負性情緒的動機維度對時距知覺的影響：注意控制和注意偏向的中介作用*

尹華站 張 麗 劉鵬玉 李 丹

(1 湖南師范大學教育科學學院; 2 認知與人類行為湖南省重點實驗室;3 湖南師范大學心?腦交叉科學研究中心, 長沙 410081)

1 引言

自上世紀中葉以來, 研究者就開始探索時距知覺是否因情緒而改變, 結果發現時距知覺的確因情緒干擾而發生相對改變(Angrilli et al., 1997;Langer et al., 1961)。這種相對改變現象被后續研究者稱為時距知覺情緒效應(Cui et al., 2022;Lake et al., 2016; 尹華站 等, 2023)。雖然關于這種效應的出現目前基本達成共識, 但是對于這種效應的產生機制仍然在摸索進程中。早期研究者試圖從情緒效價和喚醒度來探討時距知覺的情緒效應, 譬如, 相較中性刺激, 正性和負性情緒均導致時距高估(Droit-Volet et al., 2004;Noulhiane et al., 2007); 相對低喚醒刺激, 會高估高喚醒情緒刺激的時距(Campbell & Bryant,2007)。后來, 卻有研究發現不一致的結果：悲傷、憤怒等負性情緒卻均導致時距低估(Gil &Droit-Volet, 2009; Lui et al., 2011); 相較低喚醒刺激, 高喚醒刺激并未導致時距高估(Angrilli et al., 1997; Noulhiane et al., 2007)。因此, 這預示僅憑效價和喚醒不足以全面解釋時距知覺情緒效應, 尚可能存在其他底層機制起作用。近些年,Gable 等引入“動機”因素作為情緒的另一個維度試圖來解釋時距知覺的情緒效應(Gable & Poole,2012; Gable et al., 2016; Gable et al., 2022; 尹華站 等, 2021)。然而, 迄今情緒動機維度對時距知覺的作用機制仍有待進一步澄清。同時, 研究者認為探究情緒的動機維度對時距知覺的影響體現了主觀時間的適應性功能(Gable et al., 2016),而負性情緒(恐懼, 憤怒等)是人類進化過程中具有適應意義的產物, 如恐懼使得人們產生逃跑行為, 憤怒使得個體產生攻擊行為等, 這些功能均有利于個體在生命受到威脅的環境中獲得生存。因此, 探討負性情緒的動機維度對時距知覺的影響機制是當前重點課題, 這不僅是為徹底揭示情緒對時距知覺的影響奠定初步基礎, 也為利用情緒計時的研究成果指導生活實踐提供參照。

近些年, Gable 和Harmon-Jones (2010)引入“動機”因素作為情緒的另一個維度, 試圖操縱動機維度來觀測時距知覺的情緒效應(Gable &Poole, 2012; Gable et al., 2016; Gable et al., 2022)。動機方向上, Gable 等(2016)發現趨近動機正性情緒會導致時距知覺縮短, 回避動機負性情緒會導致時距知覺延長。然而, 以往研究雖然探討了情緒的動機方向對時距知覺的影響趨勢, 指出動機(代替效價)才是時距知覺情緒效應的關鍵因素,但是這些研究僅是籠統闡釋動機維度對時距偏估的影響, 并未直接揭示內部的認知機制。鑒于以往研究發現情緒喚醒度和效價對時距知覺的影響(如Benau & Atchley, 2020; Grommet et al.,2011; Sarigiannidis et al., 2020), 因此, 研究1 在控制效價和喚醒度的基礎上, 探討負性情緒的動機方向對時距知覺的影響趨勢及其認知機制。

Zakay 和Block (1997)提出的注意閘門模型(Attentional gate model, AGM), 是目前時間認知領域內頗受認可的綜合模型之一。該模型包括起搏器、注意閘門、開關和計數器。首先, 起搏器以一定頻率發放脈沖, 喚醒水平越高, 起搏器速率越快。其次, 模型在“起搏器”與“開關”之間加入“閘門”, 其作用在于當人們把注意資源分配給時間信息時, 脈沖會通過打開的閘門從“起搏器”進入到“計數器”中。與開關僅存有閉合和斷開兩種狀態不同, 閘門可以調節打開的程度, 分配給時間的注意資源越多, 閘門打開程度越大, 通過脈沖數量越多, 導致時距相對高估; 反之亦然。由此可見, 刺激引發的注意偏向以及協調注意資源分配的注意控制均可能會對時距知覺產生影響。

注意成分理論(Attention component theory)指出注意偏向包括注意警覺、注意解除困難和注意回避等成分(Posner & Petersen, 1990)。注意警覺是指個體更容易或更快地將注意指向某類刺激; 注意解除困難是指個體將注意指向某一特定刺激之后, 難以將注意從中解除; 注意回避是指個體對某種特定刺激表現出回避傾向, 將注意指向與之相反或相對應刺激上(Cisler & Koster,2010)。研究發現, 動機相關性而非效價和喚醒度是引發對情緒刺激注意偏向的關鍵性因素(如Tapper et al., 2010; Brosch et al., 2007; 劉亞, 2015)。譬如, Brosch 等(2007)和Tapper 等(2010)發現, 趨近動機情緒刺激, 如嬰兒面孔, 美食等均促進注意的定向加速, 即促進注意警覺。回避動機情緒,如恐懼等威脅刺激, 會促進注意的定向加速和注意的解除困難(劉靜怡 等, 2013)。而注意控制則是指個體面對競爭或沖突的信息時努力分配注意資源以促進目標達成的過程(Sarapas et al.,2017)。注意偏向的產生可能是注意控制能力下降所導致(Bishop et al., 2004)。譬如, 有研究指出注意解除更多依賴于執行控制, 而特質焦慮者存在自上而下的執行控制缺陷, 特質焦慮個體可能存在注意解除困難(Bishop, 2009)。余香蓮(2017)研究發現注意控制可以通過影響注意偏向進而影響個體的焦慮水平; 于永菊(2020)也發現注意控制中介了抑郁和注意偏向的關系。這也表明注意控制作為自上而下的調節能力, 可以抑制情緒刺激自下而上的影響(張禹 等, 2014), 注意控制能夠影響注意偏向, 尤其是注意解除成分。也有研究探討了動機相關性對注意控制的影響。張麗華和段彩彬(2022)從情緒動機視角出發, 發現相較于中性刺激, 高趨近和高回避動機情緒干擾效應更大, 注意控制效率更低。由此可見, 情緒的動機方向會以各自方式影響到注意控制。因此,研究1 提出假設：注意控制和注意偏向在負性情緒的動機方向影響時距知覺中起鏈式中介作用。

依據情緒動機維度模型, 動機維度包含動機方向和動機強度(Gable & Harmon-Jones, 2010)。回顧相關文獻, 已有多項研究探究了趨近動機情緒強度對時距知覺的影響, 其表現趨勢是相對穩定的(如Gable & Poole, 2012; Gable et al., 2016;尹華站 等, 2021), 例如 Gable 和Poole (2012)發現相較低趨近動機正性情緒, 高趨近下的時間估計更短; 尹華站等(2021)在控制效價和喚醒度的前提下發現趨近動機強度越高, 知覺時距越短,且不受情緒效價調節。而回避型動機情緒強度對時距知覺的影響還未有相關實證研究報告, 所以研究2 特考察回避型動機情緒強度對時距知覺的影響及其機制。同時, 依據注意閘門模型, 情緒刺激引發的注意偏向以及協調注意資源分配的注意控制均可能會對時距知覺產生影響。譬如,注意偏向上, 研究發現相較低回避動機情緒, 個體對高回避動機情緒刺激引發更加強烈的注意偏向(劉亞, 2015); 注意控制上, 高回避動機強度情緒抑制注意控制水平, 而低回避動機強度情緒對注意控制水平無影響(王春梅, 呂勇, 2016; 張麗華, 段彩彬, 2022)。同時情緒動機維度模型也指出高回避動機情緒窄化注意焦點, 低回避動機情緒擴展注意焦點(Gable & Harmon-Jones, 2010)。因此, 研究2 提出假設：注意控制和注意偏向在回避型負性情緒的動機強度影響時距知覺中起鏈式中介作用。

綜上, 研究1 從動機方向的視角, 通過4 個研究任務：情緒自評任務(情緒動機維度)、點探測任務(注意偏向)、Flanker 任務(注意控制)以及時距復制任務(時距知覺), 運用中介測量設計,探測負性情緒的動機方向如何通過注意控制和注意偏向的作用影響時距知覺。研究2 從回避型動機強度的視角, 通過上述4 個研究任務, 運用中介測量設計, 探測回避型負性情緒的動機強度如何通過注意控制和注意偏向的作用影響時距知覺。

2 研究1：負性情緒的動機方向對時距知覺的影響：注意控制和注意偏向的中介作用

2.1 方法

2.1.1 被試

采用G*power 3.1 軟件, 其中情緒自評任務中采用單因素被試內設計, 中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計劃樣本量為28 人; 時距知覺任務采用兩因素被試內設計, 中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β =0.8), 計劃樣本量為15 人; 注意偏向任務采用兩因素被試內設計, 中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計劃樣本量為19 人; 注意控制任務采用兩因素被試內設計, 中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計劃樣本量為24 人; 以4個測試中所需人數最多的情緒自評任務研究計算樣本量, 采用中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計劃樣本量為28 人(Faul et al., 2007)。本研究招募了湖南某高校62 名在校大學生參與了本次研究,其中男性30 名, 平均年齡為18.97 ± 0.92 歲。考慮到焦慮和抑郁負性情緒會對研究產生一定的負性影響, 本研究使用特質?狀態焦慮自評量表(STAI)和抑郁自評量表(SDS)對被試進行篩查。其中狀態?特質焦慮自評量表結果發現, 狀態焦慮得分位于21～47 分(M= 36.81,SD= 5.21); 被試的特質焦慮得分位于25～46 分之間(M= 40.53,SD= 3.89)。經單樣本t檢驗計算, 被試的狀態焦慮(t= ?12.85,p< 0.001)、特質焦慮(t= ?5.63,p<0.001)得分均未超過常模一個標準差(李文利, 錢銘怡, 1995)。根據抑郁自評量表結果發現, 被試的抑郁得分位于23～42 分之間, 平均分為33.61,標準差為4.71, 所有的得分均小于50 分, 所有被試均無焦慮和抑郁癥狀。所有被試均為右利手,聽力正常, 視力或矯正視力正常, 無腦部損傷或神經系統疾病。本研究經湖南師范大學人類倫理委員會批準, 且所有被試均簽署研究知情同意書,每次研究后給予15 元人民幣作為研究酬勞。

2.1.2 研究材料和設計

選取波鴻情緒刺激集(Bochum Emotional Stimulus Set, BESST)中姿勢表情情緒庫圖片選出回避動機情緒、趨近動機情緒和中性圖片各10張作為研究刺激(Thoma et al., 2013)。為了評估這些圖片是否達到研究要求, 103 名某高校在校大學生對動機方向以及愉悅度、喚醒度進行重復測量方差分析[其中3 個維度的含義為：在動機維度上, 被試被要求完成以下句子：“我對這張圖片的反應是……” (從1 = 回避到9 = 接近, 5 = 中性)。在愉悅度上, 被試被要求完成以下句子：“你在觀看圖片時感覺到了…” (從1 = 非常負性到9 = 非常積極, 5 = 中性)。在喚醒維度上, 被試被要求完成以下句子：“面對這張圖片, 你感覺到了…” (從1 = 放松到9 = 喚醒, 5 = 中等水平)],確保回避情緒與趨近情緒圖片在動機維度上差異顯著, 在愉悅度與喚醒度上差異不顯著。統計分析發現, 動機維度：回避情緒圖片M= 2.51,SD= 0.46; 趨近情緒圖片M= 6.22,SD= 0.18;中性情緒圖片M= 4.82,SD= 0.14; 單因素方差分析發現, 動機維度主效應顯著,F(2, 18) =347.96,p< 0.001, η2= 0.97。多重比較發現, 三種情緒類型的兩兩差異均顯著。愉悅度：回避情緒圖片M= 2.98,SD= 0.34; 趨近情緒圖片M=2.79,SD= 0.29; 中性情緒圖片M= 4.66,SD=0.22; 單因素方差分析發現, 愉悅度主效應顯著,F(2, 18) = 146.80,p< 0.001, η2= 0.94。多重比較發現, 回避情緒與趨近情緒類型差異不顯著, 兩者均與中性類型差異顯著。喚醒度：回避情緒圖片M= 6.36,SD= 0.29; 趨近情緒圖片M= 6.44,SD= 0.25; 中性情緒圖片M= 2.45,SD= 0.26;喚醒度主效應顯著,F(2, 18) = 882.69,p< 0.001,η2= 0.99。多重比較發現, 回避情緒與趨近情緒類型差異不顯著, 兩者均與中性類型差異顯著。數據分析結果表明成功地在控制喚醒度和愉悅度的前提下操縱了情緒動機方向。

2.1.3 程序

程序使用E-prime 2.0 編寫, 被試進入實驗室后, 依次完成下面4 項任務：(1)情緒的前測, 排除掉焦慮、抑郁等被試; (2)注意偏向的測量; (3)注意控制的測量; (4)時距知覺的測量; (5)情緒圖片的測量。具體流程如下：

(1)注意偏向的測量

采用改編后的點探測范式測量被試注意偏向的特點, 其在經典點探測范式的基礎上增加了中性刺激對, 將一致和不一致的條件分別與中性條件對比, 并以注意警覺、注意解除指數作為注意偏向的判斷指標, 這便于考察注意偏向的具體成分。

首先, 在屏幕中央呈現注視點“+”500 ms,隨后呈現圖片對500 ms。圖片對消失后, 會出現50 ms 的空白時間, 之后立刻在屏幕左側或右側圖片位置呈現一個0.3°的探針“*”。要求被試看到“*”后迅速按鍵反應, 如果探針出現在左側按“F”鍵, 在右側按“J”鍵, 并且要求快速且正確地做出按鍵反應。探針呈現時間最長為1500 ms, 被試按鍵消失。首先完成8 個練習試次, 以熟悉任務, 需要達到80%的正確率才能進入正式研究階段。

正式研究中平衡了趨近/回避情緒圖片和中性圖片的左右位置, 共包含趨近?中性情緒圖片對和回避?中性情緒圖片對各40 對、中性?中性圖片對20對, 圖片對各呈現1 次, 共100 個試次。

(2)注意控制的測量

采用Flanker 任務對注意控制水平進行測量。屏幕中央首先會呈現注視點“+”500 ms, 隨后會出現一張情緒圖片1000 ms, 圖片消失后, 會呈現一排箭頭(類似于“<<<<<”)。要求被試判斷中間箭頭(即第三個)的方向, 如果箭頭朝左, 請按下“F”鍵; 如果箭頭朝右, 請按下“J”鍵, 并且要求被試快速且正確地做出按鍵反應。箭頭呈現時間最長為1500 ms, 被試按鍵消失。首先完成8 個練習試次, 以熟悉任務, 需要達到80%的正確率才能進入正式研究階段, 正式研究共120 個試次。

(3)時距知覺的測量

時距知覺的測量采用時距復制法。該任務包括練習和正式階段兩個部分。練習部分, 屏幕中央首先會呈現一個灰色正方形, 當正方形消失后,被試需要記住這一正方形的呈現時間。隨后會出現一個藍色正方形, 當被試認為與灰色正方形呈現時間相同時, 按下“J”鍵復制時間。每一個試次結束之后會給予被試反饋, 復制時距的誤差在標準時距的±20%以內反饋為“恰好”, 以外則分別反饋為“過長”或“過短”。正式研究階段, 被試被告知該階段中, 灰色正方形被替換成情緒圖片,其它程序一致(見圖3)。練習階段共12 個試次,每個時距隨機呈現6 次, 被試需要達到70%的正確率才能進入正式研究階段; 正式研究階段共隨機呈現90 個試次(流程圖見圖1)。

圖1 時距復制法研究流程圖

(4)情緒圖片自評

使用E-Prime 2.0 軟件進行BESST 圖片呈現和評級程序。對于呈現的每一張圖片, 被試被要求使用9-Likert 類型的評分格式, 根據其感知到的動機維度、愉悅度和喚醒度對圖片進行1～9 級評分。對圖片進行評分之前, 由主試向被試介紹了每一個維度的含義, 以及具體的評定過程, 以幫助被試了解。同時, 將有兩張圖片供被試練習和熟悉研究過程。當受試者能夠了解各個維度的含義時, 開始正式研究。30 張情緒圖片以隨機順序呈現。

2.1.4 數據處理

數據處理包括5 個部分。第一, 對于圖片自我評定的數據, 分別將三個維度的數據做單因素重復測量方差分析, 以檢驗本研究的被試群體對三類情緒圖片在動機維度上差異是否顯著, 而在愉悅度和喚醒度上差異是否不顯著。

第二, 注意偏向任務上, 首先以反應時為因變量, 作2 (情緒：趨近、回避) × 2 (探測點類型：同側、異側)重復測量方差分析。其次以注意警覺、注意解除指數以及總體注意偏向水平作為注意偏向指標。具體來說, 以趨近情緒為例, 注意警覺指數 = N ? (QlDl + QrDr), 該值為負表示被試對情緒圖片存在注意警覺; 注意解除指數 =N ? (QlDr + QrDl), 該值為負表示被試對情緒圖片存在注意解除困難, 該值為正則表示被試對情緒圖片存在注意回避; 總體注意偏向水平 =(QlDr + QrDl) ? (QlDl + QrDr), 其中N 代表中性情緒對, Q 代表趨近情緒, D 代表探針, l 代表左邊,r 代表右邊。最后分別做配對樣本t檢驗。

第三, 注意控制任務中, 以反應時為因變量,作3 (情緒：趨近、回避、中性) × 2 (箭頭方向：一致、不一致)重復測量方差分析。同時, 為測量情緒的干擾效應, 以便分析被試的注意控制水平,計算公式為：以趨近情緒為例, 注意控制水平 =(QJc ? Qji) ? (NJc ? NJi), 其中Q 代表趨近情緒,N 代表中性, Jc 代表箭頭方向一致, Ji 代表箭頭方向不一致, 其中值越大, 代表沖突干擾效應越大,注意控制效率越低。最后對趨近和回避情緒的注意控制作配對樣本t檢驗。

第四, 時距知覺任務上, 首先對復制時距作3 (情緒：趨近、回避、中性) × 3 (時距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復測量方差分析。其次以時距知覺指數(TPI)作為因變量來分析時距知覺的情況(劉靜遠, 李虹, 2019)。具體來說, TPI 根據情緒刺激與中性圖片的相對誤差值(Relative error,Ratio)計算, 其中Ratio 為個體在時距復制法中復制的主觀時距與標準時距的比值, 其反映了計時誤差, 如果 Ratio 等于 1, 說明時距判斷準確,Ratio 小于1, 說明低估時距; Ratio 大于1, 說明高估時距(Mioni et al., 2016)。TPI 為情緒刺激(趨近情緒或回避情緒)的Ratio 與中性圖片的Ratio的比值, 反映的是對于情緒刺激與中性圖片的相對時距知覺情況。因此, 如果TPI 等于1, 則說明情緒刺激與中性圖片的時距知覺一致; 如果TPI大于1, 則說明情緒刺激比中性圖片高估; 如果TPI 小于1, 則說明情緒刺激比中性圖片低估。隨后, 對TPI 做2 (情緒：趨近、回避) × 3 (時距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復測量方差分析。

第五, 將數據標準化后, 采用SPSS 22.0 的PROCESS 插件, 參照Hayes 提出的Bootstrap 方法進行中介效應分析。選擇模型4, 樣本量5000,在95%置信區間下, 以情緒為自變量X (賦值為趨近 = 0, 回避 = 1), 時距知覺(TPI)為因變量Y,注意偏向和注意控制為中介變量 M, 進行中介效應檢驗。

2.2 結果

2.2.1 情緒狀態的誘發效果

被試對三種情緒在各個維度上的平均值和標準差見表1。對情緒自評的三個維度分別做重復測量方差分析, 結果發現, 動機維度上, 情緒主效應顯著,F(2, 122) = 670.79,p< 0.001, η2=0.92, 多重比較發現, 三種情緒類型的兩兩差異均顯著, 其中趨近顯著高于回避動機情緒和中性圖片; 回避動機情緒顯著低于中性圖片。愉悅度上, 情緒主效應顯著,F(2, 122) = 155.44,p<0.001, η2= 0.72, 多重比較發現回避與趨近動機情緒差異不顯著, 兩者均顯著低于中性圖片。喚醒度上, 情緒主效應顯著,F(2, 122) = 375.31,p<0.001, η2= 0.86, 多重比較發現, 回避與趨近動機情緒差異不顯著, 兩者均顯著高于中性圖片。這反映了情緒圖片均較好的誘發了相應的情緒類型。

表1 三種情緒圖片的誘發情況(M±SD)

2.2.2 動機方向對時距知覺的影響

首先對復制時距作3 (情緒：趨近、回避、中性) × 3 (時距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復測量方差分析(見圖2-a)。結果發現, 情緒主效應顯著,F(2, 122) = 8.60,p< 0.001, η2= 0.12, 多重比較發現三種情緒類型兩兩差異均顯著, 其中回避動機情緒的復制時距顯著高于趨近動機情緒和中性圖片; 趨近動機情緒的復制時距顯著高于中性圖片。時距主效應顯著,F(2, 122) = 912.98,p< 0.001, η2= 0.94, 多重比較發現, 三種呈現時距兩兩差異顯著, 其中2700 ms 標準時距下被試的主觀復制時距顯著高于1700 ms 和700 ms 條件, 1700 ms 標準時距下被試的主觀復制時距顯著高于700 ms 條件。而情緒與時距的交互效應不顯著,F(4, 244) = 0.15,p= 0.96。

圖2 不同情緒動機方向上復制時距平均值和TPI 指數條形圖

其次對TPI 指數作2 (情緒：趨近、回避) × 3(時距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復測量方差分析(見圖2-b)。結果發現, 情緒主效應顯著,F(1, 61) = 14.33,p< 0.001, η2= 0.19, 其中回避動機情緒的TPI 指數顯著高于趨近動機情緒。時距主效應不顯著,F(2, 122) = 2.54,p= 0.083。情緒與時距的交互效應邊緣顯著,F(2, 122) = 2.87,p= 0.061, η2= 0.05。簡單效應發現, 在700 ms標準時距下, 情緒主效應顯著,F(2, 122) = 10.13,p= 0.002, η2= 0.14, 其中回避動機情緒的TPI 指數顯著高于趨近動機情緒; 在1700 ms 標準時距下, 情緒主效應顯著,F(2, 122) = 8.49,p= 0.005,η2= 0.12; 在2700 ms 標準時距下, 情緒主效應也顯著,F(2, 122) = 4.26,p= 0.043, η2= 0.07。

2.2.3 動機方向對注意偏向的影響

被試在5 種條件下的平均反應時和標準差見表2。

表2 被試在不同動機方向圖片和探測點類型下的反應時(M±SD)

刪除點探測任務中錯誤的試次, 對正確試次反應時作2 (情緒：趨近、回避) × 2 (探測點類型：同側、異側)重復測量方差分析。結果發現, 情緒主效應顯著,F(1, 61) = 7.34,p= 0.009, η2= 0.11,其中趨近動機情緒的反應時顯著大于回避動機情緒。探測點類型主效應顯著,F(1, 61) = 66.84,p< 0.001, η2= 0.52, 其中異側的反應時顯著高于同側。情緒與探測點類型的交互效應顯著,F(1,61) = 8.74,p= 0.004, η2= 0.13。簡單效應發現,同側條件下, 情緒主效應不顯著,F(1, 61) = 0.15,p= 0.70; 異側條件下, 情緒主效應顯著,F(1,61) = 12.26,p= 0.001, η2= 0.17, 其中趨近動機情緒的反應時顯著大于回避動機情緒。

其次, 本研究區分不同注意偏向的成分, 將中性圖片反應時減去各情緒探測點同側位置的反應時得到注意警覺的成分, 將中性圖片反應時減去各情緒探測點異側位置的反應時得到注意解除的成分, 將探測點異側位置反應時減去探測點同側位置反應時得到總體注意偏向分數, 分別將這3 個指標的趨近和回避動機情緒進行配對樣本t檢驗, 結果發現, 注意警覺成分上, 趨近動機(31.44 ± 48.02)與回避動機情緒(34.08 ± 42.86)相較中性圖片均出現了一定程度的注意警覺, 探測速度加快, 但兩者差異不顯著,t(61) = ?0.38,p= 0.70; 注意解除成分上, 趨近動機情緒(?22.22 ± 49.67)相較回避動機情緒(9.67 ± 56.19)出現注意解除困難現象, 并且兩者差異顯著,t(61) = ?3.50,p= 0.001; 總體注意偏向上, 趨近動機(53.67 ± 57.54)與回避動機情緒(24.41 ±50.54)相較于中性圖片均出現了注意偏向的現象,兩者差異顯著,t(61) = 2.96,p= 0.004。

2.2.4 動機方向對注意控制的影響

刪除掉Flanker 任務中錯誤的試次, 對正確試次的反應時作3 (情緒：趨近、回避、中性) × 2(箭頭方向：一致、不一致)重復測量方差分析。結果發現, 情緒主效應顯著,F(2, 122) = 20.79,p< 0.001, η2= 0.25, 多重比較發現, 回避動機情緒的反應時顯著低于趨近動機情緒和中性圖片,趨近動機情緒的反應時顯著低于中性圖片。箭頭方向主效應顯著,F(1, 62) = 213.31,p< 0.001,η2= 0.78, 其中不一致的反應時顯著大于一致條件。情緒與箭頭方向的交互效應顯著,F(2, 122) =12.42,p< 0.001, η2= 0.17。簡單效應發現, 一致條件下, 情緒主效應顯著,F(2, 122) = 15.83,p<0.001, η2= 0.35; 不一致條件下, 情緒主效應也顯著,F(2, 122) = 24.87,p< 0.001, η2= 0.45, 且不一致條件下, 情緒主效應更大。

隨后, 分別將不一致條件減去一致條件的反應時得到各個情緒的沖突干擾效應, 再將情緒條件的干擾效應減去中性的干擾效應得到各情緒類型的注意控制水平, 對趨近動機情緒和回避動機情緒的注意控制水平作配對樣本t 檢驗, 結果發現回避動機(?13.91 ± 41.67)和趨近動機情緒(18.93 ± 49.97)兩者差異顯著,t(61) = ?4.14,p<0.001, 其中趨近動機情緒比回避動機情緒的沖突效應更大, 抑制了注意控制加工。

2.2.5 動機方向對時距知覺的影響：注意控制和注意偏向的鏈式中介作用

考慮到注意資源加工包含注意偏向和注意控制, 同時在注意偏向成份上, 兩種情緒類型在注意解除成分上差異顯著而非注意警覺成分, 由此, 將注意解除和注意控制成分納入中介模型,嘗試構建鏈式中介模型, 以期考察這兩個成分作用的中介效應量的大小。

在700 ms 標準時距上, Bootstrap 分析結果表明, 總中介檢驗的間接效應沒有包含0 (Effect=0.2621SE= 0.1043, 95% CI = [0.0898, 0.4960])。其中以注意控制為中介變量的路徑間接效應未包含0 (Effect= 0.1233,SE= 0.0749, 95% CI =[0.0056, 0.2937]); 以注意解除成分為中介變量的路徑間接效應未包含0 (Effect= 0.1073,SE=0.0584, 95% CI = [0.0158, 0.2388]); 以注意控制和注意解除為中介變量的路徑間接效應也未包含0 (Effect= 0.0314,SE= 0.0193, 95% CI =[0.0047, 0.0784])。此外, 控制了中介變量注意控制和注意解除之后, 自變量情緒類型對因變量700 ms 時距知覺的直接效應不顯著, 區間包含0(Effect= 0.2496,SE= 0.1811, 95% CI = [?0.1091,0.6082)。這也表明注意控制和注意解除在動機方向對700 ms 時距知覺的影響中存在鏈式中介作用(模型圖見圖3)。

圖3 注意控制與注意解除在情緒動機方向影響700 ms時距知覺中的鏈式中介作用

在1700 ms 標準時距上, Bootstrap 分析結果表明, 總中介檢驗的間接效應沒有包含0 (Effect=0.3292,SE= 0.1128, 95% CI = [0.1379, 0.5827])。其中以注意控制為中介變量的路徑間接效應未包含0 (Effect= 0.2329,SE= 0.0941, 95% CI =[0.0787, 0.4414]); 以注意解除成分為中介變量的路徑間接效應未包含0 (Effect= 0.0745,SE=0.0427, 95% CI = [0.0027, 0.1668]); 以注意控制和注意解除為中介變量的路徑間接效應也未包含0 (Effect= 0.0218,SE= 0.0146, 95% CI =[0.0011, 0.0571])。此外, 控制了中介變量注意控制和注意解除之后, 自變量情緒類型對因變量700 ms 時距知覺的直接效應不顯著, 區間包含0(Effect= 0.1198,SE= 0.1770, 95% CI = [?0.2306,0.4702)。這也表明注意控制和注意解除在動機方向對1700 ms 時距知覺的影響中存在鏈式中介作用(模型圖見圖4)。

圖4 注意控制與注意解除在情緒動機方向影響1700 ms時距知覺中的鏈式中介作用

在2700 ms 標準時距上, Bootstrap 分析結果表明, 總中介檢驗的間接效應沒有包含 0(Effect= 0.2650,SE= 0.1050, 95% CI = [0.0876,0.4994])。其中以注意控制為中介變量的路徑間接效應未包含0 (Effect= 0.1392,SE= 0.0759,95% CI = [0.0103, 0.3131]); 以注意解除成分為中介變量的路徑間接效應未包含 0 (Effect=0.0973,SE= 0.0615, 95% CI = [0.0039, 0.2363]);以注意控制和注意解除為中介變量的路徑間接效應也未包含0 (Effect= 0.0285,SE= 0.0209,95% CI = [0.0016, 0.0831])。此外, 控制了中介變量注意控制和注意解除之后, 自變量情緒類型對因變量2700 ms 時距知覺的直接效應不顯著, 區間包含0 (Effect= 0.1124,SE= 0.1845, 95% CI =[?0.2529, 0.4776)。這也表明注意控制和注意解除在動機方向對2700 ms 時距知覺的影響中存在鏈式中介作用(模型圖見圖5)。

圖5 注意控制與注意解除在情緒動機方向影響2700 ms 時距知覺中的鏈式中介作用

3 研究2：負性回避型情緒的動機強度對時距知覺的影響：注意偏向和注意控制的中介作用

3.1 方法

3.1.1 被試

采用G*power 3.1 軟件, 其中情緒自評任務中采用單因素被試內設計, 中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計劃樣本量為28 人; 時距知覺任務采用兩因素被試內設計, 中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β =0.8), 計劃樣本量為15 人; 注意偏向任務采用兩因素被試內設計, 中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計劃樣本量為19 人; 注意控制任務采用兩因素被試內設計, 中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計劃樣本量為24 人; 以4個研究中所需人數最多的情緒自評任務研究計算樣本量, 采用中等效應量(? = 0.25)估算樣本量(α = 0.05, 1 ? β = 0.8), 計劃樣本量為28 人。本研究招募了湖南某高校61 名在校大學生參與了本次研究, 其中男性24 名, 平均年齡為18.67 ± 0.75 歲。考慮到焦慮和抑郁負性情緒會對研究產生一定的負性影響, 本研究使用特質?狀態焦慮自評量表(STAI)和抑郁自評量表(SDS)對被試進行篩查。其中狀態?特質焦慮自評量表結果發現, 被試的狀態焦慮得分位于24～45 分(M= 35.52,SD= 5.56); 被試的特質焦慮得分位于 26～45 分之間(M= 38.49,SD= 4.01)。經單樣本t檢驗計算, 被試的狀態焦慮(t= ?13.75,p< 0.001)、特質焦慮(t= ?9.37,p< 0.001)得分均未超過常模一個標準差(李文利, 錢銘怡, 1995)。根據抑郁自評量表結果發現, 被試的抑郁得分位于20～45 分之間, 平均分為32.69, 標準差為5.06,所有的得分均小于50 分, 所有被試均無焦慮和抑郁癥狀。所有被試均為右利手, 聽力正常, 視力或矯正視力正常, 無腦部損傷或神經系統疾病。本研究經湖南師范大學人類倫理委員會批準,且所有被試均簽署研究知情同意書, 每次研究后給予15 元人民幣作為研究酬勞。

3.1.2 研究材料

使用BESST 姿勢表情情緒庫選出高回避情緒、低回避情緒和中性圖片各10 張作為研究刺激(Thoma et al., 2013)。為了評估這些圖片是否達到研究要求, 103 名湖南省某高校在校大學生對動機強度以及愉悅度、喚醒度(三維度的含義同研究1)進行了重復測量方差分析, 確保高回避情緒與低回避情緒圖片在動機強度上差異顯著, 在愉悅度與喚醒度上差異不顯著。統計分析發現,動機維度：高回避情緒圖片M= 2.56,SD= 0.25;低回避情緒圖片M= 3.29,SD= 0.20; 中性情緒圖片M= 4.77,SD= 0.11; 單因素方差分析發現,動機強度主效應顯著,F(2, 18) = 260.30,p<0.001, η2= 0.96。多重比較發現, 三種情緒類型的兩兩差異均顯著。愉悅度：高回避情緒圖片M=3.24,SD= 0.41; 低回避情緒圖片M= 3.08,SD=0.26; 中性情緒圖片M= 4.67,SD= 0.17; 單因素方差分析發現, 愉悅度主效應顯著,F(2, 18) =112.06,p< 0.001, η2= 0.93。多重比較發現, 高回避情緒與低回避情緒類型差異不顯著, 兩者均與中性類型差異顯著。喚醒度：高回避情緒圖片M=6.07,SD= 0.27; 低回避情緒圖片M= 5.90,SD=0.34; 中性情緒圖片M= 2.19,SD= 0.34; 喚醒度主效應顯著,F(2, 18) = 407.91,p< 0.001, η2=0.98。多重比較發現, 高回避情緒與低回避情緒類型差異不顯著, 兩者均與中性類型差異顯著。數據分析結果表明成功地操縱了情緒動機強度。

3.1.3 研究程序

采用E-prime 2.0 軟件編寫程序, 被試進入實驗室后, 按如下順序進行研究：(1)情緒的前測,排除掉焦慮、抑郁等被試; (2)注意偏向的測量;(3)注意控制的測量; (4)時距知覺的測量; (5)情緒圖片的測量。其中各研究任務的程序同研究1,與之不同的, 在注意偏向任務中, 正式研究的情緒刺激對包含高回避?中性情緒圖片對和低回避?中性情緒圖片對各40 對、中性?中性圖片對20對, 圖片對各呈現1 次, 共100 個試次。

3.2 結果

3.2.1 情緒狀態的誘發效果

被試對三種情緒在各個維度上的平均值和標準差見表3。對被試情緒自評的三個維度分別做重復測量方差分析, 結果發現, 動機維度上,情緒主效應顯著,F(2, 120) = 156.22,p< 0.001,η2= 0.72, 多重比較發現, 三種情緒兩兩差異均顯著, 其中高回避顯著低于低回避動機情緒和中性圖片; 低回避動機情緒顯著低于中性圖片。愉悅度上, 情緒主效應顯著,F(2, 120) = 264.90,p<0.001, η2= 0.82, 多重比較發現高回避與低回避動機情緒類型差異不顯著, 兩者均顯著低于中性圖片。喚醒度上, 情緒主效應顯著,F(2, 120) =204.66,p< 0.001, η2= 0.77, 多重比較發現, 高回避與低回避動機情緒差異不顯著, 兩者均顯著高于中性圖片。這反映了情緒圖片均較好的誘發了相應的情緒類型。

表3 三種情緒圖片的誘發情況(M±SD)

3.2.2 動機強度對時距知覺的影響

首先對復制時距作3 (情緒：高回避、低回避、中性) × 3 (時距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復測量方差分析(見圖6-a)。結果發現, 情緒主效應顯著,F(2, 120) = 11.80,p< 0.001, η2= 0.16,多重比較發現三種情緒類型兩兩差異均顯著, 其中高回避動機情緒的復制時距顯著高于低回避動機情緒和中性圖片; 低回避動機情緒的復制時距顯著高于中性圖片。時距主效應顯著,F(2,120) = 1009.36,p< 0.001, η2= 0.94, 多重比較發現, 三種呈現時距兩兩差異顯著, 其中2700 ms 標準時距下被試的主觀復制時距顯著高于1700 ms和700 ms 條件, 1700 ms 標準時距下被試的主觀復制時距顯著高于700 ms 條件。而情緒與時距的交互效應不顯著,F(4, 240) = 0.65,p= 0.625。

圖6 不同情緒動機強度下個體復制時距平均值和TPI指數條形圖。

其次對TPI 指數作2 (情緒：高回避、低回避) × 3 (時距：700 ms、1700 ms、2700 ms)重復測量方差分析(見圖6-b)。結果發現, 情緒主效應顯著,F(1, 60) =7.29,p= 0.009, η2= 0.11, 其中高回避動機情緒的TPI 指數顯著高于低回避動機情緒。時距主效應顯著,F(2, 120) = 3.87,p= 0.024,η2= 0.06, 多重比較發現, 700 ms 標準時距下被試的TPI 指數顯著高于2700 ms 條件。情緒與時距的交互效應顯著,F(2, 120) = 3.15,p= 0.046,η2= 0.05。簡單效應發現, 在700 ms 標準時距下,情緒主效應顯著,F(2, 120) = 7.20,p= 0.009, η2=0.11, 其中高回避情緒的TPI 指數顯著高于低回避情緒; 在1700 ms 標準時距下, 情緒主效應不顯著,F(2, 120) = 0.28,p= 0.596; 在2700 ms 標準時距下, 情緒主效應不顯著,F(2, 120) = 0.96,p= 0.332。

3.2.3 動機強度對注意偏向的影響

被試在5 種條件下的平均反應時和標準差見表4。

表4 被試在不同動機強度圖片和探測點類型下的反應時(M±SD)

首先, 刪除掉點探測任務中錯誤的試次, 對正確試次的反應時作2 (情緒：高回避、低回避) ×2 (探測點類型：同側、異側)重復測量方差分析。結果發現, 情緒主效應顯著,F(1, 60) = 4.69,p=0.034, η2= 0.07, 其中高回避動機的反應時顯著小于低回避動機情緒。探測點類型主效應顯著,F(1, 60) = 23.80,p< 0.001, η2= 0.28, 其中異側的反應時顯著高于同側。情緒與探測點類型的交互效應不顯著,F(1, 60) = 3.06,p= 0.086。

其次, 本研究區分了不同注意偏向的成分,將中性圖片反應時減去各個情緒探測點同側位置的反應時得到注意警覺的成分, 將中性圖片反應時減去各個情緒探測點異側位置的反應時得到注意解除的成分, 將探測點異側位置反應時減去探測點同側位置反應時得到總體注意偏向分數, 最后分別將這3 個指標的高回避和低回避動機情緒進行配對樣本t檢驗, 結果發現, 注意警覺成分上, 高回避動機(41.89 ± 54.59)與低回避動機情緒(16.87 ± 51.99)相較中性圖片均出現了一定程度的注意警覺, 探測速度加快, 但高回避動機比低回避動機情緒出現了更高的注意警覺,t(60) = 3.02,p= 0.004; 注意解除成分上, 高回避動機(10.35 ± 61.71)與低回避動機情緒(1.47 ±55.15)相較于中性圖片均未出現了注意解除困難現象, 但兩者差異不顯著,t(60) = 0.91,p= 0.369;總體注意偏向上, 高回避動機情緒(31.54 ± 51.68)與低回避動機情緒(15.41 ± 52.45)相較于中性圖片均出現注意偏向的現象, 但兩者差異不顯著,t(60) = 1.75,p= 0.086。

3.2.4 動機強度對注意控制的影響

刪除掉Flanker 任務中錯誤的試次, 對正確試次的反應時作3 (情緒：高回避、低回避、中性) × 2 (箭頭方向：一致、不一致)重復測量方差分析。結果發現, 情緒主效應顯著,F(2, 120) =11.19,p< 0.001, η2= 0.16, 多重比較發現, 三種情緒類型的兩兩差異顯著, 其中中性圖片的反應時顯著低于高回避動機情緒與低回避動機情緒,高回避動機情緒與低回避動機情緒呈邊緣顯著。箭頭方向主效應顯著,F(1, 60) = 303.02,p< 0.001,η2= 0.84, 其中不一致的反應時顯著大于一致條件。情緒與箭頭方向的交互效應不顯著,F(2,120) = 2.28,p= 0.106。

隨后, 分別將不一致條件減去一致條件的反應時得到各個情緒的干擾效應, 之后再將情緒條件的干擾效應減去中性的干擾效應得到各情緒類型的注意控制水平, 對高回避動機情緒和低回避動機情緒的注意控制水平作配對樣本t檢驗,結果發現高回避動機(?11.12 ± 41.69)與低回避動機情緒(?10.05 ± 51.39)較中性圖片沖突減弱, 促進了注意控制水平, 但兩者差異不顯著,t(60) =0.21,p= 0.837。

3.2.5 動機強度對時距知覺的影響：注意偏向的中介作用

由于研究僅發現不同的動機強度在注意警覺成分上的差異, 且僅在700 ms 時距上情緒主效應顯著, 由此以注意警覺成分為中介變量,700 ms 時距為因變量構建中介模型。Bootstrap分析結果表明, 中介檢驗的間接效應未包含 0(Effect= 0.1298,SE= 0.0545, 95% CI = [0.0295,0.2441])。此外, 控制了中介變量注意警覺之后,自變量情緒類型對因變量700 ms 時距知覺的直接效應顯著, 區間未包含0 (Effect= 0.3503,SE=0.1746, 95% CI = [0.0046, 0.6960)。這也表明注意警覺在動機強度對700 ms 時距知覺的影響中存在中介作用(模型圖見圖7)。

圖7 情緒動機強度與時距知覺的中介模型

4 討論

本研究通過情緒自評任務、點探測范式、Flanker 任務以及時距復制法, 考察了負性情緒的動機方向和回避型負性情緒的動機強度對時距知覺的影響及其潛在機制。兩項研究發現在負性情緒中, 相較中性刺激, 趨近動機導致時距低估, 回避動機導致時距高估; 并且回避動機強度越大, 時距的偏估程度越大。同時, 研究檢驗了注意偏向和注意控制在負性情緒的動機維度影響時距知覺中的中介作用, 發現注意控制和注意解除在動機方向對700 ms、1700 ms、2700 ms 時距知覺的影響中均存在鏈式中介作用; 注意警覺在動機強度對700 ms 時距知覺的影響中存在中介作用。

不同于以往研究以甜點刺激、鮮花、電影片段等作為情緒動機刺激材料以及二分法測量時距知覺(Gable & Poole, 2012; Gable et al., 2016),本研究采用標準化身體姿勢圖片, 通過時距復制法對時距知覺進行測量。研究結果與以往研究結果保持一致(Gable & Poole, 2012; Gable et al.,2016; 尹華站 等; 2021), 即回避動機情緒下較趨近動機情緒下顯著高估時距知覺, 并且強度越高的回避動機情緒帶來更大高估效應。情緒動機維度對時距知覺的影響體現出主觀時間的適應性功能(Gable et al., 2016)。譬如, 回避性動機使得個體遠離物體或目標的達成, 如恐懼幫助個體逃避威脅刺激(Tracy, 2014), 厭惡幫助個體避免污染和疾病(Curtis & de Barra, 2018)等, 其中主觀時間的高估能夠激勵個體更加積極的避免和回避潛在有害的目標或情況。而以趨近動機為導向的情緒, 譬如憤怒, 具有一種社會性威脅(Juncai et al., 2017), 其主觀時間的低估能夠增強個體以趨近動機為導向的行為, 譬如, 克服障礙以實現行動目標。

研究1 發現, 動機方向對時距知覺的影響中,注意控制和注意解除起鏈式中介作用, 揭示了負性情緒的動機方向影響時距知覺的心理機制。具體表現為：趨近動機抑制注意控制能力且引發注意解除困難, 進而導致時距知覺的低估; 而回避動機與之相反。首先, 研究發現相較回避動機,趨近動機抑制了注意控制水平的加工。這一結果也得到相關證據支持, 譬如憤怒情緒(趨近動機)條件下干擾效應更大, 注意控制水平更低(Ashley& Swick, 2019), 恐懼、厭惡等情緒(回避動機)條件下干擾效應更小, 注意控制水平更高(Moser et al., 2005; Finucane, 2011)。其次, 研究發現相較回避動機, 趨近動機下注意解除更加困難。依據回避?趨近理論, 趨近動機使行為指向相關刺激, 使機體注意于想要獲得的物體或目標; 而回避動機使行為遠離相關刺激, 使機體評估并回避令人緊張或厭惡的物體或情境(Elliot, 2013)。基于此, 個體在遇見趨近動機情緒刺激時, 更容易將注意吸引到刺激上, 從而出現注意解除困難現象; 而當其面臨回避動機情緒時, 個體傾向于回避這種情緒, 注意解除困難的現象降低, 甚至出現注意回避的現象。進一步鏈式中介模型結果表明, 注意偏向(尤其是注意解除)的產生可能是注意控制能力的下降所導致的(Bishop et al., 2004)。這和本研究的結果一致, 即趨近動機情緒抑制注意控制水平的情況下, 會出現注意解除困難現象;而在回避動機情緒促進注意控制水平的情況下,注意解除困難現象不易出現。總之, 根據注意閘門模型, 動機方向通過影響注意控制和注意解除,進而影響開關的斷開和閘門打開的程度, 導致時距知覺的偏估。研究2 發現, 動機強度對時距知覺的影響中,注意警覺起中介作用, 揭示負性情緒的動機強度影響時距知覺的心理機制。具體表現為：相較低回避動機情緒, 高回避動機情緒表現出更高的注意警覺, 進而導致對700 ms 時距的高估。情緒動機維度模型指出, 高強度比低強度動機情緒導致注意窄化(Gable & Harmon-Jones, 2010), 并且注意窄化更傾向于自下而上的自動化加工, 同時研究者普遍認為注意警覺發生在早期自動加工階段(張禹 等, 2014), 由此, 高回避動機情緒導致更高的注意警覺。重要的是, 研究2 僅在700 ms時距上發現動機強度的主效應顯著; 而在1700 ms 和2700 ms 時距上動機強度的主效應不顯著, 這說明動機強度對時距知覺的影響可能通過注意警覺機制在早期加工階段就已發生, 而1700 ms 和2700 ms 時距下, 個體可能不僅受到注意警覺的影響, 還會受到其它因素的影響, 譬如, Lake 等(2016)指出情緒影響時距知覺中, 喚醒與注意相互影響, 共同對時距知覺起作用。注意已顯示出調節生理喚醒的功能(Ochsner & Gross,2005), 生理喚醒的自主調節可改善注意的表現(O’Connell et al., 2008)。結合兩項研究, 回避動機情緒會促使個體出現注意回避的現象, 而注意回避的現象往往出現在1 s 之后, 在認知加工的晚期階段(張禹 等, 2014)。在1700 ms 和2700 ms時距上, 個體面對回避型動機情緒, 出現注意回避的現象, 進而降低其對該情緒刺激的生理喚醒,最終造成低估現象(Mella et al., 2011)。兩種因素共同作用導致在1700 ms 和2700 ms 時距上情緒動機強度的主效應不顯著。本研究結果為這一觀點提供了支持, 動機強度影響時距知覺過程中,以自下而上的自動化加工——注意警覺為主要中介變量。然而, 和以往研究不一致(王春梅, 呂勇, 2006; 張麗華, 段彩彬, 2022), 研究2 未發現情緒動機強度對注意控制的影響, 究其原因, 一方面依據情緒動機維度模型, 高動機強度情緒窄化注意焦點, 低動機強度情緒擴展注意焦點(Gable& Harmon-Jones, 2010), 其中注意焦點更傾向于自下而上加工的發起端。注意警覺代表自下而上的刺激加工系統; 而注意控制代表自上而下的目標加工系統, 由此, 研究2 中注意控制上未發現動機強度的差異這一結果理論上是可以得到解釋的; 另一方面也可能是其它因素對結果產生了影響, 如刺激材料呈現時間、刺激材料類型等(O’Toole et al., 2011; Techer et al., 2015), 總之,未來研究應進一步對該結果進行驗證。

本研究的理論貢獻主要表現在兩個方面：其一, 進一步推進了情緒動機維度模型。該模型最初主要是基于動機強度對注意焦點的影響, 認為動機強度越大, 注意焦點越窄化, 而綜合研究1、研究2 結果, 可以推測不僅在動機強度上, 而且動機方向上均會影響注意加工, 即動機強度影響自下而上的注意加工, 如動機強度越大, 注意焦點越窄化。動機方向影響自上而下的注意加工,如趨近動機導致注意控制水平降低。其二, 可以結合注意閘門模型和情緒動機維度模型嘗試提出負性情緒動機維度驅動時距知覺假說。以回避動機情緒為例, 時距加工早期, 動機強度首先影響注意警覺的程度, 回避程度越大, 注意警覺程度也越高, 開關更早閉合, 導致時距更加高估(開關潛伏期機制; Buhusi & Meck, 2009)。隨后,注意控制和注意解除均影響閘門打開的程度, 其中回避動機情緒引發更高的注意控制水平, 且注意解除更容易, 從而個體分配給計時的注意資源更多, 閘門打開程度更大, 導致時距相對高估;而趨近動機情緒抑制注意控制水平, 且注意解除更加困難, 從而個體分配給計時的注意資源更少,閘門打開程度更小, 導致時距相對低估。總之,注意警覺、注意解除以及注意控制對開關的閉合、斷開與閘門的打開程度的影響共同決定了時距知覺的偏估。

此外, 本研究也存在一些局限, 這些局限為未來研究提供可能方向。首先, 在動機強度上,研究僅探究了回避動機強度影響時距知覺的內部機制, 而趨近動機強度是否也會導致本研究所得結果趨勢, 還需進一步探討。其次, 研究關于負性情緒的動機維度對時距知覺的影響僅停留在注意加工層面, 對于喚醒、記憶、決策等未來可進一步探討, 以更好的擬合注意閘門模型。例如, 有研究發現恐懼情緒由于“高喚醒度”和“較少占用注意資源”會導致較大的高估; 而羞愧由于“低喚醒度”和“較多占用注意資源”導致并不能穩定地誘發情緒效應(Cui et al., 2022)。喚醒度和動機因素在時距知覺的情緒效應中如何共同起作用, 后續研究中可進一步探討。此外, 此外,本研究僅用700 ms、1700 ms 和2700 ms 作為目標時距, 沒有充分考慮短時距加工分段性, 而已有研究發現, 1/3 s、1/2 s、1 s、2～3 s 可能是分段臨界點(尹華站 等, 2020), 后續研究中可細化時距范圍再驗證類似機制。

5 結論

本研究探究負性情緒的動機方向和回避型負性情緒的動機強度對時距知覺的影響及其潛在機制。結果表明負性情緒中, 相較趨近動機,回避動機導致時距高估; 回避動機強度越大, 時距高估效應越大, 并且這一高估效應僅在700 ms 標準時距出現。同時, 注意加工(注意偏向和注意控制)在情緒動機維度影響時距知覺中發揮中介作用。具體表現為, 動機方向通過影響注意解除和注意控制進而影響時距偏估的方向; 回避型動機強度通過影響注意警覺進而影響700 ms 時距偏估的程度。