情绪启动对低自尊个体注意偏向的影响 *

2019-01-29张丽华代嘉幸

心理与行为研究 2018年6期

张丽华李娜刘婕代嘉幸

(辽宁师范大学心理学院；儿童青少年健康人格评定与培养协同创新中心，大连 116029)

1 引言

自尊作为个体对自己的情感性评价，是人格的核心成分，影响着个体对周围环境的应对方式及心理健康（Kernis, 2003）。社会计量理论认为（Leary, Tambor, Terdal, & Downs, 1995），自尊是一种社会计量器，可以反映个体被接纳和排斥的程度，如果个体在过去经验中反复体验到更多的负面评价及消极反馈则更易发展为低自尊，反过来低自尊个体也更易知觉社会负性信息，倾向于将他人的行为知觉为排斥或拒绝，产生更多的消极情绪体验，心理健康更易受到威胁。已有研究表明，低自尊个体对负性信息存在注意偏向（Dandeneau & Baldwin, 2004; Dandeneau & Baldwin,2009; 李海江, 杨娟, 贾磊, 张庆林, 2011; 李海江, 杨娟, 袁祥勇, 覃义贵, 张庆林, 2012），主要表现为低自尊个体对拒绝性信息、威胁性信息以及情绪性信息产生选择性注意，他们对这些信息的注意难以转移。对低自尊个体注意偏向机制的解释尚没有达成一致，注意成分说认为有两种解释：一是不同水平自尊个体注意警觉存在差异，即高自尊者对不同类型信息的注意不存在差异，而低自尊个体对消极信息存在过度注意（Brosch, Sander,Pourtois, & Scherer, 2008）；二是低自尊个体存在注意解脱困难，即低自尊个体表现出对消极信息的过度关注，以致于难以发生注意转移（Cisler &Olatunji, 2010）。

目前，情绪对认知加工的影响主要表现为“情绪一致性效应”。情绪启动作为研究情绪与认知关系的手段，主要是指个体加工正性或负性情绪效价的信息后，会使后继的认知加工容易蒙上相应的情绪色彩而受到影响（Murphy & Zajonc,1993）。有研究表明，使用正负性图片、短影片作为启动材料均发现了情绪启动效应，朱诗敏和郑希付（2009）以大学生为被试，在使用短电影作为启动材料时发现注意偏向总体上呈现心境一致性效应，同样Smith等（2006）应用情绪性图片重复启动效应也发现了情绪环境会调节个体对负性情绪信息的注意偏向。根据Bower和Forgas（2000）的情绪记忆网络模型（Associative model of memory and emotion）及激活扩散说（spreading activation），认为情绪都是以概念的形式储存在记忆节点中，情绪的节点以及与情绪相应的事件背景、动作、表情、态度等构成一个整体的网络。假设启动刺激可以激活情绪节点，那么根据激活扩散说，这种兴奋可以扩散到与启动刺激性质一致的目标刺激节点上，从而有利于对目标刺激的加工，也就是说如果某种情绪节点被激活，相应的自主反应模式、行为表现等也会得到激活，那么心境一致性就会发生，即被试会优先注意与自身情绪相一致的信息。这也在情绪障碍个体的研究中得到证明，对于情绪障碍个体，其情绪状态即可视为一种启动状态，从而影响后继的认知加工过程（Helfinstein, White, Bar-Haim, & Fox, 2008）。其实，情绪与注意偏向的影响并不是单向作用，而是相互作用：个体对负性刺激的注意偏向反过来会加剧个体的负性情绪体验，从而导致两者之间的恶性循环（Smith et al., 2006）。Dandeneau和Baldwin（2009）研究发现注意偏向训练可以降低低自尊个体对威胁性信息的注意偏向，规避社会压力的体验，促进情绪的有效调节，并产生积极的心理、行为和生理效果。因此，对情绪启动条件下不同自尊水平大学生注意偏向的研究，有助于在理解其认知加工特点的基础上，探索如何对低自尊个体注意偏向进行有效干预。

因此，本研究使用能够传递鲜明情绪信息的情绪图片作为启动刺激，使用重复启动范式，来探讨低自尊个体是否可以通过情绪启动强化其积极情绪体验，从而降低其因对负性信息的注意偏向而带来的消极影响呢？为解决上述问题本研究首先探讨了不同自尊水平个体的注意偏向特点（实验一），并在此基础上进一步探讨情绪启动对低自尊个体注意偏向的影响（实验二）。本研究的实验假设如下：（1）低自尊个体对负性情绪存在注意偏向；（2）正性情绪启动对低自尊个体的负性注意偏向有显著的调节作用。

2 实验一：不同自尊水平个体的注意偏向特点

2.1 方法

2.1.1 被试

随机选取160名大学生发放罗森伯格自尊量表，量表得分从高到低进行排序，取前后各27%的个体分别作为高低自尊组。有效被试70人，其中高自尊组被试33人，男生13人，女生20人，年龄为21.88±1.85岁，低自尊组被试37人，男生16人，女生21人，年龄为21.22±1.49岁，两组年龄和性别比例无显著差异。所有参加实验的被试视力或矫正视力正常，右利手。

2.1.2 实验材料

外显自尊测验：采用罗森伯格自尊量表（Self-Esteem Scale, SES）。该量表共10题，采用四级评分。由于中西方被试对该量表第八题的理解存在差异，因此参考前期研究对第八题予以删除（李海江等, 2012）。量表总分是9-36分，得分越高说明被试自尊水平越高。该量表内部一致性系数为0.85，分半信度为0.83（田录梅, 2006），在国内外都得到了比较广泛的应用。本研究中该量表的α系数为0.81。

点探测任务实验材料：在中科院研究制作的大学生情绪面孔图片库中选择90张面孔图片（微笑30张, 愤怒30张, 中性30张）（王妍, 罗跃嘉,2005），并由20名心理学院的学生对选取图片的愉悦度和唤醒度进行1-7级评分。实验材料选取的标准为：微笑面孔的唤醒度＞4，愉悦度＞5；愤怒面孔的唤醒度＞4，愉悦度＜3；中性面孔的唤醒度＜3，愉悦度在3-5之间。微笑面孔和愤怒面孔的唤醒度显著大于中性面孔（p＜0.05），且微笑面孔和愤怒面孔唤醒度没有差异（p＞0.05）。微笑面孔的愉悦度显著大于中性面孔和愤怒面孔（p＜0.05），中性面孔愉悦度显著大于愤怒面孔（p＜0.05）。参照已有研究，面孔图片的大小一致（9 cm×7 cm），图片中心离屏幕正中6 cm。

2.1.3 实验设计

采用2（自尊水平: 高自尊组, 低自尊组）×2（线索类型: 有效线索, 无效线索）×2（情绪面孔类型: 微笑面孔, 愤怒面孔）三因素混合设计。其中自尊水平是被试间变量，线索类型及情绪面孔类型是被试内变量，反应时是因变量。

采用2（自尊水平: 高自尊组, 低自尊组）×2（偏向类型: 正性偏向, 负性偏向）两因素混合设计。自尊水平是被试间变量，偏向类型是被试内变量，注意偏向分数是因变量。注意偏向分数=探测点与情绪面孔位置不一致时的反应时-两者一致时的反应时，以毫秒（ms）计时（刘爱书, 王春梅, 2014）。

2.1.4 实验程序

研究采用点探测实验范式，使用E-prime软件编程来实现刺激呈现，刺激呈现背景为黑色。首先屏幕中央呈现一个注视点“+”，呈现时间为200-400 ms。随后呈现配对刺激（微笑面孔-中性面孔或者愤怒面孔-中性面孔），呈现时间为500 ms。接着呈现随机空屏，呈现时间为200-400 ms。然后在其中一个图片呈现的位置出现两个点“：”或者“‥”，呈现时间为3000 ms，要求被试判断点是竖直排列“：”还是水平排列“‥”。如果是竖直排列按“F”键，如果是水平排列按“J”键，如果被试没有做出反应则自动跳到下一个试次。被试经过10个练习试次后开始正式实验。当点出现在情绪面孔（微笑或者愤怒）所呈现的位置上时，提示线索为有效线索；当点出现在中性面孔所呈现的位置上时，提示线索为无效线索。实验共有四种条件：微笑有效线索、微笑无效线索、愤怒无效线索、愤怒有效线索，每种条件包含60个图片的点-探测任务试次。实验流程示意图见图1。

图1 点探测任务流程图

2.2 结果与分析

2.2.1 被试自尊水平差异分析

根据被试在Rosenberg量表中的得分，按照统计学27%的标准进行划分，其中低自尊被试37人（自尊水平: 18.32±2.19），高自尊被试33人（自尊水平: 33.36±1.60），对两组被试自尊水平进行独立样本t检验，两组被试自尊水平差异显著（t=32.52, p＜0.001）。

2.2.2 高、低自尊组被试在不同线索和情绪面孔下的反应时分析

实验数据采用SPSS统计软件进行统计分析。参照已有研究，对点探测任务的数据进行预处理：删去错误反应试次，删去反应时小于200 ms或大于1300 ms及超出平均反应时3个标准差的反应时。对数据进行三因素重复测量方差分析。高、低自尊组被试在不同条件下的平均反应时见表1。

表1 高、低自尊组被试在不同线索和情绪面孔下的平均反应时和标准差（ms）

结果表明，面孔主效应显著，F（1, 68）=8.99，p＜0.05，η2=0.11，愤怒面孔的平均反应时（573.69±58.55 ms）显著长于微笑面孔的平均反应时（567.97±55.21 ms）。线索主效应显著，F（1, 68）=41.56，p＜0.01，η2=0.38，无效线索下的平均反应时（574.68±56.99 ms）显著长于有效线索下的平均反应时（566.98±56.85 ms）。自尊水平、线索类型与面孔类型交互作用显著，F（1, 68）=17.27，p＜0.05，η2=0.20。对此结果做进一步的简单简单效应分析后发现，低自尊组被试在无效线索条件下，以愤怒面孔为提示的平均反应时（589.33±62.01 ms）显著长于以微笑面孔为提示的平均反应时（573.90±59.96 ms）, F（1, 68）=31.80, p＜0.05, η2=0.32。

2.2.3 高、低自尊组被试在不同条件下偏向分数分析

对两组被试的正性与负性偏向分数进行单样本t检验（与0比较），低自尊组被试对愤怒面孔存在注意偏向（t=9.98, p＜0.05）。以自尊水平和偏向类型为自变量，以偏向分数为因变量，对其进行2（自尊类型: 高自尊组, 低自尊）×2（注意偏向:正性偏向, 负性偏向）两因素重复测量方差分析。结果表明，偏向类型主效应显著，F（1, 68）=14.56，p＜0.05，正性偏向分数（3.98±12.21）显著低于负性偏向分数（11.43±13.27）。自尊类型与偏向类型交互作用显著（图2），F（1, 68）=17.27，p＜0.05，η2=0.20。进一步进行简单效应分析，结果显示低自尊组被试负性偏向分数的平均数（18.22±11.08）显著高于正性偏向分数的平均数（2.64±8.96），F（1, 68）=33.70，p＜0.01，η2=0.33。

3 实验二：情绪启动对低自尊个体注意偏向的影响

3.1 方法

3.1.1 被试

图2 自尊类型与偏向类型交互作用

随机选取400名大学生发放罗森伯格自尊量表并按照其量表得分从高到低排序，取得分后27%（本实验中量表得分为22分及以下）的个体作为被试。有效被试101人，包括男生35人，女生66人，年龄为21.24±1.60岁，所有参加实验的被试视力或矫正视力正常，右利手。将101名被试随机分配到正启动组（年龄21.30±1.78岁）、负启动组（年龄21.03±1.47岁）和控制组（年龄21.38±1.58岁）。

3.1.2 实验材料

外显自尊测验：同实验一。

情绪启动材料：有研究表明情绪图片相对于情绪词能够使被试产生更强烈的情绪反应（Everaert,Mogoaşe, David, & Koster, 2015），因此从中科院心理所制作的中国情绪图片库中（CAPS）选取120张情绪图片作为情绪启动材料，其中正性图片、负性图片和中性图片各40张（白露, 马慧, 黄宇霞, 罗跃嘉, 2005），正性图片愉悦度标准分7-9分，中性图片愉悦度标准分4-6分，负性图片愉悦度标准分1-3分，三组图片唤醒度保持一致。由20名心理学院的学生对图片的愉悦度、唤醒度进行1-9级评定，正性图片的愉悦度要显著大于中性图片和负性图片（p＜0.05），中性图片愉悦度显著大于负性图片（p＜0.05），三组图片在唤醒度上没有显著差异（p＞0.05）。

点探测任务面孔图片同实验一。

3.1.3 实验设计

采用3（情绪启动: 正启动, 负启动和控制组）×2（线索类型: 有效线索, 无效线索）×2（情绪面孔类型: 微笑面孔, 愤怒面孔）的三因素混合设计。其中情绪启动是被试间变量，线索类型和情绪面孔类型是被试内变量，反应时为因变量。

采用3（情绪启动: 正启动, 负启动和控制组）×2（偏向类型: 正性偏向, 负性偏向）两因素混合设计。情绪启动是被试间变量，偏向类型是被试内变量，注意偏向分数为因变量。

3.1.4 实验程序

本实验的情绪启动采用反复启动的方式，即情绪启动的操作完成以后个体再去执行点探测任务，这样的操作会使情绪启动效应积累，前一个启动的效应还未消失，下一个启动操作已经开始进行，这种累积性的情绪启动要比传统的启动方式效果更好（Smith et al., 2006）。

启动操作共有三种启动条件：正性情绪启动、负性情绪启动和控制条件。实验开始时，先在屏幕上呈现500 ms的注视点“+”作为提示信号，接着呈现启动图片，持续1000 ms。每组实验共分为四个组块，每个组块均包含20个启动操作试次和60个对图片的点-探测任务试次。点探测任务同实验一。启动任务流程示意图见图3。

图3 启动任务流程图（以正性情绪启动为例）

3.2 结果与分析

3.2.1 被试自尊水平

根据被试在Rosenberg量表中的得分，按照统计学27%的标准进行划分，选取低自尊被试101人（自尊水平：17.60±2.53），且各组自尊水平没有差异（p＞0.05）。

3.2.2 反应时

为避免极端值对数据分析的影响进行了实验数据的预处理，删除错误反应试次的反应时，删除小于200 ms或者大于1300 ms的反应时，删除±3个标准差以外的反应时。对数据进行三因素重复测量方差分析。情绪启动后各启动组在不同线索和面孔条件下的平均反应时和标准差见表2。

结果表明，启动类型主效应显著，F（2, 98）=92.24，p＜0.01，η2=0.65，对其进行事后检验发现，负启动组的平均反应时（652.49±41.90 ms）显著长于正启动组（519.76±40.76 ms）和控制组的平均反应时（577.05±42.66 ms）；控制组的平均反应时（577.05±42.66 ms）显著长于正启动组的平均反应时（519.76±40.76 ms）。面孔主效应显著，F（1, 98）=7.00，p＜0.05，η2=0.07，愤怒面孔下的平均反应时（585.91±44.07 ms）显著长于微笑面孔下的平均反应时（580.29±39.475 ms）。线索主效应显著，F（1, 98）=36.03，p＜0.01，η2=0.27，无效线索下的平均反应时（587.71±39.50 ms）显著长于有效线索下的平均反应时（578.50±42.50 ms）。启动类型、线索类型和面孔类型交互作用显著，F（2, 98）=11.47，p＜0.01，η2=0.19，对其进行简单简单效应分析后发现，负启动组在无效线索条件下对愤怒面孔的平均反应时（670.95±42.44 ms）显著长于对微笑面孔的平均反应时（648.34±36.54 ms），F（1,98）=32.35，p＜0.01，η2=0.25。控制组在无效线索下对愤怒面孔的平均反应时（585.62±48.95 ms）显著长于对微笑面孔的平均反应时（575.55±39.63 ms），F（1, 98）=6.99，p＜0.05，η2=0.67。

表2 情绪启动后各启动组在不同线索和面孔条件下的平均反应时和标准差（ms）

3.2.3 偏向分数

对各启动组的注意偏向分数进行单样本t检验：正启动组对微笑面孔存在注意偏向（t（31）=2.17, p＜0.05），负启动组和控制组对愤怒面孔存在注意偏向（t（32）=9.23, p＜0.01;t（35）=4.11, p＜0.05），这表明正性情绪启动对低自尊个体的注意偏向具有调节作用。对数据进行3（情绪启动类型：正启动，负启动，无启动）×2（偏向类型：正性偏向，负性偏向）的两因素重复测量方差分析。结果表明，注意偏向类型主效应显著，F（1, 98）=21.50，p＜0.05，η2=0.20；启动类型与偏向类型交互作用显著（图4），F（2, 98）=11.88，p＜0.01，η2=0.19。进一步分析结果显示：正启动组的正、负偏向分数差异不显著；控制组的负性注意偏向分数（10.96±15.98）与正性偏向分数（4.00±20.67）差异显著，F（1, 98）=4.41，p＜0.05，η2=0.03；负启动组的负性偏向分数（25.78±16.04）与正性偏向分数（2.82±20.58）差异显著，F（1, 98）=44.05，p＜0.01，η2=0.31。

4 总讨论

图4 低自尊个体启动类型与偏向类型交互作用

本研究运用点探测任务探讨了不同自尊水平个体的注意偏向特点，并在此基础上使用重复启动范式进一步探讨情绪启动对低自尊个体注意偏向的影响。所得结果证实了假设，即低自尊个体对负性情绪存在注意偏向，正性情绪启动对低自尊个体的负性注意偏向有显著的调节作用，负性情绪启动加重了低自尊个体的负性注意偏向。

4.1 低自尊个体的注意偏向特点

实验一结果表明，低自尊个体对负性情绪存在注意偏向，这在国内外很多研究中得到了证实。比如，Dandeneau和Baldwin（2004）使用Stroop范式探讨低自尊个体注意偏向，在Stroop干扰效应中低自尊个体对拒绝词反应时更长，表明对拒绝性信息进行加工时低自尊个体存在注意偏向。李海江等（2011）采用不同研究范式同样发现负性刺激更加吸引低自尊个体注意，并且其内在机制是低自尊个体对负性刺激存在注意解脱困难，之后进一步采用事件相关电位（ERP）进行研究证实了这一结果，发现在无效提示条件下，愤怒面孔后的靶子比高兴和中性面孔后的靶子在低自尊个体中诱发了更大的P1波幅（李海江等，2013）。关系图式理论和社会计量理论为低自尊个体对负性信息注意偏向提供了理论框架（Markus, 1977;Leary et al., 1995），低自尊的个体在生活中反复经历社会否定、社会排斥等不愉快体验，从而形成更多的负性认知图式，根据信息加工的图式一致性原则，低自尊个体更易将模糊的社会信息加工为负性信息，这是产生注意偏向的根本，因此低自尊个体即使在新的环境中仍会对负面评价存在较高期待并分配较多的注意资源（Dandeneau &Baldwin, 2004; Gyurak & Ayduk, 2007）。可见，消极的社会评价和社会反馈更容易吸引低自尊个体的注意，他们对环境中具有评价性的威胁信息更为敏感并产生注意偏好，而这种注意偏向会对他们之后的认知判断产生影响，进而形成一种恶性循环。因此有必要对低自尊个体负性注意偏向进行干预和调节，以打破这种恶性循环。

4.2 情绪启动对低自尊个体注意偏向的影响

通过实验一我们已经发现不同自尊水平个体对信息存在不同偏好。那么是否可以通过情绪启动来改善低自尊个体的注意偏向，这便是实验二所要探讨的问题。在实验二中我们分别探究了三种情绪启动方式对低自尊个体注意偏向的影响和调节作用，结果表明负性启动对低自尊个体负性注意偏向影响最大，使得他们对负性信息更加注意。而在正性启动条件下，低自尊个体的整体反应时较负启动及控制条件下显著更短，甚至出现了正性偏向的趋势。表明情绪启动能够有效的诱发个体相应的情绪体验，使得情绪启动能够调节低自尊个体在点探测任务中对负性情绪信息的偏向。这在一些研究中得到了证实，有研究者认为，受试者在经过积极情绪启动后，会对靶刺激给予相对正性的评价，而在消极情绪启动后，则会对靶刺激给予相对负性的评价（Murphy &Zajonc, 1993）。的确很多研究都发现，积极情绪对注意具有调节作用，无论是在日常的还是诱发的积极情绪下，个体对积极刺激均表现出注意偏向。Tamir和Robinson（2007）发现在积极情绪下个体对奖赏有关的积极刺激表现出明显的注意偏向，该结果在眼动追踪实验中也得到了证实。Wadlinger和Isaacowitz（2008）在积极情绪下进行注意训练，发现被试对积极图片表现出了注意偏向，而在中性情绪下的注意训练并没有发现此结果。这一结果可以用“激活扩散说”来解释，对于低自尊个体，负性情绪启动刺激会激活相关的情绪记忆网络，诱发负性情绪反应，根据心境一致性观点，对随后出现的负性目标刺激会出现更大的易化，加剧这种负性注意偏向。当诱发个体正性情绪体验，可以促进个体对正性情绪面孔的加工，但是根据特质一致性效应，低自尊个体更倾向于注意负性信息，因此积极情绪启动可以减小低自尊个体负性偏向效应。这一结果也得到了易获得模式观点的支持，认为情绪刺激相似的信息更容易引起加工者的注意（Smith et al., 2006），通过启动模式人们会优先关注更易获得的刺激（Neely, 1977），负性模式占主导时个体对负性情绪刺激存在注意偏向，反之则对正性情绪刺激存在注意偏向。

对于积极情绪调节注意的神经机制，有研究者认为积极情绪的脑区与注意活动激活的脑区是重叠的（Martín-Loeches, Sel, Casado, Jiménez, &Castellanos, 2009），使用相关电位技术来探讨言语诱发的情绪对选择性注意的影响，发现正性的言语表达唤起的积极情绪会诱发更大的P1和选择性正波（SP），选择性负波消失（SN），情绪相关的区域和注意相关区域的激活在前额叶部分有重叠，这可能是积极情绪对选择性注意调节的机制之一。此外积极情绪的多巴胺理论认为（Ashby,Isen, & Turken, 1999），积极情绪会导致多巴胺水平提高，多巴胺系统通过其投射通路将多巴胺传递到注意相关的脑区，从而引起某些认知能力的改变，所以可以推论多巴胺系统在积极情绪对注意调节的过程中发挥着重要作用。

实验结果启发我们应尽量减少低自尊个体所处环境中任何带有威胁性或拒绝性的刺激信息，同时低自尊个体自身应该有意识的避免过度注意这类消极信息，多关注一些正性的、阳光的信息，这样可以在一定程度上改善他们的注意偏向。以往研究者们在不同群体中（如，正常个体、高自我分化个体、低自我分化个体、抑郁个体、焦虑个体等）探讨过情绪启动对注意偏向影响，研究结果也均证实了上述观点（张冬冬, 2008;刘春艳, 2011; Helfinstein et al., 2008）。根据注意偏向与情绪调节二者之间的关系，打破存在于低自尊个体认知偏向和情绪体验之间的这种恶性循环，便可以提高低自尊个体面对负性刺激时的自我调节能力，使他们更多地关注积极正面的信息并能够从容应对眼前的威胁和挑战，从而改善低自尊个体的负性偏向。

本研究初步验证了情绪启动模式对低自尊个体注意偏向的影响，证实了情绪启动对低自尊个体注意偏向的调节作用，为改善低自尊个体的注意偏向提供了新的解决路径。尽管本研究对情绪启动效应进行了有效控制，但现实生活中不同个体对同一事件的情感卷入程度存在明显差异。因而如何在生态环境中有效地发挥情绪启动对低自尊个体注意偏向的提升作用，有待更深入的探讨。未来研究还应进一步考虑自尊的异质性、内隐自尊对外显自尊的影响等问题，以及从电生理学角度探讨情绪启动对个体注意偏向的影响并揭示其内在机制。