劉靜遠(yuǎn) 李 虹

狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響：認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用*

劉靜遠(yuǎn)1李 虹2

(1清華大學(xué)學(xué)生心理發(fā)展指導(dǎo)中心;2清華大學(xué)心理學(xué)系, 北京 100084)

探討狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響, 并檢測記憶偏向與認(rèn)知評價(jià)在其中的中介和調(diào)節(jié)作用。實(shí)驗(yàn)1招募大學(xué)生60人, 隨機(jī)分為高、低狀態(tài)焦慮組, 采用情緒誘導(dǎo)程序誘導(dǎo)高、低狀態(tài)焦慮; 采用口頭估計(jì)任務(wù)測量回溯式時(shí)距判斷, 考察高、低狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)后的回溯式時(shí)距判斷差異。實(shí)驗(yàn)2在實(shí)驗(yàn)1的基礎(chǔ)上, 招募大學(xué)生60人, 增加自由回憶任務(wù)測量記憶偏向, 考察狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中記憶偏向的中介作用。實(shí)驗(yàn)3在實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2的基礎(chǔ)上, 招募大學(xué)生90人, 增加視覺模擬心境量表測量認(rèn)知評價(jià), 考察狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響, 并檢測認(rèn)知評價(jià)與記憶偏向在其中的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)在回溯式時(shí)距判斷中, 高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮更高估時(shí)距; (2)在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 記憶偏向具有中介作用; (3)在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向存在有調(diào)節(jié)的中介作用：只有當(dāng)認(rèn)知評價(jià)得分較低時(shí), 即對于認(rèn)為焦慮對身體健康有害程度較低的個(gè)體而言, 在狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷中, 記憶偏向具有完全中介作用, 即狀態(tài)焦慮只通過記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷。研究結(jié)果揭示了焦慮個(gè)體回溯式時(shí)距判斷的內(nèi)部過程, 驗(yàn)證了注意閘門模型中有關(guān)用于計(jì)時(shí)的記憶資源越多對于時(shí)距越高估的假設(shè), 豐富了焦慮通過記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷的解釋視角, 為通過調(diào)整認(rèn)知評價(jià)改善焦慮個(gè)體時(shí)距偏差提供了重要參考。

狀態(tài)焦慮, 回溯式時(shí)距判斷, 記憶偏向, 認(rèn)知評價(jià)

1 引言

古語有云：“一日不見, 如隔三秋”, 又有：“恍若昨日, 又似經(jīng)年”。這些表述反映了人們對時(shí)間的主觀心理感知常常與時(shí)間的客觀物理長度之間存在差異, 在焦慮狀態(tài)下尤其如此。比如, 等待面試或者趕火車時(shí)人們會(huì)不停地看時(shí)間, 明明只過了5分鐘, 卻覺得像過了半小時(shí)。有研究表明, 人們在焦慮狀態(tài)下會(huì)出現(xiàn)時(shí)距判斷的偏差(Liu & Li, 2019, 2020; 劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019)。

時(shí)距判斷, 按照測量方式可以分為預(yù)期式時(shí)距判斷和回溯式時(shí)距判斷。其中, 預(yù)期式時(shí)距判斷是指：被試在實(shí)驗(yàn)任務(wù)前被告知需要進(jìn)行計(jì)時(shí), 即, 計(jì)時(shí)始于實(shí)驗(yàn)任務(wù)開始時(shí)。在預(yù)期式時(shí)距判斷的測量范式里, 被試會(huì)有意地與努力地編碼時(shí)間信息, 因此也被稱為“經(jīng)驗(yàn)的時(shí)距” (experiencing duration)。回溯式時(shí)距判斷是指：被試在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后才被要求進(jìn)行計(jì)時(shí), 即, 計(jì)時(shí)始于實(shí)驗(yàn)任務(wù)結(jié)束后。在回溯式時(shí)距判斷的測量范式里, 被試會(huì)被要求完成其他實(shí)驗(yàn)任務(wù), 這些任務(wù)與時(shí)間無關(guān), 只是后來需要計(jì)時(shí)時(shí)才努力地從記憶中提取相關(guān)信息, 因此也被稱為“回憶的時(shí)距” (remembering duration)。注意閘門模型指出, 預(yù)期式和回溯式時(shí)距判斷包含不同的認(rèn)知過程：預(yù)期式時(shí)距判斷主要與刺激喚醒度以及注意資源分配有關(guān); 而回溯式時(shí)距判斷主要依靠記憶過程(Block, 1989, 1992; Block & Zakay, 1997)。

迄今為止有關(guān)焦慮影響時(shí)距判斷的研究并不多, 而為數(shù)不多的一些研究大多采用預(yù)期式, 研究對象幾乎都是針對特質(zhì)焦慮或焦慮病人。這些研究比較一致地發(fā)現(xiàn), 焦慮會(huì)影響預(yù)期式時(shí)距判斷(Bar- Haim et al., 2010; Liu & Li, 2019, 2020; Mioni et al., 2016; Whyman & Moos, 1967; Yoo & Lee, 2015; 劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019)。然而, 國內(nèi)外關(guān)于焦慮如何影響回溯式時(shí)距判斷的研究可謂少之又少, 目前我們只檢索到一項(xiàng)研究(Lueck, 2007)。該研究采用讓被試做演講者或者觀眾的方式成功啟動(dòng)了高、低狀態(tài)焦慮, 而后讓其觀看一段長達(dá)8分58秒的前人演講的視頻, 最后讓被試對這段視頻所持續(xù)的時(shí)長進(jìn)行判斷。結(jié)果發(fā)現(xiàn)高、低狀態(tài)焦慮組的回溯式時(shí)距判斷之間不存在顯著差異。一項(xiàng)研究結(jié)果其實(shí)很難說明問題。統(tǒng)計(jì)上不顯著可能是真的沒有差異, 也可能是實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)沒有測量出差異。因此, 十分有必要深入研究焦慮究竟是否會(huì)對回溯式時(shí)距判斷產(chǎn)生影響。對這一問題的深入并系統(tǒng)的探討將有助于了解焦慮個(gè)體時(shí)距判斷的內(nèi)部過程, 同時(shí)能夠幫助具有焦慮體驗(yàn)的個(gè)體覺察、適應(yīng)并糾正時(shí)距判斷偏差。我們的研究問題是：人們在不同焦慮狀態(tài)下的回溯式時(shí)距判斷是否不同？如果是, 那么, 狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷的內(nèi)在機(jī)制是怎樣的？具體而言, 記憶是如何發(fā)揮作用的？影響的邊界條件是什么？

首先, 人們在不同焦慮狀態(tài)下的回溯式時(shí)距判斷是否不同？Zakay和Block (1995)提出了注意閘門模型(Attentional Gate Model), 是目前較為成熟且在領(lǐng)域內(nèi)受到認(rèn)可的綜合模型。注意閘門模型包括：起搏器、注意閘門、開關(guān)和認(rèn)知計(jì)時(shí)器, 并強(qiáng)調(diào)只有當(dāng)個(gè)體的注意資源被分配給時(shí)間信息時(shí), 注意閘門才會(huì)打開, 脈沖才能通過閘門, 并從起搏器進(jìn)入到認(rèn)知計(jì)時(shí)器之中。根據(jù)注意閘門模型, 當(dāng)進(jìn)行預(yù)期式時(shí)距判斷時(shí), 注意資源被分配給時(shí)間信息, 注意閘門會(huì)開放, 脈沖才能通過閘門, 進(jìn)入到認(rèn)知計(jì)時(shí)器中得到計(jì)數(shù)。當(dāng)進(jìn)行回溯式時(shí)距判斷時(shí), 注意資源被分配給非時(shí)間信息, 閘門關(guān)閉, 工作記憶中背景變化的數(shù)量或所存儲(chǔ)的有意義的分割片段越多, 對時(shí)距的判斷就越長(Block, 2003; Zakay & Block, 1995, 2004)。相比低狀態(tài)焦慮的誘導(dǎo)過程, 高狀態(tài)焦慮的誘導(dǎo)過程攜帶和產(chǎn)生了更多更強(qiáng)的負(fù)性信息, 進(jìn)而引發(fā)個(gè)體更多更強(qiáng)的情緒狀態(tài)變化。也就是說, 相比于低狀態(tài)焦慮, 高狀態(tài)焦慮的個(gè)體在進(jìn)行回溯式時(shí)距判斷時(shí), 會(huì)依然攜帶著在其誘導(dǎo)過程中所產(chǎn)生的更多更強(qiáng)的負(fù)性信息, 而更多更強(qiáng)的負(fù)性信息較之于(低狀態(tài)焦慮的)更少更弱的負(fù)性信息, 應(yīng)該具有更多有意義的分割片段?；诖? 提出研究假設(shè)1：在回溯式時(shí)距判斷中, 高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮更高估時(shí)距。

第二, 記憶在狀態(tài)焦慮與回溯式時(shí)距判斷之間是如何發(fā)揮作用的？由于記憶資源較難直接測量, 前人研究大多采用不同難度或熟悉度的實(shí)驗(yàn)任務(wù), 間接操縱用于計(jì)時(shí)的記憶資源(Block et al., 2010; 楊蓮蓮等, 2018), 這也限制了對記憶在焦慮影響回溯式時(shí)距判斷過程中所發(fā)揮作用的探究。而焦慮個(gè)體的記憶偏向是易于測量的(Herrera et al., 2017), 這或許可以成為一個(gè)突破口。記憶偏向(memory bias)指的是個(gè)體對某一特殊先前經(jīng)驗(yàn)的回憶或再認(rèn)表現(xiàn)出更好或更糟的傾向(Tafarodi et al., 2003)。Beck的圖式理論指出, 當(dāng)刺激信息與圖式一致時(shí), 加工過程相對容易。焦慮個(gè)體的圖式與威脅和危險(xiǎn)信息相一致, 因而對這類信息十分敏感, 這類信息也更容易獲得更多的注意和記憶資源; 也就是說, 對這類信息的加工會(huì)占據(jù)優(yōu)勢地位, 由此產(chǎn)生了注意偏向和記憶偏向(Beck & Clark, 1997)。具體而言, 個(gè)體在焦慮時(shí), 其工作記憶的內(nèi)容會(huì)受到影響。根據(jù)前述注意閘門模型, 工作記憶會(huì)影響回溯式時(shí)距判斷(Block, 2003; Zakay & Block, 1995, 2004)。那么, 焦慮很可能通過記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷。因此, 提出研究假設(shè)2：在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 記憶偏向具有中介作用。

第三, 影響上述關(guān)系的邊界條件是什么？Folkman和Lazarus等人較為系統(tǒng)地提出了關(guān)于認(rèn)知評價(jià)的概念界定與認(rèn)知?現(xiàn)象學(xué)?交互作用理論(Cognitive-Phenomenological-Transactional Theory), 得到國內(nèi)外學(xué)者的一致認(rèn)可。具體而言, 認(rèn)知評價(jià)(cognitive appraisal)指的是個(gè)體評估特定的環(huán)境遭遇與其心理健康是否相關(guān)以及如何相關(guān)的過程(Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter et al., 1986; Folkman, Lazarus, Gruen, & Delongis, 1986)。認(rèn)知評價(jià)理論認(rèn)為, 情境意義的解碼能夠觸發(fā)情緒反應(yīng)系統(tǒng)的下游效應(yīng), 如內(nèi)臟和骨骼肌、主觀感覺以及各種認(rèn)知系統(tǒng)的相應(yīng)反應(yīng)(Schirmer, 2011)。與身體的適應(yīng)性變化類似, 時(shí)距判斷偏差可能是大腦的適應(yīng)性反應(yīng), 以提高個(gè)體在特定情況下做出適應(yīng)性反應(yīng)的能力(Tse et al., 2004)。因此, 認(rèn)知評價(jià)有可能直接影響時(shí)距判斷。前人基于預(yù)期式時(shí)距判斷的研究結(jié)果表明, 狀態(tài)焦慮對時(shí)距判斷的影響受認(rèn)知評價(jià)的調(diào)節(jié)(劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019)。據(jù)此, 本研究推測, 認(rèn)知評價(jià)或許也會(huì)調(diào)節(jié)狀態(tài)焦慮通過記憶偏向影響回溯性時(shí)距判斷的過程。研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn), 認(rèn)知評價(jià)不直接影響記憶偏向(安獻(xiàn)麗等, 2015), 即認(rèn)知評價(jià)不會(huì)調(diào)節(jié)焦慮對記憶偏向的影響, 那么可能調(diào)節(jié)的將是記憶偏向?qū)厮菔綍r(shí)距判斷的影響。因此, 我們提出研究假設(shè)3：在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向存在有調(diào)節(jié)的中介作用。

2 實(shí)驗(yàn)1 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響

2.1 方法

實(shí)驗(yàn)1采用情緒誘導(dǎo)程序誘導(dǎo)狀態(tài)焦慮、采用口頭估計(jì)任務(wù)測量回溯式時(shí)距判斷, 考察高、低狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)后的回溯式時(shí)距判斷差異, 擬驗(yàn)證的研究假設(shè)1為：在回溯式時(shí)距判斷中, 高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮更高估時(shí)距。

2.1.1 被試

借鑒前人研究中的被試量, 確定本研究的被試量為每組30人(Bar-Haim et al., 2010; Liu & Li, 2019, 2020; Mioni et al., 2016; Yoo & Lee, 2015; 劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019)。采用隨機(jī)取樣方法, 從清華大學(xué)以校內(nèi)張貼海報(bào)的形式招募大學(xué)生60人為研究對象。使用G*Power 3.1 (Faul et al., 2007) 計(jì)算得到參數(shù)為：被試間重復(fù)測量方差分析, 組數(shù) = 2, 測量次數(shù) = 4, 重復(fù)測量數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性 = 0.5, α = 0.05, 1 ? β = 0.8, 效應(yīng)量= 0.15。參與者通過海報(bào)上的問卷星二維碼進(jìn)行網(wǎng)上報(bào)名, 60名參與者中男15人, 女45人; 平均年齡(22.73 ± 2.46)歲。將60名參與者隨機(jī)分配到高狀態(tài)焦慮組(= 30)和低狀態(tài)焦慮組(= 30), 其中高狀態(tài)焦慮組有1名被試的時(shí)距判斷估計(jì)值超過均值的3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差, 故予以剔除1即使不剔除, 結(jié)果也符合假設(shè), 且滿足統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)顯示, 高低狀態(tài)焦慮組被試年齡無顯著差異(高焦慮= 23.10,高焦慮= 2.61,低焦慮= 22.27,低焦慮= 2.24,(57) = 1.32,= 0.191); 卡方檢驗(yàn)顯示, 兩組性別無顯著差異(高焦慮組男9人、女20人, 低焦慮組男6人、女24人, χ2= 0.95,= 0.330)。本研究的3個(gè)實(shí)驗(yàn)前均取得被試知情同意, 且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)。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

(1)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)

通過讓被試回憶與想象焦慮或平靜的事件來誘導(dǎo)高或低狀態(tài)焦慮(Labouvie-Vief et al., 2003)。首先, 要求被試描述一段焦慮或平靜的事件：“請描述一件最近讓你非常焦慮(平靜)的事情, 請盡量描述事情細(xì)節(jié)和你的感受, 至少100字”。接下來, 進(jìn)入短暫的孵育過程：“隨后你會(huì)感到焦慮(平靜)體驗(yàn)變得更為強(qiáng)烈, 這也會(huì)讓你想起其他的使你非常非常焦慮(平靜)的事情”。最后, 要求被試再次回憶一段焦慮或平靜的事件：“請回憶另一件曾經(jīng)讓你非常非常焦慮(平靜)的事情, 請盡量描述事情細(xì)節(jié)和你的感受, 不少于100字”。

(2)狀態(tài)焦慮的測量

采用視覺模擬心境量表(Visual Analogue Mood Scales, VAMS)測量狀態(tài)焦慮水平(Mccormack et al., 1988), 讓被試從0到100之間選擇一個(gè)數(shù)字主觀評價(jià)“此時(shí)此刻的焦慮程度”。

(3)回溯式時(shí)距判斷的測量

采用口頭估計(jì)任務(wù)(鳳四海, 黃希庭, 2004)對被試的回溯式時(shí)距判斷進(jìn)行測量。實(shí)驗(yàn)流程為：在實(shí)驗(yàn)的最后, 對整個(gè)實(shí)驗(yàn)持續(xù)的時(shí)間進(jìn)行(8分鐘左右)回溯式時(shí)距判斷。具體的指導(dǎo)語為：“請以分鐘為單位, 估計(jì)整個(gè)實(shí)驗(yàn)持續(xù)的時(shí)間, 精確到0.1分鐘”。采用時(shí)距判斷指數(shù)(time perception index, TPI)來分析回溯式時(shí)距判斷情況(Liu & Li, 2020; Mioni et al., 2016)。具體而言, TPI為被試所估計(jì)時(shí)長與真實(shí)時(shí)長的比值, 如果TPI等于1, 則說明對于回溯式時(shí)距判斷準(zhǔn)確; 如果TPI大于1, 則說明對于回溯式時(shí)距判斷高估; 如果TPI小于1, 則說明對于回溯式時(shí)距判斷低估。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

采用問卷星編寫程序, 按如下順序進(jìn)行實(shí)驗(yàn)：(1)狀態(tài)焦慮的前測; (2)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo); (3)狀態(tài)焦慮的后測; (4)回溯式時(shí)距判斷的測量。

2.2 結(jié)果

2.2.1 情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果

獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮前測水平?jīng)]有顯著差異,(57) = ?1.13,= 0.261; 而經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮后測水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高,(57) = 5.88,< 0.001,= 1.53。對狀態(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)焦慮測量(前測, 后測)重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 57) = 4.67,= 0.035, η2= 0.08;狀態(tài)焦慮測量的主效應(yīng)不顯著,(1, 57) = 1.80,= 0.185;組別與狀態(tài)焦慮測量的交互作用顯著,(1, 57) = 60.19,< 0.001, η2= 0.51。分別對高、低狀態(tài)焦慮組進(jìn)行配對樣本檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn), 經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著升高(前測= 40.52,前測= 26.75;后測= 64.86,后測= 23.09),(28) = 5.88,< 0.001,= 1.09; 而低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著降低(前測= 48.60,前測= 27.95;后測= 31.43,后測= 20.56),(29) = ?5.03,< 0.001,= 0.92。

2.2.2 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響

對TPI采用獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的TPI顯著更大(高焦慮= 0.91,高焦慮= 0.32;低焦慮= 0.72,低焦慮= 0.28),(57) = 2.43,= 0.018,= 0.63。該結(jié)果說明雖然高、低狀態(tài)焦慮組的TPI都小于1, 表示兩組都相對低估回溯式時(shí)距判斷, 但是高比低狀態(tài)焦慮組的TPI更大, 即高比低狀態(tài)焦慮組相對高估時(shí)距, 驗(yàn)證了研究假設(shè)1。

3 實(shí)驗(yàn)2 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響: 記憶偏向的中介 作用

3.1 方法

在實(shí)驗(yàn)1的基礎(chǔ)上, 根據(jù)以往研究中經(jīng)常采用的不同誘導(dǎo)相結(jié)合的方法(例如：Montorio et al., 2015), 實(shí)驗(yàn)2增加了音樂誘導(dǎo)狀態(tài)焦慮, 并測量被試對于所誘導(dǎo)的音樂的回溯式時(shí)距判斷情況, 同時(shí)增加自由回憶任務(wù)測量記憶偏向, 考察狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷影響中記憶偏向的中介作用, 擬驗(yàn)證的研究假設(shè)2為：在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 記憶偏向具有中介作用。

3.1.1 被試

與實(shí)驗(yàn)1類似, 招募大學(xué)生60人為研究對象, 其中男26人, 女34人; 平均年齡(23.30 ± 2.93)歲。將60名參與者隨機(jī)分配到高狀態(tài)焦慮組(= 30)和低狀態(tài)焦慮組(= 30)。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)顯示, 高低狀態(tài)焦慮組被試年齡無顯著差異(高焦慮= 23.53,高焦慮= 3.61;低焦慮= 23.07,低焦慮= 2.08),(58) = 0.61,= 0.542; 卡方檢驗(yàn)顯示, 兩組性別無顯著差異(高焦慮組男13人、女17人, 低焦慮組男13人、女17人), χ2= 0,= 1.000。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

(1)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)

采用聽音樂和事件回憶相結(jié)合的方式對狀態(tài)焦慮進(jìn)行誘導(dǎo)。首先, 高、低狀態(tài)焦慮組分別被要求聽能夠誘發(fā)焦慮或平靜的音樂(Montorio et al., 2015)。其中, 高狀態(tài)焦慮組的被試被要求聽一段持續(xù)79秒的Ligeti Project-Requiem, 低狀態(tài)焦慮組的被試被要求聽一段持續(xù)79秒的Schoenberg’s Erwartung。隨后, 要求被試通過想象或者回憶沉浸在焦慮(高狀態(tài)焦慮組)或平靜(低狀態(tài)焦慮組)狀態(tài)之中; 最后, 要求被試回憶一段焦慮或平靜的事件: “請回憶一件曾經(jīng)讓你非常非常焦慮(平靜)的事情, 請盡量描述事情細(xì)節(jié)和你的感受, 不少于100字”。

(2)狀態(tài)焦慮的測量

與實(shí)驗(yàn)1相同。

(3)記憶偏向的測量

Herrera等人(2017)對171項(xiàng)有關(guān)焦慮及記憶偏向的研究進(jìn)行綜述后指出, 只有采用自由回憶任務(wù)時(shí)才會(huì)發(fā)現(xiàn)焦慮相關(guān)的記憶偏向; 而在其他測量記憶偏向的范式中, 并沒有觀測到穩(wěn)定的焦慮會(huì)引起記憶偏向的現(xiàn)象。因此, 本研究采用自由回憶任務(wù)測量記憶偏向。具體而言, 讓被試對負(fù)性和中性詞語(負(fù)性詞語、中性詞語各8個(gè))進(jìn)行記憶與回憶。首先, 在狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)前, 讓被試對屏幕上的16個(gè)詞語進(jìn)行記憶, 時(shí)間為1分鐘。經(jīng)過狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)后, 讓被試在1分鐘內(nèi)對剛剛的詞語進(jìn)行自由回憶。

(4)刺激材料

從已有相關(guān)研究(MacLeod et al., 1986; 黃崢崢, 2011; 朱詩敏, 2004; 張冬冬, 2008)中選取負(fù)性及中性詞語, 作為上述自由回憶任務(wù)的實(shí)驗(yàn)材料。線上招募清華大學(xué)全日制在校生67名(男34名, 女33名,年齡= 21.22歲,年齡= 2.84歲)對每個(gè)詞語的效價(jià)與熟悉度進(jìn)行7點(diǎn)評分(1非常消極……7非常積極; 1非常不熟悉……7非常熟悉)。選取8個(gè)負(fù)性詞語和8個(gè)中性詞語用于自由回憶任務(wù)(請見附錄)。經(jīng)過獨(dú)立樣本檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn), 詞語的效價(jià)差異顯著, 負(fù)性詞語的評分低于中性詞語(負(fù)性= 2.32,負(fù)性= 0.09;中性= 4.15,中性= 0.19),(14) = ?24.02,< 0.001,= 12.01; 熟悉度差異不顯著(負(fù)性=6.23,負(fù)性= 0.25;中性= 6.22,中性= 0.23),(14) = 0.10,0.919。

(5)回溯式時(shí)距判斷的測量

請被試對狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)過程中音樂所持續(xù)的時(shí)間(79秒)進(jìn)行回溯式時(shí)距判斷。方法與實(shí)驗(yàn)1類似, 具體的指導(dǎo)語為：“請以秒鐘為單位, 估計(jì)剛剛所聽音樂持續(xù)的時(shí)間, 精確到0.1秒鐘”。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

采用問卷星編寫程序, 按如圖1所示順序進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。

圖1 實(shí)驗(yàn)2流程圖

3.2 結(jié)果

3.2.1 情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果

獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高比低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮前測水平有較低趨勢,(58) = ?1.80,= 0.077,= 0.46; 而經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮后測水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高,(58) = 6.23,< 0.001,= 1.61。對狀態(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)焦慮測量(前測, 后測)重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 58) = 5.68,= 0.020, η2= 0.09;狀態(tài)焦慮測量的主效應(yīng)顯著,(1, 58) = 7.99,= 0.006, η2= 0.12;組別與狀態(tài)焦慮測量的交互作用顯著,(1, 58) = 66.81,< 0.001, η2= 0.54。分別對高、低狀態(tài)焦慮組進(jìn)行配對樣本檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn), 經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著升高(前測= 38.27,前測= 24.54;后測= 69.27,后測= 19.06),(29) = 9.13,< 0.001,= 1.67; 而低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著降低(前測= 49.10,前測= 22.06;后測= 34.03,后測= 24.41),(29) = ?3.35,= 0.002,= 0.61。上述結(jié)果說明情緒狀態(tài)誘導(dǎo)成功。

3.2.2 狀態(tài)焦慮對記憶偏向的影響

統(tǒng)計(jì)每個(gè)被試所回憶出的負(fù)性、中性詞語個(gè)數(shù), 以二者的合計(jì)作為所回憶出的詞語總數(shù), 取所回憶出的負(fù)性詞語個(gè)數(shù)與所回憶出的詞語總數(shù)的比值, 作為被試的記憶偏向得分, 分?jǐn)?shù)越高表示對負(fù)性詞語的記憶偏向越高(Herrera et al., 2017)。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組所回憶出的詞語總數(shù)并不存在顯著差異(高焦慮= 5.30,高焦慮= 2.72;低焦慮= 5.77,低焦慮= 2.76),(58) = ?0.66,= 0.512; 而高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的記憶偏向得分顯著更高, 即高狀態(tài)焦慮組對于負(fù)性詞語的記憶偏向水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高(高焦慮= 0.67,高焦慮= 0.16;低焦慮= 0.52,低焦慮= 0.18),(58) = 3.49,= 0.001,= 0.99。該結(jié)果說明高比低狀態(tài)焦慮組的記憶偏向更加負(fù)性。

3.2.3 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響

對TPI采用獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組的TPI差異并不顯著(高焦慮= 0.96,高焦慮=0.16;低焦慮= 1.00,低焦慮= 0.13),(58) = ?1.08,= 0.286。該結(jié)果說明當(dāng)引入中介變量記憶偏向后, 狀態(tài)焦慮不再直接影響回溯式時(shí)距判斷。

3.2.4 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響：記憶偏向的中介作用

參照Hayes提出的Bootstrap方法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)(Hayes, 2013), 采用SPSS 20.0的PROCESS, 選擇模型4, 在95%置信區(qū)間下, 樣本量5000, 以狀態(tài)焦慮為自變量(賦值為高 = 0, 低 = 1), 回溯式時(shí)距判斷(TPI)為因變量, 記憶偏向(記憶偏向得分)為中介變量。Bootstrap分析結(jié)果表明, 中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)沒有包含0 (= ?0.034,= 0.018, 95% CI = [?0.078, ?0.008])。此外, 控制了中介變量記憶偏向之后, 自變量狀態(tài)焦慮對因變量回溯式時(shí)距判斷的直接效應(yīng)不顯著, 區(qū)間包含0 (= 0.074,= 0.040, 95% CI = [?0.006, 0.155])。因此根據(jù)Zhao等人(2010)的研究, 這一結(jié)果反映了在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 記憶偏向具有完全中介作用(圖2), 驗(yàn)證了研究假設(shè)2。

圖2 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中記憶偏向的中介作用

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。下同。

4 實(shí)驗(yàn)3 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響：認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用

4.1 方法

在實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2的基礎(chǔ)上, 實(shí)驗(yàn)3增加了視覺模擬心境量表測量認(rèn)知評價(jià), 考察狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 認(rèn)知評價(jià)與記憶偏向所發(fā)揮的作用, 擬驗(yàn)證的研究假設(shè)3為：在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向存在有調(diào)節(jié)的中介作用。

4.1.1 被試

實(shí)驗(yàn)3增加連續(xù)變量認(rèn)知評價(jià)作為調(diào)節(jié)變量, 故增加30人被試量, 共招募90人為研究對象, 采用隨機(jī)取樣, 從清華大學(xué)以校內(nèi)張貼海報(bào)的形式招募大學(xué)生參與實(shí)驗(yàn)。使用G*Power 3.1 (Faul et al., 2007)計(jì)算得到參數(shù)為：被試間重復(fù)測量方差分析, 組數(shù) = 2, 測量次數(shù) = 4, 重復(fù)測量數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性 = 0.5, α = 0.05, 1 ? β > 0.9, 效應(yīng)量= 0.14。參與者通過海報(bào)上的問卷星二維碼進(jìn)行網(wǎng)上報(bào)名, 90名參與者中男25人, 女65人; 平均年齡(22.59 ± 2.54)歲。將90名參與者隨機(jī)分配到高狀態(tài)焦慮組(= 45)和低狀態(tài)焦慮組(= 45)。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)顯示, 高低狀態(tài)焦慮組被試年齡無顯著差異(高焦慮= 22.29,高焦慮= 2.39;低焦慮= 22.89,低焦慮= 2.68),(88) = ?1.12,= 0.266; 卡方檢驗(yàn)顯示, 兩組性別無顯著差異(高焦慮組男14人、女31人, 低焦慮組男11人、女34人), χ2= 0.50,= 0.480。

4.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

(1)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)與測量

與實(shí)驗(yàn)2相同。

(2)記憶偏向的測量

與實(shí)驗(yàn)2相同。

(3)回溯式時(shí)距判斷的測量

與實(shí)驗(yàn)1相同。

(4)認(rèn)知評價(jià)的測量

依據(jù)Folkman等人的概念界定(Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter et al., 1986; Folkman, Lazarus, Gruen, & Delongis, 1986), 本研究采用VAMS測量認(rèn)知評價(jià)(Liu et al., 2019; 劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019), 即讓被試從0到100之間選擇一個(gè)數(shù)字主觀自評：“認(rèn)為焦慮對心理健康的有害程度”。

4.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

采用問卷星編寫程序, 除在最后增加對于認(rèn)知評價(jià)的測量外, 其余與圖1所示流程一致。

4.2 結(jié)果

4.2.1 情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果

獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮前測水平?jīng)]有顯著差異,(88) = ?0.52,= 0.603; 而經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮后測水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高,(88) = 10.61,< 0.001,= 2.24。對狀態(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)焦慮測量(前測, 后測)重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 88) = 24.72,< 0.001, η2= 0.22;狀態(tài)焦慮測量的主效應(yīng)不顯著,(1, 88) = 1.70,= 0.196;組別與狀態(tài)焦慮測量的交互作用顯著,(1, 88) = 109.70,< 0.001, η2= 0.56。分別對高、低狀態(tài)焦慮組進(jìn)行配對樣本檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn), 經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著升高(前測= 39.29,前測= 24.49;后測= 65.00,后測= 21.31),(44) = 7.73,< 0.001,= 1.15; 而低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著降低(前測= 41.96,前測= 23.95;后測= 21.93,后測= 16.94),(44) = ?7.07,< 0.001,= 1.05。上述結(jié)果說明情緒狀態(tài)誘導(dǎo)成功。

4.2.2 狀態(tài)焦慮對認(rèn)知評價(jià)的影響

采用獨(dú)立樣本檢驗(yàn)對認(rèn)知評價(jià)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組與低狀態(tài)焦慮組的認(rèn)知評價(jià)差異不顯著(高狀態(tài)焦慮= 80.69,高狀態(tài)焦慮= 14.45;低狀態(tài)焦慮= 78.20,低狀態(tài)焦慮= 13.94,(88) = 0.83,= 0.408), 說明認(rèn)知評價(jià)作為特質(zhì)性概念不受狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)的影響。

4.2.3 狀態(tài)焦慮對記憶偏向的影響

與實(shí)驗(yàn)2一致, 獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組所回憶出的詞語總數(shù)并不存在顯著差異(高焦慮= 4.93,高焦慮= 3.07;低焦慮= 4.36,低焦慮= 2.60),(88) = 0.96,= 0.338; 而對記憶偏向得分進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組對于負(fù)性詞語的記憶偏向水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高(高焦慮= 0.68,高焦慮= 0.17;低焦慮= 0.57,低焦慮= 0.22),(88) = 2.47,= 0.015,= 0.52。該結(jié)果說明高比低狀態(tài)焦慮組具有更加明顯的負(fù)性記憶偏向。

4.2.4 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響

對TPI采用獨(dú)立樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的TPI顯著更大(高焦慮= 0.95,高焦慮= 0.34;低焦慮= 0.81,低焦慮= 0.29),(88) = 2.13,= 0.036,= 0.45。該結(jié)果說明雖然高、低狀態(tài)焦慮組的TPI都小于1, 表示兩組都相對低估回溯式時(shí)距判斷, 但是高比低狀態(tài)焦慮組的TPI更大, 即高比低狀態(tài)焦慮組相對高估時(shí)距。

4.2.5 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響：認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用

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14, 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), 回溯式時(shí)距判斷(TPI)為因變量Y, 記憶偏向(記憶偏向得分)為中介變量M, 認(rèn)知評價(jià)(VAMS得分)為調(diào)節(jié)變量V。

Bootstrap分析結(jié)果表明, 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用成立(見圖3)。具體而言, 認(rèn)知評價(jià)在記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷中具有顯著的調(diào)節(jié)作用(= 0.026,= 0.013,= 0.049, 95% CI = [0.0001, 0.052]), 在狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷中, 記憶偏向作為中介變量的指標(biāo)沒有包含0 (= ?0.003,= 0.002, 95% CI = [?0.007, ?0.0004]), 而控制了中介變量記憶偏向之后, 自變量狀態(tài)焦慮對因變量回溯式時(shí)距判斷的直接效應(yīng)不顯著, 區(qū)間包含0 (= ?0.131,= 0.068, 95% CI = [?0.266, 0.004])。當(dāng)認(rèn)知評價(jià)得分較高(+ 1= 93.62)時(shí), 中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)包含0 (= ?0.033,= 0.025, 95% CI = [?0.093, 0.003])。也就是說, 對于認(rèn)為焦慮對身體健康有害程度較高的個(gè)體而言, 在狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷中, 記憶偏向不具有中介作用; 而當(dāng)認(rèn)知評價(jià)得分較低(? 1= 65.27)時(shí), 中介檢驗(yàn)的間接效應(yīng)不包含0 (= 0.042,= 0.032, 95% CI = [0.002, 0.131])。也就是說, 對于認(rèn)為焦慮對身體健康有害程度較低的個(gè)體而言, 在狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷中, 記憶偏向具有完全中介作用, 即狀態(tài)焦慮只通過記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷。

圖3 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用

4.2.6 補(bǔ)充分析：狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷影響中的時(shí)長效應(yīng)

考慮到實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3在實(shí)驗(yàn)流程上基本一致, 以實(shí)驗(yàn)2中時(shí)距判斷的時(shí)長79秒記為短時(shí)長, 以實(shí)驗(yàn)3中時(shí)距判斷的時(shí)長8分鐘左右作為長時(shí)長, 對實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3的整合數(shù)據(jù)中的TPI, 采用2組別(高狀態(tài)焦慮組, 低狀態(tài)焦慮組)與2時(shí)長(短, 長)進(jìn)行單變量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別的主效應(yīng)不顯著,(1, 149) = 1.08,= 0.300;時(shí)長的主效應(yīng)顯著,(1, 149) = 142.02,< 0.001, η2= 0.493;組別與時(shí)長的交互作用顯著,(1, 149) = 5.81,= 0.017, η2= 0.038。對高狀態(tài)焦慮組進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn), 長時(shí)長(8分鐘左右)比短時(shí)長(79秒)的TPI顯著更小(長時(shí)長= 0.68,長時(shí)長= 0.17;短時(shí)長= 0.96,短時(shí)長= 0.16),(73) = ?7.12,< 0.001,= 1.68; 對于低狀態(tài)焦慮組具有同樣效應(yīng)(長時(shí)長= 0.57,長時(shí)長= 0.22;短時(shí)長= 1.00,短時(shí)長= 0.13),(73) = ?9.63,< 0.001,= 2.38。該結(jié)果反映了長時(shí)長比短時(shí)長更容易被低估的現(xiàn)象, 與前人研究結(jié)果相一致(Eisler, 1976; Eisler et al., 2008)。雖然本研究沒有聚焦在時(shí)長效應(yīng), 但這一發(fā)現(xiàn)仍具有一定價(jià)值, 可以為后續(xù)進(jìn)一步研究焦慮影響回溯式時(shí)距判斷中的時(shí)長效應(yīng)提供可能的參考。

5 討論

本研究通過3個(gè)實(shí)驗(yàn)對狀態(tài)焦慮與回溯式時(shí)距判斷之間的關(guān)系, 以及記憶偏向和認(rèn)知評價(jià)的中介及調(diào)節(jié)作用進(jìn)行了探討, 深入探究了狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷的方式及內(nèi)部過程, 并發(fā)現(xiàn)了認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向在其中有調(diào)節(jié)的中介作用。

5.1 狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響

相比較焦慮對預(yù)期式時(shí)距判斷的影響研究, 焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響研究少之又少。然而在日常生活中, 相比較預(yù)先分配注意給計(jì)時(shí)(預(yù)期式時(shí)距判斷), 人們更多是經(jīng)歷過后回顧判斷時(shí)間(回溯式時(shí)距判斷)。本研究圍繞這樣一個(gè)重要但很少被探討的題目展開研究, 并發(fā)現(xiàn)狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷確有影響。具體表現(xiàn)為：高狀態(tài)焦慮個(gè)體比低狀態(tài)焦慮個(gè)體更加高估時(shí)距。這一發(fā)現(xiàn)為后續(xù)開展相關(guān)研究奠定了重要基礎(chǔ)。

此外, 這一發(fā)現(xiàn)與前人關(guān)于焦慮對預(yù)期式時(shí)距判斷影響的研究結(jié)果相一致(Bar?Haim et al., 2010; Liu & Li, 2019, 2020; Yoo & Lee, 2015)。整體來看, 狀態(tài)焦慮對無論是預(yù)期式時(shí)距判斷還是回溯式時(shí)距判斷均具有影響, 且表現(xiàn)出一致的高估傾向。這些發(fā)現(xiàn)豐富了對于狀態(tài)焦慮下的時(shí)距判斷特點(diǎn)的了解。本研究的發(fā)現(xiàn)表明, 個(gè)體感到焦慮時(shí)事后回溯時(shí)間會(huì)體驗(yàn)到時(shí)間更漫長, 這或許就是為什么人們在感到焦慮時(shí)會(huì)覺得如坐針氈、度日如年的原因——他們感知到的時(shí)間比實(shí)際度過的時(shí)間更加漫長。先前的研究也發(fā)現(xiàn), 當(dāng)人們感到焦慮時(shí)預(yù)先注意時(shí)間也會(huì)感到時(shí)間更加漫長(Liu & Li, 2020; 劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019)。

更進(jìn)一步, 狀態(tài)焦慮下的時(shí)距判斷偏差反映了時(shí)距判斷的“主觀錯(cuò)覺”。盡管內(nèi)部時(shí)鐘理論已經(jīng)盛行多年(Gibbon, 1977; Meck, 1983; Treisman et al., 1994), 但是目前在生物體內(nèi)并沒有發(fā)現(xiàn)確切的“時(shí)間受體”。事實(shí)上, 沒有唯一的、同質(zhì)的時(shí)間, 只有多重的、主觀的時(shí)間體驗(yàn)(Droit?Volet & Gil, 2009)。時(shí)間“飛逝”、“緩慢”甚至“靜止”等體驗(yàn)都是主觀的(Droit?Volet, 2013)。這充分反映了情緒的一致性以及個(gè)體對于外部環(huán)境和內(nèi)部生理狀態(tài)的適應(yīng)性(Bower, 1981)。

5.2 記憶偏向的中介作用

本研究還發(fā)現(xiàn)在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 記憶偏向具有中介作用, 揭示了狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷影響的內(nèi)部過程。具體表現(xiàn)為：高狀態(tài)焦慮個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出對于負(fù)性刺激的記憶偏向, 進(jìn)而表現(xiàn)出對該類刺激的回溯式時(shí)距高估。注意閘門模型(Zakay & Block, 1995, 2004)認(rèn)為, 當(dāng)回溯式時(shí)距判斷時(shí), 注意資源被分配給非時(shí)間信息, 閘門關(guān)閉, 個(gè)體主要依據(jù)工作記憶中背景變化的數(shù)量或所存儲(chǔ)的有意義的分割片段進(jìn)行時(shí)距判斷。高狀態(tài)焦慮個(gè)體表現(xiàn)出對于負(fù)性刺激的記憶偏向, 成為工作記憶中更多的背景變化或有意義片段, 因此展現(xiàn)出了回溯式時(shí)距高估。本研究結(jié)果為注意閘門模型中記憶對于回溯式時(shí)距判斷影響的理論假設(shè)提供了直接的實(shí)驗(yàn)支持。

前人關(guān)于記憶對回溯式時(shí)距判斷影響的研究面臨著一大難題, 即, 如何直接測量用于計(jì)時(shí)的記憶資源。前人研究大多采用不同難度或熟悉度的實(shí)驗(yàn)任務(wù), 間接操縱用于計(jì)時(shí)的記憶資源(Block et al., 2010; 楊蓮蓮等, 2018)。這使得記憶對回溯式時(shí)距判斷的影響作用、尤其是焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 記憶的作用無法被準(zhǔn)確測量與分析。本研究巧妙地通過直接測量焦慮個(gè)體的記憶偏向解決了這一難題, 并開創(chuàng)性地發(fā)現(xiàn)了記憶偏向在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷影響中的中介作用。

5.3 認(rèn)知評價(jià)的調(diào)節(jié)作用

本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn), 狀態(tài)焦慮通過記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷的中介過程受到認(rèn)知評價(jià)的調(diào)節(jié), 揭示了狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷的內(nèi)部過程。與前人關(guān)于狀態(tài)焦慮影響預(yù)期式時(shí)距判斷的研究(劉靜遠(yuǎn), 李虹, 2019)所發(fā)現(xiàn)的：認(rèn)知評價(jià)調(diào)節(jié)狀態(tài)焦慮對注意偏向的影響不同的是, 在狀態(tài)焦慮通過記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷中, 認(rèn)知評價(jià)調(diào)節(jié)的是記憶偏向?qū)厮菔綍r(shí)距判斷的影響。我們看到, 當(dāng)進(jìn)行預(yù)期式時(shí)距判斷時(shí), 個(gè)體主動(dòng)地、有意地進(jìn)行計(jì)時(shí)與注意分配, 認(rèn)知評價(jià)通過調(diào)節(jié)狀態(tài)焦慮對注意偏向的不同影響來進(jìn)一步影響時(shí)距判斷; 當(dāng)進(jìn)行回溯式時(shí)距判斷時(shí), 個(gè)體預(yù)先并不知道需要計(jì)時(shí), 狀態(tài)焦慮直接影響記憶偏向, 而事后靠回憶努力地進(jìn)行時(shí)距判斷時(shí), 認(rèn)知評價(jià)的作用得以發(fā)揮, 調(diào)節(jié)了記憶偏向?qū)厮菔綍r(shí)距判斷的影響。為什么會(huì)有這樣不同的結(jié)果呢？我們認(rèn)為與認(rèn)知評價(jià)是否直接影響注意偏向和記憶偏向有關(guān)。已有研究指出, 認(rèn)知評價(jià)與注意控制相關(guān)的右側(cè)前額葉區(qū)域有關(guān)(Ochsner et al., 2004), 因而能夠改變個(gè)體的負(fù)性注意偏向(Manera et al., 2014), 即認(rèn)知評價(jià)對注意偏向具有直接影響。然而, 在使用自由回憶任務(wù)測量記憶偏向時(shí), 認(rèn)知評價(jià)對于回憶正確率并不存在顯著影響(安獻(xiàn)麗等, 2015), 即認(rèn)知評價(jià)并不直接影響記憶偏向。因此, 本研究結(jié)果提示, 認(rèn)知評價(jià)在狀態(tài)焦慮影響時(shí)距判斷的過程中具有調(diào)節(jié)作用, 因其對注意偏向和記憶偏向的不同影響, 導(dǎo)致在預(yù)期式時(shí)距判斷和回溯式時(shí)距判斷的過程中具有不同的調(diào)節(jié)位置。

與此同時(shí), 我們知道認(rèn)知評價(jià)的一個(gè)重要功能是啟動(dòng)心理和身體的變化, 為有機(jī)體成功應(yīng)對內(nèi)外刺激做好準(zhǔn)備。認(rèn)知評價(jià)理論認(rèn)為, 對于情境的認(rèn)知評價(jià)會(huì)影響身體的適應(yīng)性變化 (Schirmer, 2011)。時(shí)距判斷偏差則可能是大腦的適應(yīng)性反應(yīng), 感知持續(xù)時(shí)間的延長可以作為主觀時(shí)間的短暫擴(kuò)展, 有效地提高心理表征的時(shí)間分辨率, 使個(gè)體在給定的時(shí)間范圍內(nèi)處理更多的信息, 以提高個(gè)體的適應(yīng)性能力(Tse et al., 2004)。許多研究者都認(rèn)為, 情緒狀態(tài)下復(fù)雜的、反復(fù)的、動(dòng)態(tài)的因果關(guān)系在很大程度上是由認(rèn)知評價(jià)引發(fā)與形成的(Barrett et al., 2007; Clore & Ortony, 2008; Moors, 2013; Mulligan & Scherer, 2012)。本研究中關(guān)于認(rèn)知評價(jià)的研究結(jié)果還表明, 時(shí)距判斷偏差可能不完全由情緒狀態(tài)(狀態(tài)焦慮)引起, 而是與這些狀態(tài)的低階成分如認(rèn)知、生理和運(yùn)動(dòng)系統(tǒng)的各種變化有關(guān)(Barrett et al., 2007; Coan, 2010; Lindquist & Barrett, 2012; Scherer, 2009)。認(rèn)知評價(jià)過程可能涉及觸發(fā)和塑造時(shí)距判斷偏差(Uusberg et al., 2018)。也就是說, 觀察到的與情緒關(guān)的時(shí)距判斷偏差, 可能屬于由認(rèn)知評價(jià)過程觸發(fā)的一組自適應(yīng)反應(yīng), 時(shí)距判斷可能是由認(rèn)知評價(jià)調(diào)節(jié)的認(rèn)知系統(tǒng)之一。

5.4 研究貢獻(xiàn)與展望

研究的主要貢獻(xiàn)是：第一, 通過單一任務(wù)直接測量了狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷影響中記憶偏向的作用, 進(jìn)而解決了用于計(jì)時(shí)的記憶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)的記憶資源越多對于時(shí)距越高估的假設(shè)。第二, 發(fā)現(xiàn)認(rèn)知評價(jià)是焦慮影響回溯式時(shí)距判斷中記憶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)體回溯式時(shí)距判斷的內(nèi)部過程, 豐富了焦慮通過記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷的解釋視角, 為通過調(diào)整認(rèn)知評價(jià)改善焦慮個(gè)體時(shí)距偏差現(xiàn)象提供了重要參考。

未來研究可以從如下幾個(gè)方面開展：第一, 擴(kuò)大臨床焦慮樣本。為了剝離特質(zhì)焦慮(或焦慮病人)和對于負(fù)性刺激的注意偏向、記憶偏向已經(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)距判斷特點(diǎn)、記憶偏向以及認(rèn)知評價(jià)在其中發(fā)揮的作用, 未來的研究可以進(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), 本研究采用隨機(jī)取樣與隨機(jī)分組、狀態(tài)焦慮基線水平測量, 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, 未來在對狀態(tài)焦慮的時(shí)距判斷進(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, 從而徹底排除其對實(shí)驗(yàn)結(jié)果與結(jié)論的可能干擾; 甚至可以對特質(zhì)焦慮與狀態(tài)焦慮同時(shí)進(jìn)行測量與操縱, 進(jìn)而探討這兩種焦慮對于時(shí)距判斷的交互影響。

第二, 深入研究回溯式時(shí)距判斷中的效價(jià)效應(yīng)與時(shí)長效應(yīng)。由于可參考的前人文獻(xiàn)過少, 本研究在探討狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷時(shí), 并未對不同效價(jià)(如, 負(fù)性、正性與中性)的刺激進(jìn)行細(xì)化研究, 也僅根據(jù)實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3的結(jié)果對不同時(shí)長(79秒、8分鐘)進(jìn)行了粗略探討。未來研究可以承接本研究結(jié)果, 對焦慮影響下的回溯式時(shí)距判斷中的效價(jià)效應(yīng)與時(shí)長效應(yīng)進(jìn)行更加系統(tǒng)地探討。首先, 在嚴(yán)格控制其他無關(guān)變量的情況下, 深入分析負(fù)性、正性及中性效價(jià)是否會(huì)使?fàn)顟B(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響得到強(qiáng)化或弱化; 如果發(fā)現(xiàn)了效價(jià)效應(yīng), 可以進(jìn)一步探討不同效價(jià)下記憶偏向的中介作用、認(rèn)知評價(jià)的調(diào)節(jié)作用是否依然存在。其次, 設(shè)計(jì)獨(dú)立實(shí)驗(yàn)研究更大范圍的時(shí)長效應(yīng)(如, 幾秒、幾十秒、幾分鐘、幾十分鐘等), 探討長時(shí)長比短時(shí)長更容易被低估的邊界, 并分析其在對狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷中發(fā)揮的作用。從本研究的結(jié)果來看, 時(shí)長效應(yīng)是存在的, 但79秒和8分鐘的差異至少并未對狀態(tài)焦慮通過記憶偏向影響回溯式時(shí)距判斷的過程產(chǎn)生影響, 未來可以研究更為細(xì)致的時(shí)長是否使得記憶偏向的作用削弱或消失, 從而探討不同時(shí)長下的狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷的內(nèi)在機(jī)制。

第三, 進(jìn)一步開展時(shí)距判斷對焦慮影響的研究。本研究圍繞狀態(tài)焦慮如何影響時(shí)距判斷進(jìn)行了較為深入與系統(tǒng)的研究, 發(fā)現(xiàn)了焦慮個(gè)體的時(shí)距偏差特點(diǎn)及內(nèi)部過程。未來可以開展時(shí)距判斷對焦慮影響的研究, 進(jìn)而探討時(shí)距判斷在焦慮的發(fā)生、維持與緩解過程中的作用。也就是說, 對于焦慮與時(shí)距判斷可能存在的雙向關(guān)系進(jìn)行分析, 為解釋“越焦慮越覺得時(shí)間難熬, 越覺得難熬越焦慮”的現(xiàn)象提供實(shí)證支持, 并為從時(shí)間維度揭示焦慮的維持機(jī)制奠定基礎(chǔ), 為焦慮的預(yù)防、干預(yù)和治療提供切實(shí)有效的方法。

6 結(jié)論

(1)在回溯式時(shí)距判斷中, 高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮更高估時(shí)距。

(2)在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中記憶偏向具有中介作用。

(3)在狀態(tài)焦慮對回溯式時(shí)距判斷的影響中, 認(rèn)知評價(jià)和記憶偏向存在有調(diào)節(jié)的中介作用：當(dāng)個(gè)體認(rèn)為焦慮對心理健康有害程度較低時(shí), 狀態(tài)焦慮影響回溯式時(shí)距判斷中記憶偏向的完全中介作用成立。

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厭惡、參考、害怕、公斤、抑郁、慣例、恐慌、省份、驚恐、運(yùn)算、苦悶、溫差、憂郁、郊外、苦惱、綜合

How state anxiety influences retrospective time duration judgment:Moderated mediating effect of cognitive appraisal and memory bias

LIU Jingyuan1, LI Hong2

(1Center for Psychological Development;2Department of Psychology, Tsinghua University, Beijing 100084, China)

People are influenced by their emotional state and confused by environmental stimuli in anxiety, which leads to the deviation of time duration judgment. In this article, three experiments were conducted to explore the influence of state anxiety on retrospective time duration judgment, and the moderated mediating effect of cognitive appraisal and memory bias.

Experiment 1 investigated the effect of state anxiety on retrospective time duration judgment. Sixty college students participated and were randomly assigned to a high state anxiety group (= 30, completed a procedure of anxious state induction) and a low state anxiety group (= 30, completed a procedure of calm state induction). Then, the verbal estimation task was used to measure the retrospective time duration judgment. Experiment 2 investigated the mediating role of memory bias in the effect of state anxiety on retrospective time duration judgment through measuring memory by the free recall task. Experiment 3 investigated the moderated mediating effect of cognitive appraisal and memory bias through measuring cognitive appraisal by the visual analogue mood scales.

The results showed that (1) State anxiety had an effect on retrospective time duration judgment, namely, the high state anxiety individuals overestimate the duration than the low state anxiety individuals. (2) Memory bias played a mediating role in the relationship between state anxiety and retrospective time duration judgment. (3) Cognitive appraisal moderated the mediation effect of memory bias on the influence of state anxiety on retrospective time duration judgment. Specifically, when the score of cognitive appraisal was low, memory bias played a mediating role in the influence of state anxiety on retrospective time duration judgment, while when the score of cognitive appraisal was high, memory bias did not play a mediating role in the influence of state anxiety on retrospective time duration judgment.

Therefore, the effect of state anxiety on college students’ retrospective time duration judgment was a moderated mediating effect. The results reveal the internal process of the retrospective time duration judgment of anxious individuals, which can verify the attention gate model and enrich the explanatory perspective of anxiety influencing the retrospective time duration judgment through memory bias, and provide an important reference for improving the time deviation of anxious individuals through the adjustment of cognitive appraisal.

state anxiety, retrospective time duration judgment, memory bias, cognitive appraisal

2021-05-12

* 國家社科重點(diǎn)基金項(xiàng)目(20AZD085)。

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

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