情緒對不同外傾水平個(gè)體行為抑制的影響

趙小淋　張燕　王建峰

摘要 采用雙選擇oddball實(shí)驗(yàn)范式與事件相關(guān)電位（ERP）技術(shù)，探討了情緒對行為抑制的影響以及外傾性的調(diào)節(jié)作用。行為數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，相比標(biāo)準(zhǔn)刺激，被試對偏差刺激的反應(yīng)時(shí)顯著更慢，證明實(shí)驗(yàn)成功誘發(fā)了行為抑制效應(yīng)。在內(nèi)傾組，負(fù)性刺激下偏差與標(biāo)準(zhǔn)刺激反應(yīng)時(shí)差值顯著長于正性刺激條件，而在外傾組無顯著差異。腦電數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在N2成分上，內(nèi)傾組在正性情緒下的波幅顯著小于負(fù)性和中性情緒，而在外傾組，不同情緒下的波幅不存在顯著差異。在P3成分上，內(nèi)傾組在正性情緒下的波幅顯著大于負(fù)性和中性情緒，相反，外傾組在負(fù)性情緒下的波幅顯著大于正性和中性情緒。結(jié)果表明，情緒對行為抑制的影響受到了個(gè)體外傾性水平的調(diào)節(jié)。

關(guān)鍵詞 情緒，外傾性，行為抑制，事件相關(guān)電位，雙選擇oddball范式。

分類號 B842.6

1引言

行為抑制是指個(gè)體在特定環(huán)境下抑制不符合當(dāng)前目標(biāo)的反應(yīng)或行為的能力，是執(zhí)行功能的重要組成部分，與個(gè)體生存適應(yīng)密切相關(guān)（Albert，Lopez，& Carretie，2010）。從認(rèn)知一決策的角度來看，行為抑制包括早期知覺加工、沖突覺察、晚期反應(yīng)抑制等階段（Yuan，He，Zhang，Chen，& Li，2008）。近年來研究者們對行為抑制的神經(jīng)機(jī)制進(jìn)行了大量研究。采用停止信號任務(wù)并結(jié)合fMRI技術(shù)，Li，Huang，Constable和Sinha（2006）發(fā)現(xiàn)內(nèi)側(cè)額上回及中央前回額葉是行為控制過程的主要神經(jīng)基礎(chǔ)。此外，Bokura，Yamaguehi和Kobayashi（2001）也發(fā)現(xiàn)眶額葉與前扣帶回在行為抑制活動中具有重要作用。在電生理研究方面，采用Go-NoGo及Oddball范式的ERP研究發(fā)現(xiàn)，行為抑制活動容易誘發(fā)兩個(gè)腦電成分：一個(gè)是額-中央?yún)^(qū)N2成分，一個(gè)是中央-頂區(qū)P3成分。N2成分被認(rèn)為是在執(zhí)行過程中負(fù)責(zé)修訂自動行為計(jì)劃或更大范圍的認(rèn)知控制加工，它與有效注意、覺察反應(yīng)沖突及活動監(jiān)控等相聯(lián)系，標(biāo)志著對不同刺激的沖突覺察，屬于行為抑制過程的子階段（Bekker，Kenemans，& Verbaten，2005；Falkenstein，Hoormann，& Hohnsbein，1999；Nagy，Ports，& Loveland，2003；van Veen & Carter，2002）。而中央-頂區(qū)P3成分主要與抑制加工本身或評估抑制結(jié)果有關(guān)，直接反應(yīng)了行為抑制過程中的反應(yīng)抑制階段（Hirokazu，Shuhei，& Shotai，2001；Smith，Johnstone，& Barry，2008；Yu，Yuan，&Luo;，2009）。

眾多研究表明行為抑制與情緒存在密切關(guān)系，但是關(guān)于情緒對行為抑制的影響，至今還沒有一致的結(jié)論。一些研究者認(rèn)為情緒能促進(jìn)個(gè)體的行為抑制，而另一些研究者則認(rèn)為情緒妨礙了個(gè)體的行為抑制，并且這兩種結(jié)論均得到了實(shí)驗(yàn)支持。例如Verbruggen和De Houwer（2007）以反應(yīng)時(shí)為測量手段，采用停止信號范式考察了情緒對個(gè)體行為抑制的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，情緒圖片出現(xiàn)后的無信號反應(yīng)時(shí)以及停止反應(yīng)時(shí)長于中性刺激，表明情緒妨礙了個(gè)體的行為抑制。此外，辛勇，李紅和袁加錦（2010）使用ERP技術(shù)，以雙選擇情緒oddball范式考察了情緒對行為抑制的影響，研究發(fā)現(xiàn)負(fù)性條件下的反應(yīng)時(shí)長于中性和正性條件，并且，被試的沖突檢測（N2成分）以及之后的行為抑制腦活動（P3成分）增強(qiáng)，而加工過程明顯變慢，該研究進(jìn)一步從電生理角度表明負(fù)性情緒妨礙了個(gè)體的行為抑制能力。然而，相反的是，Kanske和Kotz（2010）采用聽覺Simon任務(wù)，考察了具有情緒性的聲音和非情緒性的聲音對行為抑制的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)被試在負(fù)性情緒下對不一致條件的反應(yīng)時(shí)顯著更快，并且N2波幅更大，該研究認(rèn)為負(fù)性情緒促進(jìn)了被試的行為抑制。同樣，賈麗萍（2014）使用雙選擇Oddball任務(wù)也發(fā)現(xiàn)負(fù)性情緒促進(jìn)了個(gè)體的行為抑制。以上相互矛盾的研究結(jié)果提示，情緒對行為抑制的影響可能受到其他因素的影響。

已有研究發(fā)現(xiàn)，人格特質(zhì)，尤其是外傾性，是情緒反應(yīng)差異的重要因素。外傾性是一種用來描述個(gè)體樂觀、友好、樂群以及喜歡與人交往程度的人格特質(zhì)（Eysenck，1990）。在外傾性上得分較高的個(gè)體（外傾者）更加外向，樂群，積極，樂觀；而在外傾性上得分較低的個(gè)體（內(nèi)傾者）則安靜，被動，不合群，細(xì)心。眾多研究表明，相比內(nèi)傾人群，外傾人群具有更高的主觀幸福感和更多的積極情緒體驗(yàn)，原因可能與不同外傾水平個(gè)體在情緒調(diào)節(jié)中的注意分配策略不同有關(guān)（陳燦銳，高艷紅，申荷永，2012；Costa & McCrae，1980）。例如，早期的行為實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相比其他情緒刺激，外傾被試更難轉(zhuǎn)移對正性刺激的注意（Derryberry & Reed，1994）。Amin，Constable和Canli（2004）的研究也顯示，當(dāng)線索刺激是負(fù)性與中性圖片匹配，而目標(biāo)刺激呈現(xiàn)在中性位置時(shí)，個(gè)體對目標(biāo)的反應(yīng)時(shí)間將隨著外傾性得分增高而變短，表明外傾個(gè)體回避負(fù)性圖片而注意中性圖片。因此，外傾人群有可能比內(nèi)傾個(gè)體更傾向于使用注意轉(zhuǎn)移策略來調(diào)節(jié)負(fù)性情緒（Derryberry & Reed，1994；Yang，Yuan，& Li，2012）。此外，一系列關(guān)于情緒與外傾性關(guān)系的fMRI和ERP研究發(fā)現(xiàn)，外傾人群比內(nèi)傾人群更傾向于深人的對正性情緒進(jìn)行認(rèn)知加工，來保持和加強(qiáng)其正性體驗(yàn)（Gross & John，2003；Ng，2009；Thake & Zelenski，2013；何媛媛，袁加錦，伍澤蓮，李紅，2008）。與之相反，內(nèi)傾人群不善于應(yīng)對壓力（Tamir，2009），對負(fù)性事件存在注意偏向（Derryberry & Reed，1994），且對抑郁傾向存在預(yù)測作用（Janowsky，2001）。近期有研究表明，情緒調(diào)節(jié)自我效能感在外傾性與正性情緒間具有顯著的部分中介效應(yīng)，說明內(nèi)外傾人格部分地通過情緒調(diào)節(jié)自我效能感影響正性情緒（田學(xué)英，盧家楣，2012）。

以上研究表明，外傾性與情緒調(diào)節(jié)的注意分配策略密切相關(guān)。而行為抑制作為抑制控制的一個(gè)子過程，也是重要的情緒調(diào)節(jié)策略之一。對行為反應(yīng)的抑制，即使該行為反應(yīng)本身并非是情緒行為，也能有效調(diào)節(jié)個(gè)體對當(dāng)前情緒刺激的生理心理反應(yīng)（Tsai & Lau，2013）。例如，在Go/Nogo任務(wù)中，相比對情緒刺激作按鍵反應(yīng)，抑制對情緒刺激的按鍵反應(yīng)將導(dǎo)致大腦情緒調(diào)節(jié)環(huán)路（如前扣帶回與腹外側(cè)前額葉）激活的上升和情緒反應(yīng)環(huán)路（如基底節(jié)、丘腦與內(nèi)側(cè)顳葉）激活的下降（Goldstein et al.，2007）。既然如此，不同外傾水平的個(gè)體在情緒影響行為抑制的過程中是否也存在差異呢？目前這一問題尚不清楚。

為了闡明這個(gè)問題，本研究采用了改進(jìn)的Oddball實(shí)驗(yàn)范式并結(jié)合了ERP測量。實(shí)驗(yàn)中，由于標(biāo)準(zhǔn)刺激的出現(xiàn)概率為70%，偏差刺激的出現(xiàn)概率為30%，被試對標(biāo)準(zhǔn)刺激的反應(yīng)次數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于偏差刺激。因此，被試對標(biāo)準(zhǔn)刺激的反應(yīng)成為優(yōu)勢反應(yīng)，當(dāng)偏差刺激出現(xiàn)時(shí)，被試需要抑制優(yōu)勢反應(yīng)，對偏差刺激做出反應(yīng)。實(shí)驗(yàn)將記錄被試對兩類刺激的反應(yīng)時(shí)，偏差刺激與標(biāo)準(zhǔn)刺激的反應(yīng)時(shí)之差為行為抑制的行為學(xué)指標(biāo)。另外，可通過偏差刺激減去標(biāo)準(zhǔn)刺激的方法得到純粹反映行為抑制活動的腦電活動。因此，通過改變偏差刺激的情緒效價(jià)并分別記錄兩類刺激誘發(fā)的腦活動，便可考察情緒效價(jià)對行為抑制過程的影響，以及外傾水平差異是否調(diào)節(jié)了這一影響。

綜上所述，本研究考察了情緒對不同外傾水平個(gè)體行為抑制的影響。根據(jù)資源限制理論（Kahneman，1973；Logie，2011；Wolfe，Vo，Evans，& Greene，2011），情緒會占用個(gè)體一定的認(rèn)知資源，引起個(gè)體對與情緒相關(guān)但可能與任務(wù)無關(guān)內(nèi)容的思考，從而導(dǎo)致個(gè)體投入到認(rèn)知任務(wù)中的認(rèn)知資源減少。然而，執(zhí)行功能（行為抑制）需要被試投入認(rèn)知資源到當(dāng)前的任務(wù)中。因此，本研究假設(shè)，由于外傾個(gè)體對正性情緒存在注意偏向，投入了更多注意資源，當(dāng)正性情緒作為偏差刺激需要進(jìn)行抑制反應(yīng)時(shí)，外傾個(gè)體沒有足夠的認(rèn)知資源進(jìn)行行為抑制，導(dǎo)致對正性刺激的行為抑制能力減弱。相反，由于內(nèi)傾個(gè)體對負(fù)性情緒刺激存在注意偏向，投入了更多資源，當(dāng)負(fù)性情緒作為偏差刺激需要進(jìn)行抑制反應(yīng)時(shí)，內(nèi)傾個(gè)體沒有足夠的認(rèn)知資源進(jìn)行行為抑制，導(dǎo)致對負(fù)性刺激的行為抑制能力減弱。

2方法

2.1被試

采用錢銘怡，武國城，朱榮春和張莘（2000）修訂的艾森克人格問卷簡式量表中國版（EPQ-RSC）對320名在校大學(xué)生進(jìn)行篩選，以外傾性量表得分上下一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為篩選標(biāo)準(zhǔn)，最終有40名被試參加實(shí)驗(yàn)，其中3名被試因過多眼動偽跡被剔除。最后獲得外傾被試18名（7名男性），年齡范圍18～22歲，平均年齡19.89歲。內(nèi)傾被試19名（9名男性），年齡范圍18～23歲，平均年齡20.0歲。外傾組分?jǐn)?shù)范圍為57.25～66.34分（M=60.95，SD=2.86），內(nèi)傾組分?jǐn)?shù)范圍為27.34～41.74分（M=36.96，SD=3.64）。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)表明，外傾組的得分顯著高于內(nèi)傾組（t=22.17，p<0.001）。所有被試身心健康，均為右利手，裸眼或矯正視力良好，無精神病史，實(shí)驗(yàn)后給予被試一定酬勞。

2.2實(shí)驗(yàn)材料

2.2.1艾森克人格問卷簡式量表

艾森克人格問卷簡式量表包含四個(gè)分量表，即外傾性量表（E）、神經(jīng)質(zhì)量表（N）、精神質(zhì)量表（P）和效度量表（L），E、N、P三個(gè)量表分別測量人格的精神性、內(nèi)外傾向和情緒穩(wěn)定性，L量表測試受試者的掩飾、假托或自身隱蔽等情況。該量表具有良好的信效度（錢銘怡等，2000）。本研究中P、N、E、L量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)分別為0.65，0.80，0.70和0.61。

2.2.2情緒圖片

實(shí)驗(yàn)圖片均來自于中國情緒圖片庫系統(tǒng)（白露，馬慧，黃宇霞，羅躍嘉，2005）。刺激材料包括標(biāo)準(zhǔn)刺激和偏差刺激兩類。其中，標(biāo)準(zhǔn)刺激為一張水壺的圖片（呈現(xiàn)概率70%），偏差刺激為三種效價(jià)（正性、中性、負(fù)性）的情緒圖片各10張（呈現(xiàn)概率均為10%）。各偏差刺激圖片效價(jià)兩兩差異顯著，負(fù)性M=6.86，中性M=5.41，正性M=2.18，F(xiàn)（2，27）=129.66，p<0.001（見圖1）。喚醒度差異顯著，負(fù)性M=6.28，中性34=4.25，正性M=5.76，F(xiàn)（2，27）=20.40，p<0.001，正性和負(fù)性的喚醒度均顯著大于中性，而前兩者不存在顯著差異（見圖1）。圖片分辨率均為100像素/英寸，大小統(tǒng)一為346像素×343像素。被試雙眼距離屏幕約100 cm，水平與垂直視角均小于6°。

2.3實(shí)驗(yàn)程序

正式實(shí)驗(yàn)前，被試需要完成包含20個(gè)trial的練習(xí)實(shí)驗(yàn)，在正確率達(dá)到100%后，進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。正式實(shí)驗(yàn)包含6個(gè)組塊（block），每個(gè)block包含100個(gè)試次（trials），其中70個(gè)標(biāo)準(zhǔn)刺激，30個(gè)偏差刺激（每種效價(jià)各10次），各種刺激隨機(jī)呈現(xiàn)。每個(gè)試次開始時(shí)，在電腦屏幕中央呈現(xiàn)持續(xù)300 ms的注視點(diǎn)。然后，呈現(xiàn)時(shí)距在500-1000 ms之間的隨機(jī)空屏，而后呈現(xiàn)實(shí)驗(yàn)刺激。當(dāng)標(biāo)準(zhǔn)刺激出現(xiàn)，要求被試盡快按F鍵反應(yīng)，當(dāng)偏差刺激出現(xiàn)，要求被試盡快按J鍵反應(yīng)，刺激呈現(xiàn)時(shí)間上限1000 ms，刺激呈現(xiàn)隨被試按鍵終止。因此，當(dāng)刺激呈現(xiàn)之后，被試需要在1000ms之內(nèi)盡可能快而準(zhǔn)確的按鍵。按鍵之后是1000 ms的等待時(shí)間，然后出現(xiàn)注視點(diǎn)，以此循環(huán)。每個(gè)block結(jié)束后，均反饋給被試該block的正確率（實(shí)驗(yàn)程序見圖2）。

2.4 ERP記錄與分析

實(shí)驗(yàn)采用Brain Product腦電記錄系統(tǒng)，32導(dǎo)電極帽記錄腦電。在線記錄時(shí)，以FCz點(diǎn)為參考電極，以FPz和Fz連線中點(diǎn)為接地點(diǎn)。分別在右眼的右側(cè)和下側(cè)安置電極記錄水平和垂直眼電。在線記錄時(shí)，濾波帶通為0.01～100 Hz，采樣頻率為500 Hz/導(dǎo)，頭皮電阻降至5kΩ以下。離線分析時(shí)，采用雙側(cè)乳突記錄點(diǎn)的平均作為新的參考電極（耳后平均參考），分析時(shí)程（epoch）為1000ms，含基線200 ms。自動矯正眨眼等偽跡，采用0.01～30Hz帶通進(jìn)行濾波，波幅大于±80μV者在疊加中被自動剔除。

對實(shí)驗(yàn)中標(biāo)準(zhǔn)刺激和三類偏差刺激誘發(fā)的EEG分別進(jìn)行疊加平均之后，再分別計(jì)算三類偏差刺激與標(biāo)準(zhǔn)刺激的差異波。由圖3及圖4可知，標(biāo)準(zhǔn)刺激與三類偏差刺激誘發(fā)的波形從大約100ms處開始分離，該分離大概延續(xù)到700 ms停止。這些差異在差異波（圖5和圖6）中體現(xiàn)為典型的早期抑制控制相關(guān)的N2（220～270ms）成分及晚期反應(yīng)抑制相關(guān)的P3（350～500ms）成分。以往研究表明額一中央?yún)^(qū)N2成分與沖突覺察這一行為抑制子階段相關(guān)，而中央一頂區(qū)P3成分則是代表行為抑制加工過程的直接指標(biāo)（Bokura et al.，2001；Falkenstein et al.，1999）。因此，本研究著重分析Fz，F(xiàn)3，F(xiàn)4，Cz，C3，C4電極點(diǎn)（6個(gè)額-中央?yún)^(qū)電極點(diǎn)）的N2成分，以及Cz，C3，C4，Pz，P3，P4電極點(diǎn)（6個(gè)中央-頂區(qū)電極點(diǎn)）的P3成分。采用重復(fù)測量方差分析（Analysis of Variance，ANOVA）對N2和P3成分的峰波幅和峰潛伏期進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。被試間變量為外傾性（兩個(gè)水平：外傾組和內(nèi)傾組），被試內(nèi)變量為情緒效價(jià)（三個(gè)水平：中性、正性、負(fù)性）和電極點(diǎn)（每種成分各6個(gè)點(diǎn)）。因?yàn)楸狙芯筷P(guān)注于情緒對不同外傾水平個(gè)體行為抑制的影響，因此統(tǒng)計(jì)分析集中在情緒效價(jià)和人格類型的兩因素交互作用。對所有不滿足球形檢驗(yàn)假設(shè)的利用Greenhouse-Geisser法對p值進(jìn)行校正。

3實(shí)驗(yàn)結(jié)果

3.1行為結(jié)果

反應(yīng)時(shí)和正確率的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差見表1。被試對標(biāo)準(zhǔn)刺激和偏差刺激的反應(yīng)正確率均在96%以上。對反應(yīng)時(shí)的統(tǒng)計(jì)分析表明，無論外傾性及情緒效價(jià)，被試對偏差刺激（544 ms）的反應(yīng)時(shí)顯著長于對標(biāo)準(zhǔn)刺激（451 ms）的反應(yīng)時(shí)，F(xiàn)（1，35）=305.88，p<0.001，η²_p=0.90。由此可知，由于行為抑制的需要，被試在三種偏差條件下相比標(biāo)準(zhǔn)條件均出現(xiàn)顯著的反應(yīng)時(shí)延長，證明了行為抑制效應(yīng)的存在。

以反映行為抑制的偏差刺激與標(biāo)準(zhǔn)刺激的反應(yīng)時(shí)之差作為因變量，進(jìn)行2（外傾性）×3（情緒）重復(fù)測量方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，情緒主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，70）=3.12，p=0.05，η²_p=0.08，正性刺激下偏差與標(biāo)準(zhǔn)刺激的反應(yīng)時(shí)之差（87 ms）顯著小于中性（94 ms）及負(fù)性條件（95 ms），表明正性情緒促進(jìn)了個(gè)體的行為抑制。另外，外傾性×情緒交互作用邊緣顯著，F(xiàn)（2，70）=2.62，p=0.08，η²_p=0.07，簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，外傾組在三種情緒條件下不存在顯著差異，F(xiàn)（2，34）=2.20，p>0.14；而在內(nèi)傾組，情緒效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，36）=3.01，p=0.03，η²_p=0.14，負(fù)性刺激下的反應(yīng)時(shí)差值（101 ms）顯著長于正性刺激條件（88ms）。

3.2 ERP結(jié)果

3.2.1 N2效應(yīng)

對N2成分的潛伏期進(jìn)行2（外傾性）×3（情緒）×6（電極點(diǎn)）重復(fù)測量方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，電極點(diǎn)主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（5，175）=6.04，p<0.001，η²_p=0.15，事后比較顯示，前額區(qū)的潛伏期顯著長于中央?yún)^(qū)。其余主效應(yīng)或交互作用均不顯著。

對N2波幅進(jìn)行2（外傾性）×3（情緒）×6（電極點(diǎn)）重復(fù)測量方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，情緒主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，70）=3.63，p=0.032，η_2p=0.09，中性刺激比正性及負(fù)性刺激引發(fā)了更大的N2波幅，而正性刺激與負(fù)性刺激之間無顯著差異。電極點(diǎn)主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（5，175）=15.40，p<0.001，η_2p=0.31，前額波幅顯著大于中央?yún)^(qū)。電極點(diǎn)×情緒的交互作用顯著，F(xiàn)（5，350）=6.89，p<0.00l，η_2p=0.17。更重要的是，情緒×外傾性交互作用顯著，F(xiàn)（2，70）=3.57，p 0.034，η_2p=0.09。簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在內(nèi)傾組，情緒效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，36）=4.28，p=0.021，η_2p=0.19，正性刺激下N2波幅小于負(fù)性與中性束0激，而中性與負(fù)性刺激間無顯著差異。相反，在外傾組，情緒效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（2，34）_2.37，p>0.10。此外，組間分析發(fā)現(xiàn)，在正性條件下，外傾組波幅顯著大于內(nèi)傾組，F(xiàn)（1，35）=4.79，p=0.035，η_2p=0.12；而在中性及負(fù)性條件下，內(nèi)傾組與外傾組N2波幅均無顯著差異（ps>0.43）。該成分其余效應(yīng)均不顯著。

3.2.2 P3效應(yīng)

對P3成分的潛伏期進(jìn)行重復(fù)測量方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，電極點(diǎn)主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（5，175）=6.54，p<0.001，η_2p=0.16，事后比較顯示，頂葉區(qū)潛伏期顯著長于中央?yún)^(qū)。該成分其余效應(yīng)均不顯著。

對P3成分的波幅進(jìn)行重復(fù)測量方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，情緒主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，70）=7.44，p<0.01，η_2p=0.18，正性和負(fù)性刺激下波幅顯著大于中性刺激。電極點(diǎn)主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（5，175）=4.93，p<0.001，η_2p=0.42，事后比較顯示，頂葉區(qū)的波幅顯著大于中央?yún)^(qū)。電極點(diǎn)×情緒的交互作用顯著，F(xiàn)（10，350）=7.41，p<0.001，η_2p=0.18。更重要的是，情緒×外傾性的交互作用顯著，F(xiàn)（2，70）=7.94，p=0.002，η_2p=0.19。簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在內(nèi)傾組，情緒效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，36）=6.33，p 0.011，η_2p=0.26，正性刺激顯著大于中性刺激和負(fù)性刺激；在外傾組，情緒效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，34）=9.96，p=0.001，η_2p=0.37，負(fù)性刺激誘發(fā)的波幅顯著大于正性刺激，正性刺激的波幅顯著大于中性刺激。此外，組間分析發(fā)現(xiàn)，在正性條件下，內(nèi)傾組波幅顯著大于外傾組，F(xiàn)（1，35）=4.88，p=0.034，η_2p=0.12，而在負(fù)性與中性條件下，內(nèi)傾組與外傾組均無顯著差異（ps>0.12）。該成分其余效應(yīng)均不顯著。

4討論

本研究采用三種效價(jià)（正性、中性、負(fù)性）的情緒圖片引發(fā)被試情緒，采用雙選擇的oddball實(shí)驗(yàn)范式，要求被試對標(biāo)準(zhǔn)刺激按F鍵，對偏差刺激按J鍵。因?yàn)闃?biāo)準(zhǔn)刺激的出現(xiàn)概率為70%，偏差刺激的出現(xiàn)概率為30%，當(dāng)被試對偏差刺激做反應(yīng)時(shí)，需要抑制對標(biāo)準(zhǔn)刺激的優(yōu)勢反應(yīng)，從而導(dǎo)致反應(yīng)沖突的發(fā)生。行為結(jié)果支持了該假設(shè)，表現(xiàn)為不論外傾性及效價(jià)，被試對偏差刺激的反應(yīng)時(shí)顯著長于標(biāo)準(zhǔn)刺激，表明本實(shí)驗(yàn)有效的誘發(fā)了被試的行為抑制。此外，行為結(jié)果也表明外傾性水平調(diào)節(jié)了不同情緒條件下個(gè)體的行為抑制，具體表現(xiàn)為內(nèi)傾組被試在負(fù)性情緒下比中性及正性情緒下表現(xiàn)出更差的行為抑制。外傾性對不同情緒下行為抑制的調(diào)節(jié)作用也得到了腦電數(shù)據(jù)的進(jìn)一步支持。

在本實(shí)驗(yàn)中，被試對標(biāo)準(zhǔn)刺激存在知覺加工、辨別刺激、反應(yīng)決策與執(zhí)行等過程，而對偏差刺激的反應(yīng)不僅包括上述過程，還包括對優(yōu)勢反應(yīng)的行為抑制過程（辛勇等，2010）。因此，本實(shí)驗(yàn)中采用相減技術(shù)，計(jì)算偏差刺激與標(biāo)準(zhǔn)刺激的差異波，此差異波代表了純粹由行為抑制誘發(fā)的腦電反應(yīng)。與前人結(jié)果一致（Bekker et al.，2005；Nagy et al.，2003），本研究在220～270 ms窗口觀測到顯著的額-中央?yún)^(qū)N2成分，在350～500ms窗口觀測到顯著的中央-頂區(qū)P3成分。更重要的是，無論是N2波幅，還是P3波幅，情緒×外傾性均存在顯著的交互作用，表明情緒對行為抑制的影響確實(shí)受到了外傾性水平的調(diào)節(jié)。

進(jìn)一步分析N2波幅上的交互作用發(fā)現(xiàn)，在內(nèi)傾組，正性刺激下N2波幅小于負(fù)性刺激與中性刺激，而中性刺激與負(fù)性刺激無顯著差異。此外，在正性條件下，外傾組波幅顯著大于內(nèi)傾組。以往研究發(fā)現(xiàn)N2是沖突監(jiān)控中注意分配的直接指標(biāo)（Nagy et al.，2003；Yuan et al.，2008），N2波幅越大，檢測到的沖突越大（Bekker et al.，2005；vanVeen & Carter，2002）。過去一系列關(guān)于情緒與外傾性關(guān)系的fMRI和ERP研究發(fā)現(xiàn)，外傾個(gè)體更傾向深入加工正性情緒，來保持和加強(qiáng)其正性體驗(yàn)，這些研究證明了外傾個(gè)體對正性刺激存在注意偏向（Gross & John，2003；Ng，2009；Thake & Zelenski，2013），這種注意偏向使外傾被試對正性刺激投入更多的資源。該偏向很可能導(dǎo)致任務(wù)相關(guān)維度加工的不足（Yu et al.，2009）。因此，正性條件下，外傾個(gè)體需要克服對情緒維度的加工偏向，以有效監(jiān)控反應(yīng)沖突并完成行為抑制控制，這種雙加工過程的存在導(dǎo)致正性條件下外傾被試的N2波幅大于內(nèi)傾被試。相反，內(nèi)傾個(gè)體對負(fù)性情緒存在加工偏向（Derryberry & Reed，1994），這種偏向使得內(nèi)傾個(gè)體需要克服負(fù)性情緒維度的加工偏向以有效監(jiān)控反應(yīng)沖突，從而導(dǎo)致內(nèi)傾組負(fù)性條件下的N2波幅大于正性條件。但本研究同時(shí)發(fā)現(xiàn)內(nèi)傾組被試在負(fù)性和中性條件下的N2波幅無顯著差異，且均大于正性條件，這可能提示內(nèi)傾個(gè)體對一切非正性情緒存在加工偏向。

以往行為抑制控制的研究表明，中央一頂區(qū)P3成分與抑制加工本身或評估抑制結(jié)果有關(guān)，直接反應(yīng)了行為抑制過程中的反應(yīng)抑制階段（Smith et al.，2008），行為抑制條件誘發(fā)的波幅顯著大于無控制條件（Yu et al.，2009）。例如，Go/Nogo任務(wù)中P3峰值的出現(xiàn)往往代表著行為抑制加工的完成，Nogo刺激誘發(fā)的P3波幅顯著大于Go刺激誘發(fā)的波幅（Bekker et al.，2005；Hirokazu et al.，2001）。分析P3波幅上的交互作用，發(fā)現(xiàn)在內(nèi)傾組，正性刺激的波幅顯著大于中性刺激和負(fù)性刺激；而在外傾組，負(fù)性刺激誘發(fā)的波幅顯著大于正性刺激，正性刺激的波幅顯著大于中性刺激。同時(shí)組間分析也表明在正性條件下，內(nèi)傾組波幅顯著大于外傾組。這些結(jié)果說明內(nèi)傾個(gè)體對正性刺激的行為抑制能力更強(qiáng)，而對負(fù)性刺激的行為抑制能力減弱。與之相反，外傾個(gè)體對負(fù)性刺激的行為抑制能力更強(qiáng)，而對正性刺激的行為抑制能力減弱。如前所述，外傾個(gè)體對正性情緒存在加工偏向，而內(nèi)傾個(gè)體對負(fù)性情緒存在加工偏向。根據(jù)資源限制理論（Kahneman，1973；Logie，2011；Wolfe et al.，2011），情緒會占用個(gè)體一定的認(rèn)知資源，引起個(gè)體對與情緒相關(guān)但可能與任務(wù)無關(guān)內(nèi)容的思考，從而導(dǎo)致個(gè)體投入到認(rèn)知任務(wù)中的認(rèn)知資源減少。然而，執(zhí)行功能（行為抑制）需要被試投入認(rèn)知資源到當(dāng)前的任務(wù)中。因此，由于外傾個(gè)體對正性情緒存在加工偏向，投入了更多注意資源，當(dāng)正性情緒作為偏差刺激需要進(jìn)行抑制反應(yīng)時(shí)，外傾個(gè)體沒有足夠的認(rèn)知資源進(jìn)行行為抑制，導(dǎo)致對正性刺激的行為抑制能力減弱。相反，由于內(nèi)傾個(gè)體對負(fù)性情緒刺激存在加工偏向，投入了更多注意資源，當(dāng)負(fù)性情緒作為偏差刺激需要進(jìn)行抑制反應(yīng)時(shí)，內(nèi)傾個(gè)體沒有足夠的認(rèn)知資源進(jìn)行行為抑制，導(dǎo)致對負(fù)性刺激的行為抑制能力減弱。

本研究存在一定的局限。首先，本研究只包含不同效價(jià)的情緒刺激，沒有考慮到刺激喚醒度的影響，未來研究應(yīng)該將本研究結(jié)果擴(kuò)展到不同喚醒度的情緒刺激。其次，本研究的被試為大學(xué)生，將來的研究應(yīng)該包含更大范圍的被試，以提高研究結(jié)果的推廣性。最后，情緒不僅存在效價(jià)之別，還存在強(qiáng)度之異。例如，先前有研究表明外傾性對正性或負(fù)性刺激的強(qiáng)度變化非常敏感（Lou et al.，2016；Yuan，He，Lei，Yang，& Li，2009）。因此，將來研究應(yīng)該進(jìn)一步包含不同效價(jià)強(qiáng)度的情緒刺激。

5結(jié)論

本研究條件得出如下結(jié)論：（1）內(nèi)傾個(gè)體對正性刺激的行為抑制能力更強(qiáng)，而對負(fù)性刺激的行為抑制能力減弱。（2）外傾個(gè)體對負(fù)性刺激的行為抑制能力更強(qiáng)，而對正性刺激的行為抑制能力減弱。