情景預見和調節聚焦傾向對健康跨期決策的影響

史滋福,陳火紅,梁京京,管錦亮

(1.湖南師范大學心理學系,長沙 410081;2.湖南省心理健康教育研究基地,長沙 410081)

1 引言

健康跨期決策作為健康生活習慣的本質,是指需要在短期成本和長期健康收益之間進行權衡的決策(Ortendahl &Fries,2005)。研究發現,個體越注重未來的健康收益,就越可能出現堅持鍛煉、健康飲食、健康體檢等健康保護行為(Hunter et al.,2018;Snider et al.,2019)。但相對于未來健康收益,人們通常更偏好于現在的健康(van der Pol &Cairns,2008)。為了理解不同人或不同條件下的健康跨期決策偏好差異,研究者們考察了決策對象(Mahboub-Ahari et al.,2019)、決策選項屬性(Mahboub-Ahari et al.,2019),以及決策者健康狀況(Rieger,2015)和社會經濟地位(Fredslund et al.,2018)等因素的影響。然而,已有研究的結論并不一致(吳小菊 等,2020)。因此,影響個體健康跨期決策偏好的關鍵因素值得進一步探討。

Suddendorf 和Moore(2011)認為,人們之所以在涉及未來的決策中偏好當前利益、忽視未來利益,與其無法看見未來的結果有關。情景預見作為個體將自我投射到未來以預先體驗未來事件的一種心理建構(王盼盼,何嘉梅,2020),通過它人們可以預先想象延遲發生的決策結果,從而協助自身做出更理性的決策(Suddendorf &Moore,2011)。一項以肥胖個體為被試的研究證實了這一觀點,即情景預見顯著降低了肥胖個體對零食的即時滿足(Dassen et al.,2016)。進一步地,根據情境預期—情緒假說,情景預見對決策偏好的影響取決于預見事件的情緒效價(Liu et al.,2013)。預見事件內容的情緒效價不同(Barsics et al.,2016),相應情緒環路的激活也會存在差異,進而影響個體在隨后跨期決策任務中的選擇偏好(Busby et al.,2021)。

Zhang等(2018)通過對預見事件的情緒效價進行操縱發現,在金錢跨期決策中想象未來事件的情緒效價越積極,個體越傾向于選擇延遲的大額收益;而想象未來事件的情緒效價越消極,個體則越傾向于選擇即時的小額收益。近來,這一結果在王盼盼和何嘉梅(2020)的研究中得到了再次驗證。由于健康跨期決策中決策者為了在未來收獲更高的成效,也需要付出努力對當下的誘惑進行抵制(樓紫茜等,2021)。因此,結合金錢跨期決策的研究,本研究假設不同效價情景預見對個體健康跨期決策的影響存在差異。

其次,促進聚焦傾向和預防聚焦傾向作為個體在實現目標的過程中表現出的兩種不同的調節聚焦傾向,前者關注積極結果是否出現,后者關注消極結果是否被避免(Higgins,1997)。以往研究表明,這兩種調節聚焦傾向都與個體的跨期決策密切相關(Higgins,1997),如預防聚焦傾向個體的延遲折扣會顯著高于促進聚焦傾向個體(Zhou &Zhao,2009)。此外,調節聚焦傾向不同,其對情緒效價的敏感性也不同。促進聚焦傾向個體往往對積極情緒更敏感,預防聚焦傾向個體則對消極情緒更敏感(Brockner &Higgins,2001)。由于人們在想象未來時會引發預期情緒(D’Argembeau et al.,2011),這也意味著進行積極情景預見且具有促進聚焦傾向的個體會更易體驗到積極情緒,而進行消極情景預見且具有預防聚焦傾向的個體則更易體驗到消極情緒。鑒于情緒影響個體的跨期決策,如處于積極情緒下的個體會更關注選項的價值屬性,為了得到大額回報而愿意等待;處于消極情緒下的個體會更關注選項的時間屬性,因缺乏等待耐心而選擇了即時滿足(蔣元萍 等,2022)。因此,不同效價的情景預見與調節聚焦傾向可能會共同影響個體的健康跨期決策。

現實生活中人類的決策繞不開獲益與損失(劉永芳等,2014)。近來有研究者發現,在獲益情境下進行積極情景預見的被試對延遲等待時間的時距知覺會得到減弱,更加偏好延遲獎勵;而進行消極情景預見的被試對延遲等待時間的時距知覺會得到增強,更加偏好即時獎勵(王盼盼,何嘉梅,2020)。反過來,人們在考慮未來損失時(即在損失情境中),預期未來事件的積極情緒十分微弱,而更多的為消極情緒。如此地,預期情緒的不對稱增強了人們加速損失的愿望(孫紅月 等,2021),因而導致人們在損失情境中更偏好即刻選項(裴穎穎 等,2019)。進一步地,損失情境下進行消極情景預見的個體也會比進行積極情景預見的個體更加偏好即刻選項。再有,根據調節性匹配理論(Higgins,2000),調節聚焦傾向與信息的收益-損失框架的調節性匹配會增強個體在目標追求過程中的情緒體驗,進而影響其行為決策。例如,對促進聚焦傾向個體呈現收益框架,對預防聚焦傾向個體呈現損失框架,即調節聚焦傾向與信息的收益-損失框架達成調節性匹配時,人們對預期事件的情緒體驗會更強烈(林暉蕓,汪玲,2007)。這意味著,在獲益情境中,促進聚焦傾向個體預期未來積極事件時的情緒體驗可能會更積極;而在損失情境下,預防聚焦傾向個體預期未來消極事件時的情緒體驗可能會更消極。積極情緒體驗的增強往往會促使促進聚焦傾向個體更加偏好延遲收益(蔣元萍 等,2022),而消極情緒體驗的增強則會促使預防聚焦傾向個體更加偏好即刻損失(孫紅月等,2021)。可見,情景預見和調節聚焦傾向對健康跨期決策的交互影響在不同的決策情境中可能不同。

綜合上述,本研究試圖通過2個實驗,分別考察獲益情境和損失情境中,情景預見和調節聚焦傾向對健康跨期決策的影響,并假設:(1)積極情景預見個體比消極情景預見個體更傾向于選擇延遲選項;(2)獲益情境中,進行積極情景預見的促進聚焦傾向個體更傾向選擇延遲選項;損失情境中,進行消極情景預見的預防聚焦傾向個體更傾向選擇即刻選項。

2 實驗1 獲益情境中,情景預見與調節聚焦傾向對健康跨期決策的影響

2.1 被試

樣本量使用G*Power 3.1軟件(Faul et al.,2007)進行估算。假設效應量f=0.4,α=0.05,要達到Power=0.95,樣本量為84人。141名大學生自愿參與實驗,剔除7名作答不完整的被試,有效被試134名。其中男生62人,女生72人,年齡18.65±1.05歲。所有被試視力或矯正視力正常,均為右利手,且都未參加過類似實驗。

2.2 實驗設計

采用2(情景預見:積極情景預見/消極情景預見)×2(調節聚焦傾向:促進聚焦傾向/預防聚焦傾向)的兩因素被試間設計。將被試分成4組,其中積極情景預見與促進聚焦傾向組32人(男15人,女17人),積極情景預見與預防聚焦傾向組31人(男20人,女11人),消極情景預見與促進聚焦傾向組35人(男16人,女19人),消極情景預見與預防聚焦傾向組36人(男11人,女25人)。因變量為被試在健康收益跨期決策任務中選擇即刻選項的比率(%)。

2.3 實驗材料

(1)當前情緒狀態和健康狀況評定問卷

要求被試在5點評分量表上,根據真實情況,對自己當前的情緒狀態(“1”代表非常消極,“5”代表非常積極)和健康狀況進行評定(“1”代表非常不健康,“5”代表非常健康)。

(2)調節聚焦傾向問卷

該問卷由Higgins等(2001)編制,共11個條目。其中,6個條目是對促進聚焦傾向的測量,5個條目是對預防聚焦傾向的測量。采用5點評分方式,“1”代表完全不符合,“5”代表完全符合”,要求被試根據自己的實際情況進行選擇。將促進聚焦傾向分量表得分的均值減去預防聚焦傾向分量表得分的均值作為被試的調節聚焦傾向得分,然后以全部被試調節聚焦傾向得分的中位數為臨界值,得分高于中位數的被試納入促進聚焦傾向組,得分低于中位數的被試納入預防聚焦傾向組(Higgins et al.,2001)。

(3)情景預見任務

采用Ciaramelli等(2019)研究中的情景預見任務。該任務要求被試盡可能的想象未來時間段可能發生在她/他們身上兩件積極/消極的事情,并將其中一件事情盡可能詳細地描述在紙上。以積極情景預見任務為例:

請你想象兩件未來三個月內可能發生的讓你感到興奮或開心的事情,并將其中一件你想象到的情景用文字詳細描述出來(包括但不限于在何時、何地、與何人、做何事等)。

(4)健康收益跨期決策任務

參照van der Pol和Cairns(2001)研究,本研究選取了與大學生生活相關程度較高的“頸椎病”作為健康跨期決策任務,被試需要在較小收益的即刻選項與較大收益的延遲選項之間做出選擇。其中,較小的即刻選項的時間為2年后,即刻選項的數值為10/20/30周;較大的延遲選項的時間為5年后,延遲選項的數值為即刻選項數值的110%、120%、130%、140%、150%、160%、170%、180% 。

(5)回溯問卷

參照王盼盼和何嘉梅(2020)的研究,要求所有被試在完成健康收益跨期決策任務后完成回溯問卷,目的在于檢驗情景預見分組的有效性。被試需要對自己在進行情景預見時,想象未來事件的生動性、豐富性,想象經歷未來事件時的情緒狀態和情緒體驗強度進行5點評分。

2.4 實驗程序

實驗分為四個階段:①填寫人口學信息(包括性別、年齡)、當前情緒狀態問卷、當前健康狀況評定問卷與調節聚焦傾向問卷;②完成情景預見任務;③完成健康收益跨期決策任務;④填寫回溯問卷。

其中,健康收益跨期決策任務采用E-Prime 2.0編寫,分為練習實驗任務(6個試次)和正式實驗任務(24個試次)。練習實驗任務僅讓被試熟悉實驗任務的流程和呈現方式。隨后,進入正式實驗。具體流程為:首先,在黑色屏幕中央呈現白色“+”500ms。隨后,可供選擇的一對健康收益選項同時出現在屏幕的左右兩邊。此時,被試被要求根據自己的真實意愿盡快做出選擇。選擇左側健康收益選項,按“F”鍵;選擇右側健康收益選項,則按“J”鍵。

2.5 結果

2.5.1 不同情景預見條件下被試實驗前的情緒狀態、健康狀況的差異比較

將不同情景預見條件下被試在實驗開始前的情緒狀態、健康狀況進行獨立樣本t檢驗。結果發現,積極情景預見組被試在實驗開始前的情緒狀態(M=4.19)、健康狀況(M=4.30)與消極情景預見組被試(M實驗開始前的情緒狀態=4.11;M實驗開始前的健康狀況=4.03)差異不顯著,t(132)=0.70,p=0.49;t(132)=1.79,p=0.08。這表明,在隨機分配至不同情景預見條件下前所有被試的情緒狀態、健康狀況是一致的。

2.5.2 情景預見的操作檢驗

對被試想象未來事件的生動性、豐富性、想象經歷未來事件時的情緒狀態及情緒體驗強度得分進行獨立樣本t檢驗發現,積極情景預見組被試的事件想象生動性(M=3.75)、豐富性(M=3.70)以及想象經歷未來事件時的情緒狀態得分(M=4.11)均顯著高于消極情景預見組被試(M事件想象生動性=3.42;M事件想象豐富性=3.31;M想象經歷未來事件時的情緒狀態=2.18),t(132)=2.66,p<0 .01,Cohen’sd=0.42;t(132)=3.32,p<0.01,Cohen’sd=0.58;t(132)=23.05,p<0.01,Cohen’sd=4.01。而在想象經歷未來事件時的情緒體驗強度上積極情景預見組被試(M=3.73)與消極情景預見組被試(M=3.58)差異不顯著,t(132)=1.36,p=0.18。以上結果表明情景預見的操作是有效的。

2.5.3 調節聚焦傾向的操作檢驗

以往研究關于調節聚焦傾向的組別劃分通常以中位數為界限(Higgins et al.,2001),實驗1中被試的調節聚焦傾向得分的中位數為0.25。因此,本研究以0.25為臨界點,將得分高于0.25的被試納入促進聚焦傾向組,低于0.25的被試納入預防聚焦傾向組。獨立樣本t檢驗的結果表明,促進聚焦傾向組被試量表得分(M=0.61)顯著高于預防聚焦傾向組被試(M=-0.08),t(132)=-11.18,p<0.01,Cohen’sd=1.95。這表明,促進聚焦傾向和預防聚焦傾向的分組是有效的。

2.5.4 情景預見及聚焦傾向對健康收益跨期決策的交互影響

不同調節聚焦傾向被試在不同情景預見下選擇健康收益即刻選項的比率見表1。

表1 不同調節聚焦傾向被試在不同情景預見下選擇健康收益即刻選項的比率(%)

此外,以健康收益跨期決策任務中選擇即刻選項的比率為因變量,進行2(情景預見:積極情景預見/消極情景預見)×2(調節聚焦傾向:促進聚焦傾向/預防聚焦傾向)的方差分析。結果發現,情景預見的主效應顯著,F(1,133)=6.29,p<0.05,η2=0.05,即積極情景預見組被試(M=49.30,SD=2.21)比消極情景預見組被試(M=57.41,SD=2.08)更傾向于選擇較大健康收益的延遲選項;調節聚焦傾向的主效應不顯著,F(1,133)=0.85,p=0.36,η2=0.01;情景預見與調節聚焦傾向的交互作用顯著,F(1,133)=9.00,p<0.01,η2=0.07。

進一步簡單效應分析顯示,在積極情景預見下,預防聚焦傾向組被試和促進聚焦傾向組被試對選擇健康收益即刻選項的比率差異顯著,F(1,130)=7.33,p<0.01,η2=0.05。事后檢驗表明,在積極情景預見下,預防聚焦傾向組被試(M=55.24,SD=13.86)比促進聚焦傾向組被試(M=43.36,SD=19.40)更傾向于選擇較小健康收益的即刻選項;然而,在消極情景預見下,預防聚焦傾向組和促進調聚焦傾向組被試對選擇健康收益即刻選項的比率無顯著差異,F(1,130)=2.28,p=0.13。其交互作用見圖1。

圖1 情景預見及調節聚焦傾向在健康收益跨期決策的交互作用圖

3 實驗2 損失情境中,情景預見與調節聚焦傾向對健康跨期決策的影響

3.1 被試

樣本量使用G*Power 3.1軟件(Faul et al.,2007)進行估算。假設效應量f=0.4,α=0.05,要達到Power=0.95,樣本量為84人。128名大學生自愿參與了實驗,剔除5名作答不完整的被試,有效被試為123名。其中男生53人,女生70人,年齡18.59±1.03歲。所有被試視力或矯正視力正常,均為右利手且未參加過類似實驗。

3.2 實驗設計

采用2(情景預見:積極情景預見、消極情景預見)×2(調節聚焦傾向:促進聚焦傾向、預防聚焦傾向)的兩因素被試間設計。被試也將會被分成4組,其中積極情景預見與促進聚焦傾向組30 人(男13人,女17人),積極情景預見與預防聚焦傾向組30人(男18人,女12人),消極情景預見與促進聚焦傾向組30人(男11人,女19人),消極情景預見與預防聚焦傾向組33人(男11人,女22人)。因變量為被試在健康損失跨期決策任務中選擇即刻選項的比率(%)。

3.3 實驗材料

(1)當前情緒狀態問卷、當前健康狀況評定問卷、調節聚焦問卷、情景預見任務、回溯問卷均同實驗1。

(2)健康損失跨期決策任務

被試面對的選項數值和延遲時間與實驗1相同,選項的結果從收益變為損失,被試需要在較小的即刻損失(如2年后疼痛,持續10周)與較大的延遲損失(如5年后疼痛,持續15周)之間做出選擇。

3.4 實驗程序

與實驗1一樣,實驗2也包含四個階段,并且除了第三階段任務換成了健康損失跨期決策任務外,其余階段任務與實驗1無差別。

3.5 結果

3.5.1 不同情景預見條件下被試實驗前的情緒狀態、健康狀況的差異比較

將不同情景預見條件下被試在實驗開始前的情緒狀態、健康狀況進行獨立樣本t檢驗。結果發現,積極情景預見組被試在實驗開始前的情緒狀態(M=4.18)、健康狀況(M=4.32)與消極情景預見組被試(M實驗開始前的情緒狀態=4.05;M實驗開始前的健康狀況=4.22)差異不顯著,t(121)=1.13,p=0.26;t(121)=0.79,p=0.43。這表明,在實驗2中隨機分配至不同情景預見條件下前被試的情緒狀態、健康狀況也是一致的。

3.5.2 情景預見的操作檢驗

對被試想象未來情景的生動性、豐富性、想象經歷未來情景時的情緒狀態及情緒體驗強度進行獨立樣本t檢驗發現,積極情景預見組被試的事件想象生動性(M=3.78)、豐富性(M=3.82)以及想象經歷未來事件時的情緒狀態得分(M=4.18)均顯著高于消極情景預見組被試(M事件想象生動性=3.38;M事件想象豐富性=3.27;M想象經歷未來事件時的情緒狀態=2.27),t(121)=3.00,p<0.01,Cohen’sd=0.55;t(121)=3.79,p<0.01,Cohen’sd=0.69;t(121)=20.19,p<0.01,Cohen’sd=3.67,而在想象經歷未來事件時的情緒體驗強度上積極情景預見組被試(M=3.75)與消極情景預見組被試(M=3.75)差異不顯著,t(121)=0.04,p=0.97。這表明實驗2中情景預見的操作也是有效的。

3.5.3 調節聚焦傾向的操作檢驗

調節聚焦傾向的組別劃分同實驗1(中位數為0.20)。通過獨立樣本t檢驗依然發現,促進聚焦傾向組被試量表得分(M=0.66)顯著高于預防聚焦傾向組被試(M=-0.20),t(121)=-12.31,p<0.01,Cohen’sd=2.23。這表明,實驗2中促進聚焦傾向和預防聚焦傾向的分組仍是有效的。

3.5.4 情景預見及調節聚焦傾向對健康損失跨期決策的交互影響

不同調節聚焦傾向被試在不同情景預見下選擇健康損失即刻選項的比率見表2。

表2 不同調節聚焦傾向被試在不同情景預見下選擇健康損失即刻選項的比率(%)

此外,以被試在健康損失跨期決策任務中選擇即刻選項的比率為因變量,進行2(情景預見:積極情景預見/消極情景預見)×2(調節聚焦傾向:促進聚焦傾向/預防聚焦傾向)的方差分析。結果發現,情景預見的主效應顯著,F(1,122)=11.05,p<0.01,η2=0.09,即消極極情景預見組被試(M=67.82,SD=2.97)比積極情景預見組被試(M=53.68,SD=3.04)更傾向于選擇較小健康損失的即刻選項;調節聚焦傾向的主效應不顯著,F(1,122)=0.27,p=0.61,η2=0.002;情景預見與調節聚焦傾向的交互作用顯著,F(1,122)=9.99,p<0.01,η2=0.08。

進一步簡單效應檢驗分析顯示,在消極情景預見下,預防聚焦傾向組被試和促進聚焦傾向組被試對選擇健康損失即刻選項的比率差異顯著,F(1,119)=6.92,p<0.05,η2=0.06。事后檢驗表明,在消極極情景預見下,預防聚焦傾向組被試(M=75.63,SD=20.76)比促進聚焦傾向組(M=60.00,SD=22.60)被試更傾向于選擇較小健康損失的即刻選項;然而,在積極情景預見下,預防聚焦傾向組和促進聚焦傾向組被試選擇健康損失即刻選項的比率無顯著差異,F(1,119)=3.42,p=0.07。其交互作用見圖2。

圖2 情景預見及調節聚焦傾向在健康損失跨期決策的交互作用圖

4 討論

4.1 情景預見對健康跨期決策的影響

本研究結果發現,積極情景預見組被試更注重未來的較大健康收益,而消極情景預見組被試更關注當下的較小健康損失。這表明,個體健康跨期決策偏好受到預見事件的情緒效價的影響,本結果支持了情境預期-情緒假說(Liu et al.,2013)。想象積極或消極情緒效價的未來事件會誘發個體快樂或悲傷的情緒體驗(Busby et al.,2021)。其中,悲傷是確定-控制感較低的情緒體驗,快樂則與高確定-控制感有關(Smith &Ellsworth,1985)。處于低確定-控制感情緒下的個體,往往會更厭惡健康損失,因而傾向于采取小而立即的方式來降低健康損失;但在高確定-控制感情緒下,個體的延遲滿足能力會有所增強,從而會更愿意等待延遲的較大健康收益(宋錫妍 等,2021)。

4.2 調節聚焦傾向對健康跨期決策的影響

無論在獲益還是損失情境的健康跨期決策任務中,本研究均未發現調節聚焦傾向對健康跨期決策的影響,這與以往Zhou和Zhao(2009)的研究不一致。究其原因,可能與健康跨期決策的領域特異性有關,即不同調節聚焦傾向個體的決策行為會受到決策領域的影響(Zou &Scholer,2016)。Zhou和Zhao(2009)的研究涉及金錢領域,而本研究側重于考察健康領域。由于大多具有不可逆轉性的健康損失會引起人們更強烈的損失厭惡,因此,在健康損失面前,不管是關注積極結果的促進聚焦傾向個體還是避免消極結果的預防聚焦傾向個體(Higgins,1997),都傾向于及時止損,不愿繼續擴大自己的損失,因而接受了當下的較小健康損失(裴穎穎等,2019)。而在面對健康收益時,由于促進聚焦傾向和預防聚焦傾向個體都傾向于做出保守的選擇(Zou et al.,2014)。加上延遲的時間越長,個體獲得未來較大健康收益的不確定性也會越大(吳小菊等,2020)。因此,“頸椎疼痛”的不同聚焦傾向個體均更愿意選擇快速的治療方案以緩解“頸椎疼痛”,此刻他們對治療方案的價值評估主要由延遲時間長短而非健康結果大小決定。

4.3 情景預見與調節聚焦傾向對健康跨期決策的交互影響

本研究還發現情景預見與調節聚焦傾向交互影響了個體的健康跨期決策,研究結果驗證了調節性匹配理論(Higgins,2000)。一方面,在獲益情境下,進行積極情景預見的促進聚焦傾向個體更傾向于選擇延遲的較大健康收益。與預防聚焦傾向個體相比,促進聚焦傾向個體對積極情緒的敏感性更高(Brockner &Higgins,2002),因而其更能通過積極情景預見增強積極情緒體驗(Busby et al.,2021)。由于處于積極情緒下的促進聚焦傾向個體會更關注選項的價值屬性,即認為“健康收益大小差異”大于“延遲時間長短差異”,所以他們會為了獲得較大的健康收益而更愿意等待(蔣元萍 等,2022)。另一方面,在損失情境下,進行消極情景預見的預防聚焦傾向個體更傾向于選擇即刻的較小健康損失。相較于獲益,同等數量的損失會引起人們更大的重視(Kahneman &Tversky,1979)。預防聚焦傾向個體側重避免消極結果(Higgins,1997),在消極情景預見下,其更會將延遲等待時間知覺為較長的時間段(王盼盼,何嘉梅,2020)。而延遲的時間越長,意味著人們在等待的過程中要忍受的痛苦越大(裴穎穎等,2019)。因此,預防聚焦傾向個體會對大而延遲的健康損失表現出更強烈的損失厭惡,傾向于接受小而立即的健康損失。

4.4 研究局限與展望

本研究存在一定的局限性。一方面,本研究分別考察了獲益情境和損失情境中,情景預見和調節聚焦傾向對健康跨期決策的影響。而事實上,二者的作用也可能受到不同健康跨期決策情境(如獲益和損失)的調節。因此,為了進一步探明健康跨期決策的影響機制,未來研究可綜合考察決策情境和不同效價情景預見對不同調節聚焦傾向個體的健康跨期決策偏好的影響,以期獲得更豐富、更有價值的研究結果。另一方面,本研究采用選擇即刻選項的比率作為健康跨期決策的統計指標,忽視了人們在健康跨期決策過程中的信息,難以真正了解健康跨期決策偏好背后的原因。而眼動追蹤技術是一種用于研究決策復雜過程的有效方法,未來研究可結合眼動追蹤技術更深入地探討健康跨期決策的內在選擇機制。

5 結論

在面對健康收益時,想象積極情緒效價的未來事件會使得促進聚焦傾向個體更注重未來健康收益,而在考慮健康損失時,想象消極情緒效價的未來事件會使得預防聚焦傾向個體更關注當下健康損失。