張麗華 李 娜 劉 婕 代嘉幸

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

1 引言

自尊作為個(gè)體對(duì)自己的情感性評(píng)價(jià)，是人格的核心成分，影響著個(gè)體對(duì)周圍環(huán)境的應(yīng)對(duì)方式及心理健康（Kernis, 2003）。社會(huì)計(jì)量理論認(rèn)為（Leary, Tambor, Terdal, & Downs, 1995），自尊是一種社會(huì)計(jì)量器，可以反映個(gè)體被接納和排斥的程度，如果個(gè)體在過去經(jīng)驗(yàn)中反復(fù)體驗(yàn)到更多的負(fù)面評(píng)價(jià)及消極反饋則更易發(fā)展為低自尊，反過來低自尊個(gè)體也更易知覺社會(huì)負(fù)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(yàn)，心理健康更易受到威脅。已有研究表明，低自尊個(gè)體對(duì)負(fù)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(gè)體對(duì)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(duì)這些信息的注意難以轉(zhuǎn)移。對(duì)低自尊個(gè)體注意偏向機(jī)制的解釋尚沒有達(dá)成一致，注意成分說認(rèn)為有兩種解釋：一是不同水平自尊個(gè)體注意警覺存在差異，即高自尊者對(duì)不同類型信息的注意不存在差異，而低自尊個(gè)體對(duì)消極信息存在過度注意（Brosch, Sander,Pourtois, & Scherer, 2008）；二是低自尊個(gè)體存在注意解脫困難，即低自尊個(gè)體表現(xiàn)出對(duì)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(duì)認(rèn)知加工的影響主要表現(xiàn)為“情緒一致性效應(yīng)”。情緒啟動(dòng)作為研究情緒與認(rèn)知關(guān)系的手段，主要是指?jìng)€(gè)體加工正性或負(fù)性情緒效價(jià)的信息后，會(huì)使后繼的認(rèn)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(fù)性圖片、短影片作為啟動(dòng)材料均發(fā)現(xiàn)了情緒啟動(dòng)效應(yīng)，朱詩敏和鄭希付（2009）以大學(xué)生為被試，在使用短電影作為啟動(dòng)材料時(shí)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(fù)啟動(dòng)效應(yīng)也發(fā)現(xiàn)了情緒環(huán)境會(huì)調(diào)節(jié)個(gè)體對(duì)負(fù)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(kuò)散說（spreading activation），認(rèn)為情緒都是以概念的形式儲(chǔ)存在記憶節(jié)點(diǎn)中，情緒的節(jié)點(diǎn)以及與情緒相應(yīng)的事件背景、動(dòng)作、表情、態(tài)度等構(gòu)成一個(gè)整體的網(wǎng)絡(luò)。假設(shè)啟動(dòng)刺激可以激活情緒節(jié)點(diǎn)，那么根據(jù)激活擴(kuò)散說，這種興奮可以擴(kuò)散到與啟動(dòng)刺激性質(zhì)一致的目標(biāo)刺激節(jié)點(diǎn)上，從而有利于對(duì)目標(biāo)刺激的加工，也就是說如果某種情緒節(jié)點(diǎn)被激活，相應(yīng)的自主反應(yīng)模式、行為表現(xiàn)等也會(huì)得到激活，那么心境一致性就會(huì)發(fā)生，即被試會(huì)優(yōu)先注意與自身情緒相一致的信息。這也在情緒障礙個(gè)體的研究中得到證明，對(duì)于情緒障礙個(gè)體，其情緒狀態(tài)即可視為一種啟動(dòng)狀態(tài)，從而影響后繼的認(rèn)知加工過程（Helfinstein, White, Bar-Haim, & Fox, 2008）。其實(shí)，情緒與注意偏向的影響并不是單向作用，而是相互作用：個(gè)體對(duì)負(fù)性刺激的注意偏向反過來會(huì)加劇個(gè)體的負(fù)性情緒體驗(yàn)，從而導(dǎo)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(xùn)練可以降低低自尊個(gè)體對(duì)威脅性信息的注意偏向，規(guī)避社會(huì)壓力的體驗(yàn)，促進(jìn)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(duì)情緒啟動(dòng)條件下不同自尊水平大學(xué)生注意偏向的研究，有助于在理解其認(rèn)知加工特點(diǎn)的基礎(chǔ)上，探索如何對(duì)低自尊個(gè)體注意偏向進(jìn)行有效干預(yù)。

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(dòng)刺激，使用重復(fù)啟動(dòng)范式，來探討低自尊個(gè)體是否可以通過情緒啟動(dòng)強(qiáng)化其積極情緒體驗(yàn)，從而降低其因?qū)ω?fù)性信息的注意偏向而帶來的消極影響呢？為解決上述問題本研究首先探討了不同自尊水平個(gè)體的注意偏向特點(diǎn)（實(shí)驗(yàn)一），并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討情緒啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體注意偏向的影響（實(shí)驗(yàn)二）。本研究的實(shí)驗(yàn)假設(shè)如下：（1）低自尊個(gè)體對(duì)負(fù)性情緒存在注意偏向；（2）正性情緒啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體的負(fù)性注意偏向有顯著的調(diào)節(jié)作用。

2 實(shí)驗(yàn)一：不同自尊水平個(gè)體的注意偏向特點(diǎn)

2.1 方法

2.1.1 被試

隨機(jī)選取160名大學(xué)生發(fā)放羅森伯格自尊量表，量表得分從高到低進(jìn)行排序，取前后各27%的個(gè)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(shí)驗(yàn)的被試視力或矯正視力正常，右利手。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

外顯自尊測(cè)驗(yàn)：采用羅森伯格自尊量表（Self-Esteem Scale, SES）。該量表共10題，采用四級(jí)評(píng)分。由于中西方被試對(duì)該量表第八題的理解存在差異，因此參考前期研究對(duì)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(diǎn)探測(cè)任務(wù)實(shí)驗(yàn)材料：在中科院研究制作的大學(xué)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(xué)院的學(xué)生對(duì)選取圖片的愉悅度和喚醒度進(jìn)行1-7級(jí)評(píng)分。實(shí)驗(yàn)材料選取的標(biāo)準(zhǔn)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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

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(jì)。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(shí)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(fù)性偏向）兩因素混合設(shè)計(jì)。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?jǐn)?shù)是因變量。注意偏向分?jǐn)?shù)=探測(cè)點(diǎn)與情緒面孔位置不一致時(shí)的反應(yīng)時(shí)-兩者一致時(shí)的反應(yīng)時(shí)，以毫秒（ms）計(jì)時(shí)（劉愛書, 王春梅, 2014）。

2.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

研究采用點(diǎn)探測(cè)實(shí)驗(yàn)范式，使用E-prime軟件編程來實(shí)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(gè)注視點(diǎn)“+”，呈現(xiàn)時(shí)間為200-400 ms。隨后呈現(xiàn)配對(duì)刺激（微笑面孔-中性面孔或者憤怒面孔-中性面孔），呈現(xiàn)時(shí)間為500 ms。接著呈現(xiàn)隨機(jī)空屏，呈現(xiàn)時(shí)間為200-400 ms。然后在其中一個(gè)圖片呈現(xiàn)的位置出現(xiàn)兩個(gè)點(diǎn)“：”或者“‥”，呈現(xiàn)時(shí)間為3000 ms，要求被試判斷點(diǎn)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(dòng)跳到下一個(gè)試次。被試經(jīng)過10個(gè)練習(xí)試次后開始正式實(shí)驗(yàn)。當(dāng)點(diǎn)出現(xiàn)在情緒面孔（微笑或者憤怒）所呈現(xiàn)的位置上時(shí)，提示線索為有效線索；當(dāng)點(diǎn)出現(xiàn)在中性面孔所呈現(xiàn)的位置上時(shí)，提示線索為無效線索。實(shí)驗(yàn)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(gè)圖片的點(diǎn)-探測(cè)任務(wù)試次。實(shí)驗(yàn)流程示意圖見圖1。

圖1 點(diǎn)探測(cè)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(jì)學(xué)27%的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)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(duì)兩組被試自尊水平進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，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(shí)分析

實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)采用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。參照已有研究，對(duì)點(diǎn)探測(cè)任務(wù)的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理：刪去錯(cuò)誤反應(yīng)試次，刪去反應(yīng)時(shí)小于200 ms或大于1300 ms及超出平均反應(yīng)時(shí)3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的反應(yīng)時(shí)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行三因素重復(fù)測(cè)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(shí)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(shí)和標(biāo)準(zhǔn)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(shí)（573.69±58.55 ms）顯著長(zhǎng)于微笑面孔的平均反應(yīng)時(shí)（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(shí)（574.68±56.99 ms）顯著長(zhǎng)于有效線索下的平均反應(yīng)時(shí)（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(duì)此結(jié)果做進(jìn)一步的簡(jiǎn)單簡(jiǎn)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(shí)（589.33±62.01 ms）顯著長(zhǎng)于以微笑面孔為提示的平均反應(yīng)時(shí)（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?jǐn)?shù)分析

對(duì)兩組被試的正性與負(fù)性偏向分?jǐn)?shù)進(jìn)行單樣本t檢驗(yàn)（與0比較），低自尊組被試對(duì)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?jǐn)?shù)為因變量，對(duì)其進(jìn)行2（自尊類型: 高自尊組, 低自尊）×2（注意偏向:正性偏向, 負(fù)性偏向）兩因素重復(fù)測(cè)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?jǐn)?shù)（3.98±12.21）顯著低于負(fù)性偏向分?jǐn)?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(jìn)一步進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)分析，結(jié)果顯示低自尊組被試負(fù)性偏向分?jǐn)?shù)的平均數(shù)（18.22±11.08）顯著高于正性偏向分?jǐn)?shù)的平均數(shù)（2.64±8.96），F(xiàn)（1, 68）=33.70，p＜0.01，η2=0.33。

3 實(shí)驗(yàn)二：情緒啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)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(jī)選取400名大學(xué)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(shí)驗(yàn)中量表得分為22分及以下）的個(gè)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(shí)驗(yàn)的被試視力或矯正視力正常，右利手。將101名被試隨機(jī)分配到正啟動(dòng)組（年齡21.30±1.78歲）、負(fù)啟動(dòng)組（年齡21.03±1.47歲）和控制組（年齡21.38±1.58歲）。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

外顯自尊測(cè)驗(yàn)：同實(shí)驗(yàn)一。

情緒啟動(dòng)材料：有研究表明情緒圖片相對(duì)于情緒詞能夠使被試產(chǎn)生更強(qiáng)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(dòng)材料，其中正性圖片、負(fù)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(biāo)準(zhǔn)分7-9分，中性圖片愉悅度標(biāo)準(zhǔn)分4-6分，負(fù)性圖片愉悅度標(biāo)準(zhǔn)分1-3分，三組圖片喚醒度保持一致。由20名心理學(xué)院的學(xué)生對(duì)圖片的愉悅度、喚醒度進(jìn)行1-9級(jí)評(píng)定，正性圖片的愉悅度要顯著大于中性圖片和負(fù)性圖片（p＜0.05），中性圖片愉悅度顯著大于負(fù)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(diǎn)探測(cè)任務(wù)面孔圖片同實(shí)驗(yàn)一。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用3（情緒啟動(dòng): 正啟動(dòng), 負(fù)啟動(dòng)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(jì)。其中情緒啟動(dòng)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(shí)為因變量。

采用3（情緒啟動(dòng): 正啟動(dòng), 負(fù)啟動(dòng)和控制組）×2（偏向類型: 正性偏向, 負(fù)性偏向）兩因素混合設(shè)計(jì)。情緒啟動(dòng)是被試間變量，偏向類型是被試內(nèi)變量，注意偏向分?jǐn)?shù)為因變量。

3.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

本實(shí)驗(yàn)的情緒啟動(dòng)采用反復(fù)啟動(dòng)的方式，即情緒啟動(dòng)的操作完成以后個(gè)體再去執(zhí)行點(diǎn)探測(cè)任務(wù)，這樣的操作會(huì)使情緒啟動(dòng)效應(yīng)積累，前一個(gè)啟動(dòng)的效應(yīng)還未消失，下一個(gè)啟動(dòng)操作已經(jīng)開始進(jìn)行，這種累積性的情緒啟動(dòng)要比傳統(tǒng)的啟動(dòng)方式效果更好（Smith et al., 2006）。

啟動(dòng)操作共有三種啟動(dòng)條件：正性情緒啟動(dòng)、負(fù)性情緒啟動(dòng)和控制條件。實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，先在屏幕上呈現(xiàn)500 ms的注視點(diǎn)“+”作為提示信號(hào)，接著呈現(xiàn)啟動(dòng)圖片，持續(xù)1000 ms。每組實(shí)驗(yàn)共分為四個(gè)組塊，每個(gè)組塊均包含20個(gè)啟動(dòng)操作試次和60個(gè)對(duì)圖片的點(diǎn)-探測(cè)任務(wù)試次。點(diǎn)探測(cè)任務(wù)同實(shí)驗(yàn)一。啟動(dòng)任務(wù)流程示意圖見圖3。

圖3 啟動(dòng)任務(wù)流程圖（以正性情緒啟動(dòng)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(jì)學(xué)27%的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)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(shí)

為避免極端值對(duì)數(shù)據(jù)分析的影響進(jìn)行了實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的預(yù)處理，刪除錯(cuò)誤反應(yīng)試次的反應(yīng)時(shí)，刪除小于200 ms或者大于1300 ms的反應(yīng)時(shí)，刪除±3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差以外的反應(yīng)時(shí)。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行三因素重復(fù)測(cè)量方差分析。情緒啟動(dòng)后各啟動(dòng)組在不同線索和面孔條件下的平均反應(yīng)時(shí)和標(biāo)準(zhǔn)差見表2。

結(jié)果表明，啟動(dòng)類型主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2, 98）=92.24，p＜0.01，η2=0.65，對(duì)其進(jìn)行事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，負(fù)啟動(dòng)組的平均反應(yīng)時(shí)（652.49±41.90 ms）顯著長(zhǎng)于正啟動(dòng)組（519.76±40.76 ms）和控制組的平均反應(yīng)時(shí)（577.05±42.66 ms）；控制組的平均反應(yīng)時(shí)（577.05±42.66 ms）顯著長(zhǎng)于正啟動(dòng)組的平均反應(yīng)時(shí)（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(shí)（585.91±44.07 ms）顯著長(zhǎng)于微笑面孔下的平均反應(yīng)時(shí)（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(shí)（587.71±39.50 ms）顯著長(zhǎng)于有效線索下的平均反應(yīng)時(shí)（578.50±42.50 ms）。啟動(dòng)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(duì)其進(jìn)行簡(jiǎn)單簡(jiǎn)單效應(yīng)分析后發(fā)現(xiàn)，負(fù)啟動(dòng)組在無效線索條件下對(duì)憤怒面孔的平均反應(yīng)時(shí)（670.95±42.44 ms）顯著長(zhǎng)于對(duì)微笑面孔的平均反應(yīng)時(shí)（648.34±36.54 ms），F(xiàn)（1,98）=32.35，p＜0.01，η2=0.25?？刂平M在無效線索下對(duì)憤怒面孔的平均反應(yīng)時(shí)（585.62±48.95 ms）顯著長(zhǎng)于對(duì)微笑面孔的平均反應(yīng)時(shí)（575.55±39.63 ms），F(xiàn)（1, 98）=6.99，p＜0.05，η2=0.67。

表2 情緒啟動(dòng)后各啟動(dòng)組在不同線索和面孔條件下的平均反應(yīng)時(shí)和標(biāo)準(zhǔn)差（ms）

3.2.3 偏向分?jǐn)?shù)

對(duì)各啟動(dòng)組的注意偏向分?jǐn)?shù)進(jìn)行單樣本t檢驗(yàn)：正啟動(dòng)組對(duì)微笑面孔存在注意偏向（t（31）=2.17, p＜0.05），負(fù)啟動(dòng)組和控制組對(duì)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(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體的注意偏向具有調(diào)節(jié)作用。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行3（情緒啟動(dòng)類型：正啟動(dòng)，負(fù)啟動(dòng)，無啟動(dòng)）×2（偏向類型：正性偏向，負(fù)性偏向）的兩因素重復(fù)測(cè)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(dòng)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(jìn)一步分析結(jié)果顯示：正啟動(dòng)組的正、負(fù)偏向分?jǐn)?shù)差異不顯著；控制組的負(fù)性注意偏向分?jǐn)?shù)（10.96±15.98）與正性偏向分?jǐn)?shù)（4.00±20.67）差異顯著，F(xiàn)（1, 98）=4.41，p＜0.05，η2=0.03；負(fù)啟動(dòng)組的負(fù)性偏向分?jǐn)?shù)（25.78±16.04）與正性偏向分?jǐn)?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(gè)體啟動(dòng)類型與偏向類型交互作用

本研究運(yùn)用點(diǎn)探測(cè)任務(wù)探討了不同自尊水平個(gè)體的注意偏向特點(diǎn)，并在此基礎(chǔ)上使用重復(fù)啟動(dòng)范式進(jìn)一步探討情緒啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體注意偏向的影響。所得結(jié)果證實(shí)了假設(shè)，即低自尊個(gè)體對(duì)負(fù)性情緒存在注意偏向，正性情緒啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體的負(fù)性注意偏向有顯著的調(diào)節(jié)作用，負(fù)性情緒啟動(dòng)加重了低自尊個(gè)體的負(fù)性注意偏向。

4.1 低自尊個(gè)體的注意偏向特點(diǎn)

實(shí)驗(yàn)一結(jié)果表明，低自尊個(gè)體對(duì)負(fù)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(shí)。比如，Dandeneau和Baldwin（2004）使用Stroop范式探討低自尊個(gè)體注意偏向，在Stroop干擾效應(yīng)中低自尊個(gè)體對(duì)拒絕詞反應(yīng)時(shí)更長(zhǎng)，表明對(duì)拒絕性信息進(jìn)行加工時(shí)低自尊個(gè)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(fù)性刺激更加吸引低自尊個(gè)體注意，并且其內(nèi)在機(jī)制是低自尊個(gè)體對(duì)負(fù)性刺激存在注意解脫困難，之后進(jìn)一步采用事件相關(guān)電位（ERP）進(jìn)行研究證實(shí)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(gè)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(huì)計(jì)量理論為低自尊個(gè)體對(duì)負(fù)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(gè)體在生活中反復(fù)經(jīng)歷社會(huì)否定、社會(huì)排斥等不愉快體驗(yàn)，從而形成更多的負(fù)性認(rèn)知圖式，根據(jù)信息加工的圖式一致性原則，低自尊個(gè)體更易將模糊的社會(huì)信息加工為負(fù)性信息，這是產(chǎn)生注意偏向的根本，因此低自尊個(gè)體即使在新的環(huán)境中仍會(huì)對(duì)負(fù)面評(píng)價(jià)存在較高期待并分配較多的注意資源（Dandeneau &Baldwin, 2004; Gyurak & Ayduk, 2007）?？梢姡麡O的社會(huì)評(píng)價(jià)和社會(huì)反饋更容易吸引低自尊個(gè)體的注意，他們對(duì)環(huán)境中具有評(píng)價(jià)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(huì)對(duì)他們之后的認(rèn)知判斷產(chǎn)生影響，進(jìn)而形成一種惡性循環(huán)。因此有必要對(duì)低自尊個(gè)體負(fù)性注意偏向進(jìn)行干預(yù)和調(diào)節(jié)，以打破這種惡性循環(huán)。

4.2 情緒啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體注意偏向的影響

通過實(shí)驗(yàn)一我們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)不同自尊水平個(gè)體對(duì)信息存在不同偏好。那么是否可以通過情緒啟動(dòng)來改善低自尊個(gè)體的注意偏向，這便是實(shí)驗(yàn)二所要探討的問題。在實(shí)驗(yàn)二中我們分別探究了三種情緒啟動(dòng)方式對(duì)低自尊個(gè)體注意偏向的影響和調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明負(fù)性啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體負(fù)性注意偏向影響最大，使得他們對(duì)負(fù)性信息更加注意。而在正性啟動(dòng)條件下，低自尊個(gè)體的整體反應(yīng)時(shí)較負(fù)啟動(dòng)及控制條件下顯著更短，甚至出現(xiàn)了正性偏向的趨勢(shì)。表明情緒啟動(dòng)能夠有效的誘發(fā)個(gè)體相應(yīng)的情緒體驗(yàn)，使得情緒啟動(dòng)能夠調(diào)節(jié)低自尊個(gè)體在點(diǎn)探測(cè)任務(wù)中對(duì)負(fù)性情緒信息的偏向。這在一些研究中得到了證實(shí)，有研究者認(rèn)為，受試者在經(jīng)過積極情緒啟動(dòng)后，會(huì)對(duì)靶刺激給予相對(duì)正性的評(píng)價(jià)，而在消極情緒啟動(dòng)后，則會(huì)對(duì)靶刺激給予相對(duì)負(fù)性的評(píng)價(jià)（Murphy &Zajonc, 1993）。的確很多研究都發(fā)現(xiàn)，積極情緒對(duì)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(gè)體對(duì)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(gè)體對(duì)獎(jiǎng)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(dòng)追蹤實(shí)驗(yàn)中也得到了證實(shí)。Wadlinger和Isaacowitz（2008）在積極情緒下進(jìn)行注意訓(xùn)練，發(fā)現(xiàn)被試對(duì)積極圖片表現(xiàn)出了注意偏向，而在中性情緒下的注意訓(xùn)練并沒有發(fā)現(xiàn)此結(jié)果。這一結(jié)果可以用“激活擴(kuò)散說”來解釋，對(duì)于低自尊個(gè)體，負(fù)性情緒啟動(dòng)刺激會(huì)激活相關(guān)的情緒記憶網(wǎng)絡(luò)，誘發(fā)負(fù)性情緒反應(yīng)，根據(jù)心境一致性觀點(diǎn)，對(duì)隨后出現(xiàn)的負(fù)性目標(biāo)刺激會(huì)出現(xiàn)更大的易化，加劇這種負(fù)性注意偏向。當(dāng)誘發(fā)個(gè)體正性情緒體驗(yàn)，可以促進(jìn)個(gè)體對(duì)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(gè)體更傾向于注意負(fù)性信息，因此積極情緒啟動(dòng)可以減小低自尊個(gè)體負(fù)性偏向效應(yīng)。這一結(jié)果也得到了易獲得模式觀點(diǎn)的支持，認(rèn)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(dòng)模式人們會(huì)優(yōu)先關(guān)注更易獲得的刺激（Neely, 1977），負(fù)性模式占主導(dǎo)時(shí)個(gè)體對(duì)負(fù)性情緒刺激存在注意偏向，反之則對(duì)正性情緒刺激存在注意偏向。

對(duì)于積極情緒調(diào)節(jié)注意的神經(jīng)機(jī)制，有研究者認(rèn)為積極情緒的腦區(qū)與注意活動(dòng)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(duì)選擇性注意的影響，發(fā)現(xiàn)正性的言語表達(dá)喚起的積極情緒會(huì)誘發(fā)更大的P1和選擇性正波（SP），選擇性負(fù)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(duì)選擇性注意調(diào)節(jié)的機(jī)制之一。此外積極情緒的多巴胺理論認(rèn)為（Ashby,Isen, & Turken, 1999），積極情緒會(huì)導(dǎo)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(rèn)知能力的改變，所以可以推論多巴胺系統(tǒng)在積極情緒對(duì)注意調(diào)節(jié)的過程中發(fā)揮著重要作用。

實(shí)驗(yàn)結(jié)果啟發(fā)我們應(yīng)盡量減少低自尊個(gè)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(shí)低自尊個(gè)體自身應(yīng)該有意識(shí)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?cè)诓煌后w中（如，正常個(gè)體、高自我分化個(gè)體、低自我分化個(gè)體、抑郁個(gè)體、焦慮個(gè)體等）探討過情緒啟動(dòng)對(duì)注意偏向影響，研究結(jié)果也均證實(shí)了上述觀點(diǎn)（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(gè)體認(rèn)知偏向和情緒體驗(yàn)之間的這種惡性循環(huán)，便可以提高低自尊個(gè)體面對(duì)負(fù)性刺激時(shí)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(duì)眼前的威脅和挑戰(zhàn)，從而改善低自尊個(gè)體的負(fù)性偏向。

本研究初步驗(yàn)證了情緒啟動(dòng)模式對(duì)低自尊個(gè)體注意偏向的影響，證實(shí)了情緒啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體注意偏向的調(diào)節(jié)作用，為改善低自尊個(gè)體的注意偏向提供了新的解決路徑。盡管本研究對(duì)情緒啟動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行了有效控制，但現(xiàn)實(shí)生活中不同個(gè)體對(duì)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(dòng)對(duì)低自尊個(gè)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(jìn)一步考慮自尊的異質(zhì)性、內(nèi)隱自尊對(duì)外顯自尊的影響等問題，以及從電生理學(xué)角度探討情緒啟動(dòng)對(duì)個(gè)體注意偏向的影響并揭示其內(nèi)在機(jī)制。

5 結(jié)論

低自尊個(gè)體對(duì)憤怒面孔存在注意偏向，對(duì)微笑面孔不存在注意偏向。正性情緒啟動(dòng)對(duì)低自尊個(gè)體的負(fù)性注意偏向有顯著調(diào)節(jié)作用。負(fù)性情緒啟動(dòng)加重了低自尊個(gè)體的負(fù)性注意偏向，這表明低自尊個(gè)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(fù)性情緒狀態(tài)影響下，情緒會(huì)更加惡化。