’ subjective equivalence points were significantly altered， and their sensitivity to time perception was notably reduced in joint situations compared to individual situations.In Experiment 2，we stimulated co-representation by manipulating participants’beliefs，and the absence of peers reduced the influence of social inhibition. Individuals had similar shifts in subjective equivalence points as observed in joint situations，but there was no significant change in temporal perceptual sensitivity.In Experiment 3，co-representation was atenuated by giving the peer a non-temporal estimation task， while the presence of peers elicited social inhibition.These findings demonstrated a significant decrease in individuals’ time-perception sensitivity compared to the individual situation， but no significant shift in subjective equivalence points was observed.

In summary，the present study suggests that individuals in joint action contexts represent their peers’ task information through the mechanism ofco-representation， which introduces bias in time estimation. Additionally， the preence of others creates competition for attentional resources，leading to a reduction in individuals’ sensitivity to time perception in joint action contexts.

Keywordstime perception; joint action; co-representation; social facilitation