情緒效價和動機強度對社會分享型提取誘發遺忘的影響

摘" 要" 在互動提取過程中， 說話者選擇性地提取目標信息， 會導致聽者對非目標信息的遺忘， 這被稱為社會分享型提取誘發遺忘。本研究基于情緒、動機與記憶之間的密切聯系， 探索在互動提取范式中， 情緒效價與情緒動機維度對社會分享型提取誘發遺忘的影響。實驗1通過操縱情緒效價與項目類型， 考察情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘的影響; 實驗2通過操縱積極情緒效價下的動機維度與項目類型， 考察積極情緒動機維度對社會分享型提取誘發遺忘的影響。結果發現， 在積極情緒（和中性情緒）條件下會產生社會分享型提取誘發遺忘， 消極情緒條件下則不會; 且高趨近動機積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量大于低趨近動機積極情緒。以上結果為了解情緒效價及相應的動機維度對社會分享型提取誘發遺忘的影響提供了實證依據， 在社會互動任務中檢驗了情緒與動機影響記憶表現的關鍵作用。

關鍵詞" 社會分享型提取誘發遺忘， 積極情緒， 情緒效價， 動機， 共享現實

分類號" B842

1" 引言

人們的記憶， 幾乎都是在與他人直接或間接的互動過程中編碼、存儲、提取和重構的。以往研究發現， 互動對記憶結果有著不同層面的影響。已有研究表明相比于個體單獨回憶（如每天記日記）， 與他人分享日常信息可以強化個人記憶（Boytos amp; Costabile， 2023）; 還有研究通過操縱性別組合與眼神接觸， 發現眼神接觸作為較小形式的社會交往信號可以提高群體內個體的回憶正確率， 尤其是在女性組合中（Lanthier et al.， 2022）; 此外， 有研究者要求被試分別學習帶有積極情緒、消極情緒和中性情緒的詞單， 結果表明， 相比于個體單獨提取， 在互動提取條件下個體提取的情緒性記憶準確性更高（Kensinger et al.， 2016）。以上結果都表明， 社會情境因素對個體記憶的影響是至關重要的。

在認知心理學領域， 為了探討社會互動背景下個體記憶的發生與改變， Cuc等（2007）首次在單人提取練習范式中增加了一名聽眾， 讓其作為互動成員參與到說者的提取練習任務中， 以考察將社會互動背景引入后， 說者如何影響聽者的記憶。因此， 該范式也被稱為互動提取練習范式（Cuc et al.， 2007）。在經典的單人提取練習范式中， 被試先學習一系列的類別?樣例詞詞對（如“動物?狐貍”， “動物?烏鴉”， “調料?桂皮”等）， 隨后進行選擇性提取練習任務， 即向被試呈現提取線索（如“動物?狐_”， 見： 劉希平， 張佳佳， 2012; 楊邵峰 等， 2022）， 要求其根據提示線索將殘缺的樣例詞補充完整， 在最后的個人回憶任務中向被試呈現所有類別詞， 要求他們回憶最開始學習過的所有樣例詞（Anderson et al.， 1994）。在以上的經典操作中， 研究者通常將學習材料分為幾種類別， 即： 第一類是類別詞和樣例詞均獲得提取練習的項目（如“動物?狐貍”， 記為Rp+）; 第二類是只有類別詞獲得提取、而樣例詞沒有獲得提取練習的項目（如“動物?烏鴉”， 記為Rp?）; 第三類是類別詞與樣例詞均未獲得提取練習的項目（如“調料”類別中所有的樣例詞， 記為Nrp）， 又稱為基線項目。若Rp+項目的正確回憶率高于Nrp項目則說明出現了經典的提取練習效應; 若Rp?項目的正確回憶率低于Nrp項目， 則說明出現了經典的提取誘發遺忘效應（Anderson et al.， 1994; 白學軍， 劉旭， 2013; 劉旭 等， 2019）。尤為重要的是， Cuc等（2007）采用提取練習范式的改式——互動提取練習范式， 在他們的操作中， 學習階段被試依然是單獨學習， 而在選擇性提取練習階段分配了說者和聽者角色之后， 要求聽者認真監聽說者的提取內容， 結果發現在最終的個人回憶階段， 聽者對于說者提取練習過的項目（即Rp+項目）的回憶率高于基線項目（即社會共同提取練習效應， socially-shared retrieval practice effect）， 而對于說者未提取練習但相關的項目（即Rp?項目）的回憶率低于基線項目（即社會分享型提取誘發遺忘現象， Socially Shared Retrieval- Induced Forgetting， SS-RIF） （Cuc et al.， 2007）。以上結果說明， 在引入了互動背景的條件下， 聽者的記憶會受到說者選擇性提取練習的影響（類似研究見： An et al.， 2023; Coman amp; Hirst， 2015; Koppel et al.， 2014; Mao et al.， 2021; Stone et al.， 2013; 張環 等， 2020; 張環 等， 2023）。

關于社會分享型提取誘發遺忘的產生機制， 研究者們認為是由于在社會互動情境下， 說者與聽者都會經歷選擇性提取練習這一類似的心理過程， 因此， 社會分享型提取誘發遺忘的心理機制與提取誘發遺忘的機制是類似的（Abel amp; B?uml， 2020; 白鷺 等， 2016）， 都是基于一定程度的抑制假說（inhibition hypothesis） 。二者產生機制的關鍵不同在于， 社會分享型提取誘發遺忘產生的前提是， 聽者需要與說者發生針對目標項目（即Rp+項目）的同步內隱提取行為（concurrently， covertly retrieval） （Coman et al.， 2009; Cuc et al.， 2007; Koppel et al.， 2014）。前人研究主要從兩個方面來檢驗互動提取任務中聽者的內隱提取行為。一方面， 聽者的參與程度會影響其內隱提取行為， Cuc等（2007）要求聽者在提取練習階段， 監聽說者提取項目的準確性或流暢性， 并及時給出反饋， 結果發現聽者只有在監聽說者提取項目的準確性時才會出現社會分享型提取誘發遺忘現象， 而在監聽說者提取項目的表面特征（如流暢性）時則不會出現該現象; 另一方面， 聽者和說者的關系特征也會對其內隱提取行為產生影響， Barber和Mather （2012）通過操縱聽說兩者之間的性別組合， 發現只有在雙方是同性別時， 社會分享型提取誘發遺忘效應才會出現， 而在異性別時不會出現該現象， 隨后研究者為進一步檢驗該實驗結果， 對聽者的自我報告結果進行了統計分析， 發現聽者更傾向于與關系更親密的說者進行同步地內隱提取。以上證據均表明， 聽者內隱提取行為的產生是在和說者對目標有共同的主觀感知（subjectively perceived）以及親密關系的基礎上產生的。Echterhoff等（2009）提出， 社會互動背景中的個體傾向于與來自同一群體的、具有親密關系的成員分享知識、記憶、感受、情感和判斷， 以形成群體內共享的現實知識（shared reality）， 它是由認知動機（個體對真實信息的渴望）和關系動機（個體與他人保持良好關系的需求）共同驅動產生的（Echterhoff et al.， 2009; Hardin amp; Conley， 2001）。在互動提取練習范式中， 當聽者的認知動機較強（如監聽準確性的指導語）， 他們就會付出更多的認知努力參與到說者的選擇性提取練習過程中， 也就更可能與說者進行同步地內隱提取， 進而產生社會分享型提取誘發遺忘（Cuc et al.， 2007; Koppel et al.， 2014）; 另一方面， 當聽者的關系動機較強（如聽說之間關系的主觀判斷）， 他們也更愿意與說者建立（或保持）良好的群體關系， 更可能發生同步地內隱提取， 產生社會分享型提取誘發遺忘現象（Coman amp; Hirst， 2015; Yamashiro amp; Hirst， 2020）。由此可見， 動機在社會分享型提取誘發遺忘的發生過程中起著關鍵作用。

情緒和動機的關系是緊密且復雜的（Rolls， 2000; Bradley amp; Lang， 2007）。在情緒的動機理論中， Tomkins的情緒的動機論和Izard的動機?分化理論都認為情緒具有重要的動機性和適應性功能， 其中Izard的動機?分化理論明確主張一切情緒行為都是適應和調節行為， 并提出情緒是行為的驅動力， 闡述了情緒本身及其驅動作用的機制， 特別強調了情緒的驅動作用（見： 孟昭蘭， 2005）。此外， Roseman （2008）在前人研究基礎上， 詳細總結了情緒與動機之間的關系， 即（1）情緒， 部分上來源于動機; （2）情緒就是動機， 即情緒驅動行為， 給行為以力量和方向。當個體處于積極情緒狀態下會產生一種一般的行動激活， 即接近或趨近傾向， 保持與環境主動的連結并與他人建立起聯系（郭小艷， 王振宏， 2007）; 當個體處于消極情緒狀態下會感到威脅與危險， 出于生存的本能， 個體會減少與外界交流（Fredrickson， 2003）。由此可推測， 個體在積極情緒狀態下更傾向與他人建立起關系動機。此外， Fredrickson （2004）提出的積極情緒擴展?建設理論（the broaden-and- build theory of positive emotions）認為積極情緒能擴展個體的認知和行動范圍， 拓寬個體瞬間的知覺、思維和活動序列， 增加個體的注意靈活性， 有助于激發個體探索新事物的興趣和渴望學習新知識的動力， 促進個體資源（智力資源、心理資源和社會資源）的建構， 使個體更加愿意接受新的信息和嘗試新的活動， 從而增加個體的認知動機（Beswick， 2017）; 而消極情緒會使個體將注意力聚焦于引起消極情緒的事件或情境， 使其注意資源被高度占用， 而對當前的認知任務無暇關注（楊秀杰， 馮亞楠， 2013）。由此可進一步推測， 個體在積極情緒狀態下更傾向于建立起認知動機。綜上， 結合以往研究證據， 本研究認為相比于消極情緒狀態， 當聽者處于積極情緒狀態時， 會有更強烈地與他人建立起共享現實的動機（包括認知動機和關系動機）， 使其在互動提取任務中更容易產生內隱提取行為， 進而出現社會分享型提取誘發遺忘現象。據此， 本研究實驗1基于互動提取練習范式， 操縱了聽者的三種情緒效價（積極， 中性， 消極）， 旨在探討聽者的不同情緒效價是否會對社會分享型提取誘發遺忘產生影響， 并提出本研究的假設1： 在互動提取練習范式中， 與中性情緒相比， 積極情緒條件下的聽者更容易出現社會分享型提取誘發遺忘現象， 而在消極情緒條件下的聽者更不容易出現該現象。

進一步， 關于情緒與動機之間的復雜關系， 還有研究者提出了情緒的動機維度模型（the motivational dimensional model， Gable amp; Harmon-Jones， 2010c）， 該模型認為情緒具有效價、喚醒度和動機三個維度。其中動機維度具有動作意義， 能夠強烈地推動人們趨近或回避環境中的人或物。本研究假設1認為相比于消極情緒條件下， 當聽者體驗到積極情緒時， 個體的認知動機和關系動機會促使其發生內隱提取進而產生社會分享型提取誘發遺忘的可能性更大， 同時考慮到情緒中動機維度的重要作用， 本研究期待進一步考察在不同趨近動機強度積極情緒條件下， 個體的社會分享型提取誘發遺忘效應量是否會出現差異呢？根據情緒的動機維度模型， 積極情緒的不同趨近動機強度會對個體的認知加工過程產生影響， 這將促使個體的認知動機發生改變。具體來說， 在低趨近動機積極情緒條件下， 個體感到環境是穩定舒適的， 對目標的注意聚焦水平降低（Gable amp; Harmon-Jones， 2010a; 鄒吉林 等， 2011）。因此， 在低趨近動機積極情緒條件下， 聽者對認知任務的注意力會減少， 對目標信息會付出較少的認知資源， 從而認知動機會降低， 聽說雙方共享現實的建立過程也相對較弱， 聽者會減少對提取項目的關注， 進而減少其社會分享型提取誘發遺忘效應量。而在高趨近動機積極情緒條件下， 個體更容易將注意聚焦于想要獲得的客體或目標上（Gable amp; Harmon-Jones， 2010a; 王振宏 等， 2013）， 聽者提高對目標信息的注意水平并為此付出較多的認知資源， 從而聽者的認知動機會增加， 聽說雙方共享現實的建立過程相對增強， 進而增加聽者的社會分享型提取誘發遺忘效應量。由此可推測， 高趨近動機積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量要大于低趨近動機積極情緒條件。因此， 本研究實驗2旨在進一步探討在互動提取練習過程中， 聽者積極情緒的不同趨近動機強度是否會對社會分享型提取誘發遺忘產生影響， 并提出假設2： 在互動提取練習范式中， 相比于低趨近動機積極情緒條件， 聽者在高趨近動機積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量更大。

綜上， 本研究旨在探討社會分享型提取誘發遺忘的發生過程及其臨界條件， 尤其是其中情緒效價和動機維度的作用。在分析前人文獻的過程中發現， 前人研究大多考察材料情緒性對社會分享型提取誘發遺忘的影響， 如Barber和Mather （2012）通過以老年人為被試來探測在不同年齡階段的聽說雙方中， 材料的不同情緒效價是否會影響說者的提取誘發遺忘和聽者的社會分享型提取誘發遺忘; 又如Stone等（2013）運用情緒性（如興奮、恐懼）和中性（如勤奮， 禮貌）的線索詞誘發被試的自傳體記憶， 考察當以情緒性自傳體記憶為材料時， 社會分享型提取誘發遺忘是否會受影響; 以及An等人（2023）通過讓說者選擇性提取積極陳述、消極陳述和中性陳述， 去探討這種對情緒性材料的選擇性提取是否會改變聽者記憶的研究， 這些研究都得出了材料情緒性不會影響社會分享型提取誘發遺忘發生的類似結論。然而， Brown等人（2012）讓患有PTSD的退役士兵、無PTSD的退役士兵和未退役士兵對與戰爭相關的材料和中性材料進行選擇性練習， 并對其記憶的損傷情況進行研究時， 發現了不同以往的結果， 即在最后的線索回憶測驗中， 患有PTSD的退伍士兵對與戰爭相關的情緒性材料的回憶出現了比中性材料更強烈的提取誘發遺忘和社會分享型提取誘發遺忘現象。以上研究均聚焦材料的情緒性對社會分享型提取誘發遺忘的影響， 但是大多忽略了主體情緒在其中的作用， 且研究結果之間仍存在爭議。因此， 根據對以往研究的總結與分析， 本研究選取中性雙字詞作為實驗材料， 通過視頻（多通道材料比單通道材料誘發的主體情緒更持久， 見： 謝韻梓， 陽澤， 2016）誘發聽者的主體情緒， 聚焦主體情緒對社會分享型提取誘發遺忘的影響。通過以上實驗操作， 本研究將在互動提取練習范式下考察情緒效價和動機對社會分享型提取誘發遺忘的影響。

2" 實驗1： 積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘： 情緒效價的作用

2.1" 實驗目的與假設

本實驗旨在通過視頻誘發聽者的積極情緒、中性情緒和消極情緒， 考察在互動提取練習過程中聽者在三種不同情緒效價下的社會分享型提取誘發遺忘效應。實驗1的假設為： 在互動提取練習范式中， 與中性情緒相比， 積極情緒條件下聽者對Rp?項目的正確回憶率顯著低于Nrp?項目， 更容易出現社會分享型提取誘發遺忘現象; 而在消極情緒條件下聽者對Rp?項目的正確回憶率與Nrp?項目的正確回憶率的差異不顯著， 聽者更不容易出現該現象。

2.2" 實驗1a情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘的影響： 固定情緒誘發實驗順序

2.2.1" 被試

采用Gpower 3.1軟件， 參考前人關于社會分享型提取誘發遺忘的研究中（Cuc et al.， 2007）， 采用類別?樣例詞詞單所得出的項目類型主效應的效應量大小（f = 0.5， 實驗1）， 并根據Cohen （1988）對效應量大中小的界定， 設置中等效應量f = 0.3， 當樣本量達到25時， 項目類型主效應的統計檢驗力在α = 0.05時可以達到0.95。

因此， 本實驗采用方便取樣的方法招募天津市某高校的30名大學生（其中女生22名， 年齡范圍為19～25歲， 平均年齡22.00歲， SD = 1.66）作為研究被試。剔除回憶正確率在平均回憶正確率正負3個標準差之外的4名被試（具體參考： 張厚粲， 徐建平， 2012）， 最終保留26名被試的數據。在互動提取練習范式中， 說者一方由實驗助手（包括男性和女性各一名）擔任， 且與聽者（真實被試）均為陌生關系。此外， 為避免同性與異性組合對社會認知任務帶來的額外影響， 本研究在互動提取練習任務中均采用同性別組合（類似操作見： 張環 等， 2022）。所有被試身體健康， 無明顯精神疾病， 視力或矯正視力正常， 母語均為漢語， 無閱讀障礙， 右利手。實驗前， 所有被試簽署知情同意書， 實驗結束后由主試支付每位被試25元作為實驗報酬。

2.2.2" 實驗設計

實驗1a采用3 （情緒效價： 積極情緒， 中性情緒， 消極情緒） × 4 （項目類型： Rp+， Rp?， Nrp+， Nrp?）的兩因素完全被試內設計。其中， 參照前人研究證據， 個體在觀看消極影片后， 個體的交感神經迅速激活， 心率、指脈等心血管反應增強（王振宏， 李娜， 2012）; 并且個體的消極和積極情緒比中性情緒會誘發較大的LPP波幅， 其中消極情緒誘發的LPP波幅最大， 其占用的注意力資源也就更多（Abid et al.， 2021）。因此， 本研究按照積極?中性?消極的順序依次誘發被試的主體情緒， 以最大程度減少三種情緒效價之間的干擾， 使情緒效價的持續影響對后續實驗的影響最小化。因變量指標為被試在三種情緒條件下的項目回憶正確率。

2.2.3" 實驗材料

（1）學習材料。有研究表明， 與類別關聯程度較高的樣例詞更容易被回憶出來， 而與類別關聯程度較低的樣例詞更難被回憶出來（Anderson et al.， 1994; B?uml， 1998）。為了排除這種熟悉度對回憶成績可能存在的額外影響， 本研究讓說者提取與類別關聯程度更低的樣例詞（Wimber et al.， 2008）， 記作Rp+項目， 同時， 與類別關聯度較高的樣例詞記作Rp?項目。類似地， 將未提取類別中的樣例詞也分為兩類， 與類別關聯度較低的樣例詞記作Nrp+項目， 與類別關聯度較高的樣例詞記作Nrp?項目。根據這一選詞標準， 本研究從前人研究（劉旭， 2013）中選擇12個類別， 組成了三個詞表（見網絡版附錄1）。每個詞表由4個類別組成， 每個類別選擇6個樣例詞（其中3個是與類別高關聯的樣例詞， 另外3個是與類別低關聯的樣例詞）。另外每個詞表選擇來自不同類別的2個樣例詞作為填充材料， 避免互動提取練習過程中的首因和近因效應。

（2）情緒誘發材料。誘發積極情緒的片段選自《北京奧運會開幕式》（謝韻梓， 陽澤， 2016）， 時長為2分52秒， 影片主要展現了北京奧運會開幕式的精彩瞬間。根據前人研究（Tracy amp; Robins， 2007; 謝韻梓， 陽澤， 2016）， 將自豪和激動作為目標情緒進行后續分析。誘發消極情緒的片段選自電影《黑太陽 731》（盧家楣 等， 2008）， 時長為2分25秒， 影片主要是講述抗日戰爭期間， 日本軍隊在哈爾濱對中國人民進行的凍傷實驗。根據前人研究（劉麗婷， 2016; 張丹丹 等， 2019）， 將憤怒和厭惡作為目標情緒進行后續分析。誘發中性情緒的片段選自《新聞聯播》（王振宏， 李娜， 2012）， 時長為3分鐘， 影片主要講述國務院聽取穩增長、穩市場主體、保就業專項督查情況匯報。根據前人研究（劉麗婷， 2016）， 將平靜作為目標情緒進行后續分析。

（3）情緒自評量表。采用自編情緒量表（見網絡版附錄2）對被試的情緒效價進行主觀評定， 該量表采用0 （沒有）到5 （極度強烈）的6點計分制， 包括快樂、自豪、激動、平靜、憤怒、厭惡、恐懼7個基本情緒維度（類似操作見： 吳夢瑩 等， 2014）。

2.2.4" 實驗程序

一名被試（真實被試）和一名同性別的實驗助手（虛假被試）來到實驗室， 共同完成互動提取任務。首先， 由主試組織兩名“被試”進行抽簽， 真實被試總是抽到“聽者”角色， 實驗助手抽到“說者”角色， 在后續的實驗任務中， 按照這一角色分配進行互動。正式實驗開始之前， 被試需要先獨立完成情緒自評量表， 對自身的情緒狀態進行前測， 并在每種情緒誘發之后， 被試需要再次完成情緒自評量表， 對自身的三種情緒狀態依次進行后測。在被試完成情緒前測之后， 主試向被試講解實驗流程和注意事項， 并要求被試全程根據指導語指示進行操作。整個實驗程序采用Eprime 3.0進行編程， 顯示在14英寸寬屏筆記本電腦上。

正式實驗包含三個部分， 按照積極、中性和消極的順序依次誘發被試不同的情緒。每個部分都包含5個階段： 學習階段、情緒誘發階段、互動提取練習階段、干擾以及最終的回憶階段。

在學習階段， 兩名“被試”面對同一臺筆記本電腦并排而坐， 按指導語要求完成學習詞表任務。學習階段的詞表包含26個樣例詞（其中24個樣例詞來自4個類別， 每個類別下6個樣例詞; 另外2個為填充詞）， 要求被試獨立認真地學習所有的樣例詞。在情緒誘發階段， 要求說者閉眼休息， 聽者需要戴耳機并觀看一段視頻。視頻結束之后， 聽者再次獨立完成情緒自評量表， 以評定自身的情緒狀態。在互動提取練習階段， 要求說者根據屏幕上呈現的類別詞和樣例詞首字線索， 口頭補全學習過的樣例詞， 這一階段， 要求聽者閉上雙眼， 認真傾聽說者的提取內容。互動提取練習階段提取9個樣例詞， 每個樣例詞提取2遍（第一個提取詞和最后一個提取詞為填充詞）， 共80秒。在互動提取練習階段后， 是兩位數加減法數學計算任務， 共18道數學題， 要求被試口頭報告出計算的結果。在最終回憶階段， 電腦屏幕上隨機呈現之前學習過的類別名稱， 要求被試根據類別線索盡可能多地獨立寫出學習過的樣例詞， 在被試認為一個類別內的樣例詞全部回憶完成后， 由主試按鍵跳轉到下一個類別繼續回憶。

當一個部分完成之后， 兩名“被試”休息一分鐘， 隨后進入到下一個部分。除了誘發的情緒和學習詞單不同之外， 每個部分的實驗操作均保持一致。

2.2.5" 數據分析與計算

計算被試在不同項目類型上的回憶正確率以及社會分享型提取誘發遺忘的效應量。回憶正確率（記為p） = 回憶正確項目個數/項目總個數; 相對社會分享型提取誘發遺忘效應量 =" " "（請參考： 張環 等， 2020）。

2.2.6" 實驗結果

對被試觀看不同視頻前后的情緒效價評分進行了統計分析（見表1）， 以檢驗本實驗中情緒誘發操作的有效性。在被試觀看積極情緒視頻后， 積極情緒體驗（包括自豪和激動兩個維度） （M = 3.31， SD = 0.95）相比于實驗開始前（M = 1.62， SD = 1.18）顯著增加（t（25） = 5.82， p lt; 0.001， d = 2.33， 95% CI = [1.09， 2.29]）， 中性情緒體驗（平靜維度） （M = 3.46， SD = 1.65）相比于實驗開始前（M = 3.96， SD = 0.87）無顯著變化（t（25） = ?1.36， p = 0.188）， 消極情緒體驗（包含憤怒和厭惡兩個維度） （M = 0.04， SD = 0.20）相比于實驗開始前（M = 0.29， SD = 0.74）邊緣顯著降低（t（25） = ?2.00， p = 0.056）， 這表明情緒視頻成功誘發了聽者的積極情緒; 在被試觀看中性情緒視頻后， 中性情緒體驗（平靜維度） （M = 3.73， SD = 1.19）相比于實驗開始前（M = 3.96， SD = 0.87）沒有出現顯著變化（t（25） = ?0.84， p = 0.407）， 積極情緒體驗（包括自豪和激動兩個維度） （M = 0.23， SD = 0.47）相比于實驗開始前（M = 1.62， SD = 1.18）顯著降低（t（25） = ?5.64， p lt; 0.001， d = 2.26， 95% CI = [0.88， 1.89]）， 消極情緒體驗（包含憤怒和厭惡兩個維度） （M = 0.02， SD = 0.10）相比于實驗開始前（M = 0.29， SD = 0.74）邊緣顯著降低（t（25） = ?1.93， p = 0.065）， 這表明情緒視頻成功維持了聽者的中性情緒; 在被試觀看消極情緒視頻后， 消極情緒體驗（包含憤怒和厭惡兩個維度） （M = 3.85， SD = 0.69）相比于實驗開始前（M = 0.29， SD = 0.74）顯著增加（t（25） = 20.72， p lt; 0.001， d = 8.29， 95% CI = [3.20， 3.91]）， 積極情緒體驗（包括自豪和激動兩個維度） （M = 0， SD = 0）和中性情緒體驗（平靜維度） （M = 0， SD = 0）相比于實驗開始前（M積極 = 1.62， SD積極 = 1.18; M中性 = 3.96， SD中性 = 0.87）顯著降低（t積極（25） = ?7.00， p lt; 0.001， d = 2.80， 95% CI = [1.14， 2.09]; t中性（25） = ?23.19， p lt; 0.001， d = 9.28， 95% CI = [3.61， 4.31]）， 這表明情緒視頻成功誘發了聽者的消極情緒。以上結果說明， 本實驗中的不同情緒視頻有效誘發了預期的情緒效價。

為考察情緒效價對聽者提取練習效應的影響， 在最終回憶階段， 對被試的Rp+項目和Nrp+項目的回憶正確率進行分析（見表2）。在三種情緒條件下的Rp+項目和Nrp+項目回憶正確率的重復測量方差分析結果顯示， 項目類型主效應顯著（F（1， 25） = 97.85， p lt; 0.001， η2 = 0.80， 95% CI = [0.30， 0.45]）， 說明被試作為聽者， 其對Rp+項目的回憶率顯著高于Nrp+項目， 出現提取練習效應。而情緒效價的主效應不顯著， F（1， 25） = 2.50， p = 0.128; 項目類型和情緒效價的交互作用也不顯著， F（1， 25） = 3.62， p = 0.073。

為考察情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘的影響， 在最終回憶階段， 對被試的Rp?項目和Nrp?項目的回憶正確率進行分析（見表2）。重復測量方差分析結果顯示， 項目類型主效應顯著（F（1， 25） = 37.88， p lt; 0.001， η2 = 0.60， 95% CI = [0.12， 0.24]）， 說明被試作為聽者， 其對Rp?項目的回憶率顯著低于Nrp?項目。情緒效價的主效應顯著（F（1， 25） = 3.43， p = 0.041， η2 = 0.12， 95% CI = [?0.21， 0]）， 積極情緒條件下的項目回憶正確率高于消極條件下。項目類型和情緒效價的交互作用顯著， F（1， 25） = 13.56， p lt; 0.001， η2 = 0.35， 95% CI = [?0.25， ?0.06]。進一步的簡單效應分析結果（見圖1）表明， 被試作為聽者， 在積極情緒（p lt; 0.001）和中性情緒（p = 0.004）條件下， 其對Rp?項目的回憶率顯著低于Nrp?項目， 出現社會分享型提取誘發遺忘效應; 而在消極情緒條件下， 其對Rp?項目的回憶率和Nrp?項目沒有顯著差別（p = 0.91）。以上結果證實， 被試作為互動提取練習中的聽者， 在積極情緒和中性情緒條件下都出現了社會分享型提取誘發遺忘， 而在消極情緒條件下卻沒有出現該現象。

最后， 為了進一步分析情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘效應量大小的影響， 本研究對積極（M = 0.60， SD = 0.35）和中性（M = 0.21， SD = 0.40）兩種情緒條件下相對社會分享型提取誘發遺忘效應量進行了配對樣本t檢驗。結果表明， 積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘的效應量顯著高于中性情緒條件（t（25） = 3.33， p = 0.003， d = 1.33， 95% CI = [1.15， 1.64]）， 這說明積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量顯著大于中性情緒條件。

2.2.7" 討論

實驗1a的結果表明， 在互動提取練習范式中， 被試作為聽者， 在積極情緒和中性情緒條件下都會產生社會分享型提取誘發遺忘效應， 而在消極情緒條件下則沒有產生社會分享型提取誘發遺忘效應。此外， 積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量大于中性情緒條件下的。這些結果與本實驗假設較為一致。然而， 一個不可忽視的問題是， 在本實驗中由于固定了情緒誘發的實驗順序（即便這一操作的目的是為了將不同情緒效價之間的相互影響降到最小， 類似操作見： Abid et al.， 2021; 王振宏， 李娜， 2012）， 就不能排除順序效應作為一種額外變量， 在情緒效價對回憶正確率的影響中發揮了作用。為了檢驗這一問題， 對三種情緒（順序）下被試的正確回憶總量進行重復測量方差分析， 結果顯示情緒（或順序）的主效應顯著（F（1， 25） = 12.25，" p lt; 0.001， η2 = 0.33， 95% CI = [1.48， 4.29]）， 其中第一部分（積極情緒）的回憶正確率高于第二部分（中性情緒）和第三部分（消極情緒）， 且第二部分（中性情緒）的回憶正確率高于第三部分（消極情緒）。由此可見， 很難排除順序效應作為額外變量（Marsh amp; Ahn， 2006）， 在情緒效價對被試總體回憶正確率（以及項目回憶正確率）的影響中發揮了額外的作用。基于此， 在實驗1a的基礎上， 實驗1b采用拉丁方的方法來控制順序效應這一額外變量， 通過提高實驗的內部效度， 進一步檢驗在互動提取任務中情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘的影響。

2.3" 實驗1b情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘的影響： 拉丁方方法控制情緒誘發實驗順序

2.3.1" 被試

根據實驗1a中計算的被試量， 本實驗采用方便取樣的方法招募天津市某高校的30名大學生（其中女生20名， 年齡范圍為19～30歲， 平均年齡21.77歲， SD = 2.62）作為研究被試。剔除回憶正確率在平均回憶正確率正負3個標準差之外的1名被試（具體參考： 張厚粲， 徐建平， 2012）， 最終保留29名被試的數據。在互動提取練習范式中， 說者一方由實驗助手（包括男性和女性各一名）擔任， 且與聽者被試均為陌生關系。本研究在互動提取練習任務中亦采用同性別組合。所有被試身體健康， 無明顯精神疾病， 視力或矯正視力正常。母語均為漢語， 無閱讀障礙， 右利手。實驗前， 所有被試簽署知情同意書， 實驗結束后給予每位被試25元作為實驗報酬。

2.3.2" 實驗設計

實驗1b采用3 （情緒效價： 積極情緒， 中性情緒， 消極情緒） × 4 （項目類型： Rp+， Rp?， Nrp+， Nrp?）的兩因素完全被試內實驗設計， 其中， 為了排除順序效應這一額外變量的影響， 實驗1b采用拉丁方的方法控制情緒誘發順序。因變量指標為被試在三種情緒條件下的項目回憶正確率。

2.3.3" 實驗材料

同實驗 1a。

2.3.4" 實驗程序

實驗程序與實驗1a類似， 采用拉丁方的方法控制情緒誘發的順序， 分別按照積極?中性?消極、積極?消極?中性、中性?積極?消極、中性?消極?積極、消極?積極?中性以及消極?中性?積極這6種順序依次誘發被試的情緒， 每種順序下所包含的5個階段同實驗1a。

2.3.5" 數據分析與計算

同實驗 1a。

2.3.6" 實驗結果

對被試觀看不同視頻前后的情緒效價評分進行了統計分析（見表3）， 以檢驗本實驗中情緒誘發操作的有效性。在被試觀看積極情緒視頻后， 積極情緒體驗（包括自豪和激動兩個維度） （M = 3.28， SD = 0.83）相比于實驗開始前（M = 1.79， SD = 0.63）顯著增加（t（28） = 7.50， p lt; 0.001， d = 2.83， 95% CI = [1.08， 1.89]）， 中性情緒體驗（平靜維度） （M = 2.86， SD = 1.43）相比于實驗開始前（M = 3.52， SD = 1.06）邊緣顯著降低（t（28） = ?1.90， p = 0.068）， 消極情緒體驗（包含憤怒和厭惡兩個維度） （M = 0， SD = 0）相比于實驗開始前（M = 0.45， SD = 0.78）顯著降低（t（28） = ?3.08， p = 0.005， d = 1.17， 95% CI = [0.15， 0.75]）， 這表明情緒視頻成功誘發了聽者的積極情緒; 在被試觀看中性情緒視頻后， 中性情緒體驗（平靜維度） （M = 3.69， SD = 0.81）相比于實驗開始前（M = 3.52， SD = 1.06）沒有出現顯著變化（t（28） = 0.71， p = 0.485）， 積極情緒體驗（包括自豪和激動兩個維度） （M = 0.35， SD = 0.52）相比于實驗開始前（M = 1.79， SD = 0.63）顯著降低（t（28） = ?10.26， p lt; 0.001， d = 3.88， 95% CI = [1.16， 1.73]）， 消極情緒體驗（包含憤怒和厭惡兩個維度） （M = 0， SD = 0）相比于實驗開始前（M = 0.45， SD = 0.78）顯著降低（t（28） = ?3.08， p = 0.005， d = 1.66， 95% CI = [0.15， 0.75]）， 這表明情緒視頻成功維持了聽者的中性情緒; 在被試觀看消極情緒視頻后， 消極情緒體驗（包含憤怒和厭惡兩個維度） （M = 4.16， SD = 0.76）相比于實驗開始前（M = 0.45， SD = 0.78）顯著增加（t（28） = 15.70， p lt; 0.001， d = 5.93， 95% CI = [3.22， 4.19]）; 積極情緒體驗（包括自豪和激動兩個維度） （M = 0， SD = 0）和中性情緒體驗（平靜維度） （M = 0， SD = 0）相比于實驗開始前（M積極 = 1.79， SD積極 = 0.63; M中性 = 3.52， SD中性 = 1.06）顯著降低（t積極（28） = ?15.23， p lt; 0.001， d = 5.76， 95% CI = [1.55， 2.03]; t中性（28） = ?17.93， p lt; 0.001， d = 6.78， 95% CI = [3.12， 3.92]）， 這表明情緒視頻成功誘發了聽者的消極情緒。以上結果說明， 本實驗中的不同情緒視頻有效誘發了預期的情緒效價。

隨后， 對被試在不同實驗條件下的回憶正確率進行分析。在最終回憶階段， 被試對Rp+項目和Nrp+項目的回憶正確率如表4所示。在三種情緒條件下的Rp+項目和Nrp+項目的回憶正確率的重復測量方差分析結果顯示， 項目類型主效應顯著（F（1， 28） = 172.07， p lt; 0.001， η2 = 0.86， 95% CI = [0.34， 0.47]）， 說明被試作為聽者， 其對Rp+項目的回憶率顯著高于Nrp+項目， 出現提取練習效應。而情緒效價的主效應不顯著， F（1， 28） = 0.77， p = 0.393; 項目類型和情緒效價的交互作用也不顯著， F（1， 28） = 1.98， p = 0.168。

在最終回憶階段， 被試對Rp?項目和Nrp?項目的回憶正確率如表4所示。重復測量方差分析結果顯示， 項目類型主效應顯著（F（1， 28） = 22.30， p lt; 0.001， η2 = 0.44， 95% CI = [0.08， 0.21]）， 說明被試作為聽者， 其對Rp?項目的回憶率顯著低于Nrp?項目。情緒效價的主效應不顯著， F（1， 28） = 1.35， p = 0.254。項目類型和情緒效價的交互作用顯著， F（1， 28） = 31.29， p lt; 0.001， η2 = 0.53， 95% CI = [0.07， 0.27]。進一步的簡單效應分析結果（見圖2）表明， 被試作為聽者， 在積極情緒（p lt; 0.001）和中性情緒（p = 0.004）條件下， 其對Rp?項目的回憶率顯著低于Nrp?項目， 出現社會分享型提取誘發遺忘效應; 而在消極情緒條件下（p = 0.246）， 其對Rp?項目的回憶率和Nrp?項目沒有顯著差別， 表明沒有出現社會分享型提取誘發遺忘效應。以上結果與實驗1a一致， 證實了本研究假設1， 即情緒效價是影響互動提取任務中聽者出現社會分享型提取誘發遺忘的關鍵因素。

為進一步分析情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘效應量大小的影響， 本研究對積極（M = 0.51， SD = 0.31）和中性（M = 0.20， SD = 0.44）兩種情緒條件下相對社會分享型提取誘發遺忘效應量進行配對樣本t檢驗， 結果同樣表明， 積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量顯著高于中性情緒條件下的（t（28） = 2.70， p = 0.012， d = 1.02， 95% CI = [0.08， 0.61]）， 說明積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量顯著大于中性情緒條件， 這也與本研究實驗1a的結果一致。

根據情緒的多因素分析理論（the multifactor- analytic theory of emotion）可知， 每種情緒效價下都存在不同程度的強度信息（intensity）， 這里的強度可以是短暫或持續的， 也可以是輕微或強烈的（Plutchik， 1960）。因此， 為進一步探討情緒效價， 尤其是積極情緒影響社會分享型提取誘發遺忘的潛在機制， 筆者分別對實驗1a和1b中， 積極情緒的情緒強度（emotion intensity）與相對社會分享型提取誘發遺忘效應量進行了皮爾遜相關分析。與情緒強度相關的研究多采用李克特量表對其進行評分， 如進行1～9等級評分， 評分越接近1， 情緒強度越小， 評分越接近9， 情緒強度越大（Verduyn et al.， 2012; 王寶璽 等， 2018）， 本研究把積極情緒后測得分作為情緒強度的得分。結果表明， 在實驗1a與實驗1b中， 積極情緒的情緒強度與相對社會分享型提取誘發遺忘的大小均呈顯著正相關（r1a = 0.67， p1a lt; 0.001; r1b = 0.57， p1b lt; 0.001）。進一步， 將兩個實驗數據整合到一起， 發現整合后的積極情緒強度與相對社會分享型提取誘發遺忘的效應量亦呈顯著正相關（r1 = 0.62， p1 lt; 0.001）。以上分析表明， 在互動提取練習范式中， 聽者積極情緒的情緒強度越大， 其社會分享型提取誘發遺忘的效應量越大， 這可能與更高的內隱提取行為有關。

2.3.7" 討論

為檢驗實驗1b是否有效排除了順序效應這一額外變量的影響， 先對不同情緒誘發順序下被試的正確回憶總量進行重復測量方差分析， 結果顯示順序的主效應不顯著， F（1， 28） = 1.38， p = 0.269。進一步， 對三種情緒效價下被試的正確回憶總量進行重復測量方差分析， 結果顯示情緒的主效應也不顯著， F（1， 28） = 0.47， p = 0.619。由此可見， 實驗1b采用拉丁方的方法有效控制了順序效應這一額外變量。因此， 實驗1b的結果在提高了內部效度的情況下重復了實驗1a的結果， 且驗證了本研究假設1。更重要的是， 整合實驗1a與實驗1b的結果之后發現， 積極情緒的情緒強度與相對社會分享型提取誘發遺忘效應量呈顯著正相關， 這說明積極情緒的情緒強度越大， 社會分享型提取誘發遺忘的效應量越大。情緒動機維度理論（Gable amp; Harmon-Jones， 2010c）認為過去大多數研究只關注情緒的效價和喚醒度， 卻忽視了另一個重要的維度——動機。動機總是具有動作意義， 能夠強烈地推動人們去趨近或回避環境中的客體。另外， 情緒的動機維度確會對個體的認知過程產生影響（王振宏 等， 2013）。因此， 為了考察積極情緒中的不同成分（尤其是動機維度）對社會分享型提取誘發遺忘可能存在的影響， 在實驗1的基礎上， 實驗2通過操作積極情緒的不同趨近動機強度（高趨近動機積極情緒和低趨近動機積極情緒）， 進一步檢驗在互動提取練習范式中不同趨近動機強度積極情緒對社會分享型提取誘發遺忘效應大小的影響。

3" 實驗2： 不同趨近動機強度積極情緒對社會分享型提取誘發遺忘的影響

3.1" 實驗目的與假設

本實驗通過視頻誘發聽者的高趨近動機積極情緒和低趨近動機積極情緒， 考察在互動提取練習過程中聽者在不同趨近動機強度積極情緒條件下社會分享型提取誘發遺忘效應的大小與差異。實驗2的假設為： 在高趨近動機積極情緒和低趨近動機積極情緒條件下， 聽者對Rp?項目的回憶率均顯著低于Nrp?項目， 即聽者都會出現社會分享型提取誘發遺忘現象; 此外， 高趨近動機積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量顯著大于低趨近條件。

3.2" 被試

根據實驗1a中計算的被試量， 采用方便取樣的方法招募天津市某高校的30名大學生（其中女生20名， 年齡范圍為19～26歲， 平均年齡21.33歲， SD = 1.60）作為研究被試。由于所有被試的回憶正確率均在平均值3個標準差之內， 因此本實驗中未剔除被試數據， 即有效數據30人。在互動提取練習范式中， 說者一方由實驗助手（包括男性和女性各一名）擔任， 且與聽者被試均為陌生關系。此外， 本研究在互動提取練習任務中均采用同性別組合。所有被試身體健康， 無明顯精神疾病， 視力或矯正視力正常。母語均為漢語， 無閱讀障礙， 右利手。實驗前， 所有被試簽署知情同意書， 實驗結束后給予每位被試25元作為實驗報酬。

3.3" 實驗設計

實驗2采用2 （積極情緒動機維度： 高趨近動機積極情緒， 低趨近動機積極情緒） × 4 （項目類型： Rp+， Rp?， Nrp+， Nrp?）的兩因素完全被試內設計。其中， 為了排除順序效應這一額外變量的影響， 實驗采用AB和BA的拉丁方方法控制情緒誘發順序。因變量指標為被試在不同情緒動機條件下的項目回憶正確率。

3.4" 實驗材料

（1）學習材料。同實驗1a。

（2）情緒誘發材料。誘發高趨近動機積極情緒的片段選自《風味人間》， 時長為3分25秒， 影片主要展現了中國各地具有代表性的美食。根據前人研究（馬元廣， 李壽欣， 2014）， 將渴望作為目標情緒進行后續分析。誘發低趨近動機積極情緒的片段選自電影《憨豆先生》， 時長為3分35秒， 影片主要講述了憨豆先生在飛機上逗鄰座小男孩， 最后卻慘遭整蠱的故事。根據前人研究（馬元廣， 李壽欣， 2014）， 將搞笑作為目標情緒進行后續分析。

（3）情緒自評量表。采用Ekman等人編制的情緒評定量表（見網絡版附錄3）對被試的不同趨近動機強度積極情緒進行主觀評定， 該量表采用0 （沒有）到9 （極度強烈）的10點計分制， 包括搞笑、生氣、焦慮、滿足、渴望、厭惡、沉溺、恐懼、高興、有趣、難過和平靜12個維度（Ekman et al.， 1980）。此外， 采用自編的情緒評定量表（見網絡版附錄4）分別對被試的愉悅度、喚醒度、趨近動機強度這3個維度進行主觀評定， 該量表采用1～9的9點計分制， 分別為： “1 = 極度不愉快， 9 = 極度愉快”， “1 = 極度平靜放松， 9 = 極度激動興奮”， “1 = 極度想回避遠離， 9 = 極度渴望或想要” （類似研究見： 王振宏 等， 2013）， 目的是考察不同趨近動機強度的積極情緒視頻是否有效誘發了被試高、低趨近動機強度， 以及是否控制了愉悅度和喚醒度對不同情緒動機強度誘發的干擾。

3.5" 實驗程序

實驗程序與實驗1b類似， 采用一半被試以高趨近動機積極情緒?低趨近動機積極情緒， 另一半被試以低趨近動機積極情緒?高趨近動機積極情緒的方法控制情緒誘發的順序， 其余實驗流程所包含的5個階段同實驗1a。由于個體只有在內部需求和外部誘因的相互協調下， 才會產生不同情緒動機條件（見： 彭聃齡， 2019）， 所以在本實驗正式開始前， 無誘因的前提下， 沒有對被試的不同趨近動機強度積極情緒進行測量， 而是在每次觀看完情緒誘發視頻后， 要求被試分別完成12個維度和3個維度的情緒自評量表， 對被試的不同趨近動機強度積極情緒進行測量（類似研究見： 王振宏 等， 2013）。

3.6" 數據分析與計算

同實驗1a。

3.7" 實驗結果

在被試觀看視頻后， 分別在情緒自評量表中的渴望和搞笑兩種情緒維度上對不同趨近動機強度組進行配對樣本t檢驗， 以檢驗本實驗中不同趨近動機強度積極情緒操作的有效性。結果表明， 在渴望這一情緒維度上， 與低趨組（M = 2.50， SD = 2.52）相比， 高趨組（M = 5.17， SD = 2.05）情緒體驗顯著增加， t（29） = 5.03， p lt; 0.001， d = 1.87， 95% CI = [1.58， 3.75]; 在搞笑這一情緒維度上， 與高趨組（M = 0.80， SD = 1.90）相比， 低趨組（M = 5.57， SD = 2.08）情緒體驗顯著增加， t（29） = 10.74， p lt; 0.001， d = 3.99， 95% CI = [3.86， 5.67]。以上結果說明， 高趨組成功誘發了以渴望為代表的高趨近動機積極情緒， 低趨組成功誘發了以搞笑為代表的低趨近動機積極情緒。

對被試觀看兩種視頻后的愉悅度、喚醒度和趨近動機強度評定分數進行配對樣本t檢驗， 以檢驗本實驗中情緒誘發操作的有效性（見表5）。結果表明， 在愉悅度（t（29） = 0.83， p = 0.408）與喚醒度（t（29） = 0.18， p = 0.863）維度上， 高趨組與低趨組之間的差異不顯著; 在趨近動機強度這一維度上， 兩組差異顯著（t（29） = 4.58， p lt; 0.001， d = 1.70， 95% CI = [1.49， 3.91]）， 高趨組的趨近動機強度評分（M = 6.43， SD = 2.27）顯著高于低趨組（M = 3.73， SD = 2.38）。以上結果說明， 不同趨近動機強度的積極情緒視頻僅有效誘發了兩組被試在趨近動機強度這一維度上的不同， 高趨組（以渴望為代表）誘發了聽者的高趨近動機， 低趨組（以搞笑為代表）誘發了聽者的低趨近動機， 并且控制了兩組在愉悅度和喚醒度上的潛在差異。

隨后， 對被試在不同實驗條件下的回憶正確率進行分析。在最終回憶階段被試對Rp+項目和Nrp+項目的回憶正確率如表6所示。在不同情緒條件下的Rp+項目和Nrp+項目的回憶正確率的重復測量方差分析的結果顯示， 項目類型主效應顯著（F（1， 29） = 140.28， p lt; 0.001， η2 = 0.83， 95% CI = [0.35， 0.48]）， 說明被試作為聽者， 其對Rp+項目的回憶率顯著高于Nrp+項目的回憶率， 出現了提取練習效應。而情緒的主效應不顯著， F（1， 29） = 1.44， p = 0.246; 情緒和項目類型的交互作用也不顯著， F（1， 29） = 0.04， p = 0.847。

在最終回憶階段， 被試對Rp?項目和Nrp?項目的回憶正確率如表6所示。重復測量方差分析的結果顯示， 項目類型主效應顯著（F（1， 29） = 63.37， p lt; 0.001， η2 = 0.69， 95% CI = [0.24， 0.41]）， 說明被試作為聽者， 其對Rp?項目的回憶率顯著低于Nrp?項目。情緒的主效應不顯著， F（1， 29） = 0.75， p = 0.391。項目類型和情緒的交互作用顯著， F（1， 29） = 5.87， p = 0.023， η2 = 0.17， 95% CI = [?0.51， ?0.30]。進一步的簡單效應分析結果（見圖3）表明， 一方面， 被試作為聽者， 在高趨近動機積極情緒（p lt; 0.001）和低趨近動機積極情緒（p lt; 0.001）下， 其對Rp?項目的回憶率顯著低于Nrp?項目， 說明聽者均出現了社會分享型提取誘發遺忘現象; 另一方面， 被試在高趨近動機積極情緒條件下對Rp?項目的回憶率顯著低于低趨近動機積極情緒條件下的（p = 0.005）， 而在高趨近動機積極情緒條件下對Nrp?項目的回憶率與低趨近動機積極情緒條件下無顯著差別（p = 0.667）。

進一步， 為分析積極情緒的趨近動機強度對社會分享型提取誘發遺忘效應量大小的影響， 本研究對高趨近動機積極情緒、低趨近動機積極情緒條件下相對社會分享型提取誘發遺忘效應量進行了配對樣本t檢驗。結果表明， 兩種情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量差異顯著（t（29） = 3.26， p = 0.003， d = 4.61， 95% CI = [0.10， 0.42]）， 高趨近動機積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量（M = 0.57， SD = 0.30）顯著大于低趨近動機積極情緒條件（M = 0.31， SD = 0.44）。

最后， 為進一步檢驗積極情緒的動機維度與社會分享型提取誘發遺忘效應量之間的關系， 本實驗對積極情緒的趨近動機強度和相對社會分享型提取誘發遺忘效應量進行皮爾遜相關分析， 結果表明， 積極情緒的趨近動機強度與相對社會分享型提取誘發遺忘的大小呈顯著的正相關關系（r = 0.36， p = 0.004）， 即積極情緒的趨近動機強度越大， 社會分享型提取誘發遺忘的效應量就越大。

3.8" 討論

實驗2的結果表明， 在互動提取練習范式中， 被試作為聽者， 在高低趨近動機強度積極情緒條件下都會產生社會分享型提取誘發遺忘效應， 這與本研究實驗1的結果一致。此外， 高趨近動機積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量顯著大于低趨近動機積極情緒條件， 這與本研究假設2相一致。

4" 總討論

本研究在經典的互動提取練習范式中加入了主體情緒誘發的操作， 以雙字詞為實驗材料， 從情緒效價和情緒的動機維度兩個方面出發， 通過兩項實驗考察了積極情緒對社會分享型提取誘發遺忘的影響。實驗結果表明， 聽者在積極情緒和中性情緒下都會產生社會分享型提取誘發遺忘效應， 而在消極情緒下則不會， 且積極情緒下的社會分享型提取誘發遺忘效應量大于中性情緒; 此外， 聽者在高低趨近動機強度積極情緒條件下都會產生社會分享型提取誘發遺忘效應， 且高趨近動機積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘效應量顯著大于低趨近動機積極情緒條件， 以上結果與前人研究推論及本研究假設一致。

那么該如何解釋以上結果呢？研究表明， 人類在進化過程中具有一種適應性的先驗信念（adaptive prior）， 也就是與同種生物或合作伙伴共享心理狀態， 建立共同點（Vasil et al.， 2020）; 此外， 在日常生活中， 人際互動的一個重要方面是發展一種普遍化的共享現實感——與特定的互動伙伴共享一些共同的內在狀態（例如， 思想、情感或信念）或外部世界的主觀體驗。共享現實的增強可以使伴侶間更加親密， 使陌生人之間的互動更加頻繁， 并產生相應的社會聯結（Rossignac-Milon et al.， 2021）。還有研究強調個體和互動伙伴之間的同步行為與基本的社會認知系統相互作用， 當二者之間同步移動時， 個體對自我和對他人的記憶準確性差異較小（Miles et al.， 2010）。因此， 當聽說雙方共同完成任務時， 會傾向于與同伴在心理狀態上產生共同點， 建立共享現實， 在這一過程中二者更愿意與對方共享信息， 聽者更傾向于與說者發生同步的內隱提取行為， 由此產生社會分享型提取誘發遺忘。同時， 情緒可能會影響聽說雙方之間建立的共享現實（Echterhoff et al.， 2009; Kashima et al.， 2017）。其中， 情緒按照效價可以分為積極情緒和消極情緒。由于在互動提取練習任務中， 聽說雙方間的共享現實是聽者完成內隱提取的關鍵， 且共享現實是由認知動機和關系動機共同驅動的， 所以筆者從以下兩個角度分析不同情緒效價對社會性記憶的影響。一方面， 從認知動機角度來看， 當個體體驗到積極情緒時， 思維會變得更加活躍， 更容易注意到新進入認知系統的信息（Baumann amp; Kuhl， 2005; 王艷梅， 郭德俊， 2008）; 而當個體體驗到消極情緒時， 其會在威脅性信息上消耗更多的注意力， 但個體的認知資源是有限的， 所以當再要求個體完成其他需要占用認知資源的任務時， 就會出現注意競爭（Buodo amp; Palomba， 2002）。另一方面， 從關系動機角度來看， 當聽者體驗到積極情緒時， 其感知到的是更可靠的人際關系， 從而更加積極地知覺他人（Winkielman et al.， 2007）， 對他人知覺產生正偏向， 增強聽者對說者的信任， 更愿意和說者共同提取; 反之， 當聽者體驗到消極情緒時， 會降低對說者的信任， 減少與說者共同提取的可能性。因此， 本研究實驗1基于前人研究中對個體情緒效價與記憶之間關系的研究結果， 考察個體情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘的影響。實驗1結果不僅發現， 相比于消極情緒條件下， 聽者在積極情緒和中性情緒下都會產生社會分享型提取誘發遺忘效應， 且積極情緒下的社會分享型提取誘發遺忘效應量大于中性情緒下; 還發現了社會分享型提取誘發遺忘效應量大小與積極情緒的情緒強度呈顯著正相關。這些結果說明不同的情緒效價會影響聽者與說者發生同步內隱提取行為的可能性， 進而影響在互動提取練習任務中社會分享型提取誘發遺忘現象的發生與否。進一步， 實驗1b通過平衡情緒誘發順序的操作， 再次驗證了實驗1a的結果， 即在提高了研究設計內部效度的同時， 拓寬了研究結果的可推廣范圍。實驗1的結果為未來研究深入探索社會互動情境下情緒對記憶表現的影響提供了可靠的范式和結果依據。

本研究實驗1重點關注了情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘的影響， 并發現積極情緒的不同情緒強度對社會分享型提取誘發遺忘的效應量大小存在影響。然而， 實驗1中可能存在的動機因素作用卻被忽視了。情緒動機維度模型認為動機有方向和強度之分， 按方向可將動機分為趨近動機和回避動機， 按強度可將動機由高到低進行劃分（鄒吉林 等， 2011）。高趨近動機積極情緒通常發生在追求目標的情境中， 與進食、社交依戀和繁殖等具有重大生物學意義的行為緊密相聯， 這些行為有助于個體生存和種族延續（Gable amp; Harmon-Jones， 2010a）。所以相比于低趨近動機積極情緒條件， 在高趨近動機積極情緒條件下， 個體將注意聚焦于想要獲得的客體或目標上， 增強了對既定目標的維持（Gable amp; Harmon-Jones， 2010b， 2011）， 促進個體對目標信息進行加工。因此， 在高趨近動機積極情緒條件下， 個體的認知動機會增加， 進而在互動提取練習任務中， 聽者會增加對互動提取練習任務的心理努力并將更多的認知資源集中在與提取練習相關的任務上， 增加對Rp+項目的激活和項目可及性， 與此同時， Rp?項目也將同步獲得廣泛激活， 那么， 聽者就需要花費更多的認知資源去抑制無關的Rp?項目（Abel amp; B?uml， 2020; 白鷺 等， 2016; Barber et al.， 2015; Storm amp; Levy， 2012;）， 這就導致Rp?項目在回憶階段被遺忘， 出現社會分享型提取誘發遺忘（Coman et al.， 2009; Cuc et al.， 2007; Stone et al.， 2013）。基于實驗1中積極情緒的情緒強度與社會分享型提取誘發遺忘效應量呈正相關的結果， 實驗2進一步檢驗了不同趨近動機強度積極情緒對社會分享型提取誘發遺忘效應量大小的影響， 結果表明在高、低趨近動機強度的積極情緒下， 聽者都會出現社會分享型提取誘發遺忘; 聽者在高趨近動機積極情緒的條件下產生的社會分享型提取誘發遺忘效應量要顯著大于低趨近動機積極情緒條件下的。實驗2的結果再一次證實了假設1， 增加了實驗結果的推廣性。此外， 實驗2發現積極情緒的趨近動機強度與社會分享型提取誘發遺忘的效應量呈正相關。實驗2的結果為深入理解社會互動情境下的不同情緒動機條件與個體記憶間的關系提供了啟發。

本研究的實驗1改進了經典的互動提取練習范式， 通過操縱主體情緒狀態， 考察不同情緒效價是否會對社會分享型提取誘發遺忘產生影響。此外， 重復實驗提高了研究結果的內部效度， 為了解社會互動情境下情緒對記憶結果的影響提供了證據。在實驗1得出主體情緒效價對社會分享型提取誘發遺忘有影響之后， 本研究實驗2考慮到情緒的動機維度（Gable amp; Harmon-Jones， 2010c）會對個體的認知過程產生影響（王振宏 等， 2013）， 從而進一步探討和比較了在不同趨近動機強度的積極情緒條件下的社會分享型提取誘發遺忘現象， 該實驗結果首次在社會性記憶領域下支持了動機?認知模型。本研究結果對學校教學心理、學習心理和心理咨詢等領域具有重要的啟示意義， 如情緒效價對互動記憶效果的干預研究、情緒的動機性對小組學習效果的影響， 以及情緒效價對咨訪關系建立及維持的影響等等。值得注意的是， 雖然本研究結果對以往研究領域空白和結果爭論具有一定的理論意義， 但仍存在一定的局限性： 第一， 本研究中的女性被試比例較大， 未來研究中應當考慮平衡男、女被試之間的比例， 進而提高實驗結果的可推廣性; 第二， 本研究中采用自我評定的方法來評估被試的主體情緒狀態， 這一操作可能會受到個體對情緒感知能力差異性的影響， 后續研究應加入更為客觀的生理指標， 使情緒測量更為直接和準確; 第三， 本研究實驗1在情緒誘發前后測量了主體情緒， 實驗2在情緒誘發后測量了情緒動機維度， 未來研究應在此基礎上， 盡可能分階段多次測量被試的主體情緒和相應的動機維度得分， 以確保情緒誘發這一操作的時效性; 第四， 本研究實驗1未能對情緒的喚醒度和動機維度進行測量與控制， 因此未來研究應考慮對二者進行測量， 以降低它們作為額外變量影響實驗結果的可能性; 第五， 本研究結果支持了情緒影響社會分享型提取誘發遺忘的結論， 一定程度上為動機影響社會性記憶的形成提供了證據， 但是本研究并沒有直接測量或操作共享現實這一因素， 只是間接推測說聽雙方間的共享現實作為社會分享型提取誘發遺忘出現的關鍵機制， 后續研究應該直接測量或者操控共享現實（包括認知動機和關系動機）變量， 為情緒影響社會分享型提取誘發遺忘現象的內在過程提供更為直接的證據。

5" 結論

在互動提取練習任務中， 聽者的情緒效價可以影響其社會分享型提取誘發遺忘， 具體表現為聽者在積極情緒和中性情緒下會出現社會分享型提取誘發遺忘， 而在消極情緒下不會出現該效應。同時， 本研究發現積極情緒的趨近動機強度會進一步影響社會分享型提取誘發遺忘的效應量大小， 具體表現為積極情緒的趨近動機強度越大， 社會分享型提取誘發遺忘的效應量就越大。以上結果證明了情緒的效價和動機維度對社會性記憶形成的關鍵作用。

參" 考" 文" 獻

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The influence of emotional valence and motivation on socially

shared retrieval-induced forgetting

ZHANG Huan1，2，3， WANG Chen2， LI Junxia2， LIN Lin1，2，3， WU Jie1，2，3

（1 Key Research Base of Humanities and Social Sciences of the Ministry of Education， Academy of Psychology and Behavior， Tianjin Normal University， Tianjin 300387， China） （2 Faculty of Psychology， Tianjin Normal University， Tianjin 300387， China）

（3 Tianjin Social Science Laboratory of Students' Mental Development and Learning， Tianjin 300387， China）

Abstract

Memories of individuals are typically encoded， stored， recalled， and reconstructed through direct or indirect interactions with others. Cuc et al. （2007） founded that during interactive retrieval， speakers' selective recall of memories results in the forgetting of non-target information related to the retrieved information， a phenomenon known as retrieval-induced forgetting （RIF）. Simultaneously， listeners in this interactive process are also influenced by the speakers' selective recall， leading to the forgetting of relevant but not retrieved information， a phenomenon termed socially shared retrieval-induced forgetting （SS-RIF）. Building on the intertwined connection between emotion， motivation， and memory， this study investigates the impact of emotional valence and motivation on socially shared retrieval-induced forgetting in the context of interactive retrieval.

In Experiment 1， emotional valence and item type were manipulated to explore the influence of emotional valence on socially shared retrieval-induced forgetting. The experiment employed a within-participants design of 3 （emotional valence： positive emotion， neutral emotion， negative emotion） × 4 （item type： Rp+， Rp?， Nrp+， Nrp?）. The dependent variable was participants' recall accuracy of items under the three emotional conditions. The results demonstrated that listeners exhibited socially shared retrieval-induced forgetting effects under positive and neutral emotions but not under negative emotions in the interactive retrieval practice paradigm. Additionally， the effect was more pronounced under positive emotions compared to neutral emotions， aligning with our Hypothesis 1.

Experiment 2 manipulated positive emotional motivation and item type to investigate the impact of motivation on socially shared retrieval-induced forgetting. The experiment employed a within-participants design of 2 （positive emotional motivation dimension： high-motivation with positive emotion， low-motivation with positive emotion） × 4 （item type： Rp+， Rp?， Nrp+， Nrp?）. Results indicated that listeners exhibited socially shared retrieval-induced forgetting effects under both high- and low-motivation with positive emotional conditions， consistent with the findings of Experiment 1. Moreover， the level of socially shared retrieval-induced forgetting was significantly higher under high-motivation with positive emotions compared to low-motivation with positive emotions， supporting our Hypothesis 2.

These findings offer empirical support for comprehending the impact of emotional valence and motivation on socially shared retrieval-induced forgetting， underscoring the crucial role of emotion and motivation in memory outcomes during social interactive tasks.

Keywords" socially shared retrieval-induced forgetting， positive emotion， emotional valence， motivation， shared reality