情緒面孔注意偏向的可塑性: 正性聲音注意的影響

陳云云 張雅靜 李家菊 晏碧華

摘 要 考察正性聲音的注意加工對情緒面孔注意偏向的改變，及個體特質（積極傾向）在這一過程中的調節(jié)作用。采用聽覺版點探測范式呈現聲音刺激，靶聲音總是與正性聲音同耳播放，使得實驗組被試總是加工正性聽覺刺激，采用點探測范式測量被試對情緒面孔的注意偏向及其改變。結果發(fā)現，實驗組對負性情緒面孔的解除困難顯著減少，個體的積極傾向在負解除困難的改變中起調節(jié)作用，低積極傾向個體的改變更為顯著。研究表明對正性聲音的注意加工能夠跨通道影響對情緒面孔的注意偏向，個體特征會調節(jié)注意偏向的改變，表明注意偏向的跨通道可塑性。

關鍵詞 正性聲音;情緒面孔;負性解除困難;積極傾向

分類號 ?B842.1

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.06.002

1 引言

注意偏向指的是個體優(yōu)先注意環(huán)境中特定刺激的傾向（高笑， 陳紅， 2006），而個體的特性如焦慮會影響到個體對不同刺激的注意偏向。大量研究使用不同的范式均檢測到焦慮個體對負性刺激的注意偏向，包括解除困難和投入加速兩種成分（Fox， Russo， & Dutton， 2002; Massar， Mol， Kenemans， & Baas， 2011）。在負性注意偏向和焦慮的相互關系認識上，突破性的進展在于Macleod等（2002）的研究，研究者通過改編點探測范式，使得靶子總是與負性刺激同側呈現（線索有效），試圖增加被試對負性刺激的注意偏向，或者總是與負性刺激異側呈現（線索無效），試圖形成被試對負性刺激的注意回避，經過反復無意識的試驗，發(fā)現兩組被試發(fā)展出對負性刺激不同的注意偏向，在接下來的困難任務中表現出不同的情緒反應，以實驗的證據證明了負性注意偏向對焦慮產生的因果作用（綜述見Van Bockstaele et al.， 2014）。更為重要的是，這些研究結果表明，注意偏向是發(fā)展的、可被改變的。由此衍生的注意偏向訓練程序（Attentional bias training， ABT）正是希望改變注意偏向以期調節(jié)情緒、改善心理障礙癥狀。

ABT對焦慮情緒的成功緩解得益于個體注意偏向的可塑性。已積累的研究至少表明，注意偏向的可塑性可延伸至同效價的不同刺激中。新近ABT研究，如Lemoult等（2016）使得靶刺激總是與正性面孔同側呈現，發(fā)現被試對傷心面孔的注意偏向顯著減少;Notebaert等（2015）以開心面孔的特征判斷同時呈現的兩個快樂面孔是否為同一個人，目的是使得被試充分注意面孔的正性情緒，同樣使得中等特質焦慮個體對威脅刺激的注意偏向減少。這些研究結果表明注意偏向的可塑性可延伸至不同效價的刺激中。因此注意偏向可能存在更驚人的可塑性，注意偏向的改變效果是否可延伸至不同通道值得研究。本研究改編點探測范式，以聲音刺激替換面孔刺激，靶刺激總是與正性聲音刺激同耳播放，使得被試總是加工正性聲音刺激，并檢測此操作對個體面孔注意偏向的改變。

以往研究表明，某些個體特征，如社交焦慮（Taylor， Bomyea， & Amir， 2011）會影響注意偏向的改變效果，高社交焦慮影響正性注意偏向的獲得。可以猜測，影響注意偏向發(fā)展的個體特性同樣也影響注意偏向的可塑性。積極傾向（positivity）指的是個體以積極的觀點看待生活、經歷及與他人關系的傾向（Caprara， Alessandri， Eisenberg， Kupfer， Steca， Caprara， & Abela， 2012），與自尊、生活滿意度、樂觀正相關，而與消極情感、抑郁情緒負相關。積極傾向作為個體特質影響個體對刺激的注意偏向，以往研究表明悲觀個體存在更強的負性注意偏向（郝亞楠， 宋勃東， 王巖， 張欽， 郎越， 2016），積極傾向高低不同的個體對情緒聲音也表現出不同的注意偏向（陳云云， 晏碧華， 2018）。因此本文的第二個目的是考察積極傾向如何影響注意偏向的可塑性。本文主要假設有（1）正性聲音的注意加工能夠顯著改變對面孔的注意偏向;（2）積極傾向影響注意偏向的可塑性。

2 方法

2.1 被試

招募被試共68名，隨機分入實驗組和控制組。其中實驗組35名被試（男性10名，女性25名，年齡M=19.34，SD=1.33），控制組33名被試（男性11名，女性22名，年齡M=19.09，SD=1.55）。所有被試視力或矯正視力正常，聽力正常。實驗完成后給予一定報酬。

2.2 材料和測量工具

面孔：從中國化面孔情緒圖片系統選出快樂面孔、憤怒面孔、中性面孔各 16 張，其中男女面孔各 24張，24 張（三種面孔各8張）用于前測，余下的面孔用于后測。首先檢驗前后測面孔的效價是否有差異，以面孔的效價為因變量進行2（前測、后測）×3（面孔類型：快樂、憤怒、中性）重復測量方差分析，結果發(fā)現只有面孔類型主效應顯著（F（2， 14）=306.16， p<0.001， η2p=0.98），快樂面孔（M=6.68， SD=0.65）的效價顯著高于中性面孔（M=4.45， SD=0.49）（p<0.001），中性面孔顯著高于憤怒面孔（M=2.68， SD=0.38）（p<0.001）;其次檢驗前后測面孔的喚醒度是否有差異，以面孔的喚醒度為因變量進行2（前測、后測）×3（面孔類型：快樂、憤怒、中性）的重復測量方差分析，只有面孔類型的主效應顯著（F（2， 14）=35.00， p<0.001， η2p=0.83），快樂面孔（M=5.85， SD=1.01）和憤怒面孔（M=6.29， SD=1.37）沒有顯著差異，但快樂面孔顯著高于中性面孔（M=3.63， SD=0.44）（p<0.001），憤怒面孔也顯著高于中性面孔（p<0.05）。表明用于前測和后測的面孔在效價和喚醒度上都沒有顯著差異?？鞓访婵椎男r高于中性面孔，中性面孔的效價高于憤怒面孔;快樂和憤怒面孔的喚醒度沒有差異，但都高于中性面孔。

聲音：從中國情緒聲音庫里選出正性、負性、中性聲音各 30個，經Goldwave 6.27截取得到時長為1s的聲音，因為聲音經過處理，所以另隨機招募11名被試（男5名，女6名）對這90個聲音進行“1～9”的效價評分，ANOVA分析發(fā)現，三種聲音效價差異顯著（F（2， 87）=409.58， p<0.001），正性聲音的效價（M=6.84， SD=0.72）顯著高于中性聲音（M=3.61， SD=0.73）（p<0.001），中性聲音的效價顯著高于負性聲音（M=2.19， SD=0.43）（p<0.001）。表明聲音在分類上是合適的。

積極性問卷（positivity scale， Caprara， et al.， 2012）：用 8 個項目來測量個體對自己的生活、未來，以及對其他人的積極看法（例：我對自己的未來充滿信心），其采用五點計分，反映的是個體以積極的觀點來看待生活和經歷的傾向，得分越高積極傾向越高。此問卷在當前樣本下的信度為 0.84。

2.3 心境狀態(tài)

使用視覺模擬評分法（visual analogue scales， VASs）記錄被試在實驗過程中開心、焦慮兩種心境，每種心境由三個題目構成（見附錄）。被試在一條長 10 cm 含有11個點（0～10）的直線上標出當下的感受，越接近于10，表明被試此刻的感受越強烈。實驗將記錄被試兩次心境變化， 初始情緒狀態(tài)： 實驗開始前（VASs1）;實驗過程情緒狀態(tài)： 正性聲音加工后（VASs2）。 開心心境量表的平均信度為0.90， 焦慮心境量表的平均信度為0.91。

2.4 研究設計

2.4.1 前測階段

采用點探測范式檢測被試對情緒面孔的注意偏向，具體流程見圖1。

實驗首先會在屏幕中央呈現注視點“#”（500ms），提醒被試實驗開始，接著會在注視點的上方和下方等距離的地方快速呈現兩張面孔圖片（500ms）（如，Amir， Weber， Beard， Bomyea， & Taylor， 2008），位置隨機，接著“！”或“?！睍S機占據一張面孔出現過的位置，被試需要判斷出現的是哪一種符號，“！”按“F”鍵，“?！卑础癑”鍵，被試有 2000ms 的時間進行反應，之后間隔 1000ms 進入下一試次。練習部分共 12 個試次，正式實驗部分共 80 個試次，其中 32 個試次是中性-正性面孔對，32 個試次是中性-負性面孔對，其余 16 個為中性-中性面孔對。每張情緒面孔呈現 4 次，出現在屏幕上方或下方的概率相等，標點是否與其方位相同的概率相等，標點類型的出現概率也相等。實驗要求被試又快又準地做出判斷，并記錄反應時和正確率。

該范式能夠較好地檢測被試的注意偏向，標點符號出現在情緒面孔后稱為線索有效，出現在中性面孔后稱為線索無效，以兩張面孔均為中性的試次的反應時為基線，若線索有效的反應時快于基線，則說明被試存在對某種面孔的投入加速，以線索有效的反應時減去基線反應時，數值越小表明投入加速越大，若線索無效的反應時慢于基線，則說明被試存在對某種面孔的解除困難，以線索無效的反應時減去基線反應時，數值越大表明負性注意偏向越大。

2.4.2 實驗階段

實驗分實驗組、控制組。詳細流程如下：

首先在屏幕中央呈現注視點“#”（800ms），接著在被試的左耳和右耳同時播放兩段聲音（1000ms），其中一個為正性聲音，另一個為中性或負性聲音，播放完畢后，在被試的左耳或右耳會播放探測音“咔”聲（50ms），該聲音單側播放，被試需要對“咔”出現的方位進行判斷，左耳按“F”鍵，右耳按“J”鍵，被試擁有2000ms的時間進行反應。實驗設置正性-中性、正性-負性兩種聲音配對條件，正性聲音出現在左右耳的概率相同，探測音出現在左右耳的概率也相同。練習環(huán)節(jié)共 6 個試次，正式實驗共 120 個試次，其中每個正性聲音重復播放 4 次。每 60 個試次要求被試休息一會兒。實驗組與控制組唯一的區(qū)別在于，實驗組中探測音總是與正性聲音同側耳朵播放，而控制組中探測音與正性聲音同側播放的概率為 50%。

2.4.3 后測階段

實驗階段結束后，再一次檢測兩組被試對情緒面孔的注意偏向。程序同前測階段，材料為新的面孔圖片（開心、生氣、中性）各 8 張。

2.5 實驗設備和環(huán)境

實驗采用計算機來呈現材料和收集數據，程序由Eprime 2.0編寫。被試離計算機屏幕的距離、播放音量的大小均以被試感覺舒適為佳。

2.6 實驗流程

被試到達實驗室后填寫積極性問卷，然后被隨機分入實驗組或控制組，在前測階段開始前測量第一次心境（VASs 1），實驗階段結束后測量第二次心境（VASs 2），隨后進入后測階段。

3 結果

3.1 數據剔除

提取前測和后測階段的數據，一名控制組被試數據被剔除（前測的錯誤率超過50%）。刪除余下錯誤試次（3.4%），剔除每個被試超出自身反應時平均數正負2.5個標準差的試次（2.4%）。然后計算被試在每種實驗水平下的平均反應時。

3.2 數據分析

3.2.1 注意偏向變化

按照情緒面孔的效價和注意偏向的成分，可分為 4 類：對正性面孔的投入加速（正投入加速）、對負性面孔的投入加速（負投入加速）、對正性面孔的解除困難（正解除困難）、對負性面孔的解除困難（負解除困難）。分別以前測階段的注意偏向減去后測階段的注意偏向，得到4種注意偏向的變化，差值越大說明該成分減少越多。采用獨立樣本t檢驗分別考察實驗組和控制組4種注意偏向成分變化的差異，僅得出：實驗組的負性解除困難變化（-44.81-151.32： M=16.56， SD=37.80）顯著大于控制組（-104.46-62.44： M=-3.53， SD=35.40）（t（66）=2.26， p<0.05， d=0.549）。

為進一步了解負性解除困難的變化情況，以負性解除困難為因變量進行前后測（2：前測、后測）×組別（2：實驗組、控制組）的重復測量方差分析，其中前后測為被試內變量。結果顯示前后測和組別交互效應顯著（F（1， 66）=5.11， p<0.05， η2p=0.07），簡單效應分析發(fā)現，實驗組前測的負性解除困難（M=8.85， SD=27.29）顯著大于后測（M= -7.72， SD=27.29）（t（34）=2.59， p<0.05， d=0.607），而控制組前測負性解除困難（M=4.36， SD=28.69）和后測（M=7.89， SD=32.69）沒有顯著差異。此外，前測實驗組和控制組的負性解除困難沒有顯著差異（p=0.511），而后測實驗組的負性解除困難顯著小于控制組（t（66）=-2.14， p<0.05， d=-0.518），表明實驗組的負性解除困難顯著降低。

3.2.2 情緒變化

實驗開始前，實驗組和控制組所測的開心總分無顯著差異（p>0.05），焦慮總分也無顯著差異（p>0.05），表明實驗開始前兩組被試的初始情緒較為一致。以 VASs2所測的開心總分減去VASs1所測的開心總分，作為實驗過程中的開心變化。以 VASs2所測的焦慮總分減去VASs1所測的焦慮總分，作為實驗過程中的焦慮變化。采用獨立樣本t檢驗分別考察實驗組和控制組在實驗過程中的開心變化和焦慮變化差異，得到：實驗組和控制組的開心變化沒有顯著差異（p>0.05）;實驗組和控制組的焦慮變化也無顯著差異（p>0.05），表明不同的實驗操作未造成兩組被試不同的情緒反應。

3.2.3 積極性得分在實驗和負性解除困難變化中的調節(jié)作用 ?實驗組被試（M=28.80， SD=4.54）與控制組被試（M=27.64， SD=4.51）的積極性得分沒有顯著差異（p=0.293）。采用分層回歸考察積極性的調節(jié)效應，首先將組別轉化為一個虛擬變量（實驗組=1， 控制組=0），對積極性得分進行中心化處理，將中心化的積極性得分和虛擬變量相乘，得到交互項，然后以負解除困難的變化作為因變量，將年齡和性別作為第一層控制變量進入方程，接著將虛擬變量、中心化的積極性作為第二層變量進入方程，最后將交互項作為第三層變量進入方程。結果見表1。

由表1可知，交互項顯著預測因變量，表明積極性在注意訓練改變負性解除困難中起調節(jié)作用。隨后進行簡單斜率分析（見圖2）。結果顯示，在低積極性下，組別能夠顯著正向預測負性解除困難的變化（simple slope=0.485， t=2.99， p<0.01），而在高積極性下，組別和正偏向變化沒有顯著關系（simple slope=-0.006， t=-0.04， p=0.97）。表明，低積極性的個體的負性解除困難改變更明顯。

4 討論

4.1 注意偏向的跨通道可塑性

在注意偏向的改變上，我們發(fā)現實驗改變了對負性面孔的注意偏向（解除困難），實驗前，實驗組和控制組對負性面孔的注意解除困難無顯著差異，實驗后，實驗組的負性解除困難顯著小于控制組，表明實驗組被試的負性解除困難顯著降低。實驗開始前所測的VASs1顯示，兩組的開心和焦慮心境均沒有顯著差異。因此，可以排除初始情緒對注意偏向的影響。個體的情緒狀態(tài)會影響到注意偏向，正性情緒會產生對正性面孔的注意偏向，負性情緒會產生對負性面孔的注意偏向（潘超超， 周愛保， 劉錦濤， 謝珮， 2018），但本實驗過程中兩組被試的開心和焦慮變化也無顯著差異，表明對于兩組被試的實驗處理未誘發(fā)出不同的情緒體驗，因此實驗組對負性面孔注意解除困難的減少不能由情緒所解釋。實驗并未改變個體對正性面孔的注意偏向，這可能是負性注意偏向是較為普遍的，即使在普通人群中也存在對負性刺激的注意偏向（羅誠， 2016），因此改變起來較為容易。

對聽覺正性刺激的注意加工，能夠改變對視覺刺激的注意偏向，表明了注意偏向的跨通道可塑性。一個可能的解釋是，該加工提高了被試從普遍負性信息中解除注意的能力，而不僅僅針對某一類負性刺激。參考以往ABT研究可以發(fā)現，用來檢測訓練效果的材料和訓練時所使用的材料雖仍屬于同一通道，但并不是完全相同的刺激（于歡， 牛青云， 張學民， 馮晴， 2014; Amir， Beard， Burns， & Bomyea， 2009），在此基礎上仍然檢測到對同一通道不同材料注意偏向的改變，這部分證明注意偏向訓練并不僅僅改變對所訓練刺激的注意偏向。本實驗的結果更加表明實驗處理可能改變了對更為一般的負性刺激的注意偏向，不論是跨通道還是同一通道。

4.2 積極性對負解除困難變化的調節(jié)作用

個體的特征不同會影響他們發(fā)展出不同的注意偏向，對某些群體來說注意偏向可能更具可塑性。研究發(fā)現實驗組個體負性解除困難變化范圍較大（-44.81-151.32），進一步分析得到，高負性解除困難改變和低積極傾向相聯系。我們發(fā)現積極傾向在正性聲音注意加工和負性解除困難變化中起調節(jié)作用，當被試的積極傾向較低時，正性聲音注意加工能夠顯著改變被試的負解除困難，表明注意偏向的可塑性受到積極傾向的影響。Clarke，Macleod 和 Shirazee（2008）認為個體發(fā)展對負性刺激的注意偏向或回避的意愿會影響到此類注意偏向的發(fā)展。以往研究指出，悲觀個體發(fā)展出更多的負性注意偏向（郝亞楠， 宋勃東， 王巖， 張欽，郎越， 2016），因此，積極性不僅會影響個體對正負性信息的注意偏向，同時也會影響該注意偏向的改變。Eldar 等（2012）認為對實驗前就存在負性注意偏向的人來說注意干預可能更有效。本研究中低積極性個體在實驗前可能就難以從負性面孔中解除注意，所以負性注意偏向改變較大。

4.3 研究意義與不足

本研究發(fā)現對正性聲音的注意加工能夠改變視覺通道的注意偏向，表明注意偏向的跨通道可塑性，同時發(fā)現積極傾向對于注意偏向改變的調節(jié)作用。缺陷在于本文并未關注注意偏向改變的穩(wěn)定性，和該注意加工對后續(xù)情緒的影響。從以往研究來看，注意偏向改變仍需要長時間的干預（黃思媛， 張英俊， 姚泥沙， Rodriguez， 樊富珉， 2017），但一旦注意偏向成功改變，很大可能會緩解焦慮情緒。因此未來可設計系統長時間的干預措施，驗證正性聲音注意加工對焦慮情緒的緩解作用。

5 結論

（1）注意偏向表現出顯著的可塑性，通過對正性聲音的注意加工可以減少對負性面孔的注意偏向;

（2）個體的積極傾向會影響注意偏向的改變程度，低積極傾向個體的負性注意偏向改變更顯著。

參考文獻

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Abstract ? ? The aim of this research was to investigate how attentional biases towards emotional faces were impacted by attentional processing to auditory stimuli. There were sixty-seven college students recruited in this research and were randomly assigned to complete a computerized task designed to induce selective processing of positive sounds or to a sham condition with auditory adaption of dot-probe paradigm. The attentional biases to emotional faces were measured twice before and after the task with dot-probe paradigm. Our results revealed that participants who completed the computerized task showed more reduction of disengagement bias to angry faces compared to that in sham condition. Whats more， participants in the two groups didnt show different motion change in the whole experiment. We also measured individuals positivity and found that individuals positivity played a moderating role in attentional bias change. People with lower-level positivity obtained more reduction of disengagement bias toward angry faces. Our results support that attentional bias towards visual stimuli could be changed by processing of positive auditory stimuli， which showing great malleability， and is influenced by individual characteristics.

Key words： positive sounds; emotional faces; disengagement bias; positivity