情緒啟動對低自尊個體注意偏向的影響 *

張麗華 李 娜 劉 婕 代嘉幸

(遼寧師范大學心理學院；兒童青少年健康人格評定與培養(yǎng)協(xié)同創(chuàng)新中心，大連 116029)

1 引言

自尊作為個體對自己的情感性評價，是人格的核心成分，影響著個體對周圍環(huán)境的應(yīng)對方式及心理健康（Kernis, 2003）。社會計量理論認為（Leary, Tambor, Terdal, & Downs, 1995），自尊是一種社會計量器，可以反映個體被接納和排斥的程度，如果個體在過去經(jīng)驗中反復體驗到更多的負面評價及消極反饋則更易發(fā)展為低自尊，反過來低自尊個體也更易知覺社會負性信息，傾向于將他人的行為知覺為排斥或拒絕，產(chǎn)生更多的消極情緒體驗，心理健康更易受到威脅。已有研究表明，低自尊個體對負性信息存在注意偏向（Dandeneau & Baldwin, 2004; Dandeneau & Baldwin,2009; 李海江, 楊娟, 賈磊, 張慶林, 2011; 李海江, 楊娟, 袁祥勇, 覃義貴, 張慶林, 2012），主要表現(xiàn)為低自尊個體對拒絕性信息、威脅性信息以及情緒性信息產(chǎn)生選擇性注意，他們對這些信息的注意難以轉(zhuǎn)移。對低自尊個體注意偏向機制的解釋尚沒有達成一致，注意成分說認為有兩種解釋：一是不同水平自尊個體注意警覺存在差異，即高自尊者對不同類型信息的注意不存在差異，而低自尊個體對消極信息存在過度注意（Brosch, Sander,Pourtois, & Scherer, 2008）；二是低自尊個體存在注意解脫困難，即低自尊個體表現(xiàn)出對消極信息的過度關(guān)注，以致于難以發(fā)生注意轉(zhuǎn)移（Cisler &Olatunji, 2010）。

目前，情緒對認知加工的影響主要表現(xiàn)為“情緒一致性效應(yīng)”。情緒啟動作為研究情緒與認知關(guān)系的手段，主要是指個體加工正性或負性情緒效價的信息后，會使后繼的認知加工容易蒙上相應(yīng)的情緒色彩而受到影響（Murphy & Zajonc,1993）。有研究表明，使用正負性圖片、短影片作為啟動材料均發(fā)現(xiàn)了情緒啟動效應(yīng)，朱詩敏和鄭希付（2009）以大學生為被試，在使用短電影作為啟動材料時發(fā)現(xiàn)注意偏向總體上呈現(xiàn)心境一致性效應(yīng)，同樣Smith等（2006）應(yīng)用情緒性圖片重復啟動效應(yīng)也發(fā)現(xiàn)了情緒環(huán)境會調(diào)節(jié)個體對負性情緒信息的注意偏向。根據(jù)Bower和Forgas（2000）的情緒記憶網(wǎng)絡(luò)模型（Associative model of memory and emotion）及激活擴散說（spreading activation），認為情緒都是以概念的形式儲存在記憶節(jié)點中，情緒的節(jié)點以及與情緒相應(yīng)的事件背景、動作、表情、態(tài)度等構(gòu)成一個整體的網(wǎng)絡(luò)。假設(shè)啟動刺激可以激活情緒節(jié)點，那么根據(jù)激活擴散說，這種興奮可以擴散到與啟動刺激性質(zhì)一致的目標刺激節(jié)點上，從而有利于對目標刺激的加工，也就是說如果某種情緒節(jié)點被激活，相應(yīng)的自主反應(yīng)模式、行為表現(xiàn)等也會得到激活，那么心境一致性就會發(fā)生，即被試會優(yōu)先注意與自身情緒相一致的信息。這也在情緒障礙個體的研究中得到證明，對于情緒障礙個體，其情緒狀態(tài)即可視為一種啟動狀態(tài)，從而影響后繼的認知加工過程（Helfinstein, White, Bar-Haim, & Fox, 2008）。其實，情緒與注意偏向的影響并不是單向作用，而是相互作用：個體對負性刺激的注意偏向反過來會加劇個體的負性情緒體驗，從而導致兩者之間的惡性循環(huán)（Smith et al., 2006）。Dandeneau和Baldwin（2009）研究發(fā)現(xiàn)注意偏向訓練可以降低低自尊個體對威脅性信息的注意偏向，規(guī)避社會壓力的體驗，促進情緒的有效調(diào)節(jié)，并產(chǎn)生積極的心理、行為和生理效果。因此，對情緒啟動條件下不同自尊水平大學生注意偏向的研究，有助于在理解其認知加工特點的基礎(chǔ)上，探索如何對低自尊個體注意偏向進行有效干預。

因此，本研究使用能夠傳遞鮮明情緒信息的情緒圖片作為啟動刺激，使用重復啟動范式，來探討低自尊個體是否可以通過情緒啟動強化其積極情緒體驗，從而降低其因?qū)ω撔孕畔⒌淖⒁馄蚨鴰淼南麡O影響呢？為解決上述問題本研究首先探討了不同自尊水平個體的注意偏向特點（實驗一），并在此基礎(chǔ)上進一步探討情緒啟動對低自尊個體注意偏向的影響（實驗二）。本研究的實驗假設(shè)如下：（1）低自尊個體對負性情緒存在注意偏向；（2）正性情緒啟動對低自尊個體的負性注意偏向有顯著的調(diào)節(jié)作用。

2 實驗一：不同自尊水平個體的注意偏向特點

2.1 方法

2.1.1 被試

隨機選取160名大學生發(fā)放羅森伯格自尊量表，量表得分從高到低進行排序，取前后各27%的個體分別作為高低自尊組。有效被試70人，其中高自尊組被試33人，男生13人，女生20人，年齡為21.88±1.85歲，低自尊組被試37人，男生16人，女生21人，年齡為21.22±1.49歲，兩組年齡和性別比例無顯著差異。所有參加實驗的被試視力或矯正視力正常，右利手。

2.1.2 實驗材料

外顯自尊測驗：采用羅森伯格自尊量表（Self-Esteem Scale, SES）。該量表共10題，采用四級評分。由于中西方被試對該量表第八題的理解存在差異，因此參考前期研究對第八題予以刪除（李海江等, 2012）。量表總分是9-36分，得分越高說明被試自尊水平越高。該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85，分半信度為0.83（田錄梅, 2006），在國內(nèi)外都得到了比較廣泛的應(yīng)用。本研究中該量表的α系數(shù)為0.81。

點探測任務(wù)實驗材料：在中科院研究制作的大學生情緒面孔圖片庫中選擇90張面孔圖片（微笑30張, 憤怒30張, 中性30張）（王妍, 羅躍嘉,2005），并由20名心理學院的學生對選取圖片的愉悅度和喚醒度進行1-7級評分。實驗材料選取的標準為：微笑面孔的喚醒度＞4，愉悅度＞5；憤怒面孔的喚醒度＞4，愉悅度＜3；中性面孔的喚醒度＜3，愉悅度在3-5之間。微笑面孔和憤怒面孔的喚醒度顯著大于中性面孔（p＜0.05），且微笑面孔和憤怒面孔喚醒度沒有差異（p＞0.05）。微笑面孔的愉悅度顯著大于中性面孔和憤怒面孔（p＜0.05），中性面孔愉悅度顯著大于憤怒面孔（p＜0.05）。參照已有研究，面孔圖片的大小一致（9 cm×7 cm），圖片中心離屏幕正中6 cm。

2.1.3 實驗設(shè)計

采用2（自尊水平: 高自尊組, 低自尊組）×2（線索類型: 有效線索, 無效線索）×2（情緒面孔類型: 微笑面孔, 憤怒面孔）三因素混合設(shè)計。其中自尊水平是被試間變量，線索類型及情緒面孔類型是被試內(nèi)變量，反應(yīng)時是因變量。

采用2（自尊水平: 高自尊組, 低自尊組）×2（偏向類型: 正性偏向, 負性偏向）兩因素混合設(shè)計。自尊水平是被試間變量，偏向類型是被試內(nèi)變量，注意偏向分數(shù)是因變量。注意偏向分數(shù)=探測點與情緒面孔位置不一致時的反應(yīng)時-兩者一致時的反應(yīng)時，以毫秒（ms）計時（劉愛書, 王春梅, 2014）。

2.1.4 實驗程序

研究采用點探測實驗范式，使用E-prime軟件編程來實現(xiàn)刺激呈現(xiàn)，刺激呈現(xiàn)背景為黑色。首先屏幕中央呈現(xiàn)一個注視點“+”，呈現(xiàn)時間為200-400 ms。隨后呈現(xiàn)配對刺激（微笑面孔-中性面孔或者憤怒面孔-中性面孔），呈現(xiàn)時間為500 ms。接著呈現(xiàn)隨機空屏，呈現(xiàn)時間為200-400 ms。然后在其中一個圖片呈現(xiàn)的位置出現(xiàn)兩個點“：”或者“‥”，呈現(xiàn)時間為3000 ms，要求被試判斷點是豎直排列“：”還是水平排列“‥”。如果是豎直排列按“F”鍵，如果是水平排列按“J”鍵，如果被試沒有做出反應(yīng)則自動跳到下一個試次。被試經(jīng)過10個練習試次后開始正式實驗。當點出現(xiàn)在情緒面孔（微笑或者憤怒）所呈現(xiàn)的位置上時，提示線索為有效線索；當點出現(xiàn)在中性面孔所呈現(xiàn)的位置上時，提示線索為無效線索。實驗共有四種條件：微笑有效線索、微笑無效線索、憤怒無效線索、憤怒有效線索，每種條件包含60個圖片的點-探測任務(wù)試次。實驗流程示意圖見圖1。

圖1 點探測任務(wù)流程圖

2.2 結(jié)果與分析

2.2.1 被試自尊水平差異分析

根據(jù)被試在Rosenberg量表中的得分，按照統(tǒng)計學27%的標準進行劃分，其中低自尊被試37人（自尊水平: 18.32±2.19），高自尊被試33人（自尊水平: 33.36±1.60），對兩組被試自尊水平進行獨立樣本t檢驗，兩組被試自尊水平差異顯著（t=32.52, p＜0.001）。

2.2.2 高、低自尊組被試在不同線索和情緒面孔下的反應(yīng)時分析

實驗數(shù)據(jù)采用SPSS統(tǒng)計軟件進行統(tǒng)計分析。參照已有研究，對點探測任務(wù)的數(shù)據(jù)進行預處理：刪去錯誤反應(yīng)試次，刪去反應(yīng)時小于200 ms或大于1300 ms及超出平均反應(yīng)時3個標準差的反應(yīng)時。對數(shù)據(jù)進行三因素重復測量方差分析。高、低自尊組被試在不同條件下的平均反應(yīng)時見表1。

表1 高、低自尊組被試在不同線索和情緒面孔下的平均反應(yīng)時和標準差（ms）

結(jié)果表明，面孔主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1, 68）=8.99，p＜0.05，η2=0.11，憤怒面孔的平均反應(yīng)時（573.69±58.55 ms）顯著長于微笑面孔的平均反應(yīng)時（567.97±55.21 ms）。線索主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1, 68）=41.56，p＜0.01，η2=0.38，無效線索下的平均反應(yīng)時（574.68±56.99 ms）顯著長于有效線索下的平均反應(yīng)時（566.98±56.85 ms）。自尊水平、線索類型與面孔類型交互作用顯著，F(xiàn)（1, 68）=17.27，p＜0.05，η2=0.20。對此結(jié)果做進一步的簡單簡單效應(yīng)分析后發(fā)現(xiàn)，低自尊組被試在無效線索條件下，以憤怒面孔為提示的平均反應(yīng)時（589.33±62.01 ms）顯著長于以微笑面孔為提示的平均反應(yīng)時（573.90±59.96 ms）, F（1, 68）=31.80, p＜0.05, η2=0.32。

2.2.3 高、低自尊組被試在不同條件下偏向分數(shù)分析

對兩組被試的正性與負性偏向分數(shù)進行單樣本t檢驗（與0比較），低自尊組被試對憤怒面孔存在注意偏向（t=9.98, p＜0.05）。以自尊水平和偏向類型為自變量，以偏向分數(shù)為因變量，對其進行2（自尊類型: 高自尊組, 低自尊）×2（注意偏向:正性偏向, 負性偏向）兩因素重復測量方差分析。結(jié)果表明，偏向類型主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1, 68）=14.56，p＜0.05，正性偏向分數(shù)（3.98±12.21）顯著低于負性偏向分數(shù)（11.43±13.27）。自尊類型與偏向類型交互作用顯著（圖2），F(xiàn)（1, 68）=17.27，p＜0.05，η2=0.20。進一步進行簡單效應(yīng)分析，結(jié)果顯示低自尊組被試負性偏向分數(shù)的平均數(shù)（18.22±11.08）顯著高于正性偏向分數(shù)的平均數(shù)（2.64±8.96），F(xiàn)（1, 68）=33.70，p＜0.01，η2=0.33。

3 實驗二：情緒啟動對低自尊個體注意偏向的影響

3.1 方法

3.1.1 被試

圖2 自尊類型與偏向類型交互作用

隨機選取400名大學生發(fā)放羅森伯格自尊量表并按照其量表得分從高到低排序，取得分后27%（本實驗中量表得分為22分及以下）的個體作為被試。有效被試101人，包括男生35人，女生66人，年齡為21.24±1.60歲，所有參加實驗的被試視力或矯正視力正常，右利手。將101名被試隨機分配到正啟動組（年齡21.30±1.78歲）、負啟動組（年齡21.03±1.47歲）和控制組（年齡21.38±1.58歲）。

3.1.2 實驗材料

外顯自尊測驗：同實驗一。

情緒啟動材料：有研究表明情緒圖片相對于情緒詞能夠使被試產(chǎn)生更強烈的情緒反應(yīng)（Everaert,Mogoa?e, David, & Koster, 2015），因此從中科院心理所制作的中國情緒圖片庫中（CAPS）選取120張情緒圖片作為情緒啟動材料，其中正性圖片、負性圖片和中性圖片各40張（白露, 馬慧, 黃宇霞, 羅躍嘉, 2005），正性圖片愉悅度標準分7-9分，中性圖片愉悅度標準分4-6分，負性圖片愉悅度標準分1-3分，三組圖片喚醒度保持一致。由20名心理學院的學生對圖片的愉悅度、喚醒度進行1-9級評定，正性圖片的愉悅度要顯著大于中性圖片和負性圖片（p＜0.05），中性圖片愉悅度顯著大于負性圖片（p＜0.05），三組圖片在喚醒度上沒有顯著差異（p＞0.05）。

點探測任務(wù)面孔圖片同實驗一。

3.1.3 實驗設(shè)計

采用3（情緒啟動: 正啟動, 負啟動和控制組）×2（線索類型: 有效線索, 無效線索）×2（情緒面孔類型: 微笑面孔, 憤怒面孔）的三因素混合設(shè)計。其中情緒啟動是被試間變量，線索類型和情緒面孔類型是被試內(nèi)變量，反應(yīng)時為因變量。

采用3（情緒啟動: 正啟動, 負啟動和控制組）×2（偏向類型: 正性偏向, 負性偏向）兩因素混合設(shè)計。情緒啟動是被試間變量，偏向類型是被試內(nèi)變量，注意偏向分數(shù)為因變量。

3.1.4 實驗程序

本實驗的情緒啟動采用反復啟動的方式，即情緒啟動的操作完成以后個體再去執(zhí)行點探測任務(wù)，這樣的操作會使情緒啟動效應(yīng)積累，前一個啟動的效應(yīng)還未消失，下一個啟動操作已經(jīng)開始進行，這種累積性的情緒啟動要比傳統(tǒng)的啟動方式效果更好（Smith et al., 2006）。

啟動操作共有三種啟動條件：正性情緒啟動、負性情緒啟動和控制條件。實驗開始時，先在屏幕上呈現(xiàn)500 ms的注視點“+”作為提示信號，接著呈現(xiàn)啟動圖片，持續(xù)1000 ms。每組實驗共分為四個組塊，每個組塊均包含20個啟動操作試次和60個對圖片的點-探測任務(wù)試次。點探測任務(wù)同實驗一。啟動任務(wù)流程示意圖見圖3。

圖3 啟動任務(wù)流程圖（以正性情緒啟動為例）

3.2 結(jié)果與分析

3.2.1 被試自尊水平

根據(jù)被試在Rosenberg量表中的得分，按照統(tǒng)計學27%的標準進行劃分，選取低自尊被試101人（自尊水平：17.60±2.53），且各組自尊水平?jīng)]有差異（p＞0.05）。

3.2.2 反應(yīng)時

為避免極端值對數(shù)據(jù)分析的影響進行了實驗數(shù)據(jù)的預處理，刪除錯誤反應(yīng)試次的反應(yīng)時，刪除小于200 ms或者大于1300 ms的反應(yīng)時，刪除±3個標準差以外的反應(yīng)時。對數(shù)據(jù)進行三因素重復測量方差分析。情緒啟動后各啟動組在不同線索和面孔條件下的平均反應(yīng)時和標準差見表2。

結(jié)果表明，啟動類型主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2, 98）=92.24，p＜0.01，η2=0.65，對其進行事后檢驗發(fā)現(xiàn)，負啟動組的平均反應(yīng)時（652.49±41.90 ms）顯著長于正啟動組（519.76±40.76 ms）和控制組的平均反應(yīng)時（577.05±42.66 ms）；控制組的平均反應(yīng)時（577.05±42.66 ms）顯著長于正啟動組的平均反應(yīng)時（519.76±40.76 ms）。面孔主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1, 98）=7.00，p＜0.05，η2=0.07，憤怒面孔下的平均反應(yīng)時（585.91±44.07 ms）顯著長于微笑面孔下的平均反應(yīng)時（580.29±39.475 ms）。線索主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1, 98）=36.03，p＜0.01，η2=0.27，無效線索下的平均反應(yīng)時（587.71±39.50 ms）顯著長于有效線索下的平均反應(yīng)時（578.50±42.50 ms）。啟動類型、線索類型和面孔類型交互作用顯著，F(xiàn)（2, 98）=11.47，p＜0.01，η2=0.19，對其進行簡單簡單效應(yīng)分析后發(fā)現(xiàn)，負啟動組在無效線索條件下對憤怒面孔的平均反應(yīng)時（670.95±42.44 ms）顯著長于對微笑面孔的平均反應(yīng)時（648.34±36.54 ms），F(xiàn)（1,98）=32.35，p＜0.01，η2=0.25。控制組在無效線索下對憤怒面孔的平均反應(yīng)時（585.62±48.95 ms）顯著長于對微笑面孔的平均反應(yīng)時（575.55±39.63 ms），F(xiàn)（1, 98）=6.99，p＜0.05，η2=0.67。

表2 情緒啟動后各啟動組在不同線索和面孔條件下的平均反應(yīng)時和標準差（ms）

3.2.3 偏向分數(shù)

對各啟動組的注意偏向分數(shù)進行單樣本t檢驗：正啟動組對微笑面孔存在注意偏向（t（31）=2.17, p＜0.05），負啟動組和控制組對憤怒面孔存在注意偏向（t（32）=9.23, p＜0.01;t（35）=4.11, p＜0.05），這表明正性情緒啟動對低自尊個體的注意偏向具有調(diào)節(jié)作用。對數(shù)據(jù)進行3（情緒啟動類型：正啟動，負啟動，無啟動）×2（偏向類型：正性偏向，負性偏向）的兩因素重復測量方差分析。結(jié)果表明，注意偏向類型主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（1, 98）=21.50，p＜0.05，η2=0.20；啟動類型與偏向類型交互作用顯著（圖4），F(xiàn)（2, 98）=11.88，p＜0.01，η2=0.19。進一步分析結(jié)果顯示：正啟動組的正、負偏向分數(shù)差異不顯著；控制組的負性注意偏向分數(shù)（10.96±15.98）與正性偏向分數(shù)（4.00±20.67）差異顯著，F(xiàn)（1, 98）=4.41，p＜0.05，η2=0.03；負啟動組的負性偏向分數(shù)（25.78±16.04）與正性偏向分數(shù)（2.82±20.58）差異顯著，F(xiàn)（1, 98）=44.05，p＜0.01，η2=0.31。

4 總討論

圖4 低自尊個體啟動類型與偏向類型交互作用

本研究運用點探測任務(wù)探討了不同自尊水平個體的注意偏向特點，并在此基礎(chǔ)上使用重復啟動范式進一步探討情緒啟動對低自尊個體注意偏向的影響。所得結(jié)果證實了假設(shè)，即低自尊個體對負性情緒存在注意偏向，正性情緒啟動對低自尊個體的負性注意偏向有顯著的調(diào)節(jié)作用，負性情緒啟動加重了低自尊個體的負性注意偏向。

4.1 低自尊個體的注意偏向特點

實驗一結(jié)果表明，低自尊個體對負性情緒存在注意偏向，這在國內(nèi)外很多研究中得到了證實。比如，Dandeneau和Baldwin（2004）使用Stroop范式探討低自尊個體注意偏向，在Stroop干擾效應(yīng)中低自尊個體對拒絕詞反應(yīng)時更長，表明對拒絕性信息進行加工時低自尊個體存在注意偏向。李海江等（2011）采用不同研究范式同樣發(fā)現(xiàn)負性刺激更加吸引低自尊個體注意，并且其內(nèi)在機制是低自尊個體對負性刺激存在注意解脫困難，之后進一步采用事件相關(guān)電位（ERP）進行研究證實了這一結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在無效提示條件下，憤怒面孔后的靶子比高興和中性面孔后的靶子在低自尊個體中誘發(fā)了更大的P1波幅（李海江等，2013）。關(guān)系圖式理論和社會計量理論為低自尊個體對負性信息注意偏向提供了理論框架（Markus, 1977;Leary et al., 1995），低自尊的個體在生活中反復經(jīng)歷社會否定、社會排斥等不愉快體驗，從而形成更多的負性認知圖式，根據(jù)信息加工的圖式一致性原則，低自尊個體更易將模糊的社會信息加工為負性信息，這是產(chǎn)生注意偏向的根本，因此低自尊個體即使在新的環(huán)境中仍會對負面評價存在較高期待并分配較多的注意資源（Dandeneau &Baldwin, 2004; Gyurak & Ayduk, 2007）?？梢?，消極的社會評價和社會反饋更容易吸引低自尊個體的注意，他們對環(huán)境中具有評價性的威脅信息更為敏感并產(chǎn)生注意偏好，而這種注意偏向會對他們之后的認知判斷產(chǎn)生影響，進而形成一種惡性循環(huán)。因此有必要對低自尊個體負性注意偏向進行干預和調(diào)節(jié)，以打破這種惡性循環(huán)。

4.2 情緒啟動對低自尊個體注意偏向的影響

通過實驗一我們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)不同自尊水平個體對信息存在不同偏好。那么是否可以通過情緒啟動來改善低自尊個體的注意偏向，這便是實驗二所要探討的問題。在實驗二中我們分別探究了三種情緒啟動方式對低自尊個體注意偏向的影響和調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明負性啟動對低自尊個體負性注意偏向影響最大，使得他們對負性信息更加注意。而在正性啟動條件下，低自尊個體的整體反應(yīng)時較負啟動及控制條件下顯著更短，甚至出現(xiàn)了正性偏向的趨勢。表明情緒啟動能夠有效的誘發(fā)個體相應(yīng)的情緒體驗，使得情緒啟動能夠調(diào)節(jié)低自尊個體在點探測任務(wù)中對負性情緒信息的偏向。這在一些研究中得到了證實，有研究者認為，受試者在經(jīng)過積極情緒啟動后，會對靶刺激給予相對正性的評價，而在消極情緒啟動后，則會對靶刺激給予相對負性的評價（Murphy &Zajonc, 1993）。的確很多研究都發(fā)現(xiàn)，積極情緒對注意具有調(diào)節(jié)作用，無論是在日常的還是誘發(fā)的積極情緒下，個體對積極刺激均表現(xiàn)出注意偏向。Tamir和Robinson（2007）發(fā)現(xiàn)在積極情緒下個體對獎賞有關(guān)的積極刺激表現(xiàn)出明顯的注意偏向，該結(jié)果在眼動追蹤實驗中也得到了證實。Wadlinger和Isaacowitz（2008）在積極情緒下進行注意訓練，發(fā)現(xiàn)被試對積極圖片表現(xiàn)出了注意偏向，而在中性情緒下的注意訓練并沒有發(fā)現(xiàn)此結(jié)果。這一結(jié)果可以用“激活擴散說”來解釋，對于低自尊個體，負性情緒啟動刺激會激活相關(guān)的情緒記憶網(wǎng)絡(luò)，誘發(fā)負性情緒反應(yīng)，根據(jù)心境一致性觀點，對隨后出現(xiàn)的負性目標刺激會出現(xiàn)更大的易化，加劇這種負性注意偏向。當誘發(fā)個體正性情緒體驗，可以促進個體對正性情緒面孔的加工，但是根據(jù)特質(zhì)一致性效應(yīng)，低自尊個體更傾向于注意負性信息，因此積極情緒啟動可以減小低自尊個體負性偏向效應(yīng)。這一結(jié)果也得到了易獲得模式觀點的支持，認為情緒刺激相似的信息更容易引起加工者的注意（Smith et al., 2006），通過啟動模式人們會優(yōu)先關(guān)注更易獲得的刺激（Neely, 1977），負性模式占主導時個體對負性情緒刺激存在注意偏向，反之則對正性情緒刺激存在注意偏向。

對于積極情緒調(diào)節(jié)注意的神經(jīng)機制，有研究者認為積極情緒的腦區(qū)與注意活動激活的腦區(qū)是重疊的（Martín-Loeches, Sel, Casado, Jiménez, &Castellanos, 2009），使用相關(guān)電位技術(shù)來探討言語誘發(fā)的情緒對選擇性注意的影響，發(fā)現(xiàn)正性的言語表達喚起的積極情緒會誘發(fā)更大的P1和選擇性正波（SP），選擇性負波消失（SN），情緒相關(guān)的區(qū)域和注意相關(guān)區(qū)域的激活在前額葉部分有重疊，這可能是積極情緒對選擇性注意調(diào)節(jié)的機制之一。此外積極情緒的多巴胺理論認為（Ashby,Isen, & Turken, 1999），積極情緒會導致多巴胺水平提高，多巴胺系統(tǒng)通過其投射通路將多巴胺傳遞到注意相關(guān)的腦區(qū)，從而引起某些認知能力的改變，所以可以推論多巴胺系統(tǒng)在積極情緒對注意調(diào)節(jié)的過程中發(fā)揮著重要作用。

實驗結(jié)果啟發(fā)我們應(yīng)盡量減少低自尊個體所處環(huán)境中任何帶有威脅性或拒絕性的刺激信息，同時低自尊個體自身應(yīng)該有意識的避免過度注意這類消極信息，多關(guān)注一些正性的、陽光的信息，這樣可以在一定程度上改善他們的注意偏向。以往研究者們在不同群體中（如，正常個體、高自我分化個體、低自我分化個體、抑郁個體、焦慮個體等）探討過情緒啟動對注意偏向影響，研究結(jié)果也均證實了上述觀點（張冬冬, 2008;劉春艷, 2011; Helfinstein et al., 2008）。根據(jù)注意偏向與情緒調(diào)節(jié)二者之間的關(guān)系，打破存在于低自尊個體認知偏向和情緒體驗之間的這種惡性循環(huán)，便可以提高低自尊個體面對負性刺激時的自我調(diào)節(jié)能力，使他們更多地關(guān)注積極正面的信息并能夠從容應(yīng)對眼前的威脅和挑戰(zhàn)，從而改善低自尊個體的負性偏向。

本研究初步驗證了情緒啟動模式對低自尊個體注意偏向的影響，證實了情緒啟動對低自尊個體注意偏向的調(diào)節(jié)作用，為改善低自尊個體的注意偏向提供了新的解決路徑。盡管本研究對情緒啟動效應(yīng)進行了有效控制，但現(xiàn)實生活中不同個體對同一事件的情感卷入程度存在明顯差異。因而如何在生態(tài)環(huán)境中有效地發(fā)揮情緒啟動對低自尊個體注意偏向的提升作用，有待更深入的探討。未來研究還應(yīng)進一步考慮自尊的異質(zhì)性、內(nèi)隱自尊對外顯自尊的影響等問題，以及從電生理學角度探討情緒啟動對個體注意偏向的影響并揭示其內(nèi)在機制。

5 結(jié)論

低自尊個體對憤怒面孔存在注意偏向，對微笑面孔不存在注意偏向。正性情緒啟動對低自尊個體的負性注意偏向有顯著調(diào)節(jié)作用。負性情緒啟動加重了低自尊個體的負性注意偏向，這表明低自尊個體在正性情緒狀態(tài)作用下，可以有效改善他們的不良情緒，而在負性情緒狀態(tài)影響下，情緒會更加惡化。