劉靜遠(yuǎn) 李 虹

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狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響：認(rèn)知評(píng)價(jià)和注意偏向有調(diào)節(jié)的中介作用*

劉靜遠(yuǎn) 李 虹

(清華大學(xué)心理學(xué)系, 北京 100084) (清華大學(xué)深圳研究生院, 深圳 518055)

探討狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響以及注意偏向與認(rèn)知評(píng)價(jià)在其中的中介和調(diào)節(jié)作用。招募大學(xué)生60人, 隨機(jī)分為高、低狀態(tài)焦慮組, 用情緒誘導(dǎo)程序誘導(dǎo)高、低狀態(tài)焦慮; 用點(diǎn)探測(cè)范式測(cè)量注意偏向; 用時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)測(cè)量時(shí)距知覺(jué); 用視覺(jué)模擬心境量表測(cè)量認(rèn)知評(píng)價(jià)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)狀態(tài)焦慮會(huì)導(dǎo)致對(duì)2000 ms時(shí)距的高估; (2)注意偏向在狀態(tài)焦慮對(duì)2000 ms時(shí)距知覺(jué)的影響中具有部分中介作用; (3)狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的中介過(guò)程受到認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用：只有當(dāng)認(rèn)知評(píng)價(jià)得分較高時(shí), 即個(gè)體認(rèn)為焦慮對(duì)心理健康有害程度較高時(shí), 狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響2000 ms時(shí)距知覺(jué)。研究結(jié)果揭示了焦慮個(gè)體時(shí)距知覺(jué)的內(nèi)部過(guò)程, 豐富了焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的解釋視角, 為通過(guò)認(rèn)知評(píng)價(jià)和注意偏向的調(diào)整改善焦慮個(gè)體時(shí)距偏差現(xiàn)象提供了重要參考。

狀態(tài)焦慮; 時(shí)距知覺(jué); 注意偏向; 認(rèn)知評(píng)價(jià)

1 引言

人們?cè)诮箲]狀態(tài)下是否會(huì)感覺(jué)時(shí)間過(guò)得更快或者更慢？如果是, 那么焦慮如何影響時(shí)距知覺(jué)？所謂時(shí)距知覺(jué)是指?jìng)€(gè)體對(duì)單個(gè)事件的持續(xù)時(shí)間或者兩個(gè)事件之間間隔時(shí)間的知覺(jué)(黃順航, 劉培朵, 李慶慶, 陳有國(guó), 黃希庭, 2018; 黃希庭, 李伯約, 張志杰, 2003)。對(duì)這個(gè)問(wèn)題的深入探討將有助于了解焦慮個(gè)體時(shí)距知覺(jué)的內(nèi)部過(guò)程, 并可能從一個(gè)新的視角進(jìn)一步解釋焦慮——如果他們感覺(jué)到的時(shí)間更快或者更慢, 則焦慮或許是對(duì)他們自己內(nèi)部時(shí)間的“正?！狈磻?yīng)？

關(guān)于時(shí)距知覺(jué)的研究大體可以分為兩類：(1)回溯式：被試在實(shí)驗(yàn)任務(wù)后被要求計(jì)時(shí); (2)預(yù)期式：被試在實(shí)驗(yàn)任務(wù)前被告知需要進(jìn)行計(jì)時(shí)?；厮菔胶皖A(yù)期式時(shí)距知覺(jué)包含不同的認(rèn)知過(guò)程(Grondin, 2010)?；厮菔接?jì)時(shí)主要依賴記憶過(guò)程(Block & Zakay, 1997; Zakay & Block, 1997, 2004); 而預(yù)期式計(jì)時(shí)主要與刺激喚醒度以及注意資源分配有關(guān)(Zakay, 1993; Zakay, Nitzan, & Glicksohn, 1983)。迄今為止有關(guān)焦慮影響時(shí)距知覺(jué)的研究并不多, 這些研究大多采用預(yù)期式, 研究對(duì)象幾乎都是針對(duì)特質(zhì)焦慮或焦慮病人, 但研究發(fā)現(xiàn)很不一致。只有一項(xiàng)針對(duì)狀態(tài)焦慮的研究還未發(fā)現(xiàn)顯著結(jié)果(Lueck, 2007)。我們認(rèn)為, 針對(duì)狀態(tài)焦慮進(jìn)行研究具有特殊意義：一方面可以剝離特質(zhì)焦慮(或焦慮病人)和對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向之間已經(jīng)形成的反饋循環(huán)(Eysenck, 1992, 1997); 另一方面也可以揭示日常生活中更為廣泛存在的狀態(tài)焦慮下的時(shí)距知覺(jué)特點(diǎn)。

前人的主要研究發(fā)現(xiàn)大體可以梳理為兩條線索：(1)焦慮會(huì)引起預(yù)期式時(shí)距低估。例如, Whyman和Moos采用言語(yǔ)估計(jì)任務(wù)發(fā)現(xiàn)高、低焦慮個(gè)體都表現(xiàn)出對(duì)于15000 ms、30000 ms、90000 ms時(shí)距的低估(Whyman & Moos, 1967)。Mioni及其同事采用時(shí)間產(chǎn)生任務(wù)以及時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)發(fā)現(xiàn)特質(zhì)焦慮個(gè)體比正常個(gè)體對(duì)于500 ms、1000 ms、1500 ms時(shí)距更加低估(Mioni, Stablum, Prunetti, & Grondin, 2016)。(2)焦慮會(huì)引起預(yù)期式時(shí)距高估。例如, Bar-Haim及其同事采用時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)研究對(duì)于2000 ms、4000 ms、8000 ms的恐懼與平靜刺激的時(shí)距知覺(jué)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)相較于中性刺激, 特質(zhì)焦慮個(gè)體會(huì)對(duì)2000 ms的恐懼刺激表現(xiàn)出時(shí)距高估(Bar- Haim, Kerem, Lamy, & Zakay, 2010)。Yoo和Lee (2015)采用言語(yǔ)估計(jì)任務(wù)更進(jìn)一步探討了社交焦慮個(gè)體對(duì)于不同效價(jià)與喚醒度的刺激(正性高喚醒, 正性低喚醒, 負(fù)性高喚醒, 負(fù)性低喚醒)的時(shí)距知覺(jué)(2000 ms或4000 ms或6000 ms隨機(jī)出現(xiàn)), 發(fā)現(xiàn)相比其他刺激, 高社交焦慮個(gè)體對(duì)負(fù)性高喚醒刺激更加高估, 而低社交焦慮個(gè)體對(duì)正性低喚醒刺激更加高估。后來(lái)的研究者分別針對(duì)時(shí)距低估和高估現(xiàn)象從不同角度進(jìn)行了解釋。一些研究者認(rèn)為：長(zhǎng)時(shí)距容易被低估(例如：Eisler, 1976), 這可能是Whyman和Moos研究中高低焦慮個(gè)體都表現(xiàn)出對(duì)于15000 ms、30000 ms、90000 ms時(shí)距低估的原因(Whyman & Moos, 1967); 另一些研究者針對(duì)焦慮個(gè)體高估時(shí)距進(jìn)行了解釋并提出：焦慮個(gè)體的時(shí)距知覺(jué)偏差與注意功能的變化有關(guān)(例如：Mioni et al., 2016), Bar-Haim等人(2010)和Yoo等人(2015)則認(rèn)為與刺激喚醒度有關(guān)。

注意閘門理論(Attentional Gate Model, AGM)從一個(gè)更為全面的視角對(duì)預(yù)期式時(shí)距知覺(jué)偏差進(jìn)行了解釋, 這個(gè)理論囊括了喚醒度和注意兩個(gè)方面(Zakay & Block, 1997)。在AGM中(如圖1所示), 首先起搏器以通常恒定的速率發(fā)射時(shí)間脈沖, 但這一過(guò)程受到刺激喚醒度影響, 即高喚醒度的刺激能夠增加起搏器信號(hào)的頻率。隨后脈沖流動(dòng)到注意閘門, 在這一過(guò)程中分配給計(jì)時(shí)的注意資源越多, 閘門允許通過(guò)開(kāi)關(guān)到達(dá)累加器的脈沖就越多。因此, 高度喚醒的刺激和大量用于計(jì)時(shí)的注意資源都將增加預(yù)期時(shí)距的持續(xù)時(shí)間, 導(dǎo)致對(duì)于時(shí)距的高估(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997)。

圖1 注意閘門模型(Zakay & Block, 1997)

目前關(guān)于焦慮與時(shí)距知覺(jué)的研究中涉及刺激喚醒度的發(fā)現(xiàn)均較為一致地符合AGM, 即焦慮個(gè)體會(huì)高估高喚醒情緒刺激的持續(xù)時(shí)間(Bar-Haim et al., 2010; Yoo & Lee, 2015)。然而, 注意在焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)影響中的作用是否與AGM一致尚不明確。更進(jìn)一步, 注意究竟通過(guò)怎樣的方式影響焦慮個(gè)體的時(shí)距知覺(jué)？因此, 本研究將在控制刺激喚醒度的基礎(chǔ)上對(duì)注意在焦慮與時(shí)距知覺(jué)關(guān)系中的作用進(jìn)行深入探討。

根據(jù)AGM模型, 分配給計(jì)時(shí)的注意資源越多, 閘門允許通過(guò)開(kāi)關(guān)到達(dá)累加器的脈沖就越多, 對(duì)于時(shí)距就越高估(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997)。同時(shí), 大量研究發(fā)現(xiàn), 焦慮會(huì)引起對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向(Bar-Haim, Lamy, Pergamin, Bakermans-Kranenburg, & van IJzendoorn, 2007; Karademas, Christopoulou, Dimostheni, & Pavlu, 2008; Koster, Leyman, Raedt, & Crombez, 2006; van Bockstaele et al., 2014), 即, 優(yōu)先注意負(fù)性刺激或?qū)ω?fù)性刺激分配更多注意資源的傾向(見(jiàn)：呂創(chuàng), 牛青云, 張學(xué)民, 2014)。那么, 焦慮狀態(tài)下對(duì)于所計(jì)時(shí)的負(fù)性刺激的注意偏向增多, 也就意味著分配給所計(jì)時(shí)的負(fù)性刺激的注意資源增多, 根據(jù)AGM, 焦慮狀態(tài)下對(duì)于負(fù)性刺激的預(yù)期時(shí)距就會(huì)高估。據(jù)此, 提出研究假設(shè)1：狀態(tài)焦慮通過(guò)對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向影響對(duì)于負(fù)性刺激的時(shí)距知覺(jué), 即注意偏向在狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響中具有中介作用。

另外, 焦慮是否引起注意偏向與認(rèn)知評(píng)價(jià)有無(wú)關(guān)系？換言之, 如果一個(gè)焦慮個(gè)體不認(rèn)為其焦慮狀態(tài)會(huì)產(chǎn)生什么負(fù)面后果, 例如, 不會(huì)影響其身心健康(見(jiàn)Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter, Delongis, & Gruen, 1986, 關(guān)于認(rèn)知評(píng)價(jià)的概念), 那么, 焦慮還會(huì)引起對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向嗎？或者這種對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向是否會(huì)有所減弱？大量研究證明, 認(rèn)知評(píng)價(jià)會(huì)影響個(gè)體的注意資源分配(Hajcak, Moser, & Simons, 2006; van Reekum et al., 2007; 王艷梅, 毛銳杰, 2016)。例如, Kim等人(2016)的研究發(fā)現(xiàn), 進(jìn)行減少對(duì)于負(fù)性情緒的認(rèn)知評(píng)價(jià)后, 被試對(duì)于憤怒圖片的注意偏向減少, 而進(jìn)行增加對(duì)于負(fù)性情緒的認(rèn)知評(píng)價(jià)后, 被試對(duì)于憤怒圖片的注意偏向增加。Jamieson等人(2012)發(fā)現(xiàn), 改變對(duì)于應(yīng)激任務(wù)的認(rèn)知評(píng)價(jià)能夠提高心血管的功能, 并且降低對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向。綜上, 焦慮并不必然引起對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向, 而會(huì)受到認(rèn)知評(píng)價(jià)的影響。鑒于認(rèn)知評(píng)價(jià)對(duì)注意偏向具有影響, 認(rèn)知評(píng)價(jià)可能是焦慮影響注意偏向的一個(gè)潛在的調(diào)節(jié)變量, 進(jìn)而成為焦慮影響時(shí)距知覺(jué)中注意偏向的中介作用的一個(gè)邊界條件。因此提出研究假設(shè)2：狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的中介過(guò)程受到認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用(如圖2所示)。

圖2 狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響：認(rèn)知評(píng)價(jià)和注意偏向有調(diào)節(jié)的中介模型

2 方法

研究采用情緒誘導(dǎo)程序誘導(dǎo)狀態(tài)焦慮; 用點(diǎn)探測(cè)范式測(cè)量注意偏向; 用時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)測(cè)量時(shí)距知覺(jué); 用視覺(jué)模擬心境量表測(cè)量認(rèn)知評(píng)價(jià); 并最終采用bootstrap對(duì)認(rèn)知評(píng)價(jià)與注意偏向如何影響狀態(tài)焦慮與時(shí)距知覺(jué)之間的關(guān)系進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介作用分析。

2.1 被試

使用G*Power 3.1計(jì)算研究所需樣本量(Faul, Erdfelder, Lang, & Buchner, 2007)。根據(jù)Cohen提出的標(biāo)準(zhǔn)(Cohen, 1992), 以重復(fù)測(cè)量方差分析為統(tǒng)計(jì)方式, 設(shè)參數(shù)為：被試間重復(fù)測(cè)量方差分析, 效應(yīng)量= 0.14, α = 0.05, 1 ? β = 0.8, 組數(shù) = 2, 測(cè)量次數(shù) = 6, 重復(fù)測(cè)量數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性 = 0.5, 計(jì)算得到總樣本量為56人?？紤]到10%的樣本流失率, 采用隨機(jī)取樣從北京市某高校以校內(nèi)張貼海報(bào)的形式招募大學(xué)生60人為研究對(duì)象。參與者通過(guò)海報(bào)上的問(wèn)卷星二維碼進(jìn)行網(wǎng)上報(bào)名, 60名參與者中男27人, 女33人; 平均年齡(21.78 ± 2.73)歲。采用隨機(jī)分組將60名參與者配到高狀態(tài)焦慮組(= 30)和低狀態(tài)焦慮組(= 30), 實(shí)驗(yàn)前取得其書面知情同意。研究已獲得所在高校倫理委員會(huì)的審查批準(zhǔn)(倫理審查編號(hào)為20160907)。

考慮到前人研究的不足, 本研究只考察狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響。從理論上講, 上述隨機(jī)取樣與隨機(jī)分組在很大程度上可以保證被試的同質(zhì)性, 并規(guī)避高、低狀態(tài)焦慮組可能的特質(zhì)焦慮水平的差異, 因此無(wú)需對(duì)特質(zhì)焦慮進(jìn)行專門的測(cè)量與篩查。根據(jù)前人研究, 高特質(zhì)焦慮也會(huì)表現(xiàn)出高狀態(tài)焦慮(Spielberger, 1971), 即, 如果高、低狀態(tài)焦慮組的特質(zhì)焦慮水平存在顯著差異, 那么兩組在狀態(tài)焦慮基線水平上應(yīng)該存在顯著差異; 而如果高、低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮基線水平?jīng)]有顯著差異, 則可以認(rèn)為兩組在特質(zhì)焦慮水平上沒(méi)有顯著差異。因此, 實(shí)驗(yàn)中將對(duì)高、低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮基線水平進(jìn)行測(cè)量與分析, 以確保高、低狀態(tài)焦慮組對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響不會(huì)因兩組特質(zhì)焦慮的差異而受到干擾。

2.2 工具

2.2.1 情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)

情緒狀態(tài)誘導(dǎo)采用Montorio等人(2015)制定的標(biāo)準(zhǔn)化程序。被試被要求以每條12 s的速度閱讀25條能誘發(fā)焦慮(高狀態(tài)焦慮組, 如：“我實(shí)在是太緊張了, 以致于我無(wú)法回憶往事”或“實(shí)在是太可怕了, 我真是緊張得不行”)或平靜(低狀態(tài)焦慮組, 如：“我喜歡捧著一本書讀一讀, 享受著那份寧?kù)o與安逸”或“我覺(jué)得悠閑自得而且心滿意足”)的Velten句子, 共持續(xù)5分鐘; 而后進(jìn)行2分鐘的情緒孵育, 讓被試通過(guò)回憶或想象沉浸在焦慮(高狀態(tài)焦慮組)或平靜(低狀態(tài)焦慮組)狀態(tài)之中; 在整個(gè)7分鐘的過(guò)程里, 播放能夠誘發(fā)焦慮(高狀態(tài)焦慮組, Ligeti Project-Requiem)或平靜(低狀態(tài)焦慮組, Schoenberg’s Erwartung)的音樂(lè)。

2.2.2 狀態(tài)焦慮的測(cè)量

采用視覺(jué)模擬心境量表(Visual Analogue Mood Scales, VAMS)測(cè)量狀態(tài)焦慮水平(Mccormack, Horne, & Sheather, 1988), 讓被試從0到100之間選擇一個(gè)數(shù)字主觀評(píng)價(jià)“此時(shí)此刻的焦慮程度”。

2.2.3 刺激材料

為了控制刺激的喚醒度, 使用國(guó)際情感圖片系統(tǒng)(International Affective Picture Systems, IAPS; Lang, Bradley & Cuthbert, 2005)中的負(fù)性低喚醒圖片與中性低喚醒圖片作為點(diǎn)探測(cè)任務(wù)與時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)的刺激材料。除了參考IAPS自身的評(píng)分?jǐn)?shù)據(jù)之外, 為保證所選圖片在中國(guó)大學(xué)生被試中滿足研究要求, 招募額外非正式研究參與者49人(男24人, 女25人,年齡= 20.44,= 2.29)對(duì)每張圖片的效價(jià)、喚醒度與熟悉度進(jìn)行9點(diǎn)評(píng)分(1非常消極……9非常積極; 1非常低喚醒……9非常高喚醒; 1非常不熟悉……9非常熟悉)。其中, 使用16個(gè)負(fù)性?中性低喚醒圖片對(duì)作為點(diǎn)探測(cè)范式的刺激材料, 如9102-6000, 2710-2579等。采用配對(duì)樣本檢驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn), 負(fù)性與中性低喚醒圖片的效價(jià)差異顯著, 喚醒度、熟悉度差異不顯著(見(jiàn)表1)。點(diǎn)探測(cè)范式中所有的圖片對(duì)隨機(jī)出現(xiàn)。此外, 使用不同于點(diǎn)探測(cè)范式所用圖片的16張負(fù)性與中性低喚醒圖片作為時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)的刺激材料, 包括8張負(fù)性低喚醒圖片, 如2205或2722等; 8張中性低喚醒圖片, 如1616或2220等。上述49名被試進(jìn)行圖片評(píng)分后, 采用獨(dú)立樣本檢驗(yàn)分析得到, 效價(jià)差異顯著, 喚醒度、熟悉度差異不顯著(見(jiàn)表2)。時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)中所有的圖片隨機(jī)出現(xiàn)。

表1 點(diǎn)探測(cè)范式中所用圖片的效價(jià)、喚醒度與熟悉度評(píng)分[M (SD)]

表2 時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)中所用圖片的效價(jià)、喚醒度與熟悉度評(píng)分[M (SD)]

2.2.4 注意偏向的測(cè)量

采用點(diǎn)探測(cè)范式對(duì)被試的注意偏向情況進(jìn)行測(cè)量。實(shí)驗(yàn)流程為：先在屏幕中央出現(xiàn)一個(gè)固定點(diǎn)“+”, 持續(xù)時(shí)間為500 ms, 要求被試注視固定點(diǎn); 而后固定點(diǎn)“+”消失, 同時(shí)在屏幕的左右方出現(xiàn)一對(duì)負(fù)性與中性圖片, 二者的位置隨機(jī)呈現(xiàn), 呈現(xiàn)時(shí)間為500 ms; 經(jīng)過(guò)50 ms的空白時(shí)間后, 圖片消失, 在出現(xiàn)過(guò)兩張圖片的任一位置上呈現(xiàn)一個(gè)“*”, 要求被試看到“*”后迅速按鍵反應(yīng), 若“*”出現(xiàn)在左邊圖片的位置, 則被試用左手食指按鍵盤的“F”鍵; 若“*”出現(xiàn)右邊圖片的位置, 則用右手食指按“J”鍵, 要求反應(yīng)既迅速又準(zhǔn)確。被試按鍵反應(yīng)后或者被試在2000 ms時(shí)仍未反應(yīng), 呈現(xiàn)1000 ms空屏繼續(xù)下一試次。實(shí)驗(yàn)中包括8個(gè)練習(xí)試次(非實(shí)驗(yàn)中性圖片)和64個(gè)正式試次(16×4, 每類圖片在左、右各出現(xiàn)一次, 探測(cè)點(diǎn)在負(fù)性、中性刺激位置各出現(xiàn)一次)。其中探測(cè)點(diǎn)位置出現(xiàn)在負(fù)性圖片同側(cè)稱為探測(cè)點(diǎn)同側(cè), 探測(cè)點(diǎn)出現(xiàn)在負(fù)性圖片異側(cè)稱為探測(cè)點(diǎn)異側(cè)(如圖3所示); 注意偏向得分[1]為探測(cè)點(diǎn)位置異側(cè)與同側(cè)反應(yīng)時(shí)比值。采用異側(cè)與同側(cè)反應(yīng)時(shí)比較以及注意偏向得分來(lái)反應(yīng)注意偏向情況。如果異側(cè)反應(yīng)時(shí)比同側(cè)反應(yīng)時(shí)大或注意偏向得分大于1則說(shuō)明相較于中性刺激對(duì)于負(fù)性刺激具有注意偏向。

圖3 點(diǎn)探測(cè)范式流程圖

2.2.5 時(shí)距知覺(jué)的測(cè)量

采用時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)對(duì)被試的時(shí)距知覺(jué)進(jìn)行測(cè)量(Bar-Haim et al., 2010)。實(shí)驗(yàn)流程為：先在屏幕中央出現(xiàn)一個(gè)固定點(diǎn)“+”, 持續(xù)時(shí)間為800 ms, 要求被試注視固定點(diǎn); 而后固定點(diǎn)“+”消失, 同時(shí)在屏幕的中央出現(xiàn)一張圖片(負(fù)性圖片或中性圖片隨機(jī)出現(xiàn)), 呈現(xiàn)時(shí)間為2000 ms、4000 ms或8000 ms。而后屏幕中央出現(xiàn)“計(jì)時(shí)開(kāi)始”字樣提示被試通過(guò)按壓空格鍵開(kāi)始計(jì)時(shí); 接下來(lái)出現(xiàn)空白屏幕; 當(dāng)被試認(rèn)為空白屏幕與剛剛的圖片呈現(xiàn)時(shí)間相同時(shí), 立即再次按下空格鍵, 屏幕中央隨即出現(xiàn)“計(jì)時(shí)結(jié)束”字樣。實(shí)驗(yàn)過(guò)程中, 要求被試不借助計(jì)時(shí)工具, 憑借自己的感覺(jué)去估計(jì)時(shí)間。實(shí)驗(yàn)中包括5個(gè)練習(xí)試次(非實(shí)驗(yàn)中性圖片)和48個(gè)正式試次(3種時(shí)長(zhǎng)×16張負(fù)性或中性圖片)。采用時(shí)距知覺(jué)指數(shù)(time perception index, TPI)來(lái)分析時(shí)距知覺(jué)情況(Mioni et al., 2016)。具體而言, TPI為負(fù)性刺激的Ratio[2]與中性刺激的Ratio的比值, 反映的是對(duì)于負(fù)性刺激與中性刺激的相對(duì)時(shí)距知覺(jué)情況。因此, 如果TPI等于1, 則說(shuō)明對(duì)于負(fù)性刺激與中性刺激的時(shí)距知覺(jué)一致; 如果TPI大于1, 則說(shuō)明對(duì)于負(fù)性刺激比中性刺激更加高估; 如果TPI小于1, 則說(shuō)明對(duì)于負(fù)性刺激比中性刺激更加低估。

2.2.6 認(rèn)知評(píng)價(jià)的測(cè)量

Folkman和Lazarus等采用5點(diǎn)計(jì)分對(duì)認(rèn)知評(píng)價(jià)進(jìn)行測(cè)量(Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter, et al., 1986; Folkman, Lazarus, Gruen, et al., 1986), 為提高區(qū)分度(Lozano, Garcíacueto, & Mu?iz, 2008), 研究中采用VAMS測(cè)量認(rèn)知評(píng)價(jià), 即讓被試從0到100之間選擇一個(gè)數(shù)字主觀自評(píng)：“認(rèn)為焦慮對(duì)心理健康的有害程度”。認(rèn)知評(píng)價(jià)是特質(zhì)性概念, 不受狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)的影響; 而認(rèn)知評(píng)價(jià)的測(cè)量本身涉及“焦慮”、“有害”等信息, 為防止其對(duì)高、低狀態(tài)焦慮的誘導(dǎo)造成可能的干擾、控制其對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的未知影響, 因此在整個(gè)實(shí)驗(yàn)流程的最后對(duì)認(rèn)知評(píng)價(jià)加以測(cè)量。

2.3 實(shí)驗(yàn)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)行實(shí)驗(yàn)：(1)狀態(tài)焦慮的前測(cè); (2)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo); (3)狀態(tài)焦慮的后測(cè); (4)注意偏向的測(cè)量; (5)時(shí)距知覺(jué)的測(cè)量; (6)認(rèn)知評(píng)價(jià)的測(cè)量; (7)狀態(tài)焦慮的最后測(cè)量。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后播放搞笑視頻(選自《小黃人?番外篇》)平復(fù)被試的情緒狀態(tài)。

3 結(jié)果

3.1 情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果

高狀態(tài)焦慮組和低狀態(tài)焦慮組的情緒狀態(tài)誘導(dǎo)情況見(jiàn)表3。該結(jié)果顯示高、低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮前測(cè)水平?jīng)]有顯著差異, 說(shuō)明兩組的特質(zhì)焦慮水平?jīng)]有顯著差異。進(jìn)而說(shuō)明, 當(dāng)前的隨機(jī)取樣與隨機(jī)分組及狀態(tài)焦慮基線水平測(cè)量較好地控制了特質(zhì)焦慮差異可能的干擾。而經(jīng)過(guò)情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮后測(cè)水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高, 這反映了情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果良好。

對(duì)狀態(tài)焦慮VAMS得分采用2組別(高狀態(tài)焦慮組, 低狀態(tài)焦慮組)與2狀態(tài)焦慮測(cè)量(前測(cè), 后測(cè))重復(fù)測(cè)量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別與狀態(tài)焦慮測(cè)量的交互作用顯著,(1, 58) = 69.63,< 0.001, η2= 0.55; 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 58) = 13.06,0.001, η2= 0.18;狀態(tài)焦慮測(cè)量的主效應(yīng)邊緣顯著,(1, 58) = 3.68,0.060, η2= 0.06。分別對(duì)兩組進(jìn)行配對(duì)樣本檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn), 經(jīng)過(guò)情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著升高,(29) = 6.22,0.001,= 1.14; 而低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著降低,(29) = ?5.68,0.001,= 1.04。上述結(jié)果說(shuō)明情緒狀態(tài)誘導(dǎo)成功。此外, 經(jīng)過(guò)注意偏向、時(shí)距知覺(jué)以及認(rèn)知評(píng)價(jià)的測(cè)量后, 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著更高(= 58.67,= 24.88,= 35.67,= 28.05,(58) = 3.36,= 0.001,= 0.87), 說(shuō)明情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果可以持續(xù)到整個(gè)實(shí)驗(yàn)流程的結(jié)束。

3.2 認(rèn)知評(píng)價(jià)

采用獨(dú)立樣本檢驗(yàn)進(jìn)行認(rèn)知評(píng)價(jià)的基線分析發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組與低狀態(tài)焦慮組的認(rèn)知評(píng)價(jià)差異不顯著(高狀態(tài)焦慮= 83.00,高狀態(tài)焦慮= 20.66,低狀態(tài)焦慮= 76.97,低狀態(tài)焦慮= 21.44,(57) = 1.10,= 0.276),說(shuō)明認(rèn)知評(píng)價(jià)作為特質(zhì)性概念不受狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)的影響。

3.3 注意偏向

3.3.1 狀態(tài)焦慮對(duì)注意偏向的影響

剔除點(diǎn)探測(cè)范式按鍵錯(cuò)誤的試次以及反應(yīng)時(shí)小于200 ms、大于1200 ms的試次(Mogg, Wilson, Hayward, Cunning, & Bradley, 2012), 最終99.04%的試次進(jìn)入統(tǒng)計(jì)分析。各種條件下反應(yīng)時(shí)的平均值以及標(biāo)準(zhǔn)差見(jiàn)表4。該結(jié)果說(shuō)明狀態(tài)焦慮對(duì)注意偏向有影響, 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的注意偏向得分顯著更高, 即表現(xiàn)出更明顯地對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的注意偏向。對(duì)反應(yīng)時(shí)采用2組別(高狀態(tài)焦慮組, 低狀態(tài)焦慮組)與2探測(cè)點(diǎn)位置(異側(cè), 同側(cè))重復(fù)測(cè)量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別與探測(cè)點(diǎn)位置的交互作用顯著,(1, 58) = 5.67,= 0.021, η2= 0.09;組別的主效應(yīng)不顯著,(1, 58) = 0.23,= 0.630;探測(cè)點(diǎn)位置的主效應(yīng)不顯著,(1, 58) = 1.18,= 0.282。采用配對(duì)樣本檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組探測(cè)點(diǎn)異側(cè)的反應(yīng)時(shí)比同側(cè)顯著更長(zhǎng),(29) = 2.66,= 0.012,= 0.48; 低狀態(tài)焦慮組探測(cè)點(diǎn)異側(cè)與同側(cè)的反應(yīng)時(shí)差異不顯著,(29) = ?0.85,= 0.400。上述結(jié)果說(shuō)明：高狀態(tài)焦慮組表現(xiàn)出明顯的對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的注意偏向, 低狀態(tài)焦慮組則沒(méi)有。

表3 高狀態(tài)焦慮和低狀態(tài)焦慮的誘導(dǎo)情況[M (SD)]

表4 高狀態(tài)焦慮組和低狀態(tài)焦慮組的注意偏向情況[M (SD)]

3.3.2 狀態(tài)焦慮對(duì)注意偏向的影響：認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用

采用SPSS 20.0的PROCESS插件, 參照Hayes提出的Bootstrap方法進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)(Hayes, 2013)。選擇模型1, 樣本量5000, 在95%置信區(qū)間下, 以組別為自變量X (賦值為高狀態(tài)焦慮組 = 0, 低狀態(tài)焦慮組 = 1), 注意偏向(注意偏向得分)為因變量Y, 認(rèn)知評(píng)價(jià)(VAMS得分)為調(diào)節(jié)變量M。Bootstrap分析結(jié)果表明, 在狀態(tài)焦慮對(duì)注意偏向的影響中認(rèn)知評(píng)價(jià)具有顯著的調(diào)節(jié)作用(= 0.0467)。在認(rèn)知評(píng)價(jià)得分較高(+ 1= 100.00)時(shí), 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組具有更加明顯的對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的注意偏向(= ?0.0397,= 0.0129,= ?3.0806,= 0.0032, 95% CI = [?0.0654, ?0.0139]); 而當(dāng)認(rèn)知評(píng)價(jià)得分較低時(shí)(– 1= 58.95), 高狀態(tài)焦慮組與低狀態(tài)焦慮組的注意偏向無(wú)明顯差異(= ?0.0024,= 0.0132,= ?0.1849,= 0.8540, 95% CI = [?0.0290, 0.0241])。

3.4 時(shí)距知覺(jué)

3.4.1 狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響

圖4顯示了高狀態(tài)焦慮組和低狀態(tài)焦慮組的時(shí)距知覺(jué)情況。對(duì)TPI采用2組別(高狀態(tài)焦慮組, 低狀態(tài)焦慮組)與3時(shí)長(zhǎng)(2000 ms, 4000 ms, 8000 ms)重復(fù)測(cè)量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別與時(shí)長(zhǎng)的交互作用顯著,(2, 116) = 4.44,= 0.014, η2= 0.07;組別的主效應(yīng)不顯著,(1, 58) = 0.45,= 0.506;時(shí)長(zhǎng)的主效應(yīng)不顯著,(2, 116) = 0.77,= 0.466。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 當(dāng)呈現(xiàn)時(shí)距為2000 ms時(shí), 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的TPI大,(1, 58) = 7.14,= 0.010, η2= 0.11; 而呈現(xiàn)時(shí)距為4000 ms或8000 ms時(shí), 兩組差異均不顯著(s > 0.05)。對(duì)各組的TPI采用與1比較的單樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 只有高狀態(tài)焦慮組對(duì)于2000 ms的TPI顯著比1大((29) = 2.59,= 0.015,= 0.47), 其他5種情況的TPI均與1沒(méi)有顯著差異(s > 0.05)。上述結(jié)果說(shuō)明狀態(tài)焦慮對(duì)2000 ms時(shí)距知覺(jué)具有影響, 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組對(duì)于2000 ms時(shí)距相對(duì)更加高估, 高狀態(tài)焦慮個(gè)體對(duì)負(fù)性低喚醒刺激比對(duì)中性低喚醒刺激的2000 ms時(shí)距更加高估; 而對(duì)于4000 ms以及8000 ms而言, 狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)不具有影響。

圖4 狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響

注：圖中誤差線均按標(biāo)準(zhǔn)誤標(biāo)注。

3.4.2 狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響：注意偏向的中介作用

由于狀態(tài)焦慮只對(duì)2000 ms的時(shí)距知覺(jué)具有影響, 因此后續(xù)只針對(duì)2000 ms的時(shí)距知覺(jué)進(jìn)行中介與調(diào)節(jié)作用的分析。采用SPSS 20.0的PROCESS插件, 參照Hayes提出的Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)(Hayes, 2013)。選擇模型4, 樣本量5000, 在95%置信區(qū)間下, 以組別為自變量X (賦值為高狀態(tài)焦慮組 = 0, 低狀態(tài)焦慮組 = 1), 時(shí)距知覺(jué)(2000 ms時(shí)的TPI)為因變量Y, 注意偏向(注意偏向得分)為中介變量M。Bootstrap分析結(jié)果表明, 中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)沒(méi)有包含0 (= 0.0220,= 0.0130, 95% CI = [0.0024, 0.0566])。此外, 控制了中介變量注意偏向之后, 自變量狀態(tài)焦慮對(duì)因變量2000 ms時(shí)距知覺(jué)的直接效應(yīng)顯著, 區(qū)間不包含0 (= ?0.1017,= 0.0302, 95%CI = [?0.1621, ?0.0413])。因此根據(jù)Zhao等人(2010)的理論, 這一結(jié)果反映了注意偏向在狀態(tài)焦慮對(duì)2000 ms時(shí)距知覺(jué)的影響中具有部分中介作用, 證實(shí)了研究假設(shè)1。

3.4.3 狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響：注意偏向和認(rèn)知評(píng)價(jià)有調(diào)節(jié)的中介作用

根據(jù)上述結(jié)果, 認(rèn)知評(píng)價(jià)在狀態(tài)焦慮對(duì)注意偏向的影響中具有顯著的調(diào)節(jié)作用, 同時(shí)注意偏向在狀態(tài)焦慮對(duì)2000 ms時(shí)距知覺(jué)的影響中具有部分中介作用, 因此采用SPSS 20.0的PROCESS插件, 參照Hayes提出的Bootstrap方法進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)(Hayes, 2013)。選擇模型7, 樣本量5000, 在95%置信區(qū)間下, 以組別為自變量X (賦值為高狀態(tài)焦慮組 = 0, 低狀態(tài)焦慮組 = 1), 時(shí)距知覺(jué)(2000 ms時(shí)的TPI)為因變量Y, 注意偏向(注意偏向得分)為中介變量M, 認(rèn)知評(píng)價(jià)(VAMS得分)為調(diào)節(jié)變量W。

Bootstrap分析結(jié)果表明, 中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)沒(méi)有包含0 (LLCI = 0.0000, ULCI = 0.0023), 表明注意偏向的中介效應(yīng)顯著, 且中介效應(yīng)大小為0.0009。此外, 控制了中介變量注意偏向之后, 自變量狀態(tài)焦慮對(duì)因變量2000 ms時(shí)距知覺(jué)的直接效應(yīng)顯著, 區(qū)間(LLCI = ?0.1641, ULCI = ?0.0416)不包含0。根據(jù)Zhao等人(2010)的理論, 注意偏向在狀態(tài)焦慮對(duì)2000 ms時(shí)距知覺(jué)的影響中具有部分中介作用。

與此同時(shí), 狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的中介過(guò)程受到認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用, 證實(shí)了研究假設(shè)2 (如表5、表6所示)。當(dāng)認(rèn)知評(píng)價(jià)得分較高時(shí), 注意偏向在狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響中具有中介作用。也就是說(shuō), 對(duì)于認(rèn)為焦慮對(duì)心理健康有害程度較高的個(gè)體而言, 具有高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮時(shí)更加表現(xiàn)出對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的注意偏向, 進(jìn)而表現(xiàn)出對(duì)于2000 ms負(fù)性低喚醒刺激的時(shí)距的高估; 而當(dāng)認(rèn)知評(píng)價(jià)得分較低時(shí), 注意偏向在狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響中不具有中介作用。也就是說(shuō), 對(duì)于認(rèn)為焦慮對(duì)心理健康有害程度較低的個(gè)體而言, 其狀態(tài)焦慮高、低對(duì)不會(huì)通過(guò)注意偏向影響2000 ms時(shí)距知覺(jué)。

4 討論

考慮到現(xiàn)有文獻(xiàn)中的研究對(duì)象幾乎都是針對(duì)特質(zhì)焦慮或焦慮病人, 而針對(duì)狀態(tài)焦慮鮮有研究, 但狀態(tài)焦慮的研究意義獨(dú)特：既可以剝離特質(zhì)焦慮(或焦慮病人)和對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向之間已經(jīng)形成的反饋循環(huán)(Eysenck, 1992, 1997), 又可以揭示日常生活中更為廣泛存在的狀態(tài)焦慮下的時(shí)距知覺(jué)特點(diǎn), 因此本研究的主要目的是：探討狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響以及注意偏向與認(rèn)知評(píng)價(jià)在其中的中介和調(diào)節(jié)作用。研究首先從大學(xué)生群體中隨機(jī)取樣作為實(shí)驗(yàn)被試, 隨后將其隨機(jī)分為高、低狀態(tài)焦慮組進(jìn)行焦慮(平靜)情緒的誘導(dǎo), 并依次采用點(diǎn)探測(cè)范式、時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)與視覺(jué)模擬心境量表對(duì)注意偏向、時(shí)距知覺(jué)與認(rèn)知評(píng)價(jià)進(jìn)行測(cè)量。

從理論上講, 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中的隨機(jī)取樣與隨機(jī)分組在很大程度上保證了被試的同質(zhì)性, 并規(guī)避了高、低狀態(tài)焦慮組可能的特質(zhì)焦慮差異。與此同時(shí), 在進(jìn)行焦慮(平靜)情緒誘導(dǎo)前, 我們對(duì)被試的狀態(tài)焦慮的基線水平、即被試未被情緒誘導(dǎo)前自身的狀態(tài)焦慮水平進(jìn)行了測(cè)量。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮基線水平?jīng)]有顯著差異。這一結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了高、低狀態(tài)焦慮組的特質(zhì)焦慮水平并不存在顯著差異。因此, 研究中的隨機(jī)取樣與隨機(jī)分組及狀態(tài)焦慮基線水平測(cè)量等一系列手段較好地控制了特質(zhì)焦慮對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果可能的干擾。

在此基礎(chǔ)上, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)狀態(tài)焦慮會(huì)導(dǎo)致對(duì)2000 ms 時(shí)距的高估, 而對(duì)于4000 ms和8000 ms時(shí)距沒(méi)有影響; (2)注意偏向在狀態(tài)焦慮對(duì)2000 ms時(shí)距知覺(jué)的影響中具有部分中介作用; (3)狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的中介過(guò)程受到認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用。接下來(lái)對(duì)這三點(diǎn)主要發(fā)現(xiàn)進(jìn)行討論。

表5 組別對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響中認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用分析

表6 認(rèn)知評(píng)價(jià)對(duì)狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4.1 狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)的影響

研究發(fā)現(xiàn)狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)具有影響, 高狀態(tài)焦慮個(gè)體對(duì)負(fù)性低喚醒刺激比對(duì)中性低喚醒刺激更加高估, 而這種現(xiàn)象只在時(shí)距為2000 ms時(shí)存在。這一發(fā)現(xiàn)與前人以特質(zhì)焦慮和焦慮障礙病人為研究對(duì)象的實(shí)驗(yàn)結(jié)果一致(Bar-Haim et al., 2010; Fox, Russo, Bowles, & Dutton, 2001; Georgiou et al., 2005), 也符合AGM中關(guān)于情緒刺激比中性刺激更易導(dǎo)致時(shí)距高估的理論假設(shè)(Droit-Volet, Brunot, & Niedenthal, 2004; Effron, Niedenthal, Gil, & Droit-Volet, 2006; Gil, Niedenthal, & Droit-Volet, 2007)。同時(shí)研究發(fā)現(xiàn)時(shí)距為4000 ms、8000 ms時(shí), 狀態(tài)焦慮并不影響時(shí)距知覺(jué)。Fraisse (1984)認(rèn)為當(dāng)時(shí)間平均在2~3 s時(shí), 受到個(gè)體知覺(jué)系統(tǒng)的調(diào)控; 而超過(guò)這一時(shí)間閾限則受到符號(hào)系統(tǒng)控制, 對(duì)變化的理解就需要借助于存放在個(gè)人記憶中的經(jīng)驗(yàn)。結(jié)合上述研究的結(jié)果, 2000 ms處于知覺(jué)系統(tǒng)調(diào)控范圍, 而4000 ms和8000 ms作為較長(zhǎng)的時(shí)距則受到符號(hào)系統(tǒng)控制, 這或許是狀態(tài)焦慮對(duì)不同時(shí)長(zhǎng)時(shí)距(2000 ms與4000 ms/8000 ms)具有不同影響的原因。

此外, 本研究是對(duì)Bar-Haim等人(2010)的研究發(fā)現(xiàn)的更加深入與全面的探討。他們發(fā)現(xiàn)焦慮個(gè)體對(duì)于呈現(xiàn)時(shí)間為2000 ms的威脅性刺激(高喚醒負(fù)性)比中性刺激(低喚醒中性)更加高估。然而, 他們并沒(méi)有對(duì)喚醒度與注意的混淆作用進(jìn)行嚴(yán)格區(qū)分。根據(jù)AGM, 刺激喚醒度和注意資源都會(huì)對(duì)預(yù)期式時(shí)距知覺(jué)產(chǎn)生影響(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997)。一方面, 威脅性刺激的高喚醒可能是導(dǎo)致時(shí)距高估的原因。另一方面, 焦慮個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出對(duì)于威脅性刺激的注意偏向(Bar-Haim et al., 2007; van Bockstaele et al., 2014), 這也會(huì)導(dǎo)致時(shí)距高估。因此,在焦慮與時(shí)距知覺(jué)的研究尤其是Bar-Haim等人(2010)的研究中, 喚醒度與注意的作用存在混淆, 即無(wú)法明確判斷焦慮通過(guò)喚醒度還是注意偏向引起了時(shí)距高估。本研究通過(guò)對(duì)刺激喚醒度進(jìn)行嚴(yán)格控制使得這一難題得以解決, 并最終發(fā)現(xiàn)是注意偏向而非喚醒度中介了狀態(tài)焦慮對(duì)于時(shí)距知覺(jué)的影響。

4.2 注意偏向的中介作用

研究發(fā)現(xiàn)注意偏向在狀態(tài)焦慮與時(shí)距知覺(jué)之間的關(guān)系中具有部分中介作用, 驗(yàn)證了假設(shè)1, 同時(shí)這一結(jié)果為AGM提供了實(shí)證支持。AGM主要是從刺激喚醒度和注意資源兩個(gè)方面對(duì)預(yù)期式時(shí)距知覺(jué)進(jìn)行解釋(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997), 關(guān)于刺激喚醒度的研究較多且直接支持AGM, 而關(guān)于注意資源的研究面臨一個(gè)巨大的難題：如何控制注意資源。以往研究者通常采用兩種方式控制用于計(jì)時(shí)的注意資源：(1)外部方法：通過(guò)指導(dǎo)語(yǔ)要求被試主動(dòng)控制用于計(jì)時(shí)的注意數(shù)量; (2)內(nèi)部方法：采用雙任務(wù)范式并通過(guò)操縱非計(jì)時(shí)任務(wù)的難度來(lái)控制用于計(jì)時(shí)的注意資源。事實(shí)上, 這兩種方式都不夠準(zhǔn)確, 因?yàn)槭冀K無(wú)法明確區(qū)分是計(jì)時(shí)任務(wù)與非計(jì)時(shí)任務(wù)中的注意分配在起作用, 還是同一刺激的不同維度中的注意分配在起作用(Burle & Casini, 2001; Chaston & Kingstone, 2004; Maeers, 2010; Tamm, Uusberg, Allik, & Kreegipuu, 2014)。本研究通過(guò)單一任務(wù)直接測(cè)量了對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的注意偏向而解決了這一難題。正如所推測(cè)的一樣, 實(shí)驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)在狀態(tài)焦慮影響對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的時(shí)距知覺(jué)中, 對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的注意偏向具有部分中介作用。具體來(lái)看, 高狀態(tài)焦慮個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的注意偏向, 進(jìn)而表現(xiàn)出對(duì)該類刺激的時(shí)距高估。更為重要得是, 本研究采用一致的低喚醒刺激, 從而明確區(qū)分了喚醒度和注意偏向在對(duì)時(shí)距知覺(jué)影響中的混淆作用, 這使得上述研究結(jié)果更為明確可靠。這一結(jié)果充分驗(yàn)證了AGM中注意功能的假設(shè), 即用于計(jì)時(shí)的注意資源越多, 對(duì)于時(shí)距會(huì)越高估(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997)。

4.3 認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用

研究發(fā)現(xiàn)在狀態(tài)焦慮對(duì)注意偏向的影響中認(rèn)知評(píng)價(jià)具有調(diào)節(jié)作用; 并進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的中介過(guò)程受到認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用, 支持了圖2的模型, 驗(yàn)證了假設(shè)2。具體而言, 當(dāng)認(rèn)知評(píng)價(jià)得分較高時(shí), 即對(duì)于認(rèn)為焦慮對(duì)心理健康有害程度較高的個(gè)體而言, 具有高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮時(shí)更加表現(xiàn)出對(duì)于負(fù)性低喚醒刺激的注意偏向, 進(jìn)而表現(xiàn)出對(duì)于2000 ms負(fù)性低喚醒刺激的時(shí)距的高估。而當(dāng)認(rèn)知評(píng)價(jià)得分較低時(shí), 即對(duì)于認(rèn)為焦慮對(duì)心理健康有害程度較低的個(gè)體而言, 其狀態(tài)焦慮高、低對(duì)注意偏向沒(méi)有影響, 進(jìn)而導(dǎo)致?tīng)顟B(tài)焦慮不會(huì)通過(guò)注意偏向影響2000 ms時(shí)距知覺(jué)。這說(shuō)明當(dāng)被環(huán)境中的刺激誘發(fā)了焦慮狀態(tài)時(shí), 如果個(gè)體傾向于將焦慮評(píng)價(jià)為對(duì)心理健康有害, 那么他們會(huì)更加關(guān)注對(duì)自身具有威脅性的負(fù)性信息, 并主觀體驗(yàn)到這種威脅持續(xù)了較長(zhǎng)時(shí)間, 從而激發(fā)個(gè)體進(jìn)入“應(yīng)激狀態(tài)”以應(yīng)對(duì)這種威脅; 而如果個(gè)體傾向于將焦慮評(píng)價(jià)為對(duì)心理健康無(wú)害, 那么他們沒(méi)有感受到對(duì)于自身的威脅, 進(jìn)而不會(huì)過(guò)度關(guān)注負(fù)性信息并且不會(huì)主觀體驗(yàn)到這種威脅持續(xù)了較長(zhǎng)時(shí)間。

已有研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知評(píng)價(jià)可以改變個(gè)體交感神經(jīng)的激活程度(Smith, 1989; Tomaka, Blascovich, Kelsey, & Leitten, 1993), 進(jìn)而影響個(gè)體的主觀時(shí)距知覺(jué)體驗(yàn)(Gable & Poole, 2012; Tse, Intriligator, Rivest, & Cavanagh, 2004; Uusberg, Naar, Tamm, Kreegipuu, & Gross, 2018)。但是缺少關(guān)于認(rèn)知評(píng)價(jià)如何在焦慮影響時(shí)距知覺(jué)中發(fā)揮作用的探討, 本研究為這一領(lǐng)域提供了新的實(shí)驗(yàn)證據(jù)。

綜合來(lái)看, 上述研究結(jié)果報(bào)告了狀態(tài)焦慮個(gè)體時(shí)距知覺(jué)的內(nèi)部過(guò)程, 探明了認(rèn)知評(píng)價(jià)與注意偏向在焦慮個(gè)體感知環(huán)境中的負(fù)性刺激時(shí)所發(fā)揮的作用。這些發(fā)現(xiàn)不但為現(xiàn)實(shí)生活中個(gè)體焦慮時(shí)的時(shí)距知覺(jué)特點(diǎn)提供了解釋, 也為進(jìn)一步理解焦慮提供了一個(gè)新視角：或許因?yàn)槿藗兲幵诮箲]狀態(tài)時(shí)感覺(jué)到的時(shí)間不同于以往, 所以他們會(huì)更焦慮; 以至于形成惡性循環(huán)最終發(fā)展為焦慮障礙(Eysenck, 1997)。更為重要的是, 可以為治療焦慮個(gè)體的時(shí)間偏差提供可能的方法：(1)調(diào)整認(rèn)知評(píng)價(jià), 即減少關(guān)于焦慮對(duì)心理健康有害的認(rèn)知評(píng)價(jià); 或訓(xùn)練認(rèn)知重評(píng)(cognitive reappraisal), 即建立焦慮對(duì)心理健康適度有益的認(rèn)知評(píng)價(jià); (2)進(jìn)行注意偏向矯正(attentional bias modification, van Bockstaele et al., 2014), 即減少對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向或增加對(duì)于中性(正性)刺激的注意偏向。

4.4 研究貢獻(xiàn)與展望

研究的主要貢獻(xiàn)是：第一, 通過(guò)單一任務(wù)直接測(cè)量了狀態(tài)焦慮對(duì)時(shí)距知覺(jué)影響中注意偏向的作用, 進(jìn)而解決了用于計(jì)時(shí)的注意資源難以控制的難題, 驗(yàn)證了注意閘門模型中有關(guān)用于計(jì)時(shí)的注意資源越多對(duì)于時(shí)距越高估的假設(shè)。第二, 發(fā)現(xiàn)認(rèn)知評(píng)價(jià)是焦慮影響時(shí)距知覺(jué)中注意偏向的中介作用的一個(gè)邊界條件。這一發(fā)現(xiàn)深刻揭示了焦慮個(gè)體時(shí)距知覺(jué)的內(nèi)部過(guò)程, 豐富了焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的解釋視角, 為通過(guò)認(rèn)知評(píng)價(jià)和注意偏向的調(diào)整改善焦慮個(gè)體時(shí)距偏差現(xiàn)象提供了重要參考。

未來(lái)研究可以從如下幾個(gè)方面開(kāi)展：第一, 研究中只測(cè)量了一種認(rèn)知評(píng)價(jià), 即：對(duì)焦慮是否有害于心理健康的認(rèn)知評(píng)價(jià)。雖然這個(gè)測(cè)量完全符合Folkman等人對(duì)于認(rèn)知評(píng)價(jià)概念的界定, 但是Folkman等人后來(lái)對(duì)認(rèn)知評(píng)價(jià)進(jìn)行了更為細(xì)致的劃分, 包括一級(jí)認(rèn)知評(píng)價(jià)和二級(jí)認(rèn)知評(píng)價(jià)(Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter, et al., 1986; Folkman, Lazarus, Gruen, et al., 1986)。因此, 未來(lái)的工作可以繼續(xù)探究其他認(rèn)知評(píng)價(jià)在狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的中介過(guò)程中的作用, 進(jìn)而從不同的認(rèn)知評(píng)價(jià)視角檢驗(yàn)本研究所發(fā)現(xiàn)的結(jié)果。第二, 為了剝離特質(zhì)焦慮(或焦慮病人)和對(duì)于負(fù)性刺激的注意偏向已經(jīng)形成的反饋循環(huán)(Eysenck, 1992, 1997), 本研究從健康大學(xué)生群體中隨機(jī)招募了實(shí)驗(yàn)樣本進(jìn)行實(shí)驗(yàn)室狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)。雖然本研究結(jié)果揭示了日常生活中更為廣泛存在的狀態(tài)焦慮下的時(shí)距知覺(jué)特點(diǎn)及注意偏向與認(rèn)知評(píng)價(jià)在其中發(fā)揮的作用, 未來(lái)的研究可以進(jìn)一步以特質(zhì)焦慮和焦慮病人為樣本, 從不同焦慮樣本的視角檢驗(yàn)上述所發(fā)現(xiàn)的有調(diào)節(jié)的中介模型。同時(shí), 本研究采用的隨機(jī)取樣與隨機(jī)分組及狀態(tài)焦慮基線水平測(cè)量較好地保證了所發(fā)現(xiàn)的實(shí)驗(yàn)結(jié)果與結(jié)論不受特質(zhì)焦慮的干擾, 未來(lái)在對(duì)狀態(tài)焦慮的時(shí)距知覺(jué)進(jìn)行更深入的研究時(shí)可以進(jìn)一步將特質(zhì)焦慮作為協(xié)變量加以嚴(yán)格控制, 從而徹底排除其對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果與結(jié)論的可能干擾; 甚至可以對(duì)特質(zhì)焦慮與狀態(tài)焦慮同時(shí)進(jìn)行測(cè)量與操縱, 進(jìn)而探討這兩種焦慮對(duì)于時(shí)距知覺(jué)的交互影響。第三, 本研究參照前人研究常用時(shí)距, 對(duì)2000 ms、4000 ms、8000 ms進(jìn)行了研究, 并發(fā)現(xiàn)只有在2000 ms時(shí)狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的中介過(guò)程受到認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用, 而對(duì)于4000 ms、8000 ms而言則不存在這種效應(yīng)。未來(lái)研究可以對(duì)更加豐富的時(shí)距進(jìn)行探討, 如更短的1000 ms、500 ms, 或稍長(zhǎng)的3000 ms等; 也可以以2000 ms為中心對(duì)時(shí)距進(jìn)行更加細(xì)分的研究, 如1500 ms、1800 ms、2200 ms、2500 ms等, 從而更系統(tǒng)地揭示本研究結(jié)果在不同時(shí)距長(zhǎng)度下的適用范圍。

5 結(jié)論

(1)高狀態(tài)焦慮個(gè)體對(duì)于負(fù)性比中性低喚醒刺激的2000 ms時(shí)距更加高估。

(2)注意偏向在狀態(tài)焦慮影響2000 ms時(shí)距知覺(jué)的過(guò)程中具有部分中介作用。

(3)狀態(tài)焦慮通過(guò)注意偏向影響時(shí)距知覺(jué)的中介過(guò)程受到認(rèn)知評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用：只有個(gè)體認(rèn)為焦慮對(duì)心理健康有害程度較高時(shí), 狀態(tài)焦慮影響2000 ms時(shí)距知覺(jué)中注意偏向的中介作用成立。

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[1]另有一些研究會(huì)通過(guò)對(duì)于中性刺激的反應(yīng)時(shí)與對(duì)于負(fù)性刺激的反應(yīng)時(shí)的差值來(lái)計(jì)算注意偏向得分。我們按照差值計(jì)算法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后得到了與本研究所采用的比值計(jì)算法相一致的實(shí)驗(yàn)結(jié)果?？紤]到時(shí)距知覺(jué)的指標(biāo)是采用比值計(jì)算的, 我們采用比值計(jì)算的方法來(lái)分析和報(bào)告本研究中的注意偏向得分。

[2] 時(shí)距知覺(jué)比率(Ratio)為個(gè)體在時(shí)間再現(xiàn)任務(wù)中產(chǎn)生的時(shí)長(zhǎng)均值與標(biāo)準(zhǔn)時(shí)長(zhǎng)(2000 ms, 4000 ms或8000 ms)的比值。

How state anxiety influences time perception: Moderated mediating effect of cognitive appraisal and attentional bias

LIU Jingyuan; LI Hong

(Department of Psychology, Tsinghua University, Beijing 100084, China) (Graduate School at Shenzhen, Tsinghua University, Shenzhen 518055, China)

Anxiety is associated with high levels of arousal. Both theoretical and empirical work have determined that when an individual experiences anxiety, he/she shows attentional bias toward negative stimuli. High arousal and negative attentional bias, as the two key characteristics of anxiety, are associated with a series of subjective feelings and experiences of individuals with state anxiety, among which time perception is significant. However, how this process operates remains an open question. In this article, we investigate how state anxious individuals perceive time, especially the roles of attention bias and cognitive appraisal in this process.

Sixty college students participated in the study and were randomly assigned to a high state anxiety group (n = 30, completed a procedure of anxious state induction) and a low state anxiety group (= 30, completed a procedure of calm state induction). Then, a 2 (high state anxiety group vs. low state anxiety group) × 2 (negative stimuli vs. neutral stimuli) × 3 (2000 ms vs. 4000 ms vs. 8000 ms) mixed-design experiment was conducted with the attentional bias as the mediator, the cognitive appraisal as the moderator and the time perception as the dependent variable. State anxiety was manipulated by an induction process, time perception was measured by the time reproduction task, attentional bias was measured by the dot-probe task and cognitive appraisal was assessed by the visual analogue mood scales.

The results showed that (1) State anxiety had an effect on time perception, namely, individuals with high state anxiety overestimated the 2-second interval of the negative stimuli. (2) Attentional bias played a partial mediating role in the relationship between state anxiety and time perception of 2000 ms. (3) Cognitive appraisal moderated the mediation effect of attentional bias on the influence of state anxiety on time perception of 2000 ms. Specifically, when the score of cognitive appraisal was high, attentional bias played a mediating role in the influence of state anxiety on time perception, while when the score of cognitive appraisal was low, attentional bias did not play a mediating role in the influence of state anxiety on time perception.

Therefore, the effect of state anxiety on college students’ time perception was a moderated mediating effect. The moderated mediating model significantly revealed the effect mechanism of state anxiety on college students’ time perception, which can contribute to a better understanding of how individuals in an anxious state perceive time. Furthermore, it suggests that the adjustment of cognitive appraisal or attentional bias is an important way to alleviate the time distortion of anxious individuals.

state anxiety; time perception; attentional bias; cognitive appraisal

2018-10-23

* 深圳市科技創(chuàng)新基金項(xiàng)目(JCYJ20170817161546744)。

B842

李虹, E-mail: lhong@mail.tsinghua.edu.cn