聯合行動情境對個體時間知覺的影響

分類號 B842

1前言

時間知覺是個體感知外部世界事件的時間屬性并有效適應環境變化的重要能力之一（Chambonetal.，2008；Schirmeretal.，2016）。在日常生活中人類需要準確感知和估計事件的持續時間。例如，跳水運動員在起跳后需要準確估計時間，以確保完成技術動作并垂直入水。然而，個體的時間估計并非完全精準，通常存在主觀偏差。因此，探究時間估計偏差的來源，提高時間估計的準確性對日常生活具有重要意義，也一直是國內外心理學領域密切關注的研究主題（李寶林，黃希庭，2019；Liet al.，2017;Shi et al.， 2013）。

以往研究表明，外部刺激的歷史輸入信息和個體自身的內在注意資源是導致個體時間知覺偏差的兩個重要因素。前者主要基于貝葉斯理論視角，提出先前輸入信息從中心化效應（CentralTendencyEffect）和序列依賴效應（Sequential Dependence Effect）兩個方面影響時間知覺（Sadibolovaamp;Terhune，2022）。中心化效應指個體的時間知覺估計會偏向于刺激分布區間的平均值（即整體背景），表現為高估短時距刺激或低估長時距刺激（Acerbietal.，2012；Jazayeriamp; Shadlen，2010）。例如，Jazayeri和Shadlen（2010）的研究要求被試在不同時距區間內復制時間時發現，估計的時間值系統地偏向于刺激所在時距區間的平均值，即中心化效應，且長時距區間刺激表現出更強的中心化效應（Jazayeriamp;Shadlen，2010）。另一方面，序列依賴效應指的是當前試次的時距估計受到先前試次（尤其是前一個試次）時距的影響（局部背景）。例如，前一個試次時距大于當前試次時距時，被試更傾向于高估當前試次時距（Chen et al.，2023;Wang et al.，2023）。此外，個體自身認知狀態（尤其是注意資源）同樣會影響時間估計的準確性。相較于單獨完成時間估計任務，個體同時完成時間估計任務和非時間估計任務會增加估計誤差，且該誤差會隨著非時間任務難度增加或任務表現越好而增加（Brown，1985）。

上述研究大多從個體水平上探究時間知覺偏差來源，但現實生活中個體往往需要在聯合行動情境（Jointaction）中對時間進行估計。還是以跳水為例，雙人跳水需要兩名運動員同時精確估計動作時間。任意一方的時間估計偏差都會影響同伴，從而增加配合失敗的風險。盡管聯合情境下的時間估計普遍存在，但迄今為止，關于時間知覺的實證研究仍主要集中于單人情境，僅有少量研究探討了社會線索對時間知覺的影響，如面孔表情（Ishikawaamp;Okubo，2016）、眼神注視方向（Burraamp;Kerzel，2021）和身體動作（Natheretal.，2013）等。然而，這些研究本質上仍屬于單人情境的時間知覺，并非真正意義上探討真實聯合行動場景中的時間知覺。聯合行動是指社會情境下個體協調自身與他人的行動以共同改變環境的過程，是近年來認知科學領域的熱點之一。在此視角下，研究者們愈發關注聯合行動情境下個體如何表征他人的任務、行動以及與自身的關系，并以此調整自身行動的過程（Sebanz etal.，2006;Sebanzamp;Knoblich，2021）。

在聯合行動中，為實現共同目標，個體會主動調整自身任務表現以配合同伴（Shen etal.，2023;Vesperetal.，2017;Wangetal.，2020）。即使在無共享目標的情況下，個體也會自發以同伴視角編碼任務信息，從而影響自身表現（郭人豪等，2020；宋曉蕾等，2020; Atmaca et al.， 2011; Zhengamp; Wang，2023）。這一現象在聯合西蒙任務（JointSimontask）中首次被發現，該任務表明，當任務由兩名被試共同完成時，會出現空間相容性效應（聯合西蒙效應），但當被試獨自完成任務時，該效應則會消失（Sebanzetal.，2003）。研究者據此提出共同表征假說，即個體在編碼自身任務信息的同時，也會表征同伴任務信息（Sebanzetal.，2003）。針對這一現象，研究者提出了共同表征假說，即個體在編碼自我任務信息的同時，能自發以同伴視角來編碼同伴任務信息（宋曉蕾，董梅梅，2023；徐勝，宋曉蕾，2016）。后續研究在不同范式上都驗證了共同表征假說，并進一步指出，表征到的同伴信息能夠儲存在工作記憶或長時記憶中，從而影響個體任務表現，如社會學習遷移任務（Milaneseetal.，2010）、社會統計學習任務（Zheng amp; Wang，2023; Zheng amp; Wang，2024a）和聯合整體編碼任務（Zhengamp;Wang，2024b）等。例如，在聯合整體編碼任務中，Zheng和Wang （2024b）

設置了包含兩個分布區間（即 0^° 至 90^° 和 90^° 至 180^° ）的線條整體編碼任務。被試需在單人情境或聯合情境（當與他人共同完成該任務）下對其中一個分布區間內的線條集進行整體編碼反應，而忽略另一個分布區間的線條集。結果發現，聯合情境下被試的整體編碼反應偏向于其同伴任務的分布區間，如當同伴任務刺激分布區間更大時，個體更傾向于做出比真實線條朝向更大的判斷；而在獨自完成任務時，被試表現出無偏的整體編碼反應。更重要的是，該研究通過調節被試間群際關系（即內群體或外群體）驗證了共同表征機制的因果機制。同時有研究指出，與同伴在同一個空間下的聯合行動并不是共同表征加工的必要條件，即使通過在線形式（信念情景）完成任務，個體也會表征同伴任務信息（Atmacaetal.，2011；Tsaietal.，2008）。進一步研究表明，感知到的他人意圖或任務目標能夠調節共同表征效應（Hudson et al.，2016;Iacoboni et al.，2005）。例如，當同伴任務刺激存在多個屬性（如顏色和形狀）時，個體僅能表征同伴任務中與同伴意圖一致的刺激屬性（Zhengamp;Wang，2023）。

除了上述共同表征效應，在聯合行動情境中，個體的任務表現還可能會受到他人在場這一社會線索的影響，并表現出社會促進效應（Ferraroetal.，2011;Olivaetal.，2017）。社會促進效應指的是他人的存在或行為對個體任務表現的積極或消極影響，這種影響具體取決于任務的性質（Bondamp;Titus，1983;Cottrell et al.，1968;Zajonc，1965）。當任務較簡單或高度自動化時，社會存在通常會提升表現；相反，在復雜或高難度的任務中，社會存在可能因分散注意力而抑制表現（徐勝，宋曉蕾，2016;Zajonc，1965）。當采用高難度的聯合Stroop（Huguetetal.，1999）、聯合視覺搜索（Zangetal.，2022）和聯合記憶（張環等，2020）等任務時，前人研究均發現他人在場會競爭個體有限的注意資源，使其表現出較差的任務績效（詳見綜述Mnifetal.，2022）。與這些任務類似，時間知覺任務也是一項具有挑戰性的任務。因此有理由推測同伴在場會分散個體的注意力，降低個體的時間知覺敏感性，表現出消極的社會促進效應。除了行為研究，前人研究還通過比較不同情境中注意相關的偏側化腦電成分，提供了同伴在場影響個體注意資源分配的神經證據（Kourtisetal.，2014）。例如，Kourtis等人（2014）探究了個體在三種情景中注意資源分配過程：（1）個體獨自完成單側化動作（如獨自用單手舉杯并假裝與同伴碰杯）;（2）個體獨自完成雙側化動作（如雙手同時舉杯并假裝與同伴碰杯）；（3）個體與同伴相對而坐并共同完成單側化動作（如雙方同時單手舉杯并碰杯）。結果發現，個體在獨自完成單側化動作時表現出顯著偏側化腦電成分，表明其注意資源僅分配至單側區域。然而，在個體獨自完成雙側化動作時，未觀察到偏側化腦電成分，表明其注意資源同時分配到雙側區域。更重要的是，個體與同伴共同完成單側化動作時，同樣未表現出明顯的偏側化腦電成分，表明他人在場會競爭個體有限的注意資源，導致其將注意資源同時分配到自身和他人動作。

綜上，本研究結合時間二分任務和聯合行動任務范式來考察個體時間知覺是否受聯合行動情境的影響，并進一步厘清共同表征和社會促進這兩種機制可能的作用。實驗1通過比較個體在獨自（單人情境）或與他人共同完成（聯合情境）時間二分任務時的任務表現，探究聯合行動情境對時間估計的影響。在此基礎上，實驗2和實驗3通過設置信念情境和非自標情境來操縱共同表征和社會促進的強度，從而系統探究共同表征和社會促進是否是聯合行動情境影響個體時間估計的關鍵因素。具體而言，在實驗2的信念情境中，被試雖然獨自完成時間二分任務，但被告知其同伴在另一空間中共同完成相同任務。通過上述操縱，同伴不在場能有效削弱社會促進效應，但被試仍然能通過信念表征其同伴任務信息（共同表征機制）。在實驗3非目標情境中，被試與同伴在同一空間完成時間二分任務，而同伴需要完成非時間估計任務（例如顏色識別）。與實驗2的操縱相反，同伴在場依然能引發社會促進效應，但由于任務目標不同，個體共同表征到的非時間任務信息對其時間估計的影響較弱。基于此，我們假設：在聯合行動情境下，個體通過共同表征機制表征同伴的任務信息，并進一步與自我任務信息整合形成先驗信息，從而導致個體的主觀時間估計偏向同伴任務的時距區間（即主觀相等點的中心化偏差）。同時，他人在場會占用個體的注意資源，進而顯著降低時間知覺敏感性。此外，基于時間知覺的序列依賴效應理論（Chen et al.，2023；Wangetal.，2023），我們進一步假設序列依賴效應是時間估計的普遍特征，其表現為當前試次的時距估計受到前一試次影響，但這種效應在不同情境中無顯著差異。

2 實驗1：聯合情境對個體時間知覺的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

本研究采用2（背景：單人情境、聯合情境） ×2 （任務類型：長時距區間、短時距區間）的被試間設計。考慮到以往未開展過相似研究，本研究選擇相對保守的中等效應量 （f⁼0.25） 用于樣本量計算。為了達到 80% 的統計功效，0.05的顯著性水平，本研究至少需要128名被試（Fauletal.，2007）。最終，本研究共招募浙江師范大學本科生或研究生共128名（平均年齡為21.88歲， SD=2.23 歲，其中男性27名）。本研究通過了浙江師范大學倫理委員會審查。被試在實驗前簽署知情同意書，實驗結束后接受一定的報酬。

2.1.2 實驗材料

本研究通過Matlab生成橙色 （RGB=244 ，164，96）和綠色 （RGB=152 ，251，152）實心圓（半徑約為1.4^°; 刺激，并呈現在21寸LCD顯示器（刷新率為120Hz 的灰色（127，127，127）背景上。被試與屏幕之間的距離約為 60cm 。實驗程序采用基于Matlab的PsychophysicsToolbox編制。

2.1.3 實驗程序

被試被隨機分配到長時距區間組或短時距區間組，其中短時距區間組的刺激持續時間為400ms或 1000ms ，長時距區間組的刺激持續時間為1000ms 或 1600ms 。不同時距區間的刺激用橙色或綠色圓標識。同時，不同時距組的被試還被隨機分配到聯合情境或單人情境內進行實驗。

實驗設計包含兩個階段，分別為學習階段和正式實驗階段（見圖1。在聯合情境的學習階段中，兩名被試同坐在一張長桌前，相距大約 30cm 。兩名被試分別接受指導語，并使用一臺電腦獨自完成練習階段任務。上述操作旨在使聯合情境中的被試能夠清楚感知同伴存在，同時相對獨立地完成練習階段任務。而在單人情景的學習階段中，僅有一名被試獨自坐在電腦前完成練習階段任務。不論是在聯合情境或單人情景中，屏幕上都會先呈現 1000ms 的注視點，呈現特定時距區間組的實心圓刺激，例如向短時距區間組的被試呈現橙色圓，且橙色圓的持續時間為 400ms 或 1000ms 。實心圓消失后，被試需要根據屏幕上“請判斷”的指示判斷實心圓的持續時間為“短\"或“長”，并按“1\"鍵或\"3\"鍵。被試按鍵后或 2000ms 后，屏幕上呈現被試判斷正誤的反饋，反饋呈現時間在 1000ms 至 1500ms 內隨機。為保證形成標準時間估計，被試需要同時達到以下條件才能結束練習：（1）練習次數超過10次;（2）正確率達到 90% 及以上。

學習階段結束后，被試將進人正式實驗階段。聯合情境下兩名被試將相鄰而坐，使用同一臺電腦共同完成實驗任務；而單人情景下，僅有一名被試獨自完成實驗任務，座位隨機分配至電腦屏幕的左側或右側。不論在聯合情境或單人情景中，屏幕上都會先呈現 1000ms 的注視點，接著隨機呈現不同持續時間的橙色實心圓（持續時間為 400～1000ms 步長為 100ms ，共7水平）或綠色實心圓（持續時間為 1000～1600ms ，步長為 100ms ，共7水平）。被試只需要判斷與自己學習階段顏色一致實心圓的持續時間，并根據學習階段形成的標準判斷其持續時間為“短\"或“長”，與自身刺激顏色不一致的實心圓則不需要反應。被試反應后不再呈現反饋，而是呈現 1000～1500ms 的空屏試次間間隔。正式實驗階段包含少量的練習試次（不超過10次）和700正式實驗試次（2時距區間刺激 ×7 刺激水平，每種條件重復50次）。整個實驗分為5個模塊（block），時距區間和任務情境的顏色匹配在被試間平衡。

2.1.4 數據分析

（1）組間水平分析（group-wiseanalysis）

參照前人研究（Zhengamp;Wang，2024b），我們首先進行組間水平分析來比較不同情境間的中心化偏差。具體來說，我們首先計算被試在每個測試水平下判斷測試刺激為“長\"的比例，然后采用基于最大似然估計的Logistic函數擬合每名被試的比例結果（Treutwein amp; Strasburger， 1999）：

式中， Q_inf 是指與時間t水平中最大的值（valueast infinity）， t_half 是對稱拐點（symmetricinflectionpoint），alpha 是衰減常數（time decay constant）。

通過該擬合函數，我們可以得到每名被試的三個關鍵指標：主觀相等點、最小可覺差和韋伯分數。其中，主觀相等點指擬合函數中 50% 概率判斷為“長”時所對應的持續時間，反映了主觀時間傾向。最小可覺差為 75% 概率和 25% 概率判斷為“長”時間差的一半，反映了時間知覺的絕對敏感性，分數越低代表更高的知覺敏感性。韋伯分數則是最小可覺差和主觀相等點的比值，反映了時間知覺的相對敏感性（姚竹曦 等，2015;Vroomenamp;Keetels，2010）。較低的韋伯分數表示更高的時間知覺敏感性。本研究中，所有被試的擬合優度 （R²） 都大于0.9，說明模型擬合效果良好，數據具有較高的穩定性。

（2）試次水平分析（trial-wise analysis）

在試次水平分析中，為進一步探討序列依賴效應（即當前試次反應是否受到前一試次的影響），我們采用了廣義線性模型對被試的按鍵反應數據進行分析。首先，根據當前試次（試次t）的前一試次（試次t-1）的反應類型，將當前試次分為兩類：“自我”條件指前一試次由被試自己按鍵反應，而“無關\"條件指前一試次被試無需按鍵反應。接著，我們以“短\"或“長\"判斷作為因變量，測試刺激時距和先前試次類型作為自變量，分別建立針對自我條件和無關條件的logistic回歸模型。最后，為了與中心化偏離效應指標保持一致，我們同樣根據回歸模型曲線計算得到每名被試的主觀相等點、最小可覺差和韋伯分數。

零假設檢驗統計和貝葉斯統計均采用JASP軟件分析（版本0.10.0.0;TheJASPTeam，2022）。其中，假設檢驗中的事后比較 p 值采用Tukey法矯正，貝葉斯因子計算采用JASP的默認先驗分布。

2.2 結果

2.2.1 群組水平分析

（1）主觀相等點

對主觀相等點進行2（背景：單人情境、聯合情境） ×2 （任務類型：長時距區間、短時距區間）方差分析（見圖2）。結果顯示，任務類型的主效應顯著，F（1，124）=1568.04，plt;0.001 η_p²=0.93 ， BF_inclusion= 無窮 （∞） 。長時距區間條件的主觀相等點顯著大于短時距區間條件（均值差 =619.80ms ，差異的 95% CI=[588.82，650.78] ， SE=15.65ms ， t=39.60 ， plt; 0.001，Cohen's d=7.00） 。背景的主效應邊緣顯著，F（1， 124）= 3.58 p=0.061 ， η_p²= 0.03 ，BFinclusion=2.94 。背景與任務類型的交互作用顯著， F（1，124） =6.65 p=0.011 ， η_p²=0.05 ， BF_inclusion=7.93 。簡單效應分析顯示，對短時距區間條件而言，聯合情境與單人情境的主觀相等點沒有顯著差異（均值差 Σ=Σ 10.74ms ，差異的 95% CI=[-68.39 ，46.90]， SE= 22.14ms ， t=0.49 ， p=0.962 ，Cohen's d=0.12 ；而對長時距區間條件而言，聯合情境的主觀相等點顯著低于單人情境（均值差 = 69.95ms ，差異的 95% CI=[12.31 ，127.60]， SE=22.14ms ， t=3.16 p= 0.011，Cohen's d=0.79. ）

（2）最小可覺差

對最小可覺差進行2（背景：單人情境、聯合情境） ×2 （任務類型：長時距區間、短時距區間）方差分析（見圖2）。結果顯示，任務類型的主效應顯著F（1，124）=100.57 plt;0.001 η_p²=0.45 ， BF_inclusion= 無窮 （∞） ；長時距區間條件的最小可覺差顯著大于短時距區間條件（均值差 = 53.85ms ，差異的 95% CI=[43.22 ，64.48]， SE=5.37ms ， t=10.03 ， plt; 0.001， Cohen's d=1.77. ）。背景的主效應顯著， F（1， 124）=7.73 ， p=0.006 ， η_p²=0.06 ， BF_inclusion=5.30 聯合情境下的最小可覺差顯著大于單人情境（均值差 =14.93ms ，差異的 95%CI=[4.30，25.56]， （204號 SE= 5.37ms t=2.78 p=0.006 ，Cohen's d=0.49 。任務類型與背景的交互作用不顯著， F（1， 124）= 0.88 。

（3）韋伯分數

對韋伯分數進行2（背景：單人情境、聯合情境） ×2 （任務類型：長時距區間、短時距區間）方差分析（見圖2）。結果顯示，時距區間的主效應顯著，F（1，124）=5.84 p=0.017 η_p²=0.05 ， BF_inclusion= 2.32；長時距區間條件的韋伯分數顯著小于短時距區間條件（均值差 =0.013 ，差異的 95%CI=[0.002 0.024]， SE=0.006 ， t=2.42 p=0.017 ，Cohen's d= 0.41）。任務情境的主效應顯著， F（1，124）=11.11，p =0.001 ， η_p²=0.08 ， BF_inclusion=20.96 ；聯合情境下的韋伯分數顯著大于單人情境（均值差 =0.019 ，差異的 95%CI=[0.008，0.03] ， SE=0.006 ， t=3.33 ， p= 0.001，Cohen's d=0.59; 。任務類型與背景的交互作用不顯著， F（1，124）=0.61 ， 0

2.2.2 試次水平分析

（1）主觀相等點

對主觀相等點進行2（背景：單人情境、聯合情境） ×2 （任務類型：長時距區間、短時距區間） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析（見圖2）。結果顯示，任務類型的主效應顯著， F（1，124） =1536.42 plt;0.001 ， η_p²=0.93 ， BF_inclusion= 無窮 （∞） 長時距區間條件的主觀相等點顯著大于短時距區間條件（均值差 =620.78ms ，差異的 95%CI= [589.44， 652.78]， SE=15.83ms ， t=39.20 plt;0.001 5Cohen's d=6.60 。先前試次類型的主效應顯著， F（1， （204號 124）= 41.89 ， plt;0.001 ， η_p²= 0.25 ，BFinclusion=1.63×10¹¹ ；先前試次為自我時的主觀相等點顯著高于先前試次為無關（均值差 =32.96ms ，差異的95% （20 CI=[22.88 ，43.04]， SE=5.09ms ， t=6.47 ， p= 0.005，Cohen's d=0.35） 。背景的主效應邊緣顯著，F（1，124）=3.66. p=0.058 ， η_p²=0.03 ， BF_inclusion= 3.57。背景與任務類型的交互作用顯著， F（1，124）=7.56，p=0.007 0 η_p²=0.06 ， BF_inclusion=7.55 簡單效應分析顯示，對長時距區間條件而言，聯合情境的主觀相等點顯著低于單人情境（均值差 =73.86ms 0差異的 95%CI=[13.81 ，133.91]， SE=22.40ms ， t= 3.30， p=0.007 ，Cohen's d=0.79， ；而對短時距區間條件而言，聯合情境與單人情境的主觀相等點沒有顯著差異（均值差 =13.24ms ，差異的 95% CI=? [-73.29，46.82]， SE=22.40ms ， t=0.59 ， p=0.935 Cohen's d=0.14AA^? 。同時，先前試次類型與任務類型的交互作用顯著， F（1，124）=41.55. plt;0.001 ， η_p²= 0.25， BF_inclusion=5.80×10⁶Ω_c 簡單效應分析顯示，對長時距區間條件而言，先前試次為自我時的主觀相等點顯著高于先前試次為無關（均值差 Θ=65.79 ms，差異的 95%CI=[46.48，85.09] ， SE=7.20ms t= 9.14， plt;0.001 ，Cohen's d=0.70） ；而對短時距區間條件而言，先前試次為自我或無關時的主觀相等點沒有顯著差異（均值差 =0.13ms ，差異的 95% 5%CI= [-19.18，19.44]， SE=7.20ms ， t=0.02 ， p=1.000 Cohen's dlt;0.01 ）。其余交互作用均不顯著， F_at?i?= 0

（2）最小可覺差

對最小可覺差進行2（背景：單人情境、聯合情境） ×2 （任務類型：長時距區間、短時距區間） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析（見圖2）。結果顯示，任務類型的主效應顯著， F（1，124） =95.29 ， plt;0.001 ， η_p²=0.44 ， BF_inclusion=3.61×10¹³ 長時距區間條件的最小可覺差顯著大于短時距區間條件（均值差 =48.91ms ，差異的 95% CI= [38.99，58.83]， SE=5.01 ms， t=9.76 ， plt;0.001 ，Cohen's d=1.37） 。背景的主效應顯著， F（1，124）= 6.08， p=0.015 ， η_p²=0.05 ， BF_inclusion=1.45 ；聯合情境下的最小可覺差顯著大于單人情境（均值差 Σ=Σ 12.35ms ，差異的 95%CI=[2.44，22.27] ， SE=5.01 ms， t=2.47，p=0.015 ，Cohen's d=0.35） 。先前試次類型的主效應顯著， F（1，124）=4.22 ， p=0.042 η_p²= 0.03， BF_inclusion=0.65 。先前試次為自我時的最小可覺差顯著大于先前試次為無關（均值差 =7.91ms 差異的 95% CI=[0.29 ，15.53]， SE=3.85ms ， t= 2.06， p=0.042 ，Cohen's d=0.221 ）。其余交互作用均不顯著， F_{Π，Π，Π，Π，Π，Π，Π，Π，Π}=0.05，p_{Π，Π，Π，Π，Π，Π，Π}=0.824 。

（3）韋伯分數

對韋伯分數進行2（背景：單人情境、聯合情境） ×2 （任務類型：長時距區間、短時距區間） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析。

結果顯示，任務類型的主效應顯著， F（1， 124）= 7.14， p=0.009 ， η_p²=0.05 ， BF_inclusion=2.36 ；長時距區間條件的韋伯分數顯著小于短時距區間條件（均值差 =0.015ms ，差異的 95%CI=[0.004，0.026] SE=0.006ms ， t=2.67 0 p= 0.009 ，Cohen's d= 0.39）。背景的主效應顯著， F（1， 124）= 9.32 ， p= 0.003， η_p²=0.07 ， BF_inclusion=6.56 ；聯合情境下的韋伯分數顯著大于單人情境（均值差 = 0.017ms 差異的 95% （204號 CI=[0.006 ，0.028]， SE=0.006ms ， t= 3 .05，p=0.003 ，Cohen's d=0.45 。先前試次類型的主效應不顯著， F（1，124）=1.79 ， p=0.184 。其余交互作用均不顯著， 5 p_R/R/R=0.064 。

2.3 討論

群組水平分析結果顯示，聯合情景下個體的長時距主觀相等點顯著偏向同伴任務的時距區間，表現為中心化偏差。試次水平分析結果進一步驗證了這一中心化偏差。同時，該偏差不受先前試次類型的影響。這表明，聯合情境促使個體同時積累自身任務和同伴任務相關的先驗時距信息；而單人情境下，個體僅積累與自身任務相關的先驗時距信息。另一方面，群組水平和試次水平分析結果均顯示，聯合情境下個體的時間知覺敏感性顯著低于單人情境，表明聯合行動情境影響了時間知覺任務中的個體認知狀態，導致整體水平和局部水平的時距估計準確性下降。

以上結果支持了我們的假設，即聯合行動情境顯著影響了個體時間知覺，這與前人研究報道的聯合行動情境對個體任務表現的結果一致（Sebanzamp;Knoblich，2006）。然而，實驗1本身尚不能厘清聯合情境是通過共同表征機制還是社會促進機制產生影響。因此，為進一步系統探究共同表征和社會促進是否是聯合行動情景影響個體時間估計的關鍵機制及其潛在作用，我們在后續實驗中通過設置信念情景和非目標情景來操縱共同表征和社會促進的強度。

3 實驗2：信念情境對個體時間知覺的影響

實驗1發現，相較于單人情境，聯合情境中僅長時距區間組被試表現出主觀相等點顯著下降。此外，聯合情景中被試都表現出更低的時間知覺敏感性。為了進一步探究實驗1中觀察到的效應更多是由于共同表征或是社會促進的影響，我們在實驗2中采用信念情境。在該情境中同伴不在場能有效削弱社會促進效應，但被試仍然能通過信念表征其同伴任務信息（共同表征機制）。考慮到實驗1中，主觀相等點的情景間差異僅出現在長時距區間估計任務中，我們在實驗2中僅要求被試完成長時距區間估計任務。

3.1 被試

為了與實驗1長時距區間組被試數量保持一致，實驗2新招募了32名被試參加實驗（平均年齡為21.58歲， SD=2.41 歲，其中男性8名），其他均與實驗1一致。

3.2實驗材料、程序和數據分析

實驗儀器、程序和分析方法基本與實驗1相同（見圖3），但以下內容有所不同：

為了強化學習階段中被試與同伴共同完成任務的信念，并保證實驗間操縱的一致性，實驗2中被試將與假被試相鄰完成學習階段任務。具體操作上，與實驗1的聯合情境相同，被試先與一名同性別的假被試坐在一張長桌前，相距大約 30cm 左右。被試和假被試分別接受指導語，并各自使用一臺電腦完成練習階段任務。然后，主試告知雙方在正式實驗階段的隨機分組（被試始終被分配在長時距區間條件）和相應任務要求。隨后，主試告知兩人需要在不同的房間內完成實驗，并保證被試清楚地意識到同伴將在另一房間完成任務，并要求被試坐在電腦屏幕前左側或右側。數據分析中，我們聯合實驗1中長時距區間組的被試數據進行跨實驗間分析。

3.3 結果

3.3.1 群組水平分析

（1）主觀相等點

對主觀相等點進行3個水平（單人情景、聯合情景和信念情景）的單因素方差分析（見圖4）。結果顯示，背景的主效應顯著， F（2，93）=4.87 ， p=0.010 （2號η_p²=0.10 ， BF_inclusion=4.43 。事后比較結果顯示，信念情境下被試的主觀相等點顯著低于單人情境（均值差 =57.23ms ，差異的 95%CI=[0.36，114.10] SE=23.88ms 0 t=2.40，p=0.048 ，Cohen's d=0.60AA ），而信念情境下被試的主觀相等點與聯合情境沒有顯著差異（均值差 =12.72ms ，差異的 95%CI= [-69.59，44.14]， SE=23.85ms ， t=0.53 ， p=0.855 0Cohen's d=0.13， 。此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的主觀相等點顯著低于單人情境（均值差 =69.95ms ，差異的 95%CI=[13.09 ，126.82]， SE =23.88ms 0 t=2.93，p=0.012 ，Cohen's d=0.73 ）

（2）最小可覺差

對最小可覺差進行3個水平（單人情景、聯合情景和信念情景）的單因素方差分析（見圖4）。結果顯示，背景的主效應顯著， F（2，93）=4.24 p=0.017 0η_p²=0.08 ， BF_inclusion=2.71 。事后比較結果顯示，信念情境下被試的最小可覺差顯著低于聯合情境（均值差 =23.44ms ，差異的 95%CI=[2.76. 44.12]，SE=8.68ms ， t=2.70 p=0.022 ， Cohen's d=0.68 ），而信念情境下被試的最小可覺差與單人情境沒有顯著差異（均值差 = 3.49ms ，差異的 95% CIΨ=Ψ [-17.20，24.17]， SE=8.68ms ， t=0.40 p=0.915 5Cohen's d=0.10AA 。此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的最小可覺差邊緣顯著高于單人情境（均值差 =19.95ms ，差異的 95%CI=[0.73，40.64]. SE=8.68ms ， t=2.30 ， p=0.061 ， Cohen's d=0.57 ）。

（3）韋伯分數

對韋伯分數進行3個水平（單人情景、聯合情景和信念情景）的單因素方差分析（見圖4）。結果顯示，背景的主效應顯著， F（2，93）=7.15 p=0.001 η_p²=0.13 ， BF_inclusion=25.54 。事后比較結果顯示，信念情境下被試的韋伯分數顯著低于聯合情境（均值差 Θ= 0.02 ，差異的 95%CI=[0.005，0.037]，SI =0.007 ， t=3.10 0 p=0.007 ，Cohen's d=0.78 ，而信念情境下被試的韋伯分數與單人情境沒有顯著差異（均值差 Θ= 0.002 ，差異的 95% CI=[-0.018 00.014]， SE=0.007 ， t=0.33 ， p=0.943 ，Cohen's d= 0.08）。此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的韋伯分數顯著高于單人情境（均值差 =0.023 ，差異的 95%CI=[0.007，0.039] ， SE=0.007 t=3.43，p =0.003 ，Cohen's d=0.86） 0

3.3.2 試次水平分析

（1）主觀相等點

對主觀相等點進行3（背景：單人情境、聯合 情境和信念情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析。與群組水平分析結果一致，背景的主效應顯著， F（2，93）=5.18 ， p=0.007 ， η_p²= 0.10， BF_inclusion=4.72 。事后比較結果顯示，信念情境下被試的主觀相等點顯著低于單人情境（均值差= 59.08ms ，差異的 95% ，118.27]，SE=24.28ms ， t=2.43，p=0.044 ，Cohen's d=0.58 ，而信念情境下被試的主觀相等點與聯合情境沒有顯著差異（均值差 =14.78ms ，差異的 95% CI= [-44.41，73.98]， SE=24.28ms ， t=0.61 ， p=0.816 Cohen's d=0.15， 。此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的主觀相等點顯著低于單人情境（均值差 =73.86ms. ，差異的 95%CI=[14.67 ，133.16]，SE=24.28ms t=3.04 ， p=0.009 ，Cohen's d= 0.72）。先前試次類型的主效應顯著， F（1，93）=89.33 plt;0.001 ， η_p²=0.49 ， BF_inclusion=1.45×10¹² （見圖4）;先前試次為自我時的主觀相等點顯著大于先前試次為無關（均值差 =61.20ms ，差異的 95% CI= [48.34， 74.06]， SE=6.48ms ， t=9.45 ， plt;0.001 ，Cohen's d=0.60 。先前試次類型與背景的交互作用不顯著， F（2，93）=0.51，p=0.600 。

（2）最小可覺差

對最小可覺差進行3（背景：單人情境、聯合情境和信念情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析。結果顯示無顯著主效應或交互作用， F_{ii;↑i;↑↑}=2.29，p_{ii;↓i;↓i;↑↓}=0.107 。

（3）韋伯分數

對韋伯分數進行3（背景：單人情境、聯合情境和信念情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析。結果顯示，背景的主效應顯著，F（2，93）=4.45 ， p=0.014 ， η_p²=0.09 ， BF_inclusion= 1.85 。事后比較結果顯示，信念情境下被試的韋伯分數邊緣顯著小于聯合情境（均值差 =0.015 ，差異的 95%CI=[-0.001，0.032] _ SE=0.007 ， t=2.29 ， p =0.062 ，Cohen's d=0.45 ，而信念情境下被試的韋伯分數與單人情境沒有顯著差異（均值差 Λ=Λ_0.003 5差異的 95%CI=[-0.013，0.02] ， SE=0.007 t=0.51 p=0.866 ，Cohen's d=0.10AA 。此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的韋伯分數顯著大于單人情境（均值差 =0.019 ，差異的 95%CI=[0.002，0.035] SE=0.007，t=2.80，p=0.017 ，Cohen's d=0.55 。先前試次類型的主效應 （F（1，93）lt;0.01 ， p=0.960） 和先前試次類型與背景的交互作用 （F（2，93）=0.81，p =0.448） 均不顯著。

3.4 討論

實驗2的群組水平和試次水平結果均顯示，相較于單人情境，個體主觀相等點在信念情境下與實驗1聯合情境相似，表現為主觀相等點向同伴任務的時距區間顯著偏移。信念情境（同伴不在場）能有效削弱社會促進效應，但不影響個體通過信念共同表征其同伴任務信息（Atmacaetal.，2011;Tsaietal..2008）。因此該結果表明聯合情境通過共同表征機制將同伴任務時距信息作為先驗信息進行整合，從而導致個體主觀相等點偏移。另一方面，群組水平的時間知覺敏感性分析結果表明，相較于實驗1的聯合情境，個體在信念情境下的時間知覺敏感性顯著提高，并恢復至單人情境相當水平。進一步試次水平分析結果（韋伯分數）也表現出類似的趨勢。這表明同伴在場（聯合情境）導致的社會促進效應可能是造成個體時間知覺敏感性下降的主要原因。

4實驗3：非目標情境對個體時間知覺的影響

實驗1和實驗2的結果發現，聯合情境和信念情境下被試的主觀相等點相較于單人情境顯著下降，而在單人情境和信念情境下被試表現出較高的時間知覺敏感性。實驗3進一步設置非自標情境。在該情境中同伴在場依然能夠表現出社會促進效應，但由于任務不同，共同表征到的非時間任務信息對被試的時間估計影響較小。與實驗2相同，實驗3僅要求被試完成長時距區間估計任務。

4.1被試

為了與實驗1長時距區間組的被試量一致，實驗3招募32名被試參加實驗（平均年齡為21.59歲，SD=1.93 歲，其中男性4名），其他與實驗1一致。

4.2 實驗材料、程序和數據分析

實驗儀器、程序和分析方法基本與實驗1相同，但以下內容有所不同：

為了保證實驗間操縱條件的一致性，實驗3中被試將與假被試相鄰完成學習階段任務。具體而言，與實驗1的聯合情境相同，被試與一名假被試（性別與被試一致）同坐在一張長桌前，相距大約 30cm 。被試和假被試分別接受指導語，并各自使用一臺電腦完成練習階段任務。與實驗1聯合情境不同的是，在學習階段中，被試則需要完成時距判斷任務，而假被試需要完成形狀判斷任務，任務刺激由純色（橙色或綠色）實心圓替換成同色的正三角形或倒三角形。學習階段結束后，被試與假被試相鄰而坐，使用同一臺電腦共同完成正式實驗階段任務。正式實驗階段共呈現三種圖形刺激，分別是實心圓、正三角或倒三角，且顏色與學習階段一致。在該階段中，被試需要判斷實心圓持續時間（與實驗1一致，持續時間為 1000～1600ms ，步長為 100ms ，共7水平），而假被試則需要判斷正三角或倒三角的形狀，且刺激呈現時間與實驗1中短時距區間的持續時間一致（持續時間為 400～1000ms ，步長為 100ms. ，共7水平）。實驗過程中將通過指導語保證被試了解同伴的任務要求。與實驗2一致，我們將實驗3的被試數據與實驗1長時距區間組的被試數據結合，進行跨實驗間分析。

4.3 結果

4.3.1 群組水平分析

（1）主觀相等點

對主觀相等點進行3個水平（單人情景、聯合情景和非目標情景）的單因素方差分析（見圖5。結果顯示，背景的主效應顯著， F（2， 93）= 4.56 p= 0.013， η_p²=0.09 ， BF_inclusion=3.47 。事后比較結果顯示，非目標情境下被試的主觀相等點顯著高于聯合情境（均值差 =70.10ms ，差異的 95% CI=[6.30 133.91]， SE=26.78ms t=2.62 ， p=0.028 ，Cohen'sd=0.65 ，但與單人情境沒有顯著差異（均值差 Σ=Σ 0.15ms ，差異的 95% CI=[63.96 ，63.65]， SE= 26.78ms ， t=0.01 p=1.000 ，Cohen's dlt;0.01AA. 。此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的主觀相等點顯著低于單人情境（均值差 = 69.95ms ，差異的 15%CI=[6.15 ，133.76]， SE=26.79ms ， t=2.61 ， ，Cohen's d=0.65 。

（2）最小可覺差

對最小可覺差進行3個水平（單人情景、聯合情景和非目標情景）的單因素方差分析（見圖5）。結果顯示，背景的主效應顯著， F（2， 93）= 3.33 ， p= 0.040， η_p²=0.07 ， BF_inclusion=1.33 。事后比較結果顯示，非目標情境下被試的最小可覺差邊緣顯著高于單人情境（均值差 =20.44ms ，差異的 95% CI= [1.09，41.96]， SE=9.04ms ， t=2.26 ， p=0.066 0Cohen's d=0.57. ，但與聯合情境沒有顯著差異（均值差 =0.48ms ，差異的 95% CI=[-22.01 ，21.04]，SE=9.04ms 0 t=0.05 ， Cohen's d=0.01 ）此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的最小可覺差邊緣顯著高于單人情境（均值差 =19.95ms 差異的 95%CI=[1.57，41.48] ， SE=9.04ms ， t=2.21 p=0.075 ，Cohen's d=0.55 。

（3）韋伯分數

對韋伯分數進行3個水平（單人情景、聯合情景和非目標情景）的單因素方差分析（見圖5）。結果顯示，背景的主效應顯著， F（2，93）=6.19，p=0.003 η_p²=0.12，BF_inclusion=12.26AA 。事后比較結果顯示，非目標情境下被試的韋伯分數顯著高于單人情境（均值差 =0.016 ，差異的 95%CI=[0.0002，0.032]，SE τ=0.007 0 t=2.41 ， p=0.046 ， Cohen's d=0.60 ，但與聯合情境沒有顯著差異（均值差 Θ= 0.007 ，差異的95% CI=[-0.009 ，0.023]， SE=0.007 ， t=1.01 ， p= 0.573， Cohen's d=0.25 ）。此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的韋伯分數顯著高于單人情境（均值差 =0.023 ，差異的 95%CI=[0.007，0.039]，SE τ=0.007ms ， t=3.42 ， ， Cohen's d=0.86） 。

4.3.2 試次水平分析

（1）主觀相等點

對主觀相等點進行3（背景：單人情境、聯合情境和非目標情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析。結果顯示，背景的主效應顯著， F（2，93）=4.60，p=0.012 η_p²=0.09 ， BF_inclusion= 3.12。事后比較結果顯示，非目標情境下被試的主觀相等點顯著高于聯合情境（均值差 =67.46ms 0差異的 95%CI=[1.64，133.27] ， SE=26.99ms ， t= 2 ∴50，p=0.037 ，Cohen's d=0.60AA ，但與單人情境沒有顯著差異（均值差 =6.40ms ，差異的 95%CI= [-59.41，72.22]， SE=26.99ms ， t=0.24 ， p=0.969 Cohen's d=0.06） 。此外，與實驗1一致的是，聯合情境下被試的主觀相等點顯著低于單人情境（均值差 =73.86ms ，差異的 95%CI=[8.05，139.67]，SE =26.99ms ， t=2.74 p=0.020 ， Cohen's d=0.65 。先前試次類型的主效應顯著， F（1，93）=79.31 ， plt; 0.001， η_p²=0.46，BF_inclusion=1.15×10¹¹ 。先前試次為自我時的主觀相等點顯著大于先前試次為無關（均值差 =62.45ms ，差異的 95%CI=[48.52，76.37].SE=7.01 ms， t=8.91 ， plt;0.001 ，Cohen's d=0.55 見圖5）。先前試次類型與背景的交互作用不顯著，F（2，93）=0.24，p=0.789

（2）最小可覺差

對最小可覺差進行3（背景：單人情境、聯合情境和非目標情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析。結果顯示無顯著主效應或交互作用， 。

（3）韋伯分數

對韋伯分數進行3（背景：單人情境、聯合情境和非目標情境） ×2 （先前試次類型：自我、無關）重復測量方差分析。結果顯示，背景的主效應顯著，F（2，93）=4.31 ， p=0.016 ， η_p²=0.09 BF_inclusion= 1.46。事后比較結果顯示，首先與實驗1一致，聯合情境下被試的韋伯分數顯著大于單人情境（均值差 =0.019 ，差異的 95%CI=[0.003，0.034] ， SE= 0.006，t=2.89，p=0.013 ，Cohen's d=0.51 ；非目標情境下被試的韋伯分數也表現出類似趨勢（均值差Θ= 0.019 ，差異的 95% CI=[-0.003 ，0.028]， SE =0.006 ， t=1.92 ， p=0.14 ，Cohen's d=0.34， ，但與聯合情境沒有顯著差異（均值差 =0.003 ，差異的 95% CI=[-0.013 ，0.02]， SE=0.007 ， t=0.51 ， p=0.866 Cohen's d=0.10AA 。先前試次類型的主效應 （F（1，93） =0.07 ， p=0.800） 和先前試次類型與背景的交互作用 （F（2，93）=0.68 p=0.509） 均不顯著。

4.4討論

實驗3的群組水平和試次水平結果均顯示，相較于實驗1的聯合情境，個體在非目標情境下的主觀相等點與實驗1的單人情境相似，未顯著偏向于同伴任務的時距區間。前人研究發現，個體對同伴任務信息的共同表征取決于同伴目標（Hudsonetal..2016;Iacobonietal.，2005）。因此，非目標情景下主觀相等點未偏移結果表明，當同伴任務目標與時間無關時，個體無法通過共同表征機制來整合同伴任務中的時距信息，從而影響其主觀相等點。另一方面，群組水平的時間知覺敏感性分析表明，相較于單人情境，個體在非目標情境下的時間知覺敏感性顯著下降，與聯合情境相當。進一步試次水平分析結果（韋伯分數）也表現出類似的趨勢。該結果進一步支持了實驗2的結論，即同伴在場導致的社會促進效應是個體時間知覺敏感性下降的主要原因。

5 總討論

相較于以往研究大多從個體水平上探究時間知覺偏差來源，本研究首次結合時間二分仕務和聯合行動任務范式，系統探究了聯合行動情境下的個體時間知覺偏差，拓展了時間知覺的研究情境。在此基礎上，本研究進一步厘清了共同表征和社會促進這兩種潛在機制的作用。實驗1比較了個體在單人情境和聯合情境下完成時間二分任務時的時間知覺加工差異。群組水平和試次水平分析結果都發現，僅在長時距區間條件下，聯合情境下的主觀相等點顯著低于單人情境，同時聯合情境下個體的最小可覺差和韋伯分數都顯著高于單人情境。而在短時距區間條件下，聯合情境僅導致個體的最小可覺差和韋伯分數顯著增加。此外，序列依賴分析結果發現，個體的時間知覺受到先前無關試次的顯著影響，表現為主觀相等點的下降和最小可覺差的增加。和假設一致，實驗1中，聯合場景個體受到同伴影響，表現出時間估計的中心化偏差。實驗2和實驗3進一步通過設置信念情境和非目標情境，以操縱共同表征和社會促進的強度，系統探究二者是否是聯合行動情境影響個體時間估計的關鍵機制。實驗2結果發現，當通過信念激發共同表征時，個體表現出與聯合場景相當的主觀相等點，并顯著低于單人情境。同時通過同伴不在場削弱社會促進強度時，個體表現出與單人情境相當的最小可覺差和韋伯分數，并顯著低于聯合情境。相反，在實驗3中，當通過操縱同伴的任務目標為非時間估計任務來削弱共同表征的影響時，個體的主觀相等點與單人情景相當，并顯著高于聯合情境。同時通過操縱同伴在場激發社會促進時，個體表現出與聯合情境相當的最小可覺差和韋伯分數，并顯著高于單人情境。結合三個實驗結果可以看出，聯合行動情境中個體的時間知覺會受到同伴影響，并基于不同機制表現出不同效應。首先，個體通過共同表征機制將同伴任務信息表征為先驗信息，從而表現出主觀時間估計偏向同伴的時距區間。其次，同伴在場激發了社會促進，占用了個體的注意資源，從而導致時間知覺敏感性下降。

和以往經典聯合行動任務范式（例如聯合西蒙任務、聯合整體編碼任務）類似（Beaurenautetal.，2021;Zhengamp;Wang，2024b），本研究發現聯合情境下，即使沒有共享目標，同伴的任務信息也會作為先驗信息被個體表征，從而影響其時間知覺任務表現。以往個體水平的時間知覺研究表明，歷史先驗信息對時間知覺的影響主要表現為中心化和序列依賴效應。當拓展到聯合情境時，首先和個體水平研究類似（Jazayeriamp;Shadlen，201O;vanRijn，2016），本研究發現中心化偏差效應的不對稱性，表現為只在長時距條件下出現中心化偏差，且該偏差效應總是偏向于同伴任務區間。根據貝葉斯時間知覺模型（Jazayeriamp; Shadlen，201o；Sadibolova amp; Terhune，2022；Shietal.，2013），先驗時間信息（即先前任務中形成的內在時間記憶表征）與當前累積的感覺時間信息（即新接受到的信息）之間的整合作為后驗分布，共同決定了時間估計。相較于單人情境，聯合情境中個體接收到的先驗信息混合了自我任務信息和同伴任務信息，從而使得后驗分布偏向于同伴任務時距區間。該結果進一步拓充了貝葉斯時間知覺模型在社會情境的應用。在非時間知覺聯合任務中，Zheng 和Wang （2024b）的研究發現相較于單人情境，聯合情境下個體的整體編碼結果也表現出類似的偏向于同伴任務信息的中心化偏差效應。此外，該研究通過操縱被試間的群際關系，驗證了共同表征機制導致中心化偏差效應因果機制（Zhengamp;Wang，2024b）。與之相似，本研究實驗3通過設置非目標場景削弱共同表征強度，驗證了聯合時間知覺中心化偏差效應中的共同表征機制。另一方面，與個體水平的序列依賴效應類似（Shi et al.，2013），本研究三個實驗都發現了顯著的序列依賴效應，且先前試次為無關時的偏差效應顯著高于先前試次為自我條件。更關鍵的是，序列依賴效應在三個實驗場景中無顯著差異，表明該效應本身不受場景變化的影響。因此，與以往個體水平時間知覺研究不同，聯合情境對個體時間知覺的影響只反映在中心化偏差效應。具體而言，在將試次信息儲存到長時記憶并形成試次間的先驗信息分布時，同伴任務試次可能由于共同表征機制賦予的較高社會顯著性（Sui et al.， 2013; Tseng et al.，2022; Zheng amp; Wang，2024b），使其與非同伴任務試次分離，從而影響了后驗分布，最終表現為中心化偏差效應。

另一方面，在以往聚焦于個體層面的時間知覺研究基礎上，本研究探究了“他人在場\"這一因素是否會誘發社會促進效應，從而通過競爭個體有限的注意資源，影響時間估計任務的表現。和假設一致，相較于同伴不在場條件（實驗1單人情境和實驗2信念情境），在同伴在場條件（實驗1聯合情境和實驗3非目標情境）下個體的知覺敏感性顯著下降。這一結果重復了社會促進效應的經典發現，即他人在場會競爭個體有限的注意資源（Mnifetal.，2022;Oliva etal.，2017;Zangetal.，2022），減少個體對時間知覺任務的注意資源投入，從而導致時間知覺敏感性下降。事實上，本研究的結果與雙任務范式中的時間知覺任務效應相似。當個體同時進行時間相關任務與非時間相關任務時，非時間任務會競爭注意資源，導致個體的時間知覺敏感性顯著下降，且這一下降與非時間任務的難度密切相關（Brown，1985）。這種現象可能源于在聯合行動過程中，個體需要額外投入認知資源，以監控自身與他人的動作以及相關任務的結果（Sebanzetal.，2021）。例如，Loehr等人（2013）在研究鋼琴專家二重奏時記錄的腦電活動發現，個體對自身與他人錯誤的早期檢測表現出相似的神經反應。上述結果表明，在聯合行動情境中，他人在場通過社會促進效應增加了對他人任務的注意資源分配，但同時減少了對自身任務的關注，這可能是導致時間知覺敏感性下降的關鍵機制。另一種可能的解釋基于時間貝葉斯理論，整合同伴任務的時間信息為先驗信息可能導致主觀相等點偏移，并通過干擾反應標準降低時間知覺敏感性。如實驗1的心理物理曲線（圖2）所示，相較于單人情境，聯合情境不僅表現出顯著的主觀相等點偏移，當被試任務區間接近同伴任務區間時，判斷誤差和敏感性下降尤為顯著。實驗3中也觀察到敏感性下降的趨勢，但由于同伴任務與時間無關，未表現主觀相等點偏移。盡管貝葉斯整合理論能解釋實驗1和3的結果，但無法解釋實驗2的結果。實驗2顯示，盡管主觀相等點偏移顯著，但敏感性未如實驗1和3般改變。因此，我們傾向認為，他人在場通過競爭注意資源影響了時間知覺敏感性，而非通過整合同伴任務信息改變知覺表現。需要強調的是，注意資源競爭通常在雙任務條件下同時影響主觀相等點和敏感性，但本研究中個體與同伴獨立完成任務，而非典型雙任務情境。因此，他人在場主要通過分散注意影響當前刺激加工狀態，降低時間知覺敏感性，卻不足以顯著改變對同伴時距先驗信息的整合。

綜上，本研究結果為社會場景中的時間知覺心理機制提供了實證證據，拓展了時間知覺的研究情境。然而，本研究仍存在一定局限性：首先，參照以往聯合行動范式，本研究采用不同顏色作為行動者區分線索，并進行了被試間平衡處理。然而，由于前人研究發現刺激顏色可能影響時間知覺（Lin2003），因此未來研究可能需要采用非顏色的行動者線索區分。其次，在實驗2和實驗3中，我們采用假被試充當同伴完成聯合情境任務。盡管這一設計控制了同伴行為的一致性，這可能與實驗1中真實聯合行動中相比存在生態效度差異。未來研究應盡量采用真實聯合行動情境來減少上述額外因素的影響。除此之外，未來研究有必要結合前沿的人際間神經科學測量手段進一步挖掘聯合行動情境中的個體時間知覺心理機制對應的神經基礎。

6 結論

本研究通過3個實驗系統探討了聯合行動情境對個體時間知覺的影響，并揭示了共同表征與社會促進在其中的重要作用。研究結果表明，聯合情境中個體的主觀時間估計偏向同伴的時距區間。同時，他人在場會占用個體注意資源，從而降低時間知覺敏感性。本研究不僅拓展了時間知覺研究的理論視角，還為闡明社會情境下的時間知覺加工機制提供了重要參考。

參考文獻

Acerbi，L.，Wolpert，D.，amp;Vijayakumar，S.（2012）.Internal representations of temporal statistics and feedback calibrate motor-sensory interval timing. PLoS Computational Biology，

8（11）， e1002771.https：//doi.org/10.1371/journal.pcbi.1002771 Atmaca，S.，Sebanz，N.，amp; Knoblich，G.（2011）.The joint flanker effect： Sharing tasks with real and imagined coactors.Experimental BrainResearch，3（4），371-385. Beaurenaut，M.，Dezecache，G.，amp;Grezes，J.（2021）.Action co-representation under threat： A social simon study. Cognition，215，104829.https：//doi.org/10.1016/j.cognition.2021.

104829 Brown，S.（1985）.Timeperception and attention：the effectsof prospective versus retrospective paradigms and task demands on perceived duration. Perception and Psychophysics，

38（2），115-124.https：//doi.org/10.3758/bf03198848 Bond，C.，Jr.，amp;Titus，L.（1983）.Socialfacilitation：Ametaanalysisof241 studies.Psychological Bulletin，94（2），265-

292.https：//doi.0rg/10.1037/0033-2909.94.2.265 Burra，N.，amp;Kerzel，D. （2021）.Meetinganother's gaze shortens subjective time by capturing attention. Cognition， 212，104734. https：//doi.org/10.1016/j.cognition.2021.104734 Chambon，M.，Droit-Volet，S.，amp;Niedenthal，P.（2008）.The effectofembodyingthe elderlyon timeperception.Journal ofExperimental Social Psychology，44（3），672-678.https：// doi.org/10.1016/j.jesp.2007.04.014 Chen，S.，Wang，T.，amp;Bao，Y.（2023）.Serial dependencein timing at the perceptual level being modulated by working memory. PsyCh Journal， 12（6）， 774-786.https：//doi.org/10.1002/pchj.653 Cottrell，N.，Wack，D.，Sekerak，G.，amp;Rittle，R.（1968）.Social facilitation of dominant responses by the presence of an audience and the mere presence of others. Journal of Personality and Social Psychology，9（3），245-250.https：// doi.org/10.1037/h0025902 Faul，F.，Erdfelder，E.，Lang，A.-G.，amp;Buchner，A.（2007）. G^* Power3：A flexible statistical poweranalysisprogram for the social，behavioral，and biomedical sciences.Behavior Research Methods，39（2）， 175-191. https：//doi.org/10.3758/ bf03193146

Ferraro，L.， Iani， C.，Mariani，M.，Milanese，N.，amp; Rubichi，S. （2011）.Facilitation and interference components in the joint Simon task. Experimental Brain Research， 211（3）， 337-343. https：//doi.org/10.1007/s00221-011-2711-2

Guo，R.，Wang，T.，amp; Zhang，J.（2020）. The influence of multilingualism and multiculturalism on individual and social switching： Evidence from the Xibe.Acta Psychologica Sinica，52（9），1071-1086.

[郭人豪，王婷，張積家．（2020）.多元語言文化對個體情境 下與社會情境下認知轉換功能的差異性影響一 -來自錫 伯族的證據．心理學報，52（9），1071-1086.]

Hudson，M.，Nicholson， T.，Elis，R.，amp; Bach，P.（2016）.I see what you say： Prior knowledge of other's goals automatically biases the perception of their actions. Cognition，146， 245-250.https：//doi.org/10.1016/j.cognition.2015.09.021

Huguet， P.， Galvaing，M.，Monteil， J.，amp; Dumas，F. （1999）. Social presence effects in the Stroop task： Further evidence for an attentional view of social facilitation. Journal of Personality and Social Psychology，77（5），1011-1025. https：//doi.org/10.1037/0022-3514.77.5.1011

Iacoboni， M.，Molnar-Szakacs， I.， Gallese，V.， Buccino，G.， Mazziotta，J.，amp; Rizzolatti，G.（2005）.Grasping the intentions of others with one's own mirror neuron system. PLoS Biology， 3（3），e79. https：//doi.org/10.1371/journal. pbio.0030079

Ishikawa，K.，amp; Okubo，M. （2016）.Overestimation of the subjective experience of time in social anxiety： Effects of facial expression， gaze direction，and time course. Frontiers in Psychology，7，611. https：//doi.org/10.3389/fpsyg.2016.00611

JASP Team. （2022）. JASP （Version 0.16.3） [Computer software].

Jazayeri，M.，amp; Shadlen，M.（2010）.Temporal context calibrates interval timing. Nature Neuroscience，13（8）， 1020-1026.https：//doi.org/10.1038/nn.2590

Kourtis，D.，Knoblich，G.，Wozniak，M.，amp;Sebanz，N.（2014）. Attention allocation and task representation during joint action planning. Journal of Cognitive Neuroscience， 26（10）， 2275-2286.https：//doi.org/10.1162/jocn_a_00634

Li，B.，Chen，Y.，Xiao，L.，Liu，P.，amp; Huang，X.（2017）. Duration adaptation modulates EEG correlates of subsequent temporal encoding. Neuroimage， 147， 143-151. https：//doi. org/10.1016/j.neuroimage.2016.12.015

Li， B.，amp; Huang， X. （2019）. Research advances on the duration aftereffect. Acta Physiologica Sinica， 71（1）， 95-104. https：//10.13294/j.aps. 2018.0099

[李寶林，黃希庭．（2019）．時距知覺適應后效的研究進 展．生理學報，71（1），95-104.]

Lin， C. （2oo3）. Efects of illumination， viewing distance，and lighting color on perception time. Perceptual and Motor Skills，96（3 Pt 1），817-826. htps：//doi.0rg/10.2466/pms.96. 3.817-826

Loehr， J.，Kourtis，D.，Vesper， C.， Sebanz，N.，amp; Knoblich， G. （2013）. Monitoring individual and joint action outcomes in duet music performance. Journal of Cognitive Neuroscience， 25（7），1049-1061.htps：//doi.org/10.1162/jocn_a_00388

Milanese，N.， Iani， C.，amp; Rubichi， S. （201O）. Shared learning shapes human performance： Transfer effects in task sharing. Cognition，116（1）， 15-22. https：//doi.org/10.1016/j.cognition. 2010.03.010

Mnif，M.，Chikh，S.，amp; Jarraya，M.（2022）.Effect of social context on cognitive and motor behavior： A systematic review.JournalofMotorBehavior，54（5），631-647.https：// doi.org/10.1080/00222895.2022.2060928

Nather，F.， Bueno，J.，amp; Bigand， E. （2013）. Body movement implied by static images modulates eye movements and subjective time estimation. Psychology amp; Neuroscience， 6（3），261-270. htps：//oiorg/10.3922/j.psns.2013.3.04.

Oliva，M.，Niehorster，D.， Jarodzka， H.，amp; Holmqvist，K. （2017）. Influence of coactors on saccadic and manual responses. I-perception， 8（1）， 2041669517692814. https：// doi.org/10.1177/2041669517692814.

Sadibolova，R.，amp; Terhune，D.B. （2022）. The temporal context in bayesian models of interval timing： Recent advances and future directions. Behavioral Neuroscience， 136（5），364-373. https：//doi.0rg/10.1037/bne0000513

Schirmer，A.，Meck，W.，amp; Penney， T.（2016）. The sociotemporal brain： Connecting people in time. Trends in Cognitive Sciences， 20（10）， 760-772. htps：//doi.org/10.1016/ j.tics.2016.08.002.

Sebanz，N.，Bekkering，H.，amp; Knoblich， G.（2006）. Joint action Bodies and minds moving together. Trends in Cognitive Science， 10（2），70-76. https：//doi.org/10.1016/ j.tics.2005. 12.009.

Sebanz，N.，amp; Knoblich，G.（2021）.Progress in joint-action research. Current Directions in Psychological Science， 30（2），138-143.

Sebanz，N.，Knoblich，G.，amp; Prinz，W.（2003）.Representing others'actions： Just like one's own？ Cognition， 88（3）， B11-B21. https：//doi.org/10.1016/s0010-0277（03）00043-x

Shen，B.，Chen，Y.，He，Z.，Li，W.，Yu，H.，amp; Zhou，X.（2023）. The competition dynamics of approach and avoidance motivations following interpersonal transgression. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America，120（40）， e2302484120. https：//doi.0rg/10.1073/pnas. 2302484120.

Shi， Z.， Church，R.，amp; Meck，W. （2013）.Bayesian optimization of time perception. Trends in Cognive Science， 17（11）， 556-564. htps：//oi.org/10.1016/j.tics.2013.09.009

Song，X.，amp; Dong， M. （2023）.A multidimensional representation model of interpersonal collaboration： From the perspective ofcognitive representation. Advances in Psychological Science，31（7），1288-1302.

[宋曉蕾，董梅梅.（2023）．人際協同的多重表征模型— -基 于認知表征的視角．心理科學進展，31（7），1288-1302.]

Song，X.， Jia，X.， Zhao，Y.，amp; Guo，J. （2020）. The underlying mechanism of emotions on co-representation in joint actions. Acta Psychologica Sinica， 52（3），269-282.

[宋曉蕾，賈筱倩，趙媛，郭晶晶.（2020）.情緒對聯合行動 中共同表征能力的影響機制．心理學報，52（3），269-282.] Sui， J.，Rotshtein， P.，amp; Humphreys， G. （2013）. Coupling social attention to the self forms a network for personal significance. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America，110（19）， 7607-7612. https：//doi.org/10.1073/pnas.1221862110

Treutwein，B.，amp; Strasburger， H. （1999）.Fitting the psychometric function. Perception and Psychophysics，61（1）， 87-106. https：//doi.0rg/10.3758/bf03211951

Tsai， C.， Kuo， W.， Hung， D.，amp; Tzeng， O. （2008）. Action corepresentation is tuned to other humans.Journal of Cognitive Neuroscience，20（11）， 2015-2024. https：//doi.org/10.1162/ jocn.2008.20144

Tseng，C.，Li， J.，，amp; Cheng，M. （2022）. Social affiliation is sufficient to provoke the partner-advantage.Scientific Reports，12（1）， 21293. https：//doi.org/10.1038/s41598-022- 25052-1

van Rijn， H. （2016）. Accounting for memory mechanisms in interval timing：Areview.Current Opinionin Behavioral Sciences，8，245-249.https：//doi.org/10.1016/j.cobeha.2016. 02.016

Vesper， C.， Schmitz， L.，amp; Knoblich，G. （2017）. Modulating action duration to establish nonconventional communication. Journal of Experimental Psychology：General， 146（12）， 1722-1737.https：//doi.org/10.1037/xge0000379

Vroomen，J.，amp; Keetels，M. （2010）. Perception of intersensory synchrony： A tutorial review.Attention Perceptionamp; Psychophys，72（4）， 871-884.https：//doi.org/10.3758/APP. 72.4.871

Wang，C.，Li，H.，Jia，L.，Li，F.，amp;Wang，J.（202O）.Theta band behavioral fluctuations synchronized interpersonally during cooperation.Psychonomic Bulletin amp; Review，27（3）， 563-570.https：/doi.0rg/10.3758/s13423-020-01711-0

Wang，T.，Luo，Y.，Ivry，R.，Tsay，J.，Poppel，E.，amp;Bao，Y. （2023）.Aunitarymechanism underliesadaptationto both localand global environmental statisticsin timeperception. PLoS Computational Biology，19（5），el011116. https：// doi.org/10.1371/journal.pcbi.1011116

Xu，S.，amp; Song，X.（2016）.Joint Simon effect：Current research，influencing factors and theories.Advances in Psychological Science，24（3），367-378.

[徐勝，宋曉蕾.（2016）.聯合Simon效應：現狀、影響因素 與理論解釋．心理科學進展，24（3），367-378.]

Yao，Z.，Zhang，L.，amp; Zhang，K.（2015）.Development and Influencing factors of the scalar timingmodel.Advancesin PsychologicalScience，23（5），784-792.https：//doi.org/10. 3724/sp.J.1042.2015.00784

[姚竹曦，張亮，張侃.（2015）.標量計時模型的影響因素及 發展，心理科學進展，23（5），784-792.]

Zajonc，R.（l965）.Social facilitation：A solution is suggested foran old unresolved social psychological problem.Science， 149（3681）， 269-274. https：//doi.org/10.1126/science.149. 3681.269

Zang，X.，Zinchenko，A.，Wu，J.，Zhu，X.，Fang，F.，amp;Shi，Z. （2022）.Contextual cueingin co-active visual search：Joint actionallowsacquisitionof task-irrelevantcontext.Attention Perceptionamp; Psychophys，84（4），1114-1129.https：//doi. org/10.3758/s13414-022-02470-x

Zhang，H.，Hou，S.，Wang，H.，Lian，Y.，amp; Yang，H. （2020）. Socially shared retrieval-induced forgetting in anaturalistic collaborative retrieval situation. Acta Psychologica Sinica， 52（6），716-729.

[張環，侯雙，王海曼，廉宇煊，楊海波.（2020）.他人在場條件 下的社會分享型提取誘發遺忘.心理學報，52（6），716-729.]

Zheng，Z.，amp; Wang，J.（2023）.Co-actors represent each other's taskregularitythrough social statisticallearning.Cognition 235，105411.https：//doi.org/10.1016/j.cognition.2023.105411

Zheng，Z.，amp; Wang，J.（2024a）.Interbrain neural correlatesof self and other integration in joint statistical learning. npj Science of Learning，9（1），68.https：//doi.org/10.1038/ s41539-024-00280-4

Zheng，Z.，amp; Wang，J.（2024b）.Interpersonal prior information informs ensemble coding through the co-representation process.Psychonomic Bulletinamp;Review，31（2），886-896. https：//doi.0rg/10.3758/s13423-023-02390-3

The effect of joint action contexts on time perception

WANG Jun， ZHENG Zheng

SchoolofPsychologyZhejiangNormal University;ZhejiangPhilosophyandSocialScienceLaboratoryfor theMental Healthand Crisis Intervention ofChildrenand Adolescents，Jinhua 321oo4，China）

Abstract

Previous studies have primarily focused on exploring the sources of time perception bias at an individual level， but few studies have investigated the mechanisms behind time perception bias in social contexts.To address this gap，the present study combined joint action and time perception paradigms with the goal of investigating time perception in social contexts and further examining the mechanisms ofco-representation and/or social facilitation in joint temporal perception through three experiments.

This study used a between-subject 2×2 experimental design，with the factors of context （individual vs. joint） and duration distribution （short intervals vs. long intervals）. The stimulus durations were 400ms or 1000 ms for the short interval group，and 1000ms or 1600ms for the long interval group. The varying intervals were indicated by yellow or green circles.Participants initially completed a learning task alone and were then randomly assigned to either an individual or joint context to complete a practice task. In the joint context， two participants who were unfamiliar with each other practiced with different temporal intervals and completed the experiment together.In the individual context，one participant sat alone on the left or right side of the screen to complete the experiment.During the learning phase，participants became familiar with the short- and long-interval stimuli. In the practice phase， solid orange circles of varying durations （from 40o ms to 1000ms 0 in 100ms increments） or solid green circles （from 1ooo ms to 1600ms ，in 100ms increments） were randomly shown onthe screen. Participants then judged whether the duration of the stimulus was“short”or“long”based on criteria presented during the learning phase.

In Experiment 1， we found that individuals’ subjective equivalence points were significantly altered， and their sensitivity to time perception was notably reduced in joint situations compared to individual situations.In Experiment 2，we stimulated co-representation by manipulating participants’beliefs，and the absence of peers reduced the influence of social inhibition. Individuals had similar shifts in subjective equivalence points as observed in joint situations，but there was no significant change in temporal perceptual sensitivity.In Experiment 3，co-representation was atenuated by giving the peer a non-temporal estimation task， while the presence of peers elicited social inhibition.These findings demonstrated a significant decrease in individuals’ time-perception sensitivity compared to the individual situation， but no significant shift in subjective equivalence points was observed.

In summary，the present study suggests that individuals in joint action contexts represent their peers’ task information through the mechanism ofco-representation， which introduces bias in time estimation. Additionally， the preence of others creates competition for attentional resources，leading to a reduction in individuals’ sensitivity to time perception in joint action contexts.

Keywordstime perception; joint action; co-representation; social facilitation