情緒對高低特質心流體育生認知控制的影響

李雪寧 懷章翠 程 璐

（1 上海師范大學心理學系，上海 200234；2 上海師范大學教務處，上海 200234）

1 引言

體育運動充滿對抗性， 體育生在日常活動或比賽中常常會遇到突發狀況， 這需要其既能運用原有策略繼續完成比賽， 又能及時調整策略應對各類情況（Rusciano et al.， 2017）。這一過程需要體育生建立完備的認知控制能力。 認知控制（cognitive control）是指個體為實現目標，調節和控制自己的思想和行為，過濾與任務無關的信息，抑制習慣性反應和沖動的心理過程（Savine ＆ Braver， 2010）。 Braver等人（2007）將認知控制分為主動性（proactive control）和反應性（reactive control）兩種控制模式。 主動性控制模式下，個體利用線索信息預防反應沖突；而反應性控制模式下，個體能及時靈活地利用信息解決沖突。不同情境下，個體需要靈活選擇對任務操作最有利的認知控制方式來實現目標任務（徐雷等，2012）。

雙重認知控制理論認為人格和情緒因素在認知控制權衡的過程中扮演重要角色， 為研究非認知因素對認知控制的影響提供了方向 （Braver et al.，2007）。以往研究已經證實了人格特質對認知控制的影響（Braver et al.， 2007； Fales et al.， 2008），同時也有不少研究考察了積極情緒對認知控制的影響（Chiew， 2021； Dreisbach， 2006； Hefer ＆ Dreisbach， 2020； Kerstin ＆ Gesine， 2012； Martin ＆Kerns， 2011； van Wouwe et al.， 2011）。關于積極情緒，Gable 和Harmon－Jones （2010）的研究發現，積極情緒的動機強度會調節其對認知加工的影響。具體而言， 高趨近動機積極情緒使個體注意更加集中，降低認知靈活性；而低趨近動機積極情緒則會擴展注意范圍， 促進個體對任務相關資源更廣泛的探索，從而提高認知靈活性。 因此，從積極情緒下不同動機強度視角考察不同人格特質個體的認知控制模式，有助于揭示個體的差異性，從而可以尋找更加合理有效的措施對不同個體進行情緒調節。 對體育生而言，則可以幫助他們靈活選擇認知控制模式，進而使其競技表現達到最佳狀態。

持續高強度的訓練和競賽往往會導致體育生出現過度緊張、焦慮等負性情緒，以往研究也大多探討負性情緒對運動者競技狀態的影響及其調節作用（Gorczynski et al.， 2017； Gouttebarge et al.，2019； Wolanin et al.， 2016； Nicholls et al.，2020； Ojio et al.， 2021）。 但體育運動中個體也很容易進入心流體驗，該體驗會讓個體完全投入其中，并能感受到強烈的積極情緒（Csikszentmihalyi，1975）。 體育運動是心流體驗產生的主要來源之一（Privette ＆ Bundrick， 1989）。 當然，不同個體體驗到的心流頻率和質量是不同的。例如，有研究指出自帶目的性人格個體可以在日常生活中更頻繁地體驗到心流 （Ullen et al.， 2012）。 這與Jackson 等人（1998）提出的特質心流概念異曲同工。 特質心流是將心流概念化為傾向性的人格特質。 高特質心流的個體更容易在不同的情境中體驗到心流。

自帶目的性人格個體在日常生活中能更多地體驗到積極情緒， 較少產生無聊和焦慮等消極情緒（Ishimura ＆ Kodama， 2009）。 此外，多數人在挑戰低而技能高的時候會感到無聊， 但高度自帶目的性人格的人可以通過對挑戰機會的敏感來轉變并享受無聊（Baumann， 2021）。 類似的，當挑戰高而技能低時，多數人會感到焦慮，而高度自帶目的性人格的個體可以通過努力發展技能來轉變并享受挑戰， 從而減輕焦慮的情緒 （Tse et al.， 2020）。 不僅如此，Baumann 和Scheffer （2011）的研究還發現，與一般個體相比， 自帶目的性人格的個體在自我方面表現出了較高的抗干擾能力。而越來越多的證據表明，自我是情緒調節的強大來源 （Linville， 1987）。Miros?aw （2013）的研究也發現，具有自帶目的性人格的運動員情緒更穩定，看待事情的態度更積極，不會因障礙的干擾而變得生氣和緊張， 更容易投入到活動中。由此看來，個體在日常生活中體驗到心流的頻率和質量會影響個體在不同情緒下的認知表現。高特質心流個體更善于平衡情緒的影響。因此，本研究選取特質心流這一人格特質， 探究情緒對不同特質心流體育生認知控制模式的影響。 本研究提出假設， 情緒狀態對不同特質心流體育生的影響可能會存在差異，進而導致隨后認知控制中的不同表現。進一步講， 低特質心流體育生可能更容易受到情緒的影響（實驗1）。

在上述工作基礎上，研究（實驗2）針對低特質心流體育生進一步考察不同情緒調節策略對認知控制的調節作用。 Gross 等人（2002）根據情緒發展的不同階段提出了四種情緒調節策略， 以往研究多探究和驗證了認知重評和表達抑制策略對情緒的調節效果（郭小青， 汪玲， 2016； 齊冰等， 2019； 孫巖等， 2020）。 此外，有研究者發現通過情緒調節改變情緒的動機強度， 可以改變其對后續認知加工的影響。Juergensen 和Demaree（2015）發現認知重評策略可以改變個體對事物的渴望或回避強度， 進而影響個體的認知控制。王琬和姜媛（2018）發現，采用這兩種策略調節快樂情緒，可以降低個體的反應性控制；而抑制憤怒情緒會降低個體的主動性控制。因此，本研究采用的也是這兩種情緒調節策略， 探究其對情緒動機維度的調節作用， 以及對后續認知控制的影響。

2 預實驗

2.1 實驗目的

選擇情緒誘發材料，對其進行評定，以篩選出實驗所用的材料；篩選和分配被試。

2.2 情緒誘發材料的選擇與評定

2.2.1 被試

招募被試53 人（其中男性26 人），年齡范圍為18～25 歲，右利手，視力或矯正視力正常，且參加實驗前的一段時間內， 沒有接觸過類似情緒圖片的評定。

2.2.2 實驗材料

實驗材料的選取參考了Gable 和Harmon-Jones（2011）研究中的做法，使用誘人的美食圖片和美麗的風景圖片分別誘發被試高、 低強度的趨近動機積極情緒。 實驗中選擇了25 張美麗風景的圖片、25 張誘人美食的圖片，另外又選取4 張中性圖片（不涉及食物和風景的一些物體圖片，例如，方塊或圓柱體的圖片）被用作練習實驗的材料。這些情緒圖片選自國際情緒圖片庫 （international affective picture system， IAPS）和互聯網。 實驗中的圖片規格均設置為432×324 像素大小。

2.2.3 實驗設計與程序

將被試隨機分為兩組， 分別評定不同的情緒圖片。28 名（其中男性13 人）被試參與評定美食圖片，25 名（其中男性13 人）被試參與評定風景圖片。

采用獨立樣本t 檢驗， 比較兩組圖片在情緒的三個維度上得分的差異。 被試通過問卷評定情緒圖片，采用Likert 9 點評分法。圖片三個維度上的得分越高分別表示越愉悅、 越激動和越渴望 （Briggs ＆Martin， 2009）。

2.2.4 實驗結果

以三個維度上的評定分數為因變量進行獨立樣本t 檢驗發現（見表1）：兩組情緒圖片在愉悅度（t（51）＝1.26， p＝0.214）上差異不顯著；在喚醒度（t（51）＝2.27，p＝0.029）上差異顯著，高趨組的喚醒度顯著高于低趨組；在情緒的趨近動機強度（t（51）＝2.90，p＝0.006）上差異顯著，高趨組的動機強度顯著高于低趨組。

表1 兩種情緒圖片在三種維度得分的差異比較

根據Bradley 等人（2001）的情緒理論，動機強度與喚醒水平正相關， 高動機強度的刺激會誘發高喚醒水平， 喚醒度的評定也反映了動機系統的激活程度。 因此該研究采用的情緒圖片材料可以用于后續研究。

2.3 實驗被試的篩選

2.3.1 被試

本研究選取廣州市某體育職業院校的體育生作為被試，通過問卷星發放簡化特質流暢問卷，保留有效問卷391 份（有效率為96%），包括男生338 人，女生53 人。 被試初選采用極端分組法，選取位于樣本兩端各27%的被試，劃分出人數相等的高特質心流組（107 人）和低特質心流組（107 人）。從兩組數據中隨機選取高心流組被試30 人， 低心流組被試30人參與實驗一；再從低特質心流組隨機選取兩組，每組各30 人，參與實驗二。

2.3.2 心流量表

研究使用經過劉微娜（2010）修訂的簡化特質流暢量表，該量表共9個題目，采用5 點評分。

對簡化特質流暢量表的擬合度進行檢驗發現，CFI 的值為0.91，RMSEA 的值為0.11＞0.10， 擬合度稍差；SRMR 的值低于0.08。 Cronbach’s α 系數為0.86，達到可接受的程度。

2.3.3 實驗結果

表2 和表3 的結果表明，高、低特質心流的體育生在心流得分上有顯著差異（p＜0.0001），低心流組（90 人） 三組之間心流得分差異不顯著 （p＝0.976，η2p＝0.001）。因此，選擇的高、低特質心流的體育生可參加后續研究。

表2 高、低特質心流體育生心流測驗得分的獨立樣本t 檢驗結果

表3 低特質心流三組體育生心流得分的單因素方差分析結果

3 實驗一 不同趨近動機強度積極情緒對高低特質心流體育生認知控制的影響

3.1 被試

60 名被試參與實驗一，高低心流組各30 人。 剔除因樣本缺失值較多的無效數據后，有效被試為48人（其中男性34 人），年齡范圍為18～25 歲。 其中高心流組有27 人，低心流組有21 人。 均為右利手，視力或矯正視力正常，且對此類實驗尚無接觸。

3.2 實驗材料與任務

該研究采用情緒版AX－CPT （the continuous performance test） 范式， 即在經典AX－CPT 范式（Braver， 2012）的基礎上，在實驗的每個trial 之前添加一張情緒圖片誘發被試不同動機強度的積極情緒。 實驗中所用均為預實驗篩選出的情緒圖片。

AX－CPT 范式包含線索刺激（A 或B）呈現、延遲階段（注視點空屏）和探測刺激（X 或Y）呈現三部分。 將大寫字母A，B，X，Y（55 號Times New Roman字體） 作為實驗材料。 被試需要立即對緊跟線索A呈現的探測刺激X 做靶反應（即AX 序列），其余情況都做非靶反應。 其中AX 序列在每個Block 中隨機呈現35 次，BX，AY，BY 序列在每個Block 中各隨機呈現5 次，以使被試對靶刺激“A”和“X”產生較強的目標反應傾向， 而在對AY，BX 序列做出非目標反應時會產生認知沖突。為解決這種沖突，被試需要加強認知控制。 BX 序列的反應時或錯誤率降低對應主動性控制，AY 序列的反應時和錯誤率降低對應反應性控制模式（Braver et al.， 2007； 徐雷 等，2012）。

3.3 實驗設計

采用2（特質心流：高心流組、低心流組）×2（積極情緒趨近動機強度：高趨組、低趨組）的混合實驗設計。心流組別是被試間變量，積極情緒趨近動機強度是被試內變量。 因變量為AY 和BX 序列的反應時和正確率。

3.4 實驗程序

分為練習和正式實驗兩部分。 練習部分共有10個trial， 被試正確率達到80%及以上后進入正式實驗。 正式實驗的每個Block 包括50個trial，共4個Block。其中前兩個Block 為一組，后兩個Block 為一組，分別誘發某一種情緒。 為了防止兩種積極情緒之間相互干擾， 兩者之間會設置一分鐘的計算項目，同時設置一半被試按照趨近動機強度由高到低的順序進行實驗，另一半被試按由低到高的順序進行。

實驗流程如圖1 所示：首先呈現一張情緒圖片，線索刺激和探測刺激的呈現時間都為300ms， 二者之間插入一個1000ms 的反應黑屏。 被試需要按“F”鍵做靶反應，按“J”鍵做非靶反應。 留給被試反應的時間設置為1300ms，兩個Block 之間有休息，整個實驗大概需要30 分鐘。

實驗均在離被試最近一次進食2～4 小時開始，確保美食圖片能有效地誘發其高趨近動機積極情緒。

3.5 實驗結果

對AY 序列上的反應時進行方差分析：情緒的主效應不顯著，F（1，46）＝0.54，p＝0.466，η2p＝0.01；心流的主效應不顯著，F（1，46）＝0.29，p＝0.593，η2p＝0.04；情緒與心流的交互作用顯著，F （1，46）＝6.72，p＝0.013，η2p＝0.13。簡單效應分析發現，高心流組被試在不同趨近動機強度積極情緒下的反應時差異不顯著（p＝0.167），而低心流組被試的反應時差異顯著（p＜0.050）， 高趨組AY 的反應時顯著高于低趨組（見圖2）。

圖2 AY 序列反應時上的交互作用圖

對AY 序列上的正確率進行方差分析： 情緒的主效應不顯著，F（1，46）＝0.01，p＝0.924，η2p＝0.001；心流的主效應顯著，F （1，46）＝6.11，p＝0.017，η2p＝0.12，高心流組在AY 序列上的正確率顯著高于低心流組；情緒與心流的交互作用不顯著F（1，46）＝0.35，p＝0.559，η2p＝0.01。

對BX 序列上的反應時進行方差分析： 情緒的主效應不顯著，F（1，46）＝0.03，p＝0.875，η2p＝0.001；心流的主效應不顯著，F （1，46）＝1.35，p＝0.252，η2p＝0.03； 情緒與心流的交互作用不顯著，F （1，46）＝0.43，p＝0.515，η2p＝0.01。

對BX 序列上的正確率進行方差分析： 情緒的主效應不顯著，F （1，46）＝1.00，p＝0.323，η2p＝0.02；心流的主效應不顯著，F （1，46）＝2.45，p＝0.125，η2p＝0.05； 情緒與心流的交互作用也不顯著，F （1，46）＝0.20，p＝0.657，η2p＝0.001。

3.6 小結

實驗一的結果表明， 兩類體育生的主動性控制能力無顯著差異， 但高特質心流體育生的反應性控制能力顯著優于低特質心流體育生。而且相比之下，低特質心流的體育生更容易受到情緒的影響， 表現為在高趨近動機積極情緒下采用反應性控制模式的傾向受到抑制。 因此，在此基礎上，實驗二針對低特質心流被試進一步考察不同情緒調節策略的影響。

4 實驗二 情緒調節策略的使用對低特質心流體育生認知控制的影響

4.1 被試

60 名低特質心流體育生參與實驗二，剔除因樣本缺失值較多的無效數據后，剩余44 人（其中男性38 人），年齡范圍為18～25 歲，均為右利手，近期對此類實驗無接觸。被試分為兩組，一組24 人（其中男性19 人），另一組20 人（其中男性19 人），兩組被試的特質心流得分無顯著差異（p＝0.976）。兩組被試隨機分配，接受一種情緒調節策略。

4.2 實驗材料與任務

范式同實驗一。

4.3 實驗設計

采用3（情緒調節策略：基線組（實驗一低心流組）、認知重評組、表達抑制組）×2（積極情緒趨近動機強度：高趨組、低趨組）的兩因素混合實驗設計。 積極情緒趨近動機強度是被試內變量， 情緒調節策略為被試間變量。 因變量為AY 和BX 序列的反應時和正確率。

4.4 實驗程序

實驗程序同實驗一， 但實驗二的指導語另添加了兩種情緒調節的指導語。

表達抑制策略指導語： 里面的圖片內容可能會引起您產生某種情緒，請盡量掩飾您的表情，不要讓別人看出您的真實感受。例如：出現了您喜歡的一款美食，即使很想吃，也不要讓別人看出來。

認知重評策略指導語： 里面的圖片內容可能會引起您產生某種情緒， 請您盡量保持客觀理智的態度，思考它們的不同方面。 例如：出現了一幅美食圖片，您很想吃，就告訴自己“吃美食會長胖”“不干凈”等來降低自己的渴望。

研究證明，該指導語的信效度良好（鐘建安等，2011），能夠有效地引導被試采用認知重評和表達抑制策略。

4.5 實驗結果

對AY 序列上的反應時進行方差分析： 情緒的主效應不顯著，F （1，62）＝1.51，p＝0.224，η2p＝0.02；策略的主效應不顯著，F （2，62）＝0.28，p＝0.754，η2p＝0.01； 情緒與策略的交互作用不顯著，F （2，62）＝0.97，p＝0.385，η2p＝0.03。

對AY 序列上的正確率進行方差分析： 情緒的主效應不顯著，F（1，62）＝0.04，p＝0.853，η2p＝0.001；策略的主效應不顯著，F （2，62）＝0.58，p＝0.563，η2p＝0.02； 情緒與策略的交互作用不顯著，F （2，62）＝0.89，p＝0.417，η2p＝0.03。

對BX 序列上的反應時進行方差分析： 情緒的主效應不顯著，F（1，62）＝2.93，p＝0.092，η2p＝0.05； 策略的主效應邊緣顯著，F （2，62）＝2.60，p＝0.082，η2p＝0.08；表達抑制組BX 序列反應時顯著高于基線組，而認知重評組與表達抑制和認知重評組與基線組差異均不顯著； 情緒與策略的交互作用不顯著，F（2，62）＝1.42，p＝0.250，η2p＝0.25。

對BX 序列上的正確率進行方差分析： 情緒的主效應不顯著，F （1，62）＝0.001，p＝0.951，η2p＝0.001；策略的主效應不顯著，F （2，62）＝1.44，p＝0.245，η2p＝0.04； 情緒與策略的交互作用不顯著，F （2，62）＝1.32，p＝0.273，η2p＝0.04。

5 討論

本研究發現， 情緒對不同特質心流體育生認知控制能力的影響不同， 低特質心流個體更容易受到情緒影響， 而使用情緒調節策略可以有效調節情緒對此類體育生認知控制的影響。

實驗一首先發現， 高低特質心流體育生的主動性控制能力無顯著差異， 但高特質心流體育生的反應性控制能力優于低特質心流體育生。 主動性控制模式下，個體會主動地保持與目標相關的信息，運用線索信息做出反應準備。 面對充滿對抗和挑戰的運動， 采用主動性控制模式可以幫助個體保證體育項目的順利完成。有研究表明，高心肺適應性個體更能保證有足夠的資源分配給主動性控制的資源， 因而也會更傾向于采用主動性策略 （Pontifex et al.，2011）。此外，高特質心流個體更容易進入心流狀態，日常體驗到心流的頻率和質量也更高， 進而增強個體對任務的集中注意力和抵抗無關信息干擾的能力（Csikszentmihalyi， 1990）。 而反應性控制則是發生在干擾發生后的檢索與修正階段。 高特質心流體育生能夠以一種更優的方式分配認知資源， 可以靈活采用消耗較少認知資源的反應性控制模式， 也具有更高的認知靈活性。

實驗一還發現， 低特質心流體育生更容易受到情緒的影響。 Baumann （2021）提出，高度自帶目的性的個體比他們的同伴更能忍受挑戰和技能的不平衡，而且可以通過轉變享受高度無聊和焦慮的環境。因此高特質心流體育運動員能積極地調整情緒，進而削弱情緒對自己的影響， 而低特質心流體育生則容易受到情緒的影響。以往的研究也發現，積極情緒也會影響個體對認知控制策略的權衡（Chiew，2021； Dreisbach， 2006； Hefer ＆ Dreisbach，2020； Kerstin ＆ Gesine， 2012； Martin ＆ Kerns，2011； van Wouwe et al.， 2011）， 但探究積極情緒的動機維度對認知控制影響的研究較少。 本研究關注到這一具體維度的作用， 發現不同趨近動機強度的積極情緒會影響低特質心流體育生對認知控制模式的權衡。 具體表現為，高趨近動機積極情緒下，低心流體育生采用反應性控制策略的反應時顯著長于高心流組，表明他們采用該策略的傾向受到了抑制。這意味著當刺激或環境變化時， 低特質心流個體更難克服反應定勢， 面對沖突時無法靈活地運用即時出現的任務相關信息去解決。

實驗二首先發現，使用情緒調節策略后，低特質心流體育生在不同趨近動機積極情緒下采用反應性控制策略的傾向不再存在顯著差異， 表明情緒調節策略的使用提高了個體的反應靈活性。 以往研究發現， 情緒調節策略可以通過調節情緒的動機強度進而影響認知加工。 例如，Juergensen 和Demaree（2015）也發現認知重評可以改變個體對食物渴望或回避的強度，進而影響個體的認知控制。 本研究中，情緒調節策略的使用減少了高趨近動機積極情緒對低心流體育生的影響， 促進了此類個體采用反應性控制策略的傾向。

實驗二同時還發現， 表達抑制策略的使用會降低低特質心流體育生采用主動性控制的傾向， 更偏向于使用反應性控制策略，消耗更少的認知資源，遭遇沖突時能夠靈活應對， 促進動作向自動化的方向發展。 此結果與王琬和姜媛（2018）的研究結果較為一致。同時他們指出，表達抑制策略通過抑制某種情緒，減少對情緒事件細節的關注，降低個體的情緒體驗，此過程會消耗大量的認知資源，而個體在使用主動性控制策略時同樣需要消耗較多的認知資源。 而個體的認知資源是有限的 （Sweller et al.， 2019），因此體育運動員在使用表達抑制策略后， 隨著認知資源的減少和消耗， 他們的主動性控制能力也相應地削弱，表現出對反應性控制策略的使用偏向。

綜上， 本研究具有一定的理論和實踐意義。 首先， 以往研究很少將人格特質和情緒結合來考察它們對個體認知控制模式的影響。 本研究從積極情緒下不同動機強度視角考察不同特質心流體育生的認知控制模式，有助于揭示個體的差異性，從而可以尋找更加合理有效的措施針對不同體育生進行情緒調節，幫助他們靈活選擇認知控制模式，進而使其競技表現達到最佳狀態。因此，在日常訓練中應多關注此類體育生的情緒狀態， 采取有針對性的情緒調節策略幫助低特質心流體育生調節其情緒狀態， 進而靈活運用認知控制模式，以促進其運動表現。 例如，對于容易受到情緒影響的低特質心流體育生， 面臨的任務要求需要較高的認知靈活性時（例如，乒乓球運動），教練可以采用舒緩放松的音樂等外部措施誘發學生低動機情緒， 從而使學生在平靜的情緒下保持靈活的反應以完成當前任務。

本研究也存在一些不足。首先，實驗選用的情緒材料在喚醒度和趨近動機強度上都存在顯著差異，仍可能產生混淆， 因此之后的研究中應嚴格控制情緒不同維度之間的相互影響。其次，本研究選取的被試是體育生，男女被試樣本量差異過大，可能會在一定程度上影響實驗結果。 而且日常生活中男女生使用情緒調節策略的偏好和習慣可能也存在差異，日后研究應該將性別和其他人口統計學變量作為額外變量加以適當的控制。最后，由于該校體育生未接觸過類似的行為實驗，收取的無效數據較多，導致樣本量缺失。之后實驗可以進一步擴大樣本量進行研究，或者將研究對象擴展到其他被試群體。

6 結論

（1） 情緒對不同特質心流體育生的認知控制權衡的影響存在差異。 具體表現為高動機趨近積極情緒會抑制低心流個體采用反應性控制策略的傾向，而對高特質心流體育生的認知控制的影響較小。

（2） 情緒調節策略可以有效調節情緒對低特質心流體育生認知控制的影響。