性态度和爱的水平在识别性和爱相关刺激上的效应：来自眼动研究的证据 *

2019-06-15刘金群黄佳妮方晓义

心理与行为研究 2019年3期

侯娟刘金群陈昕黄佳妮方晓义

(1 安徽大学哲学系，合肥 230039) (2 北京师范大学发展心理研究院，北京 100875)

1 问题提出

当我们在一个包含大量信息的场景中，我们的眼睛更容易去关注那些有趣的或是凸显的信息（Loftus & Mackworth, 1978）。一般来说，我们的眼睛更容易对与情感相关的信息，特别是与择偶、繁殖和养育相关的重要信息进行优先处理及编码，就像我们人类对于与性有关的信号有着强烈的偏好一样（Grammer, Fink, Moller, & Thornhill,2010）。但是，男性和女性的视觉偏好却不尽相同。男性更加倾向于注意异性而不是同性，而女性在对于同性与异性的注意上却未见显著偏好（Lykins, Meana, & Strauss, 2008）。男性与女性对于相同信息的视觉加工方式的差异可能是由多种认知因素造成的（Duchowski, 2002; Josephson &Holmes, 2002），其中一种便是个体的动机，它会导致信息加工和注意模式的不同偏向。因此，结合基于刺激处理与目标导向动机去探讨情绪效价信息的注视模式至关重要。

从进化的角度来看，浪漫的爱（即激情的爱）和性欲，作为主要的情感—动力系统，对于人类的择偶、繁殖和养育至关重要（Fisher, 1998,2000; Fisher, Aron, Mashek, Li, & Brown, 2002; Fisher,Aron, & Brown, 2005）。一些研究者认为浪漫的爱情和性欲是极为相似的，因为它们存在共同的脑区，包括脑岛、尾状核和前扣带回（Bartels & Zeki,2000, 2004; Fisher et al., 2002; Ortigue, Bianchi-Demicheli, de C Hamilton, & Grafton, 2007; Kim et al.,2006）。然而也有研究者认为，爱与性欲是相互独立的（Fisher, 1998, 2000; Fisher, et al., 2005;Diamond, 2004）。爱主要与大脑奖赏系统的多巴胺回路的激活有关（Fisher, 1998, 2000; Fisher et al.,2002, 2005）。性欲则与杏仁核，下丘脑和腹侧纹状体区域的激活有关（Hamann, Herman, Nolan &Wallen, 2004; Sabatinelli, Flaisch, Bradley,Fitzsimmons, & Lang, 2004; Stark et al., 2005）。爱与性欲之间的这些神经系统差异表明，这两种情感—动力系统可能支持着不同的行为模式和自动关注过程。

眼动追踪技术被认为有利于推断阅读和其他信息加工中的即时认知过程（Rayner, 1998）。注视点通常代表着被试的对视觉刺激的兴趣所在，它们被用于研究人们观看性相关信息的视觉注意模式。例如，Lykins, Meana 和Kambe（2006）试图弄清楚被试对色情和非色情场景的视觉注意是否存在差异，他们发现相对于非色情刺激，被试更加关注色情刺激。后续研究结果表明，男性对异性人物的注视多于对同性人物的注视，而女性对同性和异性人物的注视无显著差异（Lykins et al.,2008）。除了注视点，瞳孔扩张（即，瞳孔尺寸）也与个体对视觉刺激的注意和兴趣有关。瞳孔尺寸增大表示个体给予该视觉刺激更多的注意力或更大的性唤起（Rieger et al., 2015）。当被试在观看含有个人偏好的性刺激时，瞳孔尺寸的扩张比观看其他性刺激或非性刺激时要大（Rieger &Savin-Williams, 2012）。眼跳指眼睛自主的快速运动，在眼跳期间眼睛会很快地掠过一个个视觉刺激，因此在眼跳期间是无法获取新信息的（Uttal &Smith, 1968）。平均眼跳距离代表着记录试验期间连续两注视点之间的平均距离，它是否波动取决于一种性的抑制认知策略是否存在。虽然上述研究表明，男性和女性在性相关刺激与性无关刺激的视觉模式上表现不同，但很少有关于爱相关信息的视觉模式的研究，所以我们将要探讨的是爱相关刺激与性相关刺激的视觉处理模式是否不同以及这种不同是如何产生的。

视觉加工模式的差异反映了指定主题动机及个人对感兴趣和重要东西的评估。激情的爱可能导致对伴侣有理想化的看法。在Förster, Özelsel 和Kai（2010）的研究中发现，在爱启动条件下（被试想象与恋人一同散步的场景并尝试着去感受自己有多爱他/她），整体加工和晕轮效应都有所增强。性态度也会影响对性相关刺激的加工。刘志伟（2011）采用ERP 技术探究男性在观看性相关图片时的ERP 反应，发现性态度开放者在P2（刺激呈现后200-300 ms）、P300（刺激呈现后300-500 ms）以及LPP（刺激呈现后600-1000 ms）成分上的ERP 反应有所增强，而性态度保守者只在N2（刺激呈现后200-300 ms）成分上发现有增强的ERP 反应。该结果表明，在刺激辨别阶段，性态度保守者比性态度开放者更关注性相关刺激；而在对性相关刺激进行了进一步加工的阶段，性态度开放者比性态度保守者投入更多的心理资源。此外，Bolmont, Cacioppo 和Cacioppo（2014）发现，当被试感受到爱而不是性欲时，他们会更加频繁地注意面孔而不是身体。相反，当被试感受到性欲而不是爱时，他们更关注的是身体而不是面孔。在他们的研究中，不同的意图是通过要求被试决定他们认为照片是否引发性欲或爱的感觉来衡量的。这种操作取决于具有特定刺激的视觉特征，而不是直接从指定主题的动机中测得的。因此，我们将使用简单性态度量表（BSAS）和激情爱量表（PLS）来测量被试的激情爱水平和性态度，之后再探讨它们是否会影响个体对于爱和性相关刺激的视觉注意模式。

基于前人的研究结果，我们假设：（1）相对爱相关刺激而言，男性观看性相关刺激的注意时间更长，瞳孔尺寸更大；而女性在观看这两种刺激时的注意时间及瞳孔尺寸无明显差异。（2）相较于爱相关刺激，性态度保守者和性态度开放者在性相关刺激上的关注时长更长，性态度开放者对于这两种刺激关注的差异更大。（3）处于高激情爱水平的个体对性相关刺激的注意次数更多，关注时长更长，而处于低激情爱水平的个体对爱相关刺激的注意次数更多，关注时长更长。（4）个体在观看爱相关刺激时的眼跳距离要大于观看性相关刺激时的眼跳距离。一张图片可以传达较为复杂的想法并迅速提供大量的信息，但句子也能传达概念和抽象信息并且人们需要将单词输入头脑才能理解句子的意思。

2 方法

2.1 被试

共有43 名本科生和研究生参与了研究，他们主要是通过网络广告和校园海报的方式招募而来。所有被试的母语都是汉语且都为右利手，裸眼视力或矫正视力正常，无色弱或色盲，无精神疾病、药物或酒精滥用史。9 名被试的数据因眼动追踪记录无效以及追踪丢失被筛除，最后有34 名被试的有效数据进入分析程序。34 名被试（19 名女性, 15 名男性）年龄在20 到26 岁之间（M=22.41; SD=1.69），且都报告正处于或曾处于浪漫关系中（关系时长在1 到63 个月之间；M=20.97;SD=16.88）。被试年龄均为18 周岁以上，每个被试在实验前需填写有详细说明研究目的和程序的知情同意书，在实验结束后可获得50 元人民币报酬。

2.2 测量问卷

2.2.1 激情爱量表（PLS）

采用Hatfield 和Sprecher（1986）开发的激情爱量表来测查被试的激情爱水平，该量表包含15 个关于被试对他们所爱的人，或是曾经爱过的人的感觉，或是曾经如何感觉的（例如，如果他/她离开我，我会感到深深的绝望，“当我做某事使他/她高兴时，我也会感到高兴”，“我只想和他/她待在一起，而不是其它人”）。该量表采用9 点李克特量表对每个项目进行评级（从“1=完全不符合”到“9=完全符合”），高分表明激情爱水平更高（106-135 分=疯狂、不顾一切的爱；8 6-1 0 5 分=激情的但不那么强烈的爱；6 6-8 5分=偶尔爆发激情；45-65 分=不冷不热，激情少；15-44 分=没有激情）。该量表在本研究中的克隆巴赫α 系数为0.876。

2.2.2 简易性态度量表（BSAS）

被试需完成简易性态度量表（Hendrick,Hendrick, & Reich, 2006），它有四个分量表：宽容性（随意的性行为），生育控制（通常也称为性实践；负责、包容的性行为），交流性（理想化的性行为）和功能性（生物，功利性倾向）。它包括23 个能够反映不同性态度的项目（例如：“我不需要对发生性关系的他/她承诺”，“随意的性关系是可以接受的”，“可以享受和一个不是非常喜欢的人的性爱”，“节育是负责任的性行为的一部分”。该量表采用5 点李克特量表对每个项目进行评级（从“1=完全不赞同”到“5=完全赞同”），得分越高表明性态度越开放，得分越低表明性态度越保守。该量表在本研究中总的克隆巴赫α 系数为0.855。

2.2.3 人口学基本信息

被试需报告个人当前或最近一段恋爱关系的时长以及其他人口学变量（包括性别、年龄、学历、性取向等）。

2.3 实验材料

本研究材料包括视频短片，视觉图片和句子。从网络上获得的免费视频短片有三种类型：色情，爱情和友情。色情短片描绘的是异性恋者性交的场景，爱情短片描绘的是异性恋者正处于恋爱关系但不涉及任何性行为的场景，友情短片描绘的是异性之间的友情。为了控制诸如熟悉和文化因素等混淆变量，所有视频剪辑中的演员都是亚洲人且说日语。每个视频短片时长不超过6 分钟，所有被试需戴上耳机听视频短片的声音。这三种类型的视频剪辑是为了营造三种不同的状态，主要用作图片刺激（色情，爱情和友情）的线索，因此后期不作分析。

根据前人的研究，我们将100 张原始图片分为性，爱，友情，运动和中性五类：（1）20 张“性”图片（异性恋者正进行性交的场景, 人物身体裸露, 对性器官进行了遮挡）；（2）2 0 张“爱”图片（异性恋者约会、亲吻、拥抱的场景，但不涉及性行为）；（3）20 张“友情”图片（异性朋友交谈、玩耍的场景, 人物无身体接触）；（4）20 张“运动”图片（击剑、跆拳道、滑雪和跑步的场景）；（5）20 张“中性”图片（森林、山峰、河流）。前三种类型图片是分别从色情、爱情和友情视频短片中截取出来的，而后两种类型图片则是从网络上免费获取的。除中性图片外，每张图片里有且仅有两名异性，且都为亚洲人。采用Photoshop CS4 对所有图片的亮度、饱和度和尺寸（600×450 像素）进行了标准化处理。在眼动实验开始前，由不参与正式实验的8 名女性和8 名男性在7 点李克特量表上对所有图片的质量（从“1=非常差”到“7=非常好”）、性唤起程度（从“1=无唤起”到“7=高度唤起”）和爱唤起程度（从“1=无唤起”到“7=高度唤起”）进行评估，根据平均分高低，最后挑选了40 张图片作为正式实验材料，每种类型图片8 张。

参照以往的事件相关电位（ERP）研究，我们选择了运动图片与性图片进行匹配，以排除性图片中的潜在的运动因素（Arnow et al., 2002; Ferretti et al., 2005; Hamann et al., 2004; Sabatinelli et al., 2004;Stark et al., 2005），因此运动图片在后期不做分析。同样地，我们选择友情图片与爱图片进行匹配，以排除爱图片中潜在的友情因素（Langeslag,Jansma, Franken, & van Strien, 2007; Vico, Guerra, Vila,& Anllo-Vento, 2010; Tiedt, Beier, Lueschow, Pauls, &Weber, 2014），因此友情图片在后期也不做分析。

同样地，从小说或电视剧台词选取100 个句子，分为5 类：性，爱，友情，运动和中性，每类句子各有20 句。每个句子的长度为45 到54 个汉字，格式一致（双倍行距，32 号字体，宋体加粗）。每个类别的句子的平均词频范围为43178 到61018（爱: M=57138.11, SD=11711.58; 性:M=46352.36,SD=5605.86; 友情:M=61018.10, SD=10261.25; 运动:M=42670.44, SD=16813.34; 中性: M=43178.31,S D=3 8 3 8.7 7）。所有句子都被制作成大小为600×450 像素的图片，每个句子都以两行的形式呈现。此外，每个句子在电脑屏幕上都是以前景色为黑色，背景色为白色的方式呈现。按照跟图片评定一样的方式，由不参与正式实验的16 名评分者在7 点李克特量表上对句子的性唤起和爱唤起水平进行评分。最后，总共有40 个句子被选为正式实验的材料，每个类别各有8 个句子，句子的呈现方式与图片的呈现方式相同。运动与友情的句子在后期不做分析。

2.4 实验仪器

刺激在尺寸为18.5 英寸，分辨率为1024×768，屏幕刷新率为60Hz 的显示器上呈现。实验采用桌面式眼动仪Eyelink 1000 系统（SR Research Ltd., Mississauga, Ontario, Canada）进行眼动追踪。显示器与下巴托距离为60 cm，下巴托用于减少头部运动以及确保舒适。采用与Eyelink 1000 眼动仪适配的Experiment Build 软件（1.10.165 版本）来编写实验程序。所有被试都是用双眼来观看刺激，但实验只追踪并记录右眼的位置。眼动仪使用九点视线校准。

2.5 实验程序

对每个被试单独施测，被试来到实验室并大致了解研究的内容和程序后，需填写知情同意书并完成问卷。在眼动实验程序中，被试需安静地坐在距离显示器60 cm 的位置观看四个实验组块的刺激，观看过程中无需做额外的任务。根据材料的形式，我们将四个组块分为两个部分：第一部分与视觉图片（前两个实验组块）有关，第二部分（后两个实验组块）与句子有关。对每个部分中的每个组块的呈现顺序在被试间进行平衡，以控制额外的顺序或延滞效应。

在第一部分中，“性”组块与性相关图片有关而“爱”组块则与爱相关图片有关，刺激在两个组块中呈现，每个组块有24 张图片，共有3 种不同的类型，每种类型各8 张。在每个组块内，同种类型图片的刺激以随机顺序呈现。在每个组块开始前，要求被试戴上耳机观看一段视频短片（在“性”组块前观看色情短片）或两段视频短片（在“爱”组块前依次观看友情和爱情短片）。为了保证隐私以及减少被试的不适感，研究人员在被试观看视频短片的时候不得在场。被试观看完视频短片后，将下巴放在下巴托上，采用9 点校准法对右眼进行校准和验证，以检测被试瞳孔能否与眼动仪形成有效连接。在校准成功后，被试阅读指导语，开始观看图片刺激，刺激以“运动—中性—性”（在“性”组块中）或“友情—中性—爱”（在“爱”组块中）的顺序呈现，每张图片呈现时间为5 s。

在第二部分中，命名为“性—S”的组块与性相关句子有关，“爱—S”组块则与爱相关句子有关。句子的呈现方式与第一部分图片的呈现方式相同，但这一部分不再采用视频短片作为线索，主要是因为句子的意思简单易懂，无需进行额外渲染。每个句子的呈现时间为8 s，以确保被试有足够的时间阅读完整个句子。此外，实验要求被试在阅读句子的时候需想象句子所描绘的场景。

总的来说，四个组块共有96 个试次，每个组块有24 个试次。被试与显示器的距离为60 cm，在眼睛追踪过程中观看所有刺激，没有额外的任务。

2.6 数据分析

在进行分析之前，我们采用Eyelink Data Viewer 分析软件（SR Research）对最初的眼动数据进行加工，移除那些小于80 ms 或大于1000 ms 的注视点以及追踪丢失的数据（Reichle, Reineberg, &Schooler, 2010; Kuperman, & van Dyke, 2011）。然后采用数据分析软件SPSS 21.0 对数据进行进一步的分析。主要计算了四个眼动变量：（a）注视次数，即一个刺激内所有的注视点总和；（b）平均注视时间，指的是一个刺激内所有注视点持续时间的平均值（单位是ms）；（c）平均瞳孔尺寸，指的是观看刺激时瞳孔扩张或收缩的的平均尺寸（单位是mm）；以及（d）平均眼跳距离，即一个试次内所有眼跳距离的平均值（单位是degrees）。

在简易性态度量表中的各个维度上，得分越高表明性态度越开放，得分越低表明性态度越保守。因此我们将四项子量表得分相加计算该量表的总得分[在这项研究中，总评分呈正相关，宽容性（r=0.76, p＜0.001），生育控制（r=0.69, p＜0.001），交流性（r=0.71, p＜0.001），与功能性（r=0.62,p＜0.001）]。总得分低于或高于平均得分的被试分别为性态度保守型（n=1 9）和性态度开放型（n=15）[性态度保守型的量表总分显著低于性态度开放型t（32）=-8.744，p＜0.001]。根据被试在激情爱量表的分数，他们被分为不同的激情爱水平（疯狂、不顾一切的爱: n=15; 激情的但不那么强烈的爱: n=12; 偶尔爆发激情: n=5; 不冷不热, 激情少: n=2）[ 在这四个激情爱水平上，得分差异显著，F（3, 30）=81.94, p＜0.001，并且任何二者之间的得分差异均显著，p＜0.001]。激情爱量表的得分从最高的激情爱水平（疯狂、不顾一切的爱）依次下降到最低的激情爱水平（不冷不热, 激情少）。性态度与激情爱水平没有显著相关，r＝-0.044，p＝0.804。

所有分析中主要关注的是两个因素之间的交互作用，只有交互作用达到显著了，才会进行简单效应检验以及进一步的比较；如果交互作用不显著，则查看主效应。在所有的统计分析中采用双侧p＜0.05 的α 水平来检验统计显著性。为了评估数据在多大程度上支持这些效应的存在和缺失，我们利用JASP 进行了贝叶斯分析（https://jasp-stats.org/, JASP team 2017）。贝叶斯因子表示为BF10，分级的证据表明H1 与H0 提供数据支持的强度。表 1 中给出了一个描述性的和近似的贝叶斯因子BF10 解释分类方案（Wagenmakers et al.,2016）。

表1 贝叶斯因子BF10 的解释和证据分类

3 研究结果

3.1 观看图片时的性别差异

在眼动指标上进行2（性别：男性，女性）×2（刺激类型：爱，性）重复测量方差分析。图1 呈现的是两性看不同刺激时的眼动指标的平均数和标准误。

3.1.1 图片分析

平均瞳孔尺寸：平均瞳孔尺寸的分析显示刺激类型[F（1,32）=6.62, p=0.015, η=0.17]和性别[F（1,32）=4.43, p=0.043, η=0.12]的主效应都显著，两者的交互作用[F（1,32）=5.61, p=0.024,η=0.15]也达到显著性水平，男性看“爱”图片时的平均瞳孔尺寸（M=2056.86, SD=410.43）显著大于看“性”图片时的瞳孔尺寸（M=1823.82, SD=366.87），而女性看“爱”图片（M=1683.43, SD=388.72）和“性”图片（M=1673.81, SD=374.31）时的瞳孔尺寸无显著差异。贝叶斯分析显示数据的两个主效应模型均提供了适度的支持证据（刺激类型+性别，BF10=3.03），加入相互作用（刺激类型+性别+图片类型×性别，BF10=6.60）后增加了支持证据的强度6.60/3.03=2.18。

平均眼跳距离：在平均眼跳距离的分析中，刺激类型主效应显著[F（1,32）=6.61, p=0.015,η=0.17]，所有被试看“爱”图片（M=5.93，SD=1.56）时的平均眼跳距离都比看“性”图片（M=5.37，SD=0.92）时的要大。贝叶斯分析表明，与Null 模型相比，只有包含刺激类型效应的刺激类型模型才能得到适度的证据（BF10=4.22）。

注视次数和平均注视时间：刺激类型和性别在注视次数和平均注视时间指标上的主效应均不显著，两个变量的交互作用也未达到显著性水平。

3.1.2 句子分析

注视次数：注视次数的分析结果发现刺激类型的主效应显著[F（1,32）=10.85, p=0.002, η=0.25]。被试看“性”句子的次数（M=26.17, SD=5.15）比“爱”句子的次数多（M=13.43, SD=2.49）。

平均瞳孔尺寸：平均瞳孔尺寸，F（1,32）=31.45, p＜0.001, η=0.50，被试看“性”句子时的瞳孔尺寸（M=1848.18, SD=435.09）显著大于看“爱”句子时的瞳孔尺寸（M=1739.99, SD=373.15）。

平均眼跳距离：平均眼跳距离，F（1,32）=79.05, p＜0.001, η=0.71，被试在看“爱”句子时的平均眼跳距离比看“性”句子时的要大。

对于注视的数量，贝叶斯分析发现所有模型（仅性别类型模型除外）与Null 模型相比，均获得了强有力的证据。超过Null 模型最多的是刺激类型模型（BF10=16.80）。增加性别变量之后，使模型的竞争力下降（BF10=11.12），并且增加交互作用项也只得到适度的支持证据（BF10=3.71）。

对于平均瞳孔尺寸，贝叶斯分析表明，与Null 模型相比，刺激类型模型也得到了最多的支持证据（BF10=5999.76）。同样，增加性别变量后，使模型的竞争力下降（BF10=4429.08），并且增加交互作用项使得这种支持的程度也降低了4429.08/2207.40=2.01。

对于平均眼跳距离，与Null 模型相比，刺激类型模型获得了最多的支持证据（BF10=2.81×107）。添加性别变量后，使得模型的竞争力下降（BF10=1.80×107），并且加入相互作用使得该支持度也降低了（1.80×107）/（5.72×106）=3.15。

3.2 性态度在图片与句子观看上的效应

在眼动指标上进行 2（性态度：保守型、开放型）×2（刺激类型：爱、性）的重复测量方差分析。图2 呈现的是处于不同性态度的被试看不同刺激时的眼动指标的平均数和标准误。

3.2.1 图片分析

注视次数的分析发现，性态度与刺激类型有显著交互效应，F（1, 32）=9.59，p=0.004，η=0.23；保守型性态度的被试更多地注视“性”关图片（M=15.06，SD=2.03），而不是“爱”图片（M=13.23, SD=3.04），p=0.005，但开放型性态度的被试在“性”图片（M=12.04, SD=2.98）和“爱”图片（M=13.03, SD=2.83）的注视次数上无显著差异（p=0.1 5 6）。贝叶斯分析显示，与Null 模型相比，只有包括交互项的两个主效应模型才得到有力证据（刺激类型+性态度+刺激类型×性态度, BF10=10.87）。

对平均瞳孔尺寸的分析发现，刺激类型主效应显著，F（1,32）=4.45，p=0.043，η=0.12，被试在“爱”图片上的平均瞳孔尺寸（M=1848.18，SD=435.09）要大于“性”图片（M=1739.99，SD=373.15）。平均眼跳距离主效应显著，F（1,32）=8.93，p=0.005，η=0.22，被试在“爱”图片上的平均眼跳距离（M=5.93，SD=1.56）大于“性”图片（M=5.37，SD=0.92）。贝叶斯分析显示，与平均眼跳距离的Null 模型相比，只有刺激类型模型接受适度证据（BF10=4.35），而不是平均瞳孔尺寸。

3.2.2 句子分析

对注视次数分析发现，刺激类型的主效应显著，F（1, 32）=10.70，p=0.003，η=0.25，相比“爱”的句子（M=25.27, SD=5.02），被试更多注视“性”相关的句子（M=27.08, SD=5.70）。对平均瞳孔尺寸的分析显示，刺激类型的主效应显著，F（1, 32）=31.43，p＜0.001，η=0.50，被试注视“性”相关句子时平均瞳孔尺寸（M=1237.38，SD=312.69）显著大于“爱”相关句子（M=1136.03，SD=291.27）。对平均眼跳距离的分析发现，刺激类型的主效应显著，F（1, 32）=79.50，p＜0.001，η=0.71，被试在“爱”相关句子上的平均眼跳距离（M=5.73，SD=1.23）显著大于“性”相关句子（M=4.70，SD=0.93）。

贝叶斯分析显示，对于注视次数来说，与Null 模型相比，只有刺激类型模型能得到最强有力的证据（BF10=16.74），增加性态度使得模型的竞争力下降（BF10=10.07），增加交互作用项只得到弱支持证据（BF10=3.64）。对于平均瞳孔尺寸，与Null 模型相比，刺激维度类型模型也获得了最强有力的支持（BF10=5799.88），增加性态度使得模型的竞争力下降（BF10=3870.34），增加交互作用项也使得这种支持的力度降低3870.34/1417.44=2.73。对于平均眼跳距离，与Null 模型相比，也只有刺激类型模型得到了压倒性的证据（BF10=3.15×107），增加性态度使得模型的竞争力下降（BF10=1.99×107），加入交互作用项也使得该支持度降低（1.99×107）/（6.36×106）=3.13。

3.3 激情爱水平在图片与句子观看上的效应

在眼动指标上进行4（疯狂、不顾一切的爱；激情的但不那么强烈的爱；偶尔爆发激情；不冷不热，激情少）×2（刺激类型：爱，性）的重复测量方差分析，图3 呈现的是处于不同激情爱水平的被试看不同刺激时的眼动指标的平均数和标准误。

3.3.1 图片分析

刺激类型和激情爱水平对两项眼动指标的交互作用未达到显著水平。贝叶斯分析显示，与平均眼跳距离的Null 模型相比，只有刺激类型模型接受适度支持证据（BF10=4.26），但不适用于其他任何眼动测量指标。

3.3.2 句子分析

对注视次数的分析显示，句子的主效应显著，F（1, 30）=12.37, p =0.001, ηp2=0.29。激情爱水平与句子之间的交互作用显著，F（3, 30）=3.52,p=0.027, η=0.26。在激情爱水平上处于疯狂、不顾一切的爱的被试在“性”句子（M=2 8.8 5 ;SD=2.51）上的注视次数比“爱”句子（M=26.01;SD=3.35）, p＜0.001 的多。在激情爱水平上处于偶尔爆发激情的被试在“性”句子（M=25.08;SD=2.10）上的注意次数比“爱”句子（M=21.98;SD=3.22），p＜0.05 多。贝叶斯分析显示，相比于Null 模型，两主效应模型包括交互项均得到了最有利的支持证据（刺激类型+激情爱水平+刺激类型×激情爱水平，BF10=33.79）。加入激情爱水平后，这种支持度下降了17.17/10.50=1.64。

对平均瞳孔尺寸的分析显示，刺激类型的主效应显著，F（1, 30）=16.35，p＜0.001, η=0.35，被试在“性”句子（M=1237.38, SD=312.69）上的瞳孔尺寸要大于在“爱”句子（M=1136.03, SD=291.27）上的瞳孔尺寸。被试在“爱”句子（M=5.73,SD=1.23）上的平均眼跳距离大于在“性”句子（M=4.70, SD=0.93）上的。

对于平均瞳孔尺寸，贝叶斯分析显示，与Null 模型相比，刺激类型模型得到的支持证据最强有力（BF10=5963.71）。增加激情的爱水平后，使得模型的竞争力下降（BF10=3935.60），并且增加交互作用项使得这种支持的程度也降低了3935.60/875.84=4.49。

对于平均眼跳距离，与Null 模型相比，刺激维度模型也获得了压倒性的支持证据（BF10=2.95×107）。增加激情的爱水平后，使得模型的竞争力下降（BF10=1.71×107），并且增加相互作用使得该支持度也降低了（1.71×107）/（6.40×106）=2.67。

4 讨论

在本研究中，我们考察了个体对爱和性相关刺激的视觉加工是否存在差异，以及个体的激情爱水平和性态度是否会影响对这些刺激的视觉注意。研究只在平均瞳孔尺寸指标上发现对爱和性相关刺激的加工存在性别差异，即男性在看“爱”图片时的瞳孔尺寸显著大于看“性”图片时的瞳孔尺寸，而女性在观看这两类图片时未见显著差异。因此有关图片的结果支持了假设1。性态度保守型的被试对“性”图片的注视次数多于“爱”图片，但这种差异在性态度自由型的人中没有发现。这一发现部分支持了我们的假设2。那些激情爱水平为疯狂、不顾一切的爱的被试与偶尔爆发激情的被试观看性相关句子的次数大于爱相关句子的次数。这一发现也部分支持了我们的假设3。与我们的假设4 吻合的是，排除刺激类型及个体动机的因素，爱相关刺激比性相关刺激诱发更大的眼跳幅度。瞳孔尺寸的改变反映了个体的情绪唤醒和自主神经系统的激活（Partala &Surakka, 2003; Laeng & Falkenberg, 2007; Bradley,Miccoli, Escrig, & Lang, 2008）。前人研究发现相较于性无关刺激，男性更关注性相关刺激，女性对爱相关和性相关刺激的注意模式则无显著差异（Fromberger et al., 2012），但由于激素和动机等因素的影响，她们对这些信息的视觉注意模式可能比男性更为复杂（Laeng & Falkenberg, 2007）。在本研究中，有一处与之前研究不一致的发现：相较于性相关信息，男性对爱相关信息更感兴趣。导致不一致的原因可能是个体差异性动机所导致的信息处理，注重刺激的偏差（Balcetis &Dunning, 2006; Isaacowitz, 2006）。

与性和爱有关的信息在人类进化史上有着适应性的价值，因此它们在研究中是较为是显著且可以迅速被加工的，但个体动机可以调节信息加工。性态度保守型的个体对性相关图片的兴趣多于爱相关图片，但在性态度开放型的个体中则不存在这种差异。与先前的研究结果一致的是（刘志伟，2011），视觉注意模式的差异可能发生会发生在刺激辨别阶段。性态度保守型的人很可能较少有机会接触到与性有关的信息，所以他们比那些性态度开放型的人更加敏感，对与性有关的刺激有更高的偏好，特别是在刺激辨别的初始阶段。有趣的是，在评估不同激情爱水平的个体在阅读“性”与“爱”句子方面的差异时，发现性相关信息能够吸引激情爱水平处于疯狂、不顾一切的爱和偶尔爆发激情的个体更多的注意。以往研究提供的证据表明，与早期爱和长期爱有关的脑区有所重叠但并不完全相同（Bartels & Zeki, 2000;Fisher et al., 2005）。Baumeister 和Bratslavsky（1999）认为，当亲密感稳定的时候（无论是高还是低），激情会降低，但是上升的亲密感还是会产生强烈的激情。因此，我们有理由认为，随着时间的推移，激情爱会变得不那么强烈；疯狂、不顾一切的爱可能发生在早期爱中，并且在这个阶段，人们会感到恋人有强烈的吸引力，且这种感觉通常伴随着生理性的性唤起和性欲。所以很容易理解为什么处于最强烈激情爱水平的个体更关注性相关刺激。但是我们还未在简单性态度量表的总评分与激情爱量表的分数中找到性别的差异（男性和女性在简单性态度量表中未见显著差异），此处可将依恋倾向考虑入内。

5 局限及展望

本研究存在几处局限。首先，以往的研究大多是将爱相关刺激与朋友相关刺激比较，以控制潜在的混杂变量，如熟悉性和感知美（Ortigue, et al., 2007; Langeslag et al., 2007; Vico et al., 2010; Tiedt et al., 2014; Langeslag, Olivier, Köhlen, Nijs, & van Strien, 2014）。同样地，为了从性唤起和享乐价值观的影响中分离出色情相关内容的ERP 研究，与性相关刺激进行匹配的是运动相关刺激。

在爱相关刺激与朋友相关刺激和性相关刺激与运动相关刺激的比较中未发现一致结果。因此，刺激呈现遵循一个固定的顺序，这可能会导致对不同刺激的注意偏向（如在“爱”组块中以“友情—中性—爱”的顺序呈现）。在未来的研究中，为了排除注意偏差对不同刺激的真实视觉注意的解释，平衡刺激呈现的顺序是有必要的。第二，从语言学的角度来看，爱情、友谊和性欲是抽象概念。为了具体体现这些概念，使被试对其更直观明了，除了中性和运动类图片，我们选择的图片均为视频短片中的截图。这些照片可能会诱发相应的情绪，且复杂的背景可能会潜在地影响被试的注意。因此，在未来的研究中，对图片背景做标准化处理（或去除）可能会有利于排除背景因素对真实注意的解释。在目前的研究中，图片都是从视频短片中获得的，在不同的图片中人体姿势也有所不同，因此很难找到一个特定的共同区域进行分析。

此外，在眼动追踪过程中，被试被指示去感受和想象图片和句子的场景。因此，我们从整体上分析眼动的各项指标。研究所选用的四个眼动指标中，因为瞳孔直径对背景光的变化特别敏感，所以在对瞳孔直径的结果推论中需要谨慎。在后续的研究中，我们可以使用标准化的计算机生成的图像，并在特定区域内进行初步的分析。