特質(zhì)正念對(duì)初中生學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的影響*

孫 琳 段 濤 劉 偉 陳 寧

特質(zhì)正念對(duì)初中生學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的影響

孫 琳段 濤劉 偉陳 寧

(上海師范大學(xué)心理學(xué)系, 上海 200234)(煙臺(tái)文化旅游職業(yè)學(xué)院, 山東 煙臺(tái) 264003)

基于真實(shí)考試和實(shí)驗(yàn)室模擬情境, 考察特質(zhì)正念對(duì)初中生學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的影響及其機(jī)制。結(jié)果表明：(1)學(xué)業(yè)領(lǐng)域存在情緒預(yù)測(cè)偏差; (2)特質(zhì)正念影響情緒預(yù)測(cè)偏差, 特質(zhì)正念水平高的初中生情緒預(yù)測(cè)偏差相對(duì)更小, 反之則更大; (3)注意聚焦在特質(zhì)正念影響情緒預(yù)測(cè)偏差中存在中介作用。本研究初步提出正念的“擴(kuò)大?聯(lián)結(jié)”解釋模型, 推進(jìn)了學(xué)業(yè)領(lǐng)域情緒預(yù)測(cè)的研究, 具有良好的生態(tài)學(xué)效度和切實(shí)的教育實(shí)踐價(jià)值。

情緒預(yù)測(cè)偏差, 特質(zhì)正念, 注意聚焦, 學(xué)業(yè)情緒, 生態(tài)學(xué)效度

1 引言

設(shè)想即將到來(lái)的一場(chǎng)考試, 如果成功我們會(huì)有多興奮、滿意, 抑或失利會(huì)有多難過(guò)、沮喪? 像這樣, 預(yù)測(cè)未來(lái)事件發(fā)生時(shí)情緒反應(yīng)的過(guò)程即是情緒預(yù)測(cè)(affective forecasting) (Gilbert & Wilson, 2009; Miloyan & Suddendorf, 2015), 它是一種基于對(duì)未來(lái)事件的心理模擬產(chǎn)生的虛擬情緒體驗(yàn), 是想象積極或消極未來(lái)事件的前事實(shí)思考(prefactual thinking)的結(jié)果(陳寧, 2014)。再設(shè)想一下, 當(dāng)?shù)弥约嚎荚嚦煽?jī)的消息時(shí), 我們的情緒果真會(huì)如當(dāng)初預(yù)測(cè)的一樣嗎? 亦即我們是否準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)了未來(lái)的情緒反應(yīng)? 遺憾地是, 人們的情緒預(yù)測(cè)能力并非盡善盡美。20多年來(lái)的研究發(fā)現(xiàn), 對(duì)未來(lái)事件發(fā)生時(shí)情緒反應(yīng)的預(yù)測(cè)和實(shí)際情緒體驗(yàn)之間的分離現(xiàn)象——情緒預(yù)測(cè)偏差(affective forecasting biases), 廣泛存在于各種情境、各個(gè)年齡群體之中(Brenner & Ben- Zeev, 2014; Gautam et al., 2017; Hezel et al., 2019; Hoerger, Scherer & Fagerlin, 2016; Kopp et al., 2017; Kumar & Epley, 2018; Loehr & Baldwin, 2014; Thompson et al., 2017; 耿曉偉, 姜宏藝, 2017)。

學(xué)業(yè)是青少年期的重要發(fā)展任務(wù), 也是青少年情緒發(fā)生的核心場(chǎng)景之一。在青少年的學(xué)業(yè)生涯中, 考試評(píng)價(jià)和成就反饋不僅為青少年所特別關(guān)注, 也是青少年自我高度卷入的情緒情境?？荚嚭头答伈坏珪?huì)誘發(fā)青少年的情緒體驗(yàn), 這種即時(shí)性學(xué)業(yè)情緒對(duì)青少年學(xué)業(yè)發(fā)展具有重要意義(董妍, 俞國(guó)良, 2007), 而且會(huì)引發(fā)青少年對(duì)未來(lái)考試和反饋?zhàn)龀龇N種情緒的猜想和預(yù)測(cè), 這種前瞻性學(xué)業(yè)情緒同樣在青少年學(xué)業(yè)決策和學(xué)業(yè)投入中具有重要價(jià)值。雖然學(xué)業(yè)是青少年日常性的生活場(chǎng)景, 其情緒經(jīng)驗(yàn)不可謂不豐富, 但由于對(duì)未來(lái)事件的表征(presentation)或想象(imagination)等心理模擬是一種高級(jí)認(rèn)知能力(Wilson & Gilbert, 2003; 陳寧等, 2013), 因此學(xué)業(yè)情境中的心理模擬并非易事, 在學(xué)業(yè)領(lǐng)域中同樣存在情緒預(yù)測(cè)偏差問(wèn)題, 目前國(guó)內(nèi)外已有少量研究對(duì)此進(jìn)行了考察(如Hong et al., 2016; Lench et al., 2019; Pollmann & Finkenaue, 2009; 耿曉偉等, 2019)。例如Lench等人(2019)在研究1中選取考試情境, 請(qǐng)被試預(yù)測(cè)獲悉考試結(jié)果后的情緒, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)在情緒強(qiáng)度、頻率乃至具體情緒方面都出現(xiàn)了偏差。國(guó)內(nèi), 耿曉偉等人(2019)研究發(fā)現(xiàn), 初中生對(duì)考試和學(xué)習(xí)競(jìng)賽的積極、消極結(jié)果的情緒預(yù)測(cè)中都出現(xiàn)了偏差。耿曉偉等認(rèn)為, 初中生對(duì)刺激的情緒反應(yīng)更極端, 對(duì)學(xué)習(xí)結(jié)果發(fā)生時(shí)的情緒預(yù)測(cè)更容易受中心事件影響并導(dǎo)致影響偏差。Pollmann和Finkenaue (2009)以大學(xué)生為被試, 也發(fā)現(xiàn)成就反饋情境中被試出現(xiàn)了情緒預(yù)測(cè)偏差。本研究將通過(guò)真實(shí)考試和模擬情境, 進(jìn)一步證實(shí)考試評(píng)價(jià)和成就反饋這類自我高度卷入的學(xué)業(yè)情境中存在情緒預(yù)測(cè)偏差(假設(shè)1)。

從偏差現(xiàn)象的發(fā)現(xiàn)和確證, 到探討偏差發(fā)生的成因、從而為偏差矯正和干預(yù)提供依據(jù), 是情緒預(yù)測(cè)研究領(lǐng)域一個(gè)顯見的發(fā)展趨勢(shì)(孫琳等, 2020)。這方面, 認(rèn)知類(Levine & Cohen, 2018; Wilson et al., 2001;耿曉偉, 張峰, 2015; 耿曉偉等, 2020; 羅寒冰等, 2013)、動(dòng)機(jī)類(Mata & Sim?o, 2019; Pauket et al., 2016)等方面的影響因素得到更多關(guān)注。也有一些研究發(fā)現(xiàn), 情緒預(yù)測(cè)偏差的發(fā)生、特別是這種偏差的方向和強(qiáng)度, 需要從人格角度尋找原因(孫琳等, 2020), 如大五人格(Hoerger & Quirk, 2010)、情緒智力(Hoerger et al., 2012)、內(nèi)外向(Zelenski et al., 2013)等。近年來(lái), 作為一種人格特質(zhì)的特質(zhì)正念(dispositional mindfulness)與情緒預(yù)測(cè)之間的關(guān)系開始進(jìn)入研究者視野。Emanuel等人(2010)率先進(jìn)行了這方面研究, 他們使用“五因素正念問(wèn)卷” (FFMQ)測(cè)量被試的特質(zhì)正念, 請(qǐng)被試預(yù)測(cè)2008年美國(guó)總統(tǒng)大選結(jié)果后的情緒, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在心儀的候選人獲勝或失利情境下高特質(zhì)正念水平者都表現(xiàn)出較高的情緒預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性。嗣后, Kong (2015)的研究也發(fā)現(xiàn), 那些具有高特質(zhì)正念的人能更準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)其適應(yīng)性焦慮, 且能夠降低神經(jīng)質(zhì)與預(yù)測(cè)偏差之間的關(guān)系。在Hong等人(2016)的學(xué)業(yè)情境現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)中, 被試在測(cè)量特質(zhì)正念后被隨機(jī)分配到正念任務(wù)(正念誘發(fā))、對(duì)照任務(wù)或基線條件中, 并預(yù)測(cè)完成考試和收到考試成績(jī)時(shí)的積極和消極情緒。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 正念任務(wù)組更準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)了積極和消極情緒, 但特質(zhì)正念僅在預(yù)測(cè)考試結(jié)束時(shí)負(fù)性情緒上表現(xiàn)出更小的偏差, 而在預(yù)測(cè)收到考試成績(jī)后的情緒時(shí)并未表現(xiàn)出穩(wěn)健的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性。

盡管迄今為止僅有上述少數(shù)實(shí)證研究, 且特質(zhì)正念對(duì)預(yù)測(cè)不同效價(jià)未來(lái)情緒的影響上表現(xiàn)出不一致結(jié)果, 但卻開創(chuàng)了從人格方面揭示情緒預(yù)測(cè)偏差成因的一個(gè)嶄新視角。根據(jù)Hill和Updegraff (2012)的觀點(diǎn), 特質(zhì)正念水平較高的個(gè)體可以更好地區(qū)分情緒, 更客觀地認(rèn)識(shí)到自身對(duì)各種生活事件(包括積極和消極事件)的情緒反應(yīng)。這無(wú)疑為促進(jìn)個(gè)體對(duì)當(dāng)前和未來(lái)潛在情緒的客觀認(rèn)識(shí)提供了可能(Emanuel et al., 2010; Kong, 2015)。青少年擁有豐富的學(xué)業(yè)情緒體驗(yàn)(董妍, 俞國(guó)良, 2007), 尤其在我國(guó)當(dāng)前教育背景下, 青少年群體更為看重考試和反饋, 也更為頻繁地體驗(yàn)和判斷學(xué)業(yè)結(jié)果帶來(lái)的情緒, 因而特質(zhì)正念的這種作用可能表現(xiàn)得更為普遍和穩(wěn)定。由此我們提出假設(shè)2：特質(zhì)正念影響學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差, 高正念水平被試的偏差相對(duì)更小, 且這種作用在學(xué)業(yè)成敗情境中都有體現(xiàn)。

特質(zhì)正念何以降低情緒預(yù)測(cè)偏差呢？對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行回溯后發(fā)現(xiàn), “正念?注意?情緒預(yù)測(cè)”之間的關(guān)聯(lián)路徑可能是其中重要的機(jī)制。首先, 就注意和情緒預(yù)測(cè)的關(guān)系來(lái)說(shuō), 研究表明, 注意聚焦或聚焦錯(cuò)覺(jué)(focalism)是情緒預(yù)測(cè)偏差的關(guān)鍵認(rèn)知成因(Wilson & Gilbert, 2003; 孫琳等, 2020)。這是一種注意資源分配的不合理或錯(cuò)誤現(xiàn)象。研究發(fā)現(xiàn), 在情緒預(yù)測(cè)時(shí), 無(wú)論是僅注意到焦點(diǎn)事件而忽視更為廣闊的生活中其它事件(Wilson et al., 2000), 還是忽視完整的事件進(jìn)程(Ruby et al., 2011)、忽視事件的環(huán)境影響(Lench et al., 2011)、忽視自身的情緒適應(yīng)能力(Wilson & Gilbert, 2003)等, 都導(dǎo)致錯(cuò)誤地預(yù)測(cè)未來(lái)情緒反應(yīng)。因此, 促進(jìn)注意的合理分配、避免聚焦錯(cuò)覺(jué)的發(fā)生, 可以降低情緒預(yù)測(cè)偏差。

其次, 就正念和注意的關(guān)系來(lái)看, 研究表明, 正念的核心機(jī)制是注意(彭彥琴, 居敏珠, 2013)。Bishop等人(2004)認(rèn)為正念有兩個(gè)最關(guān)鍵的因素：一是注意的自我調(diào)節(jié), 涉及注意調(diào)節(jié)和意識(shí)監(jiān)控兩個(gè)認(rèn)知控制過(guò)程; 二是經(jīng)驗(yàn)定向, 包括好奇心和對(duì)自身有關(guān)經(jīng)驗(yàn)的接納。對(duì)此, Shapiro等人(2006)更進(jìn)一步指出特質(zhì)正念具有適應(yīng)性心理功能。我們推斷認(rèn)為, 一方面正念能夠擴(kuò)大注意范圍、提升認(rèn)知功能, 因而促進(jìn)了對(duì)情緒和情緒線索的理解和情緒調(diào)節(jié); 另一方面, 正念促進(jìn)個(gè)體將過(guò)去和現(xiàn)在的情緒經(jīng)驗(yàn)聯(lián)結(jié)起來(lái), 并指導(dǎo)未來(lái)的情緒理解和調(diào)節(jié)適應(yīng)。也就是說(shuō), 通過(guò)正念的擴(kuò)大和聯(lián)結(jié)兩個(gè)機(jī)制, 使得被試雖然注意的是當(dāng)下、卻不狹窄地聚焦于當(dāng)前的唯一情境事件而忽視生活中的其它事件和自身的適應(yīng)能力, 從而降低注意聚焦程度乃至避免聚焦錯(cuò)覺(jué)的發(fā)生, 進(jìn)而降低情緒預(yù)測(cè)偏差。

綜上所述, 我們推測(cè), 特質(zhì)正念可以通過(guò)促進(jìn)注意范圍的擴(kuò)大和情緒經(jīng)驗(yàn)的聯(lián)結(jié), 弱化狹窄的注意聚焦, 更好地前瞻模擬未來(lái)的情緒生活。恰如Hong等人(2016)基于正念的本質(zhì)所強(qiáng)調(diào)的, 正念可以提高一個(gè)人更客觀地意識(shí)和接受不同的過(guò)去和現(xiàn)在經(jīng)歷的能力, 這種高度的認(rèn)知和接受反過(guò)來(lái)可以提高一個(gè)人處理多種經(jīng)歷的能力, 而不是僅僅關(guān)注當(dāng)前最突出的經(jīng)歷, 從而降低情緒預(yù)測(cè)錯(cuò)誤的可能性(或大小)。由此, 我們提出假設(shè)3：特質(zhì)正念通過(guò)弱化注意聚焦進(jìn)而降低預(yù)測(cè)偏差, 即注意聚焦在特質(zhì)正念對(duì)學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的影響中起中介作用。

本研究以初中階段青少年為被試, 通過(guò)3個(gè)實(shí)驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)上述假設(shè)。研究1基于真實(shí)考試情境的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn), 研究2基于成就反饋的實(shí)驗(yàn)室模擬情境, 考察初中生是否存在學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差以及特質(zhì)正念對(duì)偏差的影響。研究3基于成就反饋的現(xiàn)場(chǎng)模擬實(shí)驗(yàn), 初步探討注意聚焦的中介作用。

本研究旨在考察學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)是否存在偏差以及特質(zhì)正念和注意聚焦的作用, 因此采取絕對(duì)偏差指標(biāo)(absolute bias)能夠直接反映情緒預(yù)測(cè)偏差的大小(Dunn et al., 2007; Hoerger et al., 2012), 它是預(yù)期情緒和實(shí)際情緒之間的差值的絕對(duì)值, 若顯著大于0則存在情緒預(yù)測(cè)偏差。為進(jìn)一步反映在學(xué)業(yè)情境中學(xué)生的情緒預(yù)測(cè)是否存在高估或低估趨勢(shì), 為教育實(shí)踐提供更多有價(jià)值的信息, 本研究也對(duì)相對(duì)偏差(relative bias)進(jìn)行了考察, 它是預(yù)期情緒和實(shí)際情緒之間的差值, 正值表示高估, 負(fù)值表示低估(Sevdalis & Harvey, 2007)。

2 研究1：真實(shí)考試情境現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)

2.1 設(shè)計(jì)

采用單因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 自變量含高、低特質(zhì)正念兩個(gè)水平。在上海市某公辦初中以8個(gè)班級(jí)為單位整群抽樣, 獲得有效被試267人, 其中男生129名, 女生138名; 7年級(jí)107人, 8年級(jí)160人。

2.2 材料

特質(zhì)正念量表。由鄧玉琴(2009)根據(jù)五因素正念量表(the Five Factor Mindfulness Questionnaire, FFMQ) (Baer et al., 2006)修訂, 共39題, 采用5點(diǎn)計(jì)分。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果顯示(= 267)：χ/2.87, RMSEA = 0.084, CFI = 0.86, IFI = 0.86, NNFI = 0.85。Cronbach’s系數(shù)為0.79, 本研究中為0.71。

學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)和體驗(yàn)情緒詞測(cè)量。首先, 從積極?消極情緒量表(PANAS, Watson et al., 1988)以及學(xué)業(yè)情緒量表(董妍, 俞國(guó)良, 2007)中選取積極情緒詞和消極情緒詞30個(gè); 然后, 請(qǐng)10名心理學(xué)專業(yè)研究生分析、討論, 選取更符合學(xué)業(yè)情境的積極和消極情緒詞各8個(gè); 第三步, 在上海市另一所公辦學(xué)校選取95名初中生, 請(qǐng)被試回憶學(xué)業(yè)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)和未實(shí)現(xiàn)后最常體驗(yàn)的情緒, 按照詞頻超過(guò)40%標(biāo)準(zhǔn)(董妍, 俞國(guó)良, 2007), 選擇快樂(lè)、興奮、欣喜和難過(guò)、無(wú)助、沮喪6個(gè)情緒詞, 含積極和消極情緒兩個(gè)維度, 5點(diǎn)計(jì)分。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明結(jié)構(gòu)效度良好(= 267)：χ/1.92, RMSEA = 0.05, GFI = 0.99, AGFI = 0.96, CFI = 0.99, IFI = 0.99。預(yù)測(cè)和體驗(yàn)的積極與消極情緒詞Cronbach’s系數(shù)分別為0.88、0.90、0.91、0.92。

未來(lái)事件發(fā)生概率判斷任務(wù)。根據(jù)心境一致性效應(yīng), 積極情緒會(huì)增加個(gè)體對(duì)未來(lái)積極事件發(fā)生概率的判斷, 消極情緒會(huì)增加個(gè)體對(duì)未來(lái)消極事件發(fā)生概率的判斷(張萍等, 2012)。因此, 可根據(jù)被試對(duì)未來(lái)事件發(fā)生概率的判斷傾向, 來(lái)佐證被試的情緒體驗(yàn)自我報(bào)告真實(shí)性。本研究采取陳寧等人(2014)編制的初中生未來(lái)事件發(fā)生概率判斷任務(wù)問(wèn)卷, 含積極和消極事件兩個(gè)維度, 各10個(gè)項(xiàng)目。驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明指標(biāo)擬合良好(= 267)：χ/1.80, RMSEA = 0.06, GFI = 0.90, AGFI = 0.87, CFI = 0.87, IFI = 0.88, 2個(gè)維度Cronbach’s系數(shù)分別為0.81、0.78。

2.3 程序

第一階段測(cè)量。2020～2021學(xué)年第一學(xué)期期中考試前一周, 由經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的心理學(xué)研究生為主試進(jìn)入抽樣班級(jí), 先實(shí)施特質(zhì)正念測(cè)量后, 再請(qǐng)被試報(bào)告期中考試的總目標(biāo), 最后請(qǐng)被試預(yù)測(cè)實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的積極情緒與未實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的消極情緒。

第二階段測(cè)量。請(qǐng)參加實(shí)驗(yàn)的學(xué)校同一天反饋各科考試成績(jī), 并在被試獲知全部成績(jī)后的當(dāng)天, 主試們?cè)俅芜M(jìn)入抽樣班級(jí), 先請(qǐng)被試回憶第一階段報(bào)告的期中考試總目標(biāo)、再報(bào)告是否實(shí)現(xiàn)了考前的目標(biāo)預(yù)期, 據(jù)此將其分為目標(biāo)實(shí)現(xiàn)組和未實(shí)現(xiàn)組。再請(qǐng)實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的被試報(bào)告此刻的積極情緒、未實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的被試報(bào)告此刻的消極情緒, 最后完成未來(lái)事件發(fā)生概率判斷任務(wù)。

2.4 結(jié)果

2.4.1 操縱檢驗(yàn)

兩階段考試目標(biāo)的相關(guān)。對(duì)考試前后預(yù)期和回憶的考試目標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析,= 0.42,< 0.001; 再將兩次目標(biāo)相減, 若等于0則表示預(yù)期和回憶完全一致, 結(jié)果顯示完全一致率為59%, 沒(méi)有出現(xiàn)1例目標(biāo)完全相反的報(bào)告。說(shuō)明兩階段測(cè)量中被試認(rèn)真參與了實(shí)驗(yàn)。

特質(zhì)正念差異。對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)組和未實(shí)現(xiàn)組的特質(zhì)正念進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn), 結(jié)果顯示, 前者(= 123.04,= 13.23)與后者(= 122.38,= 14.26)的特質(zhì)正念無(wú)顯著差異,= 0.70。

情緒體驗(yàn)自我報(bào)告真實(shí)性。相關(guān)分析顯示, 目標(biāo)實(shí)現(xiàn)組中, 積極情緒體驗(yàn)與未來(lái)積極事件發(fā)生概率判斷相關(guān)為0.14, 呈正相關(guān)趨勢(shì)(= 0.12); 目標(biāo)未實(shí)現(xiàn)組中, 消極情緒體驗(yàn)與未來(lái)消極事件發(fā)生概率判斷相關(guān)為0.31, 呈顯著正相關(guān)(< 0.001)。這在一定程度上為學(xué)生情緒體驗(yàn)報(bào)告的真實(shí)性提供了佐證(陳寧等, 2013)。

2.4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

檢驗(yàn)假設(shè)1。將兩組的絕對(duì)偏差分別和0 (表示情緒預(yù)測(cè)不存在偏差)做單樣本檢驗(yàn), 結(jié)果顯示, 目標(biāo)實(shí)現(xiàn)組(= 0.99,= 0.83)的差異顯著,(121) = 13.17, 95% CI = [0.85, 1.14],< 0.001; 目標(biāo)未實(shí)現(xiàn)組的差異顯著(= 0.92,= 0.90),(144) = 12.34, 95% CI = [0.77, 1.07],< 0.001。說(shuō)明初中生在積極和消極學(xué)業(yè)情境中均存在情緒預(yù)測(cè)偏差。假設(shè)1得到證實(shí)。

檢驗(yàn)假設(shè)2。根據(jù)特質(zhì)正念得分將兩組被試分別分為高、低正念組, 以絕對(duì)偏差為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)(見表1)：對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)組, 高特質(zhì)正念組比低特質(zhì)正念組的絕對(duì)偏差更小,(120) = 2.30,< 0.05, 95% CI[0.05, 0.63],= 0.42; 對(duì)目標(biāo)未實(shí)現(xiàn)組, 也呈現(xiàn)同樣結(jié)果,(143) = 2.50,< 0.05, 95% CI[0.08, 0.66],= 0.41。說(shuō)明無(wú)論考試目標(biāo)是否實(shí)現(xiàn), 特質(zhì)正念高的個(gè)體情緒預(yù)測(cè)偏差相對(duì)更小。假設(shè)2得到證實(shí)。

進(jìn)一步對(duì)特質(zhì)正念高低組的相對(duì)偏差進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)差異均不顯著：對(duì)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)組,(120) = ?0.37,0.71; 對(duì)目標(biāo)未實(shí)現(xiàn)組,(143) = ?1.83,0.07。說(shuō)明盡管特質(zhì)正念水平影響情緒預(yù)測(cè)偏差(絕對(duì)偏差), 但并未表現(xiàn)出明顯的高低估趨勢(shì)(相對(duì)偏差)。

2.5 小結(jié)

研究1中, 我們選擇期中考試這一典型的真實(shí)學(xué)業(yè)情境進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)無(wú)論是積極的學(xué)習(xí)結(jié)果還是消極的學(xué)習(xí)結(jié)果, 初中生的學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)能力總體較差, 存在學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差。另外, 特質(zhì)正念影響情緒預(yù)測(cè)偏差：特質(zhì)正念水平高的初中生表現(xiàn)出更小的學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差, 反之更大, 但高低估趨勢(shì)不顯著。在此基礎(chǔ)上, 研究2采取更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)亩嘁蛩貙?shí)驗(yàn)室設(shè)計(jì), 進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)。

3 研究2：成就反饋情境實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)

3.1 設(shè)計(jì)

采用2 (特質(zhì)正念：高/低) × 2 (成就反饋：成功/ 失敗)混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 后者為被試內(nèi)變量。被試從研究1中選取。根據(jù)G*Power3.1的計(jì)算, 設(shè)定統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 ?= 0.80、雙側(cè)檢驗(yàn)= 0.05、效應(yīng)量= 0.8的前提下, 進(jìn)行方差分析需要的最低被試量為64。按30%的標(biāo)準(zhǔn), 將研究1中特質(zhì)正念得分最低和最高的各39名被試作為低、高特質(zhì)正念組, 完整做完實(shí)驗(yàn)的有效被試70名, 男生31名, 女生39名; 7年級(jí)37人, 8年級(jí)33人。

3.2 材料

學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)和體驗(yàn)情緒詞測(cè)量。將研究1中的消極情緒詞反向計(jì)分, 合并為統(tǒng)一的積極情緒均值。本實(shí)驗(yàn)中成敗兩種情境中預(yù)測(cè)和體驗(yàn)的Cronbach’s系數(shù)分別為0.83、0.95、0.92、0.92。

組詞任務(wù)實(shí)驗(yàn)材料。首先, 參照Pollmann和Finkenaue (2009)研究中的遠(yuǎn)距離聯(lián)想測(cè)驗(yàn)(the Remote Associates Test, RAT)和朱平原(2010)編制的中文遠(yuǎn)距離聯(lián)想測(cè)驗(yàn)簡(jiǎn)易版(簡(jiǎn)易中文 RAT) (Cronbach’s系數(shù)為0.78, 重測(cè)信度為0.91), 請(qǐng)8名心理學(xué)專業(yè)研究生分析、討論, 改編為適合初中生的20題組詞任務(wù)。然后, 請(qǐng)上海市另一所公辦學(xué)校的95名初中生在規(guī)定的5分鐘內(nèi)試測(cè), 選擇正確率最高和最低的題目各5道作為正式實(shí)驗(yàn)材料, 其余作為練習(xí)題目。本實(shí)驗(yàn)通過(guò)該模擬任務(wù)、并通過(guò)控制題目的難易程度來(lái)實(shí)現(xiàn)積極、消極成就反饋。

3.3 程序

實(shí)驗(yàn)全部在電腦上通過(guò)E-prime呈現(xiàn)完成。首先, 向被試介紹組詞任務(wù)并進(jìn)行練習(xí)。隨后, 請(qǐng)被試對(duì)正式組詞任務(wù)挑戰(zhàn)成功或者失敗的情緒進(jìn)行預(yù)測(cè), 成敗反饋的指導(dǎo)語(yǔ)為“根據(jù)以往測(cè)驗(yàn)結(jié)果, 初中生平均正確率60%, 若你的成績(jī)高于這一水平, 則挑戰(zhàn)成功, 反之挑戰(zhàn)失敗?！苯又? 被試完成3題代數(shù)運(yùn)算的分心活動(dòng), 再進(jìn)行組詞任務(wù)(成功、失敗反饋?lái)樞蜻M(jìn)行了組間平衡)。繼而, 在被試獲得成敗反饋后即刻評(píng)定情緒體驗(yàn)。最后, 請(qǐng)被試完成組詞任務(wù)熟悉度評(píng)定(“你覺(jué)得本次組詞題目的陌生程度如何” “你之前遇到過(guò)類似的題目嗎”), 5點(diǎn)計(jì)分。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后對(duì)結(jié)果充分解釋并致謝, 避免影響被試學(xué)習(xí)信心。

表1 研究1描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(M ± SD)

3.4 結(jié)果

3.4.1 操縱檢驗(yàn)

熟悉度評(píng)定。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 低特質(zhì)正念組(= 2.26,= 0.86)與高特質(zhì)組(= 1.94,= 1.04)對(duì)任務(wù)熟悉度沒(méi)有顯著差異,(68) = ?1.40,= 0.17。

成敗反饋效果檢驗(yàn)。對(duì)成功反饋和失敗反饋的情緒體驗(yàn)進(jìn)行配對(duì)樣本檢驗(yàn), 結(jié)果顯示, 成功反饋情境(= 3.38,= 1.07)與失敗反饋情境(= 2.67,= 1.24)的差異顯著,(69) = 4.73, 95% CI = [0.41, 1.01],< 0.001。表示組詞任務(wù)的反饋有效。

3.4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

檢驗(yàn)假設(shè)1。將情緒預(yù)測(cè)絕對(duì)偏差和0做單樣本檢驗(yàn), 結(jié)果顯示, 成功反饋情境(= 0.74,= 0.63)的差異顯著,(69) = 9.86, 95% CI = [0.59, 0.89],< 0.001; 失敗反饋情境的差異顯著(= 1.13,= 0.89),(69) = 10.58, 95% CI = [0.92, 1.34],< 0.001。說(shuō)明初中生在積極和消極情境中均存在學(xué)業(yè)情境中存在情緒預(yù)測(cè)偏差。假設(shè)1再次得到證實(shí)。

檢驗(yàn)假設(shè)2。以成就反饋(成功/失敗)和特質(zhì)正念(高特質(zhì)正念/低特質(zhì)正念)為自變量, 以絕對(duì)偏差為因變量, 進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果表明(見表2), 反饋結(jié)果的主效應(yīng)顯著,(1, 68) = 7.46,< 0.01, η= 0.10, 90% CI[0.01, 0.22], 成功反饋情境的情緒預(yù)測(cè)偏差(= 0.73,= 0.07)低于失敗反饋情境的情緒預(yù)測(cè)偏差(= 1.13,= 0.10); 特質(zhì)正念的主效應(yīng)顯著,(1, 68) = 11.65,< 0.001, η= 0.15, 90% CI[0.04, 0.27], 高特質(zhì)組的情緒預(yù)測(cè)偏差(= 0.74,= 0.08)顯著低于低特質(zhì)組的情緒預(yù)測(cè)偏差(= 1.12,= 0.08 )。交互作用不顯著,(1, 68) = 0.10,= 0.75。結(jié)果表明, 不管成就反饋的結(jié)果是成功還是失敗, 特質(zhì)正念高的個(gè)體情緒預(yù)測(cè)偏差相對(duì)更小。假設(shè)2再次得到證實(shí)。

進(jìn)一步對(duì)特質(zhì)正念高低組的相對(duì)偏差進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)差異均不顯著：成功反饋情境下,(68) = 0.59,= 0.56; 失敗反饋情境下,(143) = 0.17,= 0.87。這和研究1結(jié)果一致。

3.5 小結(jié)

研究2通過(guò)更為嚴(yán)格的多因素實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn), 進(jìn)一步證實(shí)學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的存在, 這種偏差既表現(xiàn)在積極事件上, 也表現(xiàn)在消極事件上。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn), 特質(zhì)正念水平高的初中生表現(xiàn)出更小的學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差, 反之更大, 但高低估趨勢(shì)不顯著。研究3將通過(guò)成就反饋情境的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn), 初步探索特質(zhì)正念影響情緒預(yù)測(cè)偏差的心理機(jī)制。

4 研究3：成就反饋情境現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)和中介作用檢驗(yàn)

4.1 設(shè)計(jì)

采用2 (特質(zhì)正念：高/低) × 2 (成就反饋：成功/ 失敗)被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。根據(jù)G*Power 3.1的計(jì)算, 以往研究設(shè)定統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 –= 0.80, 雙側(cè)檢驗(yàn)= 0.05, 效應(yīng)量= 0.8的前提下, 進(jìn)行方差分析所需要的被試量為128。據(jù)此, 在上海市另一所公辦初中整群選取4個(gè)班被試136名, 男生72名, 女生64名; 6年級(jí)88人, 7年級(jí)48人。

4.2 材料

特質(zhì)正念量表。同前, 本次Cronbach’s系數(shù)為0.59。

學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)和體驗(yàn)情緒測(cè)量。同研究2, 本次預(yù)測(cè)和體驗(yàn)問(wèn)卷Cronbach’s系數(shù)分別為0.60、0.67、0.81。

組詞任務(wù)實(shí)驗(yàn)材料。根據(jù)初中生實(shí)際學(xué)業(yè)水平以及實(shí)驗(yàn)的需要, 按照2名專家建議, 根據(jù)研究2材料評(píng)定結(jié)果, 將組詞任務(wù)中成功、失敗反饋的題目各增設(shè)5道, 共20題。

注意聚焦測(cè)量。參照以往研究中注意聚焦的概念和操作(Wilson et al., 2000), 通過(guò)“對(duì)學(xué)生而言, 成績(jī)是生活的全部”“考試的結(jié)果很長(zhǎng)一段時(shí)間會(huì)占據(jù)我的大腦”“生活中除了學(xué)習(xí)之外, 還有很多其他的事情(反向)”等3題測(cè)量注意聚焦, 5級(jí)計(jì)分, 得分越低表示被試注意越是聚焦于預(yù)測(cè)的中心事件(即出現(xiàn)聚焦錯(cuò)覺(jué))。Cronbach’s系數(shù)為0.60, 因測(cè)量指標(biāo)少于6個(gè), 該系數(shù)達(dá)到0.6表明變量是可靠的(Hair et al., 2010)。

表2 研究2描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(M ± SD)

表3 研究3描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(M ± SD)

未來(lái)事件發(fā)生概率判斷任務(wù)。同前, 本次積極、消極兩個(gè)維度Cronbach’s系數(shù)分別為0.72、0.68。

4.3 程序

由經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的心理學(xué)研究生為主試進(jìn)入抽樣班級(jí), 首先請(qǐng)被試完成特質(zhì)正念量表、注意聚焦測(cè)量, 并請(qǐng)被試對(duì)接下來(lái)的組詞活動(dòng)成敗情緒進(jìn)行預(yù)測(cè)。然后, 組織被試完成組詞任務(wù)?；顒?dòng)結(jié)束后, 主試投影統(tǒng)一公布答案, 請(qǐng)被試自行對(duì)照答案完成反饋, 并完成情緒體驗(yàn)、未來(lái)事件發(fā)生概率判斷 測(cè)量。

4.4 結(jié)果

4.4.1 操縱檢驗(yàn)

情緒體驗(yàn)自我報(bào)告的真實(shí)性。相關(guān)分析顯示, 積極情緒體驗(yàn)與未來(lái)積極事件發(fā)生概率判斷相關(guān)為0.23 (0.049 < 0.05), 重復(fù)測(cè)量方差分析表明, 交互效應(yīng)邊緣顯著,(1, 134) = 3.07, η0.02,= 0.08, 對(duì)于未來(lái)積極事件發(fā)生概率的判斷, 成功反饋組(= 16.39,= 2.66)高于失敗反饋組(= 15.63,= 2.36), 而對(duì)未來(lái)消極事件發(fā)生概率的判斷, 成功反饋組(= 14.55,= 2.61)低于失敗反饋組(= 15.03,= 2.98)。這為初中生情緒體驗(yàn)報(bào)告的真實(shí)性提供了佐證。

4.4.2 假設(shè)檢驗(yàn)

檢驗(yàn)假設(shè)1。將情緒預(yù)測(cè)絕對(duì)偏差和0做單樣本檢驗(yàn), 結(jié)果顯示, 成功反饋情境下(= 0.32,= 0.35)差異顯著,(70) = 7.74, 95% CI = [0.24, 0.40],< 0.001; 失敗反饋情境下(= 0.70,= 0.75)差異顯著,(64) = 7.52, 95% CI = [0.51, 0.88],< 0.001。假設(shè)1繼續(xù)得到證實(shí)。

檢驗(yàn)假設(shè)2。以成就反饋(成功/失敗)和特質(zhì)正念(高/低)為自變量, 以絕對(duì)偏差為因變量, 進(jìn)行方差分析, 結(jié)果表明(見表3), 特質(zhì)正念的主效應(yīng)顯著,(1, 135) = 7.62,< 0.01, η= 0.06, 90% CI = [0.01, 0.12], 高特質(zhì)正念組的情緒預(yù)測(cè)偏差(= 0.36,= 0.47)顯著低于低特質(zhì)正念組的情緒預(yù)測(cè)偏差(= 0.65,= 0.69); 成就反饋的主效應(yīng)顯著,(1, 135) = 13.90,< 0.001, η= 0.10, 90% CI = [0.03, 0.18], 失敗反饋情境(= 0.70,= 0.75)下的情緒預(yù)測(cè)偏差顯著高于成功反饋情境(= 0.32,= 0.39); 交互作用不顯著,(1, 135) = 0.01,= 0.91。假設(shè)2繼續(xù)得到了驗(yàn)證。

進(jìn)一步對(duì)特質(zhì)正念高低組的相對(duì)偏差進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：成功反饋情境下發(fā)現(xiàn)特質(zhì)正念的作用,(69) = ?2.19,< 0.05, 90% CI[?0.44, ?0.02]; 但失敗情境中高低特質(zhì)正念組相對(duì)偏差無(wú)差異,(63) = 1.54,0.13。

檢驗(yàn)假設(shè)3。統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn), 情緒預(yù)測(cè)偏差與特質(zhì)正念呈負(fù)相關(guān)(= ?0.239,< 0.01), 與注意聚焦呈負(fù)相關(guān)(= ?0.285,< 0.01), 特質(zhì)正念與注意聚焦成正相關(guān)(= 0.284,< 0.01)。根據(jù)Hayes (2013)建議, 采用Bootstrap的方法, 選擇模型4進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)(特質(zhì)正念為虛擬變量, 1 = 低, 2 = 高)。結(jié)果顯示：注意聚焦的中介作用顯著(見表4), 間接效應(yīng)大小為?0.08, 95%置信區(qū)間[?0.18, ?0.02]不包含0 (圖1, 表5), 說(shuō)明注意聚焦中介了特質(zhì)正念對(duì)學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的影響。

表4 注意聚焦的中介模型檢驗(yàn)

表5 注意聚焦總效應(yīng)、直接效應(yīng)及中介效應(yīng)分解表

圖1 注意聚焦在特質(zhì)正念對(duì)情緒預(yù)測(cè)偏差中的中介作用

4.5 小結(jié)

研究3再次發(fā)現(xiàn), 初中生存在學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差, 不管成就反饋成功或者失敗, 特質(zhì)正念高者都表現(xiàn)出了更小的情緒預(yù)測(cè)偏差。中介作用分析表明, 注意聚焦在特質(zhì)正念影響情緒預(yù)測(cè)偏差中起中介作用。

5 總討論

5.1 學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差穩(wěn)定存在

人們對(duì)未來(lái)充滿想象, 但預(yù)測(cè)未來(lái)并非易事, 預(yù)測(cè)未來(lái)的情緒體驗(yàn)更是困難。20余年來(lái)數(shù)百個(gè)研究報(bào)告在數(shù)十個(gè)預(yù)測(cè)情境中, 如戀愛(ài)(Green et al., 2013)、求職(Lench et al., 2019)等生涯發(fā)展事件, 金錢得失(Pauketat et al., 2016)、體育賽事(Lau et al., 2016)等日常生活事件, 甚至總統(tǒng)選舉(Lench et al., 2019)、恐怖襲擊(Dore et al., 2016)等社會(huì)公共事件, 普遍證實(shí)情緒預(yù)測(cè)偏差的廣泛存在。對(duì)于不同群體來(lái)說(shuō), 生涯任務(wù)和情緒生活是不完全相同的。對(duì)青少年來(lái)說(shuō), 學(xué)業(yè)是其十分關(guān)注、高度卷入的發(fā)展任務(wù)和情緒情境。近年來(lái)越來(lái)越多的研究發(fā)現(xiàn), 想象未來(lái)與自我有著密切聯(lián)系(Rasmussen & Berntsen, 2014), 個(gè)體在日常生活中期待的情緒的強(qiáng)度, 與其對(duì)個(gè)人的重要性有關(guān)(Barsics et al., 2016)。與自我相關(guān)、對(duì)自我極具重要性的學(xué)業(yè)情境中, 情緒預(yù)測(cè)偏差是否也普遍性存在呢？

為此, 本研究開展了3個(gè)研究：在研究1中, 我們?cè)谝哉鎸?shí)期中考試為情境的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)中, 為防止不同效價(jià)情緒詞的相互干擾, 請(qǐng)被試分別預(yù)測(cè)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)和未實(shí)現(xiàn)的積極和消極情緒及獲知成績(jī)后的積極或消極情緒體驗(yàn); 研究2和研究3基于成就反饋范式, 分別運(yùn)用實(shí)驗(yàn)室和現(xiàn)場(chǎng)模擬實(shí)驗(yàn), 分別采取組內(nèi)和組間設(shè)計(jì), 且都將消極情緒詞反向計(jì)分后合并為整體的積極情緒得分。3個(gè)研究結(jié)果一致表明, 初中生未能準(zhǔn)確預(yù)測(cè)自己的情緒體驗(yàn)。與以往學(xué)業(yè)領(lǐng)域情緒預(yù)測(cè)僅有的少數(shù)幾個(gè)報(bào)告相比(Hong et al., 2016; Lench et al., 2019; 耿曉偉等, 2019), 本研究結(jié)果是基于不同設(shè)計(jì)和測(cè)量獲得的, 反映出學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的穩(wěn)定性, 也更進(jìn)一步證實(shí)了偏差的領(lǐng)域普遍性和個(gè)體對(duì)未來(lái)情緒生活進(jìn)行心理模擬的難度和困境。

5.2 特質(zhì)正念降低學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差

在情緒預(yù)測(cè)的這種困境面前, 人們是否就束手無(wú)策了呢？本研究3個(gè)實(shí)驗(yàn)一致表明：特質(zhì)正念可顯著減低偏差的大小和程度。迄今雖僅有幾個(gè)研究考察特質(zhì)正念與情緒預(yù)測(cè)偏差的關(guān)系(Emanuel et al., 2010; Hong et al., 2016; Kong, 2015), 但這些研究也都發(fā)現(xiàn)了特質(zhì)正念的作用。然而與Hong等人(2016)僅發(fā)現(xiàn)特質(zhì)正念只降低了負(fù)性情緒預(yù)測(cè)偏差不同的是, 本研究發(fā)現(xiàn)特質(zhì)正念對(duì)預(yù)測(cè)偏差的作用, 在積極和消極情境中同樣存在, 并不受事件效價(jià)的影響(3個(gè)實(shí)驗(yàn)都沒(méi)有交互作用)。為證實(shí)這一點(diǎn), 我們綜合3個(gè)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)驗(yàn)內(nèi)的元分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在積極情境中(考試目標(biāo)實(shí)現(xiàn)、成功反饋), 特質(zhì)正念的平均效果量= 0.56,= 4.31,< 0.001; 消極情境中(考試目標(biāo)未實(shí)現(xiàn)、失敗反饋), 特質(zhì)正念的平均效果量= 0.42,= 3.47,< 0.001。這充分體現(xiàn)出特質(zhì)正念降低學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的跨情境穩(wěn)健性。

對(duì)此結(jié)果, 我們可以從直接作用和間接作用兩方面予以解釋。在直接作用上, “覺(jué)察” “接納” “不評(píng)判” “開放”等被視為正念概念的核心內(nèi)涵(Kabat-Zinn, 2003), 這也恰是被廣泛用于測(cè)量特質(zhì)正念的五因素正念量表(FFMQ) (Baer et al., 2006)的理論構(gòu)念來(lái)源。循此內(nèi)涵, Shapiro等人(2006)提出正念再感知模型, 認(rèn)為個(gè)體通過(guò)客觀、不評(píng)判的態(tài)度進(jìn)行有意識(shí)注意加工方式, 能更好地應(yīng)對(duì)當(dāng)下的體驗(yàn), 并進(jìn)行積極地自我調(diào)整。我國(guó)研究者也指出, 正念培養(yǎng)個(gè)體觀察自身當(dāng)前想法和情緒反應(yīng)的能力, 這種能力有助于個(gè)體體會(huì)時(shí)刻發(fā)生的體驗(yàn)變化, 更清晰地感知心理、情緒的內(nèi)容, 進(jìn)而促進(jìn)認(rèn)知?情緒?行為靈活性的增強(qiáng)和自動(dòng)性的降低(陳語(yǔ)等, 2011)。正因如此, 在情緒預(yù)測(cè)過(guò)程中, 高特質(zhì)正念個(gè)體能更清楚地認(rèn)識(shí)到生活事件如何影響自身的情緒體驗(yàn), 擁有更客觀化的情緒體驗(yàn), 提升人們對(duì)經(jīng)驗(yàn)體驗(yàn)的清晰性和鮮活性, 并弱化對(duì)刺激知覺(jué)的情緒偏向(Brown et al., 2007), 這又導(dǎo)致對(duì)未來(lái)情緒更為準(zhǔn)確的判斷和預(yù)測(cè)(Emanuel et al., 2010; Kong, 2015)。正念本身所具有的這種作用, 促使其在人們的情緒生活中展現(xiàn)積極效應(yīng)。

間接作用上, 研究3初步探索了注意聚焦的中介效應(yīng)。以往研究表明, 由于沒(méi)能充分地考慮到除聚焦事件(focal event)外的其他信息, 當(dāng)人們預(yù)測(cè)未來(lái)情緒時(shí)僅僅只看到“這一件事”對(duì)自己的影響, 這種聚焦錯(cuò)覺(jué)(focalism)被認(rèn)為是情緒預(yù)測(cè)偏差的關(guān)鍵認(rèn)知成因(Wilson et al., 2000; Wilson & Gilbert, 2005)。如引言所述, 注意的自我調(diào)節(jié)和經(jīng)驗(yàn)定向是正念的兩個(gè)關(guān)鍵因素(Bishop et al., 2004), 前者促進(jìn)注意范圍、提升認(rèn)知功能, 能夠增加情緒和情緒線索的理解敏感性(Teper et al., 2013), 而情緒理解強(qiáng)的個(gè)體更有能力辨別情緒、注意情緒細(xì)節(jié)以及客觀評(píng)估當(dāng)前和未來(lái)情緒的體驗(yàn)(Emanuel et al., 2010; Kong, 2015); 后者提高一個(gè)人更客觀地意識(shí)和接受不同的過(guò)去和現(xiàn)在的經(jīng)歷的能力, 相對(duì)于特質(zhì)正念較低個(gè)體, 高特質(zhì)正念者對(duì)自己的體驗(yàn)采取更為接納、非評(píng)判的態(tài)度和去中心化視角, 更好地將自己的想法和情緒等視為過(guò)去、現(xiàn)在和未來(lái)的一段心理歷程(Shapiro et al., 2006), 從而能夠根據(jù)環(huán)境的變化做出更為靈活有效的調(diào)整, 而不是僅僅關(guān)注當(dāng)前最突出的經(jīng)歷, 從而降低情緒預(yù)測(cè)錯(cuò)誤的可能性(或大小) (Hong et al., 2016)。

綜上, 本文初步提出一個(gè)正念的“擴(kuò)大?聯(lián)結(jié)”模型來(lái)解釋正念降低情緒預(yù)測(cè)偏差的可能機(jī)制。一方面, 正念擴(kuò)大人們的注意范圍和思維的開放性, 而不固化于當(dāng)前狹窄的唯一情境事件, 另一方面, 正念促進(jìn)過(guò)去?現(xiàn)在的經(jīng)驗(yàn)聯(lián)結(jié), 提升情緒時(shí)間之旅的能力, 如研究者所指出的, 人們?cè)谙胂笪磥?lái)時(shí)會(huì)受到過(guò)去經(jīng)驗(yàn)的顯著影響, 過(guò)去形成的自我概念或圖式會(huì)促進(jìn)未來(lái)事件的想象(Cordonnier et al., 2016)。這兩個(gè)過(guò)程都有助于降低注意聚焦程度乃至避免聚焦錯(cuò)覺(jué)的發(fā)生, 進(jìn)而提升人們的情緒預(yù)測(cè)能力。

5.3 研究貢獻(xiàn)與不足

本研究有兩點(diǎn)理論貢獻(xiàn)。第一, 證實(shí)學(xué)業(yè)情境中存在情緒預(yù)測(cè)偏差。這種偏差在3個(gè)實(shí)驗(yàn)中、在積極和消極情境中均得以發(fā)現(xiàn), 具有跨情境、穩(wěn)定性的表現(xiàn)。在學(xué)業(yè)這一青少年期重要的生涯任務(wù)和情緒生活情境中證實(shí)了情緒預(yù)測(cè)偏差, 不但豐富了以往這類領(lǐng)域性偏差研究的不足(迄今僅少數(shù)幾項(xiàng)研究), 而且推進(jìn)了前瞻性學(xué)業(yè)情緒的研究(以往研究主要涉及體驗(yàn)性學(xué)業(yè)情緒)。

第二, 揭示特質(zhì)正念對(duì)降低情緒預(yù)測(cè)偏差的作用及其可能機(jī)制。研究者認(rèn)識(shí)到, 在包括教育在內(nèi)的大量社會(huì)情境中, 都需要避免情緒預(yù)測(cè)偏差、增強(qiáng)預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性(Elwyn et al., 2011)。本研究3個(gè)實(shí)驗(yàn)均證實(shí)特質(zhì)正念對(duì)情緒預(yù)測(cè)的促進(jìn)作用, 實(shí)驗(yàn)內(nèi)的元分析表明這種作用在積極和消極情境事件中都達(dá)到顯著水平, 研究3還初步探討了特質(zhì)正念通過(guò)降低注意聚焦進(jìn)而降低預(yù)測(cè)偏差的中介路徑, 這種作用可能是通過(guò)正念的“擴(kuò)大?聯(lián)結(jié)”機(jī)制得以實(shí)現(xiàn)的。近年來(lái)陸續(xù)有研究發(fā)現(xiàn), 人格因素能預(yù)測(cè)情緒預(yù)測(cè)偏差的發(fā)生、特別是這種偏差的方向和強(qiáng)度(孫琳等, 2020), 如Hoerger團(tuán)隊(duì)的系列研究發(fā)現(xiàn), 人格因素可解釋預(yù)期和實(shí)際情緒反應(yīng)一致性的30% (Hoerger, Chapman & Duberstein, 2016)。本研究為從特質(zhì)正念等具體的人格層面揭示情緒預(yù)測(cè)偏差的成因提供了新的證據(jù)和解釋。

需強(qiáng)調(diào)的是, 3個(gè)實(shí)驗(yàn)所選取的真實(shí)考試和模擬成就反饋情境, 都是學(xué)校教育實(shí)際的真實(shí)體現(xiàn), 凸顯本研究的生態(tài)學(xué)效度(ecological validity), 因而本研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)對(duì)于教育者重視并認(rèn)識(shí)學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差現(xiàn)象, 進(jìn)而通過(guò)適當(dāng)?shù)慕逃侄翁岣咔嗌倌暾钏?、改善情緒預(yù)測(cè)偏差、促進(jìn)學(xué)業(yè)發(fā)展, 具有切實(shí)的教育實(shí)踐價(jià)值。

本研究也有一些不足。首先, 僅考察了特質(zhì)正念的作用。依據(jù)Bishop等人(2004)的觀點(diǎn), 正念代表個(gè)體對(duì)當(dāng)下保持注意和覺(jué)察的能力, 它可被看作是類特質(zhì)的一種心理狀態(tài)(即特質(zhì)正念), 這種能力可以通過(guò)正念訓(xùn)練得以提升。并有研究表明, 正念訓(xùn)練可以改善個(gè)體情緒調(diào)控水平, 提升個(gè)體的情緒調(diào)控能力(Robins et al., 2012)。那么, 這種訓(xùn)練是否具有情緒預(yù)測(cè)偏差的直接改善效應(yīng)？這是未來(lái)研究值得探索的方向。其次, 在特質(zhì)正念的作用機(jī)制考察方面尚存不足。研究3雖然初步揭示了注意聚焦的中介作用, 但它僅通過(guò)3個(gè)題項(xiàng)測(cè)量, 尚缺乏足夠的可靠性, 且以往的研究中更多對(duì)注意聚焦進(jìn)行直接操縱(如Wilson et al., 2000), 這就制約了該模型的解釋效力。未來(lái)研究可在實(shí)驗(yàn)中直接操縱注意聚焦, 以直接檢驗(yàn)本文初步提出的正念“擴(kuò)大?聯(lián)結(jié)”解釋模型。此外, 在特質(zhì)正念的作用機(jī)制方面, 除了注意聚焦這一中介因素外, 可能還存在其它的因素, 比如Adam (2016)采用五因素正念量表進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn), 特質(zhì)正念總分與神經(jīng)質(zhì)存在顯著負(fù)相關(guān), 與盡責(zé)性、開放性都顯著正相關(guān)。這提示我們, 特質(zhì)正念與情緒預(yù)測(cè)偏差之間可能存在更為復(fù)雜的關(guān)系機(jī)制。

6 結(jié)論

本研究基于真實(shí)考試和實(shí)驗(yàn)室模擬情境, 考察特質(zhì)正念對(duì)初中生學(xué)業(yè)情緒預(yù)測(cè)偏差的影響及其機(jī)制, 獲得結(jié)論：(1)學(xué)業(yè)領(lǐng)域存在情緒預(yù)測(cè)偏差; (2)特質(zhì)正念影響情緒預(yù)測(cè)偏差, 特質(zhì)正念水平高的初中生情緒預(yù)測(cè)偏差相對(duì)更小, 反之則偏差更大; (3)注意聚焦在特質(zhì)正念影響情緒預(yù)測(cè)偏差中存在中介作用, 這種作用可能是通過(guò)正念的“擴(kuò)大?聯(lián)結(jié)”機(jī)制得以實(shí)現(xiàn)的。

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The influence of dispositional mindfulness on the academic affective forecasting biases of middle school students

SUN Lin, DUAN Tao, LIU Wei, CHEN Ning

(Department of Psychology, Shanghai Normal University, Shanghai 200234, China) (Yantai Vocational College of Culture and Tourism, Yantai 264003, China)

Human beings have affective forecasting biases. Dispositional mindfulness may weaken the narrow focus of attention by promoting the expansion of the scope of attention and the association of emotional experience, to better simulate future emotions. For adolescents, schoolwork is an important developmental task as well as an arena for their emotion generation. In the present study, we propose the following hypotheses: Middle school students have academic affective forecasting biases (H1); dispositional mindfulness affects the forecasting bias (H2); and dispositional mindfulness reduces affective forecasting biases by weakening attentional focus (H3). To test these hypotheses, three experiments including field and laboratory situational experiments were conducted.

In the first experiment, 267 middle school students completed the Five Factor Mindfulness Questionnaire (FFMQ), and were invited to predict their feelings on achieving or not achieving their goals in the forthcoming midterm exam. After the midterm exam, they were asked to report their actual emotional experience at the moment they were informed of their final scores. In the second experiment, 70 middle school students were divided into two groups—high/low dispositional mindfulness groups—and invited to predict their emotions if they were to succeed or fail in the Word Combination Test (WCT). The test involved randomly giving participants positive or negative feedback. After the test, the participants were asked to report their real emotional experience of the success or failure. In the third experiment, 136 middle school students participated in a field experiment of achievement score feedback. Participants completed the FFMQ and attention focus questionnaires first, and then predicted their emotions regarding the result of the WCT. After completing the WCT, the participants were asked to answer the questionnaire about their emotional experiences.

In sum, the results of the three experiments congruently prove the existence of academic affective forecasting biases in adolescents. In addition, the influence of dispositional mindfulness on affective forecasting biases was as follows: whether it was a positive or negative situation, adolescents with higher dispositional mindfulness had relatively smaller affective forecasting biases, while adolescents with lower dispositional mindfulness had relatively larger forecasting biases, but the tendency of overestimating and underestimating the emotional experiencewas not significant. To confirm this, we conducted a meta-analysis combining the three experimental data. The results showed that the mean effect size of dispositional mindfulness in positive situations (achievement of test goals, success feedback) was= 0.56,= 4.31,< 0.001; and the mean effect size of dispositional mindfulness in negative situations (unfulfilled test goal, failure feedback) was= 0.42,= 3.47,< 0.001. Further, dispositional mindfulness reduces the cross-context robustness of academic affective forecasting biases. In addition, in the third experiment, we found that attentional focus played a mediating role in the effect of dispositional mindfulness on affective forecasting biases.

This study has two theoretical implications. First, it confirms the existence of affective forecasting biases in middle school students regarding their academics. Second, it reveals the effect of dispositional mindfulness on reducing biases of affective forecasting and its possible mechanism, which could be the amplification-bonding mechanism of mindfulness. In terms of practical implications, the real examination and simulated achievement feedback situations presented in this study are a reflection of real school educational activities and, therefore, have stronger ecological validity.

affective forecasting biases, dispositional mindfulness, attentional focus, academic emotion, ecological validity

2021-02-04

* 國(guó)家社科基金后期資助項(xiàng)目(項(xiàng)目編號(hào)：18FKS007)支持。

劉偉, E-mail: liuwei@shnu.edu.cn; 陳寧, E-mail: chenning@shnu.edu.cn

B842; G442