情緒對注意的調(diào)節(jié)：基于效價還是動機？

李曉東　王志杰

（深圳大學(xué)心理與社會學(xué)院，深圳 518060）

情緒對注意的調(diào)節(jié)：基于效價還是動機？

李曉東王志杰

（深圳大學(xué)心理與社會學(xué)院，深圳 518060）

通過控制喚醒程度，分別匹配情緒效價和動機，檢驗情緒對注意的調(diào)節(jié)。實驗1發(fā)現(xiàn)高動機愉快組被試比低動機愉快組在整體局部任務(wù)中進行總體匹配的項目少，意味著高動機愉快組具有更窄的注意范圍。實驗2發(fā)現(xiàn)低動機強度的悲傷情緒對注意范圍存在窄化效應(yīng)，證明了效價理論的合理性。

情緒效價；動機強度；注意范圍

1　問題提出

在工作生活經(jīng)歷中，我們都能夠體會到情緒對行為和認知的調(diào)節(jié)作用?！案袝r花濺淚，恨別鳥驚心”這句詩正是反映了我們在觀察外界事物的時候會受到情緒的影響。注意是心理活動對一定對象的指向和集中，是信息得到認知加工的基礎(chǔ)。它的產(chǎn)生及其范圍和持續(xù)時間取決于外部刺激的特點和人的主觀因素。自上個世紀60年代起，關(guān)于情緒對認知的影響研究就吸引了諸多學(xué)者的關(guān)注。大量研究發(fā)現(xiàn)，情感體驗不僅改變個體的認知對象而且影響其認知加工方式。Fenske和Eastwood利用Flanker任務(wù)探討了情緒對注意的影響［1］。他們給被試呈現(xiàn)橫向排列的三張表情圖片，要求被試對中間的表情圖片的情緒效價進行辨認。根據(jù)Flanker任務(wù)的原理，當左右兩邊的分心刺激與靶刺激相同（相容條件）時，被試的反應(yīng)要快于分心刺激與靶刺激不同（不相容條件）的時候。結(jié)果發(fā)現(xiàn)被試在對消極表情圖片進行反應(yīng)時，其相容效應(yīng)要顯著小于中性和積極表情圖片組。之后打亂實驗材料的效價分組，使同一組的被試隨機接受不同表情的圖片，這時又能夠觀察到等量的相容效應(yīng)。對此，F(xiàn)enske等認為消極表情圖片誘發(fā)了被試的消極情緒，消極情緒會削弱個體在視覺上察覺周邊目標的能力，使個體關(guān)注局部特征，因此靶刺激和分心刺激的相容作用減弱。除了負性情緒對注意的窄化作用，有學(xué)者還發(fā)現(xiàn)了正性情緒的拓展效應(yīng)。Fredrickson和Branigan通過電影片段誘發(fā)被試愉悅、滿足、中性、憤怒、焦慮五種情緒，采用Gobal-local任務(wù)評估視知覺的注意范圍和Twenty Statement Test（TST）測量概念知覺的廣度［2］。Gobal-local是一種圖形判斷任務(wù)，由目標圖形和比較圖形組成。TST是創(chuàng)造性思維檢測方法，被試需要用20種方法描述特定的人、事、物。結(jié)果顯示，相比于中性組，積極情緒組的被試無論在視知覺還是概念知覺上都擁有更大的注意范圍，消極情緒組的被試窄化了視知覺和概念知覺范圍。更多實證研究都發(fā)現(xiàn)，處于積極情緒（歡樂、興趣、滿足）的個體注意范圍會拓寬，更偏向于進行整體性加工，而處于消極情緒（悲傷、痛苦、威脅）的個體則會縮小注意范圍，偏好局部加工的方式［3-5］。

上述的研究均支持了積極情緒拓展和建設(shè)理論（t he broaden-and-buildtheory of positive emotions）。該理論認為積極情緒可以從加工速度和類別層次上促進認知加工，在信息加工中引起認知結(jié)構(gòu)的變化，提升思維活動水平，進而促使個體更積極建構(gòu)持久的社會關(guān)系和個人資源［6，7］。因此，處于積極情緒狀態(tài)下的個體有更廣的注意范圍，富于創(chuàng)造性的思維，對周邊的環(huán)境感興趣，積極地探索事物。

然而，近年來的研究卻發(fā)現(xiàn)正負性情緒并不一定與拓展和縮小注意范圍相對應(yīng)。Gable和 Harmon-Jones分別使用可愛的小貓和使人垂涎欲滴的美食圖片刺激正性情緒，要求被試完成Navon字母任務(wù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)受正性圖片誘導(dǎo)的被試更傾向注意局部特征［8］。通過f MRI研究證實，這種情緒狀態(tài)激活了左側(cè)前額葉，該區(qū)域和局部加工有關(guān)［9］。Harmon-Jones和Gable在重新回顧以往研究的基礎(chǔ)上提出了情緒的動機維度理論［10，11］。該理論認為情緒對注意的調(diào)節(jié)機制受情緒本身的動機強度，而不是Friedman所提出的效價的控制。在調(diào)節(jié)注意范圍過程中，對渴求（厭惡）的目標事物的注意集中可以幫助個體更成功地獲得（躲避）該事物。同樣的，在低動機強度下的更廣范圍的注意也是有適應(yīng)意義的，例如個體可以在達成目標后 （低動機強度的正性情緒），或者在失敗后（如悲傷，低動機強度的負性情緒）去尋找新的機會。他們認為以往的研究混淆了情緒的效價因素和動機強度，那些拓展注意范圍的愉快情緒基本上都是低動機強度的（滿足的），而那些縮小注意范圍的負性情緒基本上都是高動機強度的（例如，恐懼）。

那么，注意范圍是受情緒效價影響還是受動機的調(diào)節(jié)？梳理文獻可以發(fā)現(xiàn)，以往研究存在兩個方面的不足。第一，傳統(tǒng)的方法大多使用觀看情緒圖片的方式誘發(fā)情緒，單純視覺通道的加工誘發(fā)出來的情緒強度低、持續(xù)時間短，且外推的生態(tài)效度不高。因此本研究在實驗二中采用視聽結(jié)合的方式，以電影片段誘發(fā)被試情緒。第二，以往研究很少同時研究情緒的效價和動機維度，也沒有進行變量的控制，即在一個變量的同一水平上研究另一變量。因此本研究結(jié)合情緒的效價和動機進行兩個實驗。實驗一探討在同一實驗條件下高低動機強度的愉快情緒對視覺水平上注意范圍的影響，以驗證動機強度解釋的有效性。實驗二在采用不同的方法喚起被試悲傷情緒的基礎(chǔ)上，比較低動機強度的悲傷情緒與中性情緒對注意范圍的影響，這也是效價理論和動機強度理論所爭議的一個主要方面。我們認為，正如 Friedman和 F?rster所建議的，在較高的情緒強度水平下，悲傷情緒對注意范圍的縮小作用更為明顯。

2　方法

2.1實驗一高低動機強度的愉快情緒和中性情緒對注意范圍的影響

2.1.1被試

采用方便抽樣的方法從深圳大學(xué)中選擇被試60人，其中男生23人，女生37人，年齡在17～25歲之間。所有被試被隨機分配到三個實驗處理組中，每組20人。被試自愿參加實驗，實驗結(jié)束后贈送小禮品。

2.1.2實驗設(shè)計

為了探索動機強度對注意范圍的影響，我們采用觀看情緒圖片的方式分別喚起被試高動機強度的愉快情緒，低動機強度的愉快情緒和中性情緒，所有被試被隨機分配到三個情緒喚起組中。注意范圍的評估采用整體局部匹配任務(wù)。

2.1.3實驗材料

情緒喚起圖片：實驗參照Gable和Harmon-Jones的方法［8］，通過觀看情緒圖片（三種情緒圖片各15張）的方式分別喚起被試高低動機強度的愉快情緒和中性情緒。我們首先從互聯(lián)網(wǎng)中搜尋了每種情緒圖片各30張，然后由4名心理學(xué)研究生對每張圖片進行獨立的愉悅度、喚起度和動機強度的評分（動機強度評分僅限高動機愉快情緒圖片），最后從中選出每種情緒圖片各15張。低動機強度的愉快圖片均為互聯(lián)網(wǎng)中流傳的搞笑圖片（例如“鳳姐”和“春哥”的圖片），而高動機強度的愉快圖片均為美食圖片（例如糕點和水果的圖片）。所有的45張圖片都具有同樣的規(guī)格和大?。?61×318像素）。注意范圍的評估：采用24個項目的局部—總體的視覺加工任務(wù)［2，12］，每個項目都包括三個大的幾何圖形 （正方形或者三角形），每個大的幾何圖形都是由3-16個小幾何圖形（三角形或正方形）組成。三個大的幾何圖形中，上面的為目標圖形，下面的兩個作為比較圖形，其中一個比較圖形和標準圖形在總體上相同 （例如都為正方形），但在組成成分上不同；另外一個比較圖形所包含的幾何成分和標準圖形相同（例如兩者都是由小三角組成），但總體的圖形不同（如圖1）。被試的任務(wù)是憑直覺判斷下面的兩個圖形哪個和上面的標準圖形最相似，并分別按鍵進行反應(yīng)。因此，如果被試是根據(jù)總體的相似性進行判斷，那么他們進行是寬注意范圍的加工，而如果是根據(jù)局部的相似性進行判斷，那他們進行的是窄注意范圍的加工。

圖1　整體/局部匹配任務(wù)

2.1.4實驗程序

在被試理解指導(dǎo)語后，要求他們在電腦上獨立完成實驗（實驗程序采用E-Prime2.0軟件編寫）。被試首先進行情緒的喚起工作，他們被要求仔細觀看屏幕上呈現(xiàn)的15張圖片，在觀看圖片過程中不需要進行其他操作。15張圖片以完全隨機的順序在屏幕的中央依次呈現(xiàn)，每張呈現(xiàn)4s，在每張圖片呈現(xiàn)之前會有一個500ms的注視點，提醒被試關(guān)注屏幕上的特定位置。在圖片觀察任務(wù)結(jié)束后，要求他們完成一項直覺任務(wù)，直覺任務(wù)中的24個項目會以隨機的順序依次呈現(xiàn)，被試需要憑感覺判斷下排的兩個圖形哪個和上面的圖形最相似，并分別按相應(yīng)的鍵進行反應(yīng)，直覺任務(wù)結(jié)束后，會進行情緒喚起的評估工作，被試需要評估其在觀看圖片后，感受到的愉快、恐懼和憤怒情緒（5點評分，1表示沒有，5表示非常強烈），以及喚醒的程度（5點評分，1表示非常平靜，5表示非常激動）。

2.1.5實驗結(jié)果

2.1.5.1情緒誘發(fā)效果

各情緒誘發(fā)組的愉快、恐懼、憤怒和喚醒程度得分見表1。以情緒誘發(fā)條件（低動機強度愉快組，中性情緒組，高動機強度愉快組）和性別為自變量，各情緒和喚起程度得分為因變量，進行3×2的多元方差分析（MANOVA）。結(jié)果表明，性別的主效應(yīng)以及性別與情緒誘發(fā)條件的交互效應(yīng)均不顯著，而情緒誘發(fā)條件的主效應(yīng)顯著，愉快：F（2，54）=7.22，p＜0.01；恐懼：F（2，54）=6.34，p＜0.01；憤怒：F（2，54）= 5.78，p＜0.01；喚醒：F（2，54）=0.16，p＞0.05。事后比較（LSD）發(fā)現(xiàn)，低動機愉快組和高動機愉快組的愉快情緒得分均顯著高于中性情緒組，M低動機愉快-M中性= 1.15，p＜0.001；M高動機愉快-M中性=0.60，p＜0.05；高低動機愉快組的愉快情緒得分差異不顯著。中性情緒組的恐懼和憤怒得分均顯著高于高、低動機愉快組，恐懼：M低動機愉快-M中性=-0.50，p＜0.05；M高動機愉快-M中性=-0.70，p＜0.01；憤怒：M低動機愉快-M中性=-0.45，p＜0.05；M高動機愉快-M中性=-0.60，p＜0.01；高、低動機愉快組在恐懼和憤怒得分上的差異不顯著。

表1　被試在各情緒體驗上的平均分和標準差（M±SD）

2.1.5.2高、低動機強度的愉快情緒和中性情緒對注意范圍的影響

我們以被試在整體局部匹配任務(wù)中，依據(jù)總體幾何圖形相似性進行比較的圖形選擇項目個數(shù)作為注意范圍的指標，這些總體匹配的項目越多，被試的注意范圍越寬。Fredrickson和Brannigan認為，相比傳統(tǒng)的24個項目，那些由更少幾何成分組成（3到4個三角形或正方形）總體圖形的8個項目在預(yù)測注意范圍時具有更大的方差，因此它們是測量注意范圍更好的標準。各實驗處理組被試在兩種標準（24個項目和8個項目）下進行總體匹配的項目數(shù)見表2。

表2　被試在整體局部匹配任務(wù)中進行總體匹配的項目數(shù)和標準差（M±SD）

以情緒（高動機強度愉快情緒、中性情緒、低動機強度愉快情緒）和性別作為自變量，以被試在兩種標準下進行總體匹配的項目數(shù)作為因變量，進行3× 2的多元方差分析（MANOVA）。結(jié)果表明，性別的主效應(yīng)以及性別與情緒的交互效應(yīng)均不顯著，而情緒的主效應(yīng)顯著，24個項目下：F（2，54）=3.16，p=0.05， η2=0.12；8個項目下：F（2，54）=4.26，p＜0.05，η2= 0.16；事后比較發(fā)現(xiàn)，在24個項目的整體局部匹配任務(wù)中，高動機愉快情緒組被試進行總體匹配的項目數(shù)顯著少于低動機愉快情緒組，M高動機愉快-M低動機愉快=-3.70，p＜0.05；中性情緒組進行總體匹配的項目數(shù)和其他兩組相比均沒有顯著性差異。在8個項目的任務(wù)中，高動機愉快情緒組進行總體匹配的項目數(shù)顯著少于低動機愉快情緒組，M高動機愉快-M低動機愉快=-1.55，p＜0.05；中性情緒組進行總體匹配的項目數(shù)和其他兩組相比也沒有顯著性差異。

2.1.6分析和討論

情緒誘發(fā)效果評估表明，高、低動機愉快組在愉快情緒上的得分顯著高于中性情緒組，但是在恐懼和憤怒情緒上的得分顯著低于中性情緒組，高、低動機愉快組在三種情緒和喚醒程度上的得分沒有顯著性差異。這似乎意味著中性組喚起了被試恐懼和憤怒的情緒，但是進一步的分析會發(fā)現(xiàn)中性組的恐懼和憤怒平均分1.75和1.65均處在1（沒有）到2（有一點）的情緒評估之間，因此不能以此認為中性組喚起了被試恐懼和憤怒的情緒體驗。相反，高、低動機愉快組的愉快情緒平均分2.30和2.85均在2（有一點）和3（中等強度）之間，因此可以認為高、低動機愉快組均喚起了被試愉快的情緒體驗，而且兩組被試在三種情緒和喚醒程度上的得分沒有顯著性差異，可以推論兩者在因變量上的得分差異并不是由情緒體驗效價決定的，而是由情緒的動機強度來決定的。

在24個和8個項目的整體局部匹配任務(wù)中，高動機愉快情緒組進行總體匹配的項目數(shù)都顯著少于低動機愉快情緒組，這意味著相比低動機愉快組，高動機愉快組具有更窄的注意范圍，進行了更局部的認知加工。而且由于兩組在情緒效價上的得分一致，因此這種注意范圍上的差異可以歸因于兩者在動機強度上的差異。但和以往的研究［2，13］不一致的是，我們沒有發(fā)現(xiàn)相比中性情緒，低動機強度的愉快情緒導(dǎo)致更寬的注意范圍。造成這種現(xiàn)象的原因可能有兩點：第一，相比觀看情緒電影和回憶情緒事件，觀看情緒圖片的方式喚起的愉快情緒在強度上比較低，在本實驗中低動機愉快組的愉快情緒平均分2.85雖然顯著高于中性情緒組1.70，但仍只處在2（有一點）和3（中等強度）之間。而根據(jù)Friedman和F?rster的理論［14］，效價對注意范圍的影響在更高的情緒強度下更明顯，同時中性情緒組也顯示了一定程度的愉快情緒，這也和以往的研究發(fā)現(xiàn)觀點一致，人們在平靜的狀態(tài)下傾向于感受到輕微愉快。第二，雖然低動機愉快組進行總體匹配的項目數(shù)沒有顯著高于中性組，但兩者仍然存在一定的差異（24個項目下，M低動機愉快-M中性=1.75；8個項目下，M低動機愉快-M中性=0.45），這可能因為實驗的被試人數(shù)較少，因此沒有達到顯著性水平。盡管如此，實驗結(jié)果還是證實了Harmon-Jones等的動機強度解釋，即高動機強度和窄的注意范圍相聯(lián)。

2.2實驗二：以不同方法喚起的悲傷情緒和中性情緒對注意范圍的影響

2.2.1被試

深圳大學(xué)本科生43人，其中男生16人，女生27人，年齡在17～22歲之間。所有被試被隨機分配到三個實驗處理組中，每組14～15人。被試自愿參加實驗，實驗結(jié)束后贈送小禮品。

2.2.2實驗設(shè)計

為了探明低動機強度的悲傷情緒對注意范圍的影響，我們分別采用觀看情緒電影和回憶情緒事件的方式喚起被試悲傷的情緒體驗 （分別簡稱電影悲傷組和回憶悲傷組），同時采用觀看中性電影的方式喚起中性的情緒體驗（簡稱電影中性組），所有被試被隨機分配到三個情緒喚起組中。注意范圍的評估采用整體局部匹配任務(wù)。

2.2.3實驗材料

情緒誘發(fā)材料：實驗二中采用了觀看情緒電影的方式喚起被試特定的情緒體驗，我們在預(yù)實驗中選擇了悲傷和中性的電影片段各三個，請4名學(xué)生對每個影片的情緒體驗進行了獨立評分，最后選擇了《唐山大地震》和《三大類巖簡述》的視頻片段分別作為悲傷和中性情緒的喚起材料，每段視頻長約9分鐘。注意范圍的評估采用24個項目的局部—總體的視覺加工任務(wù)。

2.2.4實驗程序

實驗二的具體實驗程序和實驗一一致，除了兩點不同，第一：情緒喚起的方式不同，實驗一的三個處理組分別觀看不同的情緒圖片，實驗二則采用觀看情緒電影和回憶情緒事件的方式喚起情緒。電影悲傷組和電影中性組被要求仔細觀看屏幕上呈現(xiàn)的電影，而回憶悲傷組則被要求“請仔細回憶并在桌面的白紙上寫下印象中最深刻的一件令你感到悲傷的事情。請詳細描述事情的經(jīng)過，以使閱讀的人也能理解你的感受?！北辉囉?分鐘時間完成回憶任務(wù)。在情緒喚起之后，被試同樣被要求完成一項直覺任務(wù)，任務(wù)過程同實驗一。實驗一和實驗二的另一個不同在于情緒喚起的評估階段，實驗二除了評估被試感受到的愉快、恐懼、憤怒的強度和喚醒程度以外，還需要評估感受到的悲傷情緒的強度，同樣采用5點評分（1表示沒有，5表示非常強烈）。

2.2.5實驗結(jié)果

2.2.5.1情緒誘發(fā)效果

各情緒喚起組的愉快、恐懼、憤怒、悲傷情緒和喚醒程度得分見表3。以情緒喚起條件 （電影悲傷組、電影中性組、回憶悲傷組）和性別為自變量，各情緒和喚起程度得分為因變量，進行3×2的多元方差分析（MANOVA）。結(jié)果表明，性別的主效應(yīng)以及性別與情緒誘發(fā)條件的交互效應(yīng)均不顯著，而情緒喚起條件的主效應(yīng)顯著，愉快：F（2，37）=1.22，p＞0.05；憤怒：F（2，37）=2.34，p＞0.05；恐懼：F（2，37）=9.96，p＜0.001；悲傷：F（2，37）=23.08，p＜0.001，喚醒：F（2，37）=5.19，p＜0.05。事后比較發(fā)現(xiàn)，電影悲傷組和回憶悲傷組的悲傷情緒得分均顯著高于電影中性組，M電影悲傷-M電影中性=2.00，p＜0.001；M回憶悲傷-M電影中性= 1.93，p＜0.001；電影悲傷組和回憶悲傷組的悲傷情緒得分差異不顯著。電影悲傷組的恐懼和喚醒程度得分均顯著高于回憶悲傷和電影中性組，恐懼：M電影悲傷-M電影中性=1.33，p＜0.001；M電影悲傷-M回憶悲傷=0.90，p＜0.01；喚醒：M電影悲傷-M電影中性=0.59，p＜0.05，η2=0.20；M電影悲傷-M寫作悲傷=0.80，p＜0.01，η2=0.39?；貞洷瘋碗娪爸行越M在恐懼和喚醒上的得分差異不顯著。

表3　被試在各情緒體驗上的平均分和標準差（M±SD）

2.2.5.2以不同方法喚起的悲傷情緒和中性情緒對注意范圍的影響

同實驗一一致，以兩種標準下 （24個項目和8個項目）進行整體匹配的項目為注意范圍的指標，各實驗條件下的結(jié)果見表4。

表4　被試在整體局部匹配任務(wù)中進行總體匹配的項目數(shù)和標準差（M±SD）

以情緒（電影悲傷組，電影中性組，回憶悲傷組）和性別作為自變量，以被試在兩個標準下進行總體匹配的項目數(shù)作為因變量，進行3×2的多元方差分析（MANOVA）。結(jié)果表明，性別的主效應(yīng)以及性別與情緒的交互效應(yīng)均不顯著，而情緒的主效應(yīng)顯著，24個項目下：F（2，37）=3.67，p＜0.05；8個項目下：F（2，37）=7.19，p＜0.01；事后比較發(fā)現(xiàn)，在24個項目的任務(wù)中，電影悲傷組被試進行總體匹配的項目數(shù)明顯少于電影中性組，M電影悲傷-M電影中性=-4.48，p＜0.05；回憶悲傷組進行總體匹配的項目數(shù)也少于電影中性組，兩者的差異呈邊緣顯著，M寫作悲傷-M電影中性=-3.50，p=0.059；電影悲傷組和回憶悲傷組的得分差異沒有達到顯著性水平。

在8個項目的任務(wù)中，電影悲傷組和回憶悲傷組被試進行總體匹配的項目數(shù)都明顯少于電影中性組，M電影悲傷-M電影中性=-2.62，p＜0.01，M寫作悲傷-M電影中性= -2.07，p＜0.01；電影悲傷組和回憶悲傷組的得分差異沒有達到顯著性水平。

2.2.6分析和討論

情緒誘發(fā)效果的評估表明，電影悲傷組和回憶悲傷組的悲傷情緒得分均顯著高于電影中性組，而兩種喚起方式下的悲傷情緒得分沒有顯著性差異。這表明兩種悲傷喚起方式在誘發(fā)悲傷情緒方面是有效的。但是數(shù)據(jù)還發(fā)現(xiàn)，電影悲傷組的恐懼和喚醒程度得分均顯著高于回憶悲傷組和電影中性組。傳統(tǒng)的觀點普遍認為高度喚醒的恐懼情緒往往和縮小的注意范圍相聯(lián)，該情緒可能與電影悲傷組的目標情緒相混淆，影響了悲傷情緒對注意范圍的影響。

但實驗同時也發(fā)現(xiàn)，回憶悲傷組進行總體匹配的項目數(shù)明顯少于電影中性組，特別是在更精確地評估注意范圍的8個項目的任務(wù)中，而兩個實驗處理組除了悲傷情緒的得分存在顯著性差異外，其他的情緒體驗和喚醒程度得分均沒有顯著性差異，這個結(jié)果證明了低動機強度的悲傷情緒和縮小的注意范圍相聯(lián)。

以往關(guān)于悲傷情緒對注意范圍影響的研究存在很大的不一致。Gasper和 Clore采用回憶情緒事件的方法（回憶并寫出）喚起了被試愉快、中性和悲傷的情緒［12］。結(jié)果發(fā)現(xiàn)相比愉快和中性情緒，悲傷情緒的被試在24個項目的整體局部匹配任務(wù)中進行了更少的總體匹配，這和我們的實驗結(jié)果一致。但是有些研究發(fā)現(xiàn)了不一樣的結(jié)果，例如Rowe采用收聽音樂并回憶特定情緒事件的方法 （只回憶不需要寫出）喚起了被試愉快、中性和悲傷的情緒，在Flanker任務(wù)和RAT（遠距離聯(lián)想測驗）任務(wù)中均沒有發(fā)現(xiàn)中性和悲傷情緒組的得分存在顯著性差異［13］。Gable和 Harmon-Jones采用觀看情緒圖片的方法喚起了被試中性的和悲傷的情緒體驗［15］，在隨后進行的Navon字母任務(wù)中發(fā)現(xiàn)，悲傷情緒對整體的反應(yīng)時都要高于對部分的反應(yīng)時，這意味著悲傷情緒和更寬的注意范圍相聯(lián)［17］。

產(chǎn)生以上種種不一致的原因有很多，但可以從悲傷情緒的喚起程度方面進行分析。例如在Gable和Harmon-Jones的實驗中，悲傷情緒組的悲傷平均分為3.05（9點評分，1代表沒有，9代表極其強烈），雖然顯著高于中性情緒組 （平均分1.47），但仍遠離5（中等強度）；Rowe等的研究沒有評估悲傷等具體情緒的強度，但在一個總體的效價評估中（9點評分，1代表非常不愉快，9代表非常愉快），悲傷情緒組的得分為4.25，靠近5（中性情緒）。而在我們的實驗中，電影悲傷和回憶悲傷組的悲傷情緒平均分為3.00和2.93，非常接近于 3（中等強度，5點評分），電影中性組的悲傷情緒平均分為1.00，等于1（沒有），因此兩個悲傷組都誘發(fā)了很高程度的悲傷情緒，和中性組相比差異非常明顯。而根據(jù)Friedman和F?rster的效價理論，效價對注意范圍的影響在這種更高的情緒強度下才更明顯，這也是實驗二的結(jié)果所驗證的。

雖然關(guān)于效價對注意范圍影響的情緒強度解釋還需要進一步的實驗驗證，但實驗二還是證明了較高強度的悲傷情緒與更狹窄的注意范圍相聯(lián)。而這個結(jié)果與Harmon-Jones等堅持的動機強度理論相悖，這種低動機強度的悲傷情緒對注意范圍的縮小效應(yīng)證明了效價理論的合理性。

3　總討論

作為情緒和認知間交互作用的重要方面，情緒對注意范圍的影響得到了大量的研究，但也產(chǎn)生了一系列的爭論，歸結(jié)起來主要有兩種側(cè)重不同的理論觀點。一是Friedman和F?rster的效價理論，該理論認為，和威脅性情境評價相關(guān)的負性情緒會縮小注意的范圍，而和積極的情境評價相關(guān)的正性情緒會拓展注意的范圍。Harmon-Jones等不贊成Friedman等的觀點，他們認為是動機強度而不是效價決定了情緒對注意范圍的影響，高動機強度的情緒通常和縮小的注意范圍相聯(lián)，而低動機強度的情緒通常和更寬的注意范圍相聯(lián)。其實仔細分析兩者的差異，我們會發(fā)現(xiàn)他們并沒有本質(zhì)上的矛盾，因為他們都只是強調(diào)了情緒這一復(fù)雜心理現(xiàn)象的某一要素或成分，而沒有關(guān)注或探討其他的要素對注意范圍的影響。我們在Russell等情緒理論家的觀點上認為，包括效價、動機強度在內(nèi)的情緒的多種成分都會對注意范圍產(chǎn)生影響，雖然這些影響在很多時候是聯(lián)合的，但它們是獨立發(fā)生的而不是彼此替代的。

我們通過兩個實驗驗證了這一理論觀點，實驗一通過觀看情緒圖片的方式喚起了被試高低動機強度的愉快情緒和中性情緒，在24個和8個項目的整體局部匹配任務(wù)中均發(fā)現(xiàn)高動機愉快組被試進行總體匹配的項目數(shù)顯著少于低動機愉快組。這意味著在效價（愉快情緒）一致的情況下，高低動機強度對注意范圍產(chǎn)生了不同的影響。實驗二探討了充滿爭議的悲傷情緒對注意范圍的影響，效價理論認為悲傷情緒和更窄的注意范圍相聯(lián)，而動機強度理論的預(yù)測則相反。我們通過兩種方式喚起了被試較高程度的悲傷情緒，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在兩種悲傷喚起組中被試都進行了更少的總體匹配。這個結(jié)果支持了效價理論的觀點，即在低動機強度的負性情緒下，被試的注意范圍也是比較窄的，這充分地反映了效價對注意范圍的影響。

本研究存在一些缺陷或不足。首先是動機強度的測量問題。在Harmon-Jones等的研究中，多用“欲望”項目的評分進行，但是在我們的研究中，實驗一的中性和低動機強度組的情緒圖片多為人的面孔或者人物照片，在這里采用“欲望”項目進行評分就不合適了。實驗二中也需要測量情緒的動機強度，但情緒誘發(fā)材料的情況也不適合。Friedman和Harmon-Jones爭論的焦點之一就是以喚醒度來衡量動機，盡管二者有聯(lián)系，但卻不相同。低喚醒度可以與高動機同時存在，例如，在經(jīng)歷悲傷（低喚醒度，消極）之后個體會積極尋找方法解決問題或者是尋找途徑來釋放悲痛，表現(xiàn)出高動機的特點。這也是Harmon-Jones等的動機強度理論亟需解決的一個問題，以后的研究需要開發(fā)出一些類似效價和動機程度評估的工具來解決這個問題。

其次，針對悲傷情緒對注意范圍影響研究的種種不一致，我們已經(jīng)探討了情緒喚起方面的問題，即悲傷情緒對注意范圍的縮小效應(yīng)在更高的情緒強度下更明顯。但另一種影響因素可能在于注意范圍評估任務(wù)上的不同，例如，整體局部匹配任務(wù)在鑒別中性情緒的作用時可能不夠敏感 （這也是我們的實驗二所發(fā)現(xiàn)的），而Navon的字母任務(wù)會傾向于得出一些和整體局部匹配任務(wù)不同的結(jié)論。以后的研究需要探討悲傷情緒對注意范圍的影響在這兩種任務(wù)情況下是否存在不同。

再次，情緒測量方法受測量本身及情緒自身特點等多種因素的影響，本研究采用自我評分的方法對情緒進行評估，雖然現(xiàn)在的研究中主要也以自我報告的形式來評估情緒誘導(dǎo)的有效性，但是自我報告的準確性是許多研究的詬?。?6］。有研究者采用多種情緒測量方法來評估情緒［5］，這也許是一種值得借鑒的方法。例如Johnson在采用自我報告的方法進行情緒評估時沒有發(fā)現(xiàn)注意范圍在不同情緒中的變化，但是以微笑為指標時卻得出了正負性情緒可以擴大和縮小注意范圍的結(jié)果［4］。

在探究情緒對注意調(diào)節(jié)的機制的研究過程中，有研究發(fā)現(xiàn)多巴胺系統(tǒng)在積極情緒對注意的調(diào)節(jié)中起著關(guān)鍵的作用。效價假說（valence-hyphothesis）認為，人類左半球支配積極情感，右半球支配消極情感，這是否意味著愉快主要集中在左半球，進而導(dǎo)致左半球?qū)ψ⒁夥秶写龠M作用？然而也有研究指出大腦右半球和全局性的加工有關(guān)，而大腦左半球和局部或者具體性的加工有關(guān)，這個問題有待后續(xù)的研究來給出答案。另一方面，我們也可以探索情緒對不同加工風格影響的差異，例如Forgas認為相比總體或者局部的加工，情緒對順應(yīng)或者同化的加工風格的影響更明顯［17］。Trope和Liberman等認為情緒對概括和具體的加工風格也存在一定的影響［18］。對這些相互區(qū)別又緊密聯(lián)系的加工風格的辨別和對比可以使我們更明確認識情緒和認知間復(fù)雜的關(guān)系。

4　結(jié)論

本研究表明：（1）和動機強度理論一致，在情緒體驗相同的情況下，高、低動機強度對注意范圍產(chǎn)生了不同的影響；（2）和效價理論一致，低動機的悲傷情緒喚起了被試更窄的注意范圍和更局部的加工，這證實了效價的作用；（3）實驗結(jié)果一致表明，情緒的各種成分均可能對注意范圍產(chǎn)生影響，但它們是獨立發(fā)生而不是彼此替代的。

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18Trope Y，&Liberman N.Construal-level theory of psychological distance.Psychological Review，2010，117（2）：440.

How Emotion Tun es the Scope of Attention？Considering the Influence of Affective Valence and M otivational Intensity

Li Xiaodong，Wang Zhiji e
（College of Psychology and Sociology，Shenzhen University，Shenzhen 518060）

Past research may have confounded affective valence with motivational intensity.In the current study，we investigated the effect of emotion on attentional scope considering the influence of affective valence and motivational intensity.Experiment 1 found that positive affects high in motivational intensity cause d a narrowing of attentional focus.In contrast，positive affects low in motivational intensity cause d a broadening of attentional focus.Experiment 2 explored the attentional consequences of negative affect low in motivational intensity（sadness）relative to a neutral affective state.Results indicated that low-motivation negative affect caused attentional narrowing.

effective valence；motivational intensity；scope of attention

李曉東，女，教授，博士生導(dǎo)師。Email：zoustwo@163.com