李 紅 楊小光 鄭文瑜 王 超

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抑郁傾向對個體情緒調(diào)節(jié)目標的影響——來自事件相關電位的證據(jù)

李 紅楊小光鄭文瑜王 超

(深圳大學教育學部心理學院;深圳市情緒與社會認知科學重點實驗室;深圳市神經(jīng)科學研究院, 深圳 518060)

目前抑郁癥情緒失調(diào)的研究主要關注策略的選擇和應用, 但是對于情緒調(diào)節(jié)目標是否異常及其背后的電生理基礎尚不清楚。情景選擇是成熟的情緒反應產(chǎn)生之前運用的一種調(diào)節(jié)策略, 可以反映情緒調(diào)節(jié)目標。本研究要求抑郁傾向被試與控制組被試觀看并選擇快樂、中性和悲傷場景圖片, 同時記錄事件相關電位(ERP)和主觀情緒偏好。結果發(fā)現(xiàn), 抑郁傾向組悲傷圖片的LPP波幅顯著小于健康控制組, 并更多地選擇再次觀看悲傷圖片。此外, 抑郁傾向組對于悲傷情緒的偏好顯著增加, 對快樂情緒的偏好則顯著降低。結果提示抑郁傾向個體對快樂刺激的趨近動機和對悲傷刺激的回避動機都降低, 從而使得抑郁傾向被試的情緒調(diào)節(jié)目標為更多地體驗到悲傷。

情緒調(diào)節(jié); 情緒調(diào)節(jié)目標; 抑郁傾向; 趨避動機; 晚期正成分

1 引言

情緒是人們生活的晴雨表, 有效控制自身情緒發(fā)生的時間、強度以及表達情緒的方式對我們的身心健康尤其重要。情緒是個體對外部和內(nèi)部事物產(chǎn)生的主觀體驗, 是一種可被調(diào)節(jié)的反應傾向。情緒調(diào)節(jié)則是個體以情緒作為調(diào)整的對象, 對當前情緒的發(fā)生、體驗與表達的影響(Gross, 1998), 達到個體希望獲得的情緒體驗。因此情緒調(diào)節(jié)的結果取決于個體想要達到的情緒狀態(tài)(情緒調(diào)節(jié)目標)和改變情緒所采用的方法(情緒調(diào)節(jié)策略)。例如要想降低負性情緒體驗, 人們就需要直接在降低負性情緒的方向做出努力, 并且使用適當有效的情緒調(diào)節(jié)策略來達到目標。

情緒調(diào)節(jié)目標決定了情緒調(diào)節(jié)的方向。一般來說, 人們的情緒調(diào)節(jié)目標是調(diào)節(jié)情緒使快樂體驗最大化, 也就是要體驗正性、積極情緒, 回避負性、消極情緒(Tamir, 2009)。情緒調(diào)節(jié)策略則決定了如何在所選的方向上有效地改變情緒, 人們可以運用多種調(diào)節(jié)策略來達成特定的情緒調(diào)節(jié)目標。根據(jù)情緒調(diào)節(jié)過程模型(Gross, 1998, 2015), 在完全成熟的情緒反應產(chǎn)生之前運用的情緒調(diào)節(jié)策略更為有效, 而情景選擇策略就是其中一種人們經(jīng)?；蚴紫仁褂玫恼{(diào)節(jié)策略。它指的是個體選擇有可能改變情緒的刺激(電影、圖片等)以調(diào)節(jié)自身情緒, 因此情緒調(diào)節(jié)的目標決定了個體對刺激類型的選擇。如果人們想要體驗積極、正性的情緒, 就會在情景選擇過程中選擇可以誘發(fā)正性情緒的刺激, 反之亦然。因此情景選擇可以反映情緒調(diào)節(jié)的目標, 而且個體一般傾向于選擇能夠誘發(fā)正性情緒的情景和回避誘發(fā)負性情緒的情景(Harmon-Jones, Harmon-Jones, Amodio, & Gable, 2011; Millgram, Joormann, Huppert, & Tamir, 2015; Tamir & Ford, 2012)。

情緒失調(diào)是抑郁癥患者的核心特征之一, 表現(xiàn)為長時間的抑郁情緒、喪失快樂等(Aldao, Nolen- hoeksema & Schweizer, 2010)。目前有關抑郁癥及抑郁傾向被試情緒失調(diào)的研究大多集中于研究這些個體在選擇何種策略以及如何有效地應用該策略上是否存在異常。研究發(fā)現(xiàn), 與正常人相比, 抑郁癥病人更頻繁地采用不良策略(比如沉思和表達抑制)而更少采用適應性策略(比如認知重評和分心) (Aldao et al., 2010; Garnefski & Kraaij, 2006; Joormann & Gotlib, 2010)。而對于抑郁癥病人運用特定情緒策略能力的研究顯示, 當讓抑郁癥病人自發(fā)地選擇情緒調(diào)節(jié)策略并執(zhí)行時, 無法有效調(diào)節(jié)負性情緒; 但當對他們進行指導后, 他們運用認知重評和表達抑制進行情緒調(diào)節(jié)的能力與正常人并沒有顯著差異(Ehring, Tuschen-Caffier, Schnülle, Fischer & Gross, 2010)。但是很少有研究關注情緒失調(diào)與情緒調(diào)節(jié)目標之間的關系, 特別是抑郁傾向被試與正常人的情緒調(diào)節(jié)目標的差異。雖然Millgram等(2015)已經(jīng)提示抑郁癥病人與正常人的情緒調(diào)節(jié)目標有差異, 但這種差異潛在的神經(jīng)生理學基礎目前尚不清楚。

晚期正成分(late positive potential, LPP)作為事件相關電位(event related potentials, ERPs)的一個重要成分, 大約在刺激呈現(xiàn)300 ms之后出現(xiàn), 是研究情緒反應的神經(jīng)生理學指標(Ito, Larsen, Smith, & Cacioppo, 1998)。在抑郁癥的情緒信息加工領域, 抑郁癥病人以及抑郁程度較高的個體都對正性和負性刺激表現(xiàn)出更弱的LPP波幅(Admon & Pizzagalli, 2015; Hajcak, MacNamara & Olvet, 2010; MacNamara, Kotov & Hajcak, 2016; Proudfit, Bress, Foti, Kujawa & Klein, 2015)。而且Weinberg和Hajcak (2010)近期的研究發(fā)現(xiàn), 抑郁癥個體觀看獎勵性和威脅性刺激時都表現(xiàn)出更弱的LPP波幅。此外, LPP可以作為表征情緒性刺激的動機性注意以及動機強度的指標(Lang & Bradley, 2010; Schupp et al., 2000)。有研究表明對正性刺激的趨近動機越強則這些刺激誘發(fā)的LPP波幅越大(Briggs & Martin, 2009a; Weinberg & Hajcak, 2010), 動機強度越高的正性刺激越能夠誘發(fā)更大的LPP波幅(Gable & Harmon-Jones, 2013)。同樣地, 對負性刺激的回避動機越強也會誘發(fā)更大的LPP波幅, 如威脅性刺激和殘肢斷臂的圖片會比損失和污染的場景誘發(fā)更大的LPP波幅(Leutgeb, Sch?fer & Schienle, 2009; Michalowski et al., 2009)。這些研究都表明了LPP波幅反映了情緒刺激誘發(fā)的趨避動機的強度, 因此LPP可以作為較好的表征趨避動機強度的生理指標(Lang & Bradley, 2010; Schupp et al., 2000)。而且以往與動機相關的理論認為個體的目標, 包括情緒調(diào)節(jié)目標(Millgram et al., 2015), 是由趨近和回避動機誘發(fā)的(Elliot & Thrash, 2002)。

綜上所述, 本研究應用事件相關電位(ERP)技術考察抑郁傾向被試與健康控制組被試對快樂、中性和悲傷場景圖片的加工以及隨后對這些圖片的選擇情況, 在此過程中記錄兩組被試的腦電信號。另外, Tamir (2009)等認為對情緒的偏好也可以反映被試的情緒調(diào)節(jié)目標。因此, 我們將在實驗中讓被試評估自己對快樂和悲傷這兩種情緒的偏好, 作為情緒調(diào)節(jié)目標的另一個指標。根據(jù)已有文獻提供的證據(jù), 本研究對實驗結果提出以下預期：1)抑郁傾向組被悲傷圖片誘發(fā)的LPP波幅小于健康控制組, 這表征了抑郁傾向組對悲傷圖片的回避動機更弱, 可能造成他們選擇再次觀看的悲傷圖片多于健康控制組;2)抑郁傾向組被快樂圖片誘發(fā)的LPP波幅同樣小于健康控制組, 這表征了抑郁傾向組對快樂圖片的趨近動機更弱, 可能造成他們選擇再次觀看的快樂圖片少于健康控制組。通過本研究可獲得抑郁傾向個體對快樂、悲傷和中性三種類型圖片進行加工的神經(jīng)生理證據(jù), 從而加深我們對抑郁癥情緒失調(diào)的神經(jīng)機制的了解, 同時找到更多的情緒相關的生物標記物以幫助我們對抑郁傾向個體及重度抑郁個體進行干預和治療。

2 方法

2.1 被試

40名廣東省某大學在校大學生(男女各20名)參加了實驗, 其中健康控制組20名(年齡：20.8 ± 1.79歲, 男性11人, 女性9人), 抑郁傾向組20名(年齡：20.6 ± 1.98歲, 男性9人, 女性11人)。兩組被試均為右利手, 視力或矯正視力正常。每個被試都在實驗前簽訂了相應的知情同意書。被試入組標準(采用二次篩選法)：首先, 在廣東省某高校公選課上給本科生發(fā)放1100份貝克抑郁量表(Beck Depression Inventory-II, BDI-Ⅱ), 剔除信息以及量表條目填寫不完整的問卷。根據(jù)量表得分, 篩選出BDI-Ⅱ≥ 19分的大學生定義為抑郁傾向初篩組, BDI ≤ 13分的大學生定義為健康對照初篩組。之后在1~2周內(nèi)通過電話的方式邀請符合以上抑郁量表初篩標準的43名大學生(23名抑郁傾向初篩, 20名健康對照初篩)進入結構式訪談。依據(jù)精神障礙診斷與統(tǒng)計手冊DSM臨床定式訪談(The structured clinical interview for DSM, SCID), 由一名經(jīng)過訓練的研究生對其進行診斷與鑒別診斷。通過SCID定式臨床檢查, 排除歸于喪離者(癥狀歸于近期遭遇的重大應激創(chuàng)傷事件(如親人離世等)); 排除雙向情感障礙、重性抑郁障礙、焦慮障礙、腦器質(zhì)性精神障礙; 排除具有精神分裂癥等重性精神疾病史或家族史個體; 并排除定期服用藥物或者使用其他非藥物性影響中樞神經(jīng)系統(tǒng)的物質(zhì)與神經(jīng)系統(tǒng)疾病史個體。SCID-I是用以對DSM-IV軸I的大多數(shù)障礙確定診斷的半定式檢查,既可用于精神?？苹颊叩脑\斷, 也可用于在普通醫(yī)療部門就診的患者, 或者是那些并不認為自己患有精神疾病的個體, 如在社區(qū)精神疾病普查中用于對精神病患者家屬的調(diào)查。SCID-I的交談方式和診斷范圍適用于成人(18歲以上)。經(jīng)過訪談, 排除3名正在服藥的抑郁癥患者, 最終得到抑郁傾向組和健康控制組被試各20人。

2.2 實驗材料及程序

2.2.1 材料

首先, 在中國情緒圖片系統(tǒng)(Chinese affective picture system, CAPS) (白露, 馬慧, 黃宇霞, 羅躍嘉, 2005), 國際情緒圖片系統(tǒng)(International affective picture system, IAPS) (Lang et al., 1997)以及網(wǎng)絡上選擇快樂圖片75張, 中性圖片75張, 悲傷圖片100張。然后, 正式實驗前邀請25名健康的大學生對這些圖片的效價、喚醒度及其誘發(fā)的具體情緒以9點量表進行評定。經(jīng)過評定, 選擇符合實驗要求的快樂、悲傷、中性圖片各60張, 總計180張圖片作為正式實驗的材料。所有的圖片都以相同的亮度和對比度呈現(xiàn)在灰色背景上(中央呈現(xiàn), 3.0°×3.5°)。

對所選圖片效價和喚醒度進行單因素方差分析, 結果表明, 不同類型圖片的效價有差異,(2, 177) = 445.45,< 0.001, η= 0.83。Tukey事后檢驗表明快樂圖片的效價(6.47 ± 0.90)顯著高于中性圖片(5.17 ± 0.34)和悲傷圖片(3.06 ± 0.51), 所有< 0.001, 而中性圖片的效價顯著高于悲傷圖片,< 0.001。分析結果顯示不同類型圖片的喚醒度也有差異,(2, 177) = 234.40,< 0.001, η= 0.73?？鞓穲D片的喚醒度(5.29 ± 1.06)與悲傷圖片的喚醒度(5.15 ± 0.80)沒有顯著差異,= 0.662, 并且都顯著大于中性圖片的喚醒度(2.37 ± 0.56), 所有< 0.001。另外, 被選擇的快樂圖片能有效地誘發(fā)快樂情緒(快樂 = 5.95 ± 0.91), 而悲傷圖片能夠有效地誘發(fā)悲傷情緒(悲傷 = 5.47 ± 0.87)。

2.2.2 程序

為了測定被試的實驗當時的情緒, 我們要求被試填寫正負性情緒量表(Positive and Negative Affect Schedule, PANAS, 5點評分, 20個項目), 然后進行圖片選擇任務, 在任務進行之前先讓被試練習6個trials (快樂、悲傷、中性各2個trials), 緊接著開始正式圖片選擇任務。

圖片選擇任務的程序如圖1所示。首先, 屏幕中間會出現(xiàn)注視點“+”1000 ms, 然后, 每張圖片會在屏幕上呈現(xiàn)1500 ms, 三種類型的圖片隨機呈現(xiàn)。被試的任務是觀看圖片后決定他們是否喜歡剛呈現(xiàn)的圖片中的場景。接著, 被試按“1”則表示喜歡該場景, 圖片會再一次呈現(xiàn)2000 ms, 或者按“2”表示不喜歡該場景, 會出現(xiàn)黑色屏幕2000 ms。在實驗的后半段, 按鍵設置與前一半trials相反, 即按“1”看黑色屏幕2000 ms, 按“2”則重新看圖片2000 ms。按鍵設置做被試內(nèi)平衡。

圖1 圖片選擇流程圖

被試完成圖片選擇任務之后, 每張圖片會再次呈現(xiàn)2 s, 要求被試按鍵評估每張圖片讓他們感受到的快樂和悲傷程度(9點評分, 1非常微弱, 9為非常強烈, 分數(shù)越高表明情緒體驗越強)。完成圖片評價任務后, 被試還需要報告他們平常想要體驗的快樂和悲傷程度(7點評分, 1 = 非常微弱, 7 = 非常強烈), 以此來反映他們對快樂和悲傷的偏好程度。

2.3 數(shù)據(jù)采集及分析

使用64導腦電放大器(Brain Products, Gilching, 德國)采集腦電和眼電數(shù)據(jù), 電極的阻抗低于5 kΩ。在線記錄時以FCz為參考電極, 離線轉為雙側乳突平均參考。在線右眼正下方安置電極記錄垂直眼電, 離線后選用FT9為水平眼電。腦電中的水平和垂直眼電利用ICA方法去除。

數(shù)據(jù)分析采用Brain Vision Analyzer 2.1。腦電數(shù)據(jù)依次經(jīng)過以下處理：濾波(濾波帶通0.01~30 Hz, 零相位延遲)、分段(?200至1500 ms)、基線矯正(?200至0 ms)、疊加平均。本研究分析的ERP成分包括中央?額區(qū)的P2, 前額?中央的N2, 以及中央?頂區(qū)的LPP。由于早期和中期的ERP成分具有較尖銳的峰值, 因此對P2和N2采用基線?峰值進行度量; 而晚期的LPP波形較鈍, 故采用平均波幅進行度量。為了使ERP結果具有更高的信噪比, 每個ERP成分由該成分波幅最大的3至4個電極點的平均值計算而來。根據(jù)已有相關文獻, 腦電地形圖以及ERP波形圖選取電極點和ERP成分的分析時間窗(Dennis & Hajcak, 2009; Feng et al., 2014; Hajcak et al., 2010; Yang, Zhu, Wang, Wu, & Yao, 2011), 具體而言, P2成分的分析電極點為POz, PO3, PO4, Oz, O1, O2, 峰值檢測窗口為180~230 ms。N2成分的分析電極點為Fz, FC3, FCz, FC4, Cz, 峰值檢測窗口為200~300 ms。LPP成分的分析電極點為CPz, CP1, CP2, 平均波幅計算窗口為600~1200 ms。腦電數(shù)據(jù)分析中我們剔除了參考點雙側乳突(TP9和TP10)數(shù)據(jù)無法收集以及波幅大于±100 μV的被試4人(其中抑郁傾向組2人, 健康控制組2人), 最后納入數(shù)據(jù)分析的被試為36名。

2.4 統(tǒng)計

統(tǒng)計分析采用SPSS Statistics 20.0 (IBM, Somers,美國)。我們將利用獨立樣本t檢驗研究兩組被試實驗當天的正性情緒和負性情緒狀態(tài)是否存在差異, 其中組別(抑郁傾向組、健康控制組)為自變量, PANAS評分為因變量。之后我們采用雙因素重復測量方差分析研究圖片類型(快樂、中性、悲傷)和組別對圖片的快樂和悲傷的情緒體驗程度, 圖片選擇數(shù)量, 腦電成分P2、N2和LPP幅度的影響, 其中圖片類型為被試內(nèi)變量, 組別為被試間變量。此外, 我們還以組別為被試間變量, 以情緒(快樂、悲傷)為被試內(nèi)變量進行重復測量方差分析, 考察兩組被試對快樂和悲傷的情緒偏好程度是否有差異。最后, 我們采用相關分析的方法來考察圖片選擇和情緒偏好等關鍵變量之間的相關關系。

3 結果

3.1 行為

3.1.1 被試基本信息和主觀情緒評定

抑郁傾向組的BDI-Ⅱ評分(25.11 ± 4.05)顯著高于健康控制組(5.22 ± 3.08),(34)= 16.10,< 0.001; 兩組被試在年齡((34) = 0.350.73)和性別((1,= 36) = 0.44,= 0.505)上都沒有顯著差異(見表1)。此外, 對兩組被試的PANAS評分進行分析, 發(fā)現(xiàn)抑郁傾向組的正性情緒(19.77 ± 7.46)與健康控制組(20.33 ± 6.29)沒有顯著差異,(34)= 0.24,= 0.239。同樣, 抑郁傾向組的負性情緒(12.72 ± 2.35)與健康控制組(11.38 ± 4.09)也沒有顯著差異,(34) = ?1.20,= 0.811。

表1 被試的人口學信息和臨床特征

注：表中呈現(xiàn)真值或平均值(標準差)。BDI-II = Beck Depression Inventory-Ⅱ (貝克抑郁量表第二版)。表示進行了卡方檢驗;進行了雙樣本檢驗。

我們對被試評定的三種類型圖片的快樂程度進行分析, 球形檢驗結果表明被試內(nèi)變量不符合球形假設,(2,= 36) = 13.18,0.001。因此我們使用Greenhouse-Geisser方法校正, 圖片類型的主效應顯著,(1.51, 51.15) = 148.51,< 0.001, 偏η= 0.81。組別主效應不顯著,(1, 34)= 1.10,= 0.302。組別與圖片類型的交互效應不顯著, Greenhouse- Geisser adjusted(1.51, 51.15) = 1.82,= 0.180。事后檢驗現(xiàn)快樂圖片誘發(fā)的快樂程度(5.62 ± 1.01)顯著高于中性圖片(2.17 ± 1.06)和悲傷圖片(1.32 ± 0.36) (中性：(35) = 17.50,< 0.001; 悲傷：(35) = 22.93,< 0.001), 而中性圖片誘發(fā)的快樂程度顯著高于悲傷圖片,(35) = 5.09,< 0.001 (見表2)。

對三種類型圖片誘發(fā)的悲傷程度進行分析, 球形檢驗結果表明被試內(nèi)變量不符合球形假設,(2,= 36) = 34.63,0.001。Greenhouse-Geisser方法校正結果顯示, 圖片類型的主效應顯著,(1.21, 41.22) = 245.84,< 0.001, 偏η= 0.88。組別主效應不顯著,(1, 34) = 0.18,= 0.68。組別與圖片類型的交互效應不顯著, Greenhouse-Geisser adjusted(1.21, 41.22) = 1.17,= 0.729。事后檢驗發(fā)現(xiàn)悲傷圖片誘發(fā)的悲傷程度(5.42 ± 1.67)顯著高于中性圖片(1.59 ± 0.75)和快樂圖片(1.32 ± 0.35) (中性：(35) = 16.93,< 0.001; 快樂：(35) = 16.07,< 0.001), 而中性圖片誘發(fā)的悲傷程度顯著高于快樂圖片,(35) = 2.77,0.009 (見表2)。

表2 兩組被試對三種圖片的情緒反應

注：表中呈現(xiàn)均值, 括號內(nèi)為標準差。

3.1.2 圖片選擇

為了檢驗兩組被試對悲傷圖片和快樂圖片的選擇是否有差異, 本研究以組別(抑郁傾向組, 健康控制組)為被試間變量, 以圖片類型(快樂、中性、悲傷)為被試內(nèi)變量進行重復測量方差分析。分析結果顯示被試內(nèi)變量不符合球形假設,(2,= 36) = 7.11,0.029。Greenhouse-Geisser方法校正結果顯示組別與圖片類型交互效應顯著,(1.68, 56.96) = 6.63,= 0.004, 偏η= 0.16 (見圖2)。進一步在圖片類型的每個水平上的簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 對于再次觀看悲傷圖片的數(shù)量, 抑郁傾向組顯著多于健康控制組,(34) = 2.95,0.006。而對于再次觀看快樂圖片和中性圖片的數(shù)量, 抑郁傾向組選擇與健康控制組沒有顯著差異; 對于快樂圖片,(34) = 2.89,0.097; 對于中性圖片,(34) = 0.75,0.457。在抑郁傾向組, 被試選擇再次觀看快樂圖片的數(shù)量顯著多于悲傷圖片,(17) = 2.75,0.014, 且他們選擇再次觀看快樂圖片和悲傷圖片的數(shù)量與中性圖片都沒有顯著差異; 對于快樂圖片,(17) = 2.49,0.023; 對于悲傷圖片,(17) = 1.46,0.163。在健康控制組, 被試選擇再次觀看的快樂圖片數(shù)量都顯著多于中性圖片和悲傷圖片; 對于中性圖片,(17) = 4.52,0.001; 對于悲傷圖片,(17) = 8.32,0.001。并且選擇再看的中性圖片數(shù)量顯著多于悲傷圖片,(17) = 5.77,0.001 (見表3)。

圖2 兩組被試對三種圖片(快樂、中性和悲傷)的選擇, 縱軸表示被試選擇再看一遍的圖片數(shù)量。*表示p < 0.05。

表3 兩組被試對三種圖片的選擇

方差分析表明圖片類型主效應顯著, Greenhouse- Geisser adjusted(1.68, 56.96) = 37.97,0.001, 偏η= 0.53。對圖片類型的主效應事后分析表明, 兩組被試選擇的快樂圖片的數(shù)量(41.44 ± 14.62)明顯多于中性圖片(30.08 ± 13.85)和悲傷圖片(17.81 ± 12.16) (中性：(35) = 4.81,0.001; 悲傷：(35) = 6.59,0.001); 而且所選擇的中性圖片的數(shù)量要明顯多于悲傷圖片,(35) = 4.57,0.001。組別主效應不顯著,(1, 34) = 0.007,= 0.933 (見表3)。

3.1.3 情緒偏好

為了研究兩組被試對不同情緒目標上偏好程度的差異, 本研究以組別(抑郁傾向組, 健康控制組)為被試間變量, 以情緒(快樂, 悲傷)為被試內(nèi)變量進行重復測量方差分析。結果表明, 組別與情緒交互效應顯著,(1, 34) = 12.05,0.001, 偏η= 0.26。進一步的簡單效應分析發(fā)現(xiàn), 對于快樂情緒的偏好, 抑郁傾向組(4.78 ± 1.06)顯著小于健康控制組(5.61 ± 0.85),(34) = 2.60,0.014。對于悲傷情緒的偏好, 抑郁傾向組(2.67 ± 1.03)卻顯著大于健康控制組(2.00 ± 0.91),(35) = 2.89,0.007。在抑郁傾向組中, 被試對快樂情緒的偏好(4.78 ± 1.06)顯著高于悲傷情緒(2.72 ± 1.02),(17) = 5.04,0.001。在健康控制組中, 被試對快樂情緒的偏好(5.61 ± 0.85)顯著高于悲傷情緒(1.89 ± 0.68),(17) = 14.70,0.001。情緒主效應顯著,(1, 34) = 144.78,0.001, η= 0.81。被試對快樂情緒的偏好(5.25 ± 0.15)顯著大于悲傷情緒(2.33 ± 0.16)。組別主效應不顯著,(1, 34) < 0.001,1.00。

最后相關分析結果表明, 被試對悲傷情緒的偏好與他們選擇的悲傷圖片的數(shù)量呈正相關(34) = 0.47,= 0.004, 并且被試對快樂情緒的偏好與他們選擇的快樂圖片的數(shù)量呈正相關(34) = 0.48,= 0.003 (見表4)。

表4 主要變量的描述統(tǒng)計及變量間Pearson相關

注：表格呈現(xiàn)了情緒偏好和被試選擇的圖片數(shù)量之間的Pearson相關。*< 0.05, **< 0.01。

3.2 ERP結果

3.2.1 P2與N2

對于P2的峰值, 被試內(nèi)變量滿足球形假設,(2,= 36) = 1.00,= 0.605。組別與圖片類型的交互效應不顯著,(2, 68) = 2.13,= 0.126。組別主效應也不顯著,(1, 34) = 0.46,= 0.502。但圖片類型的主效應顯著,(2, 68) = 5.97,= 0.004, 偏η= 0.15。事后檢驗發(fā)現(xiàn), 悲傷圖片(7.60 ± 3.69 μV)和 快樂圖片誘發(fā)的P2波幅(7.47 ± 3.60 μV)都顯著高于中性圖片(6.78 ± 3.26 μV) (悲傷：(35) = 2.63,0.013; 快樂：(35) = 3.44,0.002), 但是悲傷圖片和快樂圖片之間沒有顯著差異,(35) = 2.63,0.641 (見圖3 A/B)。

對于N2的峰值, 被試內(nèi)變量滿足球形假設,(2,= 36) = 2.21,= 0.332。組別與圖片類型的交互效應不顯著,(2, 68) = 0.58,= 0.564; 組別主效應也不顯著,(1, 34) = 0.75,= 0.393。但圖片類型的主效應顯著,(2, 68) = 17.11,< 0.001, 偏η= 0.335。事后分析顯示, 悲傷圖片誘發(fā)的N2波幅(?10.06 ± 5.39 μV)顯著大于中性圖片(?9.08 ± 4.64 μV)和快樂圖片(?7.69 ± 4.50 μV) (中性：(35) = 3.21,0.003; 快樂：(35) = 5.56,0.001); 中性圖片誘發(fā)的N2波幅顯著大于快樂圖片誘發(fā)的N2波幅,(35) = 2.81,0.008 (見圖3 C/D)。

3.2.2 LPP

對于LPP的平均波幅, 被試內(nèi)變量滿足球形假設,(2,= 36)= 3.23,= 0.199。組別與圖片類型的交互效應顯著,(2, 68) = 3.29,= 0.043, 偏η= 0.09 (見圖4)。進一步在圖片類型的每個水平上的簡單效應分析表明, 只有悲傷圖片誘發(fā)的LPP波幅在抑郁傾向組(3.89 ± 2.91 μV)顯著小于健康控制組(6.94 ± 2.82 μV),(34) = 3.19,0.003; 對于中性圖片所誘發(fā)的LPP波幅, 抑郁傾向組(1.22 ± 2.45 μV)與健康控制組(2.48 ± 2.43 μV)沒有顯著差異,(34) = 2.83,0.133; 對于快樂圖片所誘發(fā)的LPP波幅, 抑郁傾向組(3.65 ± 2.06 μV)與健康控制組(5.01 ± 2.81 μV)沒有顯著差異,(34) = 1.65,0.109 (見圖5)。此外, 對于健康控制組圖片誘發(fā)的LPP波幅, 悲傷圖片(6.94 ± 2.82 μV)顯著大于快樂圖片(5.01 ± 2.81 μV)和中性圖片(2.48 ± 2.43 μV) (快樂：(17) = 3.62,= 0.002; 中性：(17) = 6.93,< 0.001), 且快樂圖片誘發(fā)的LPP波幅顯著大于中性圖片((17) = 4.24,= 0.001)。對于抑郁傾向組的LPP波幅, 悲傷圖片(3.89 ± 2.91 μV)與快樂圖片(3.65 ± 2.06 μV)之間并沒有顯著差異,(17) = 0.50,= 0.627; 但兩種圖片誘發(fā)的LPP波幅都顯著大于中性圖片(1.23 ± 2.45 μV) (悲傷：(17) = 5.36,0.001; 快樂：(17) = 4.51,< 0.001)。

圖3 A, B表示兩組被試在POz電極點上對三種圖片的P2的ERP總平均圖, A表示健康控制組, B表示抑郁傾向組。P2成分時間窗為180~230 ms。C, D表示兩組被試在FCz電極點上對三種圖片的N2的ERP總平均圖, C表示健康控制組, D表示抑郁傾向組。N2成分時間窗為200~300 ms。

圖4 兩組被試在CPz電極點上對三種圖片的LPP的ERP總平均圖, 其中左側(A)表示健康控制組, 右側(B)表示抑郁傾向組。LPP成分時間窗為600~1200 ms。

圖5 兩組被試在CPz電極點上對三種類型的圖片的LPP波幅

方差分析表明組別主效應顯著,(1, 34) = 6.51,= 0.015, 偏η= 0.16, 圖片類型主效應顯著,(2, 68) = 43.30,0.001, 偏η= 0.56。事后檢驗發(fā)現(xiàn), 抑郁傾向組被圖片誘發(fā)的LPP波幅(2.93 ± 0.52 μV)顯著小于健康控制組(4.81 ± 0.52 μV)。悲傷圖片誘發(fā)的LPP波幅(5.42 ± 3.22 μV)顯著大于快樂圖片誘發(fā)的LPP波幅(4.33 ± 2.53 μV)和中性圖片誘發(fā)的LPP波幅(1.85 ± 2.49 μV) (快樂：(35) = 2.83,0.008 ; 中性(35) = 7.80,0.001)。且快樂圖片誘發(fā)的LPP波幅顯著大于中性圖片誘發(fā)的LPP波幅,(35) = 6.71,< 0.001。

4 討論

本文研究了抑郁傾向被試對快樂、中性和悲傷三種情緒場景圖片的加工和選擇, 首次采用事件相關電位技術研究抑郁傾向被試的情緒調(diào)節(jié)目標。研究發(fā)現(xiàn), 與正常人相比, 抑郁傾向組對于悲傷情緒的偏好顯著增加, 對快樂情緒的偏好則顯著降低。而且在面對悲傷情景時, 抑郁傾向個體更多地選擇再看悲傷圖片, 悲傷圖片誘發(fā)的LPP波幅顯著低于正常個體。LPP波幅可以反映動機的強度(Gable & Harmon-Jones, 2013), 因此我們的結果提示抑郁傾向被試對負性刺激的回避動機顯著降低, 從而比正常人更多的選擇再次觀看悲傷圖片。

首先, 我們發(fā)現(xiàn)與中性圖片相比, 悲傷圖片和快樂圖片都會誘發(fā)更大的LPP波幅。這與前人的研究結果一致, 即情緒性刺激(圖片、文字)比中性刺激誘發(fā)更大的LPP波幅(Codispoti, Ferrari & Bradley, 2006; Dennis & Hajcak, 2009; Pastor et al., 2008; Proudfit et al., 2015)。而且在健康控制組中, 悲傷圖片誘發(fā)的LPP波幅顯著大于快樂圖片, 提示正常被試對負性情緒刺激的評估和編碼更為精細和復雜(Olofsson, Nordin, Sequeira & Polich, 2008)。研究表明負性情緒刺激可以誘發(fā)被試更高的喚醒度, 且喚醒度越高, 圖片誘發(fā)的LPP波幅越大(Cuthbert, Schupp, Bradley, Birbaumer & Lang., 2000; Schupp et al., 2000), 因此被試可能會投入更多的注意資源, 從而實現(xiàn)情緒刺激的精細編碼。從生物進化的角度來看, 負性事件和刺激對人的生存和進化更具有威脅性, 可以誘發(fā)更強的情緒和動機反應, 從而觸發(fā)更深層次和更精細的加工。相關的研究結果也表明令人厭惡的圖片或文字刺激確實會比積極的刺激誘發(fā)更強的電生理反應, 產(chǎn)生強烈的情感和動機反應(Baumeister, Bratslavsky, Finkenauer & Vohs, 2001; Diamond, 2001)。而在我們的研究中, 抑郁傾向被試在對圖片材料進行加工時, 悲傷圖片與快樂圖片誘發(fā)的LPP波幅并沒有顯著差異, 這就提示對于抑郁傾向被試對負性情緒刺激的精細加工能力減弱, 或者負性信息可能不能夠誘發(fā)抑郁傾向個體更強的情緒和動機反應。

其次, 我們還發(fā)現(xiàn)抑郁傾向個體加工悲傷圖片所產(chǎn)生的LPP幅度顯著小于正常人。這個結果也與以往研究的結果一致, 即抑郁癥病人以及抑郁程度較高的個體對情緒性刺激(圖片、文字)都表現(xiàn)出更弱的LPP波幅(Blackwood, 1990; Macnamara et al., 2016; Weinberg, Perlman, Kotov & Hajcak, 2016)。而且情緒刺激所誘發(fā)的LPP波幅與抑郁癥病人的抑郁程度呈負相關(Macnamara et al., 2016; Weinberg et al., 2016)。研究表明LPP能反映動機的強度卻不能反映動機的方向, 但情緒效價卻與動機的方向有關, 正性情緒與趨近動機有關, 而負性情緒與回避動機有關(Bamford & Ward, 2008; Neumann & Strack, 2000)。

已有研究表明回避動機越強的負性刺激, 誘發(fā)的LPP波幅也更大(Leutgeb et al., 2009; Michalowski et al., 2009)。例如, 威脅性刺激和殘肢斷臂的圖片會比損失和污染的場景誘發(fā)更大的LPP波幅(Schupp, Cuthbert et al., 2004; Schupp, ?hman, et al., 2004; Schupp, Jungh?fer, Weike & Hamm, 2004)。相反地, 對負性刺激的回避動機越強的個體, 刺激所誘發(fā)的LPP波幅也更大。例如, 蜘蛛恐懼癥個體觀看蜘蛛圖片比觀看其他的負性圖片產(chǎn)生更大的LPP波幅, 且蜘蛛恐懼癥個體比正常人在觀看蜘蛛圖片時產(chǎn)生了更強的LPP波幅(Leutgeb et al., 2009; Michalowski et al., 2009)。另外, 焦慮癥病人觀看憤怒面孔和恐懼面孔也會有更大的LPP波幅(MacNamara et al., 2016)。而我們的研究發(fā)現(xiàn)與健康控制組相比, 抑郁傾向組悲傷圖片誘發(fā)的LPP波幅顯著降低, 說明抑郁傾向被試對于負性刺激的回避動機減弱, 從而使得在行為學研究中抑郁傾向個體選擇的悲傷圖片比正常個體多。Millgram等(2015)在正常人和抑郁癥病人的對照研究中也發(fā)現(xiàn), 抑郁癥病人更傾向于選擇繼續(xù)觀看悲傷圖片。這些結果都提示抑郁傾向個體對負性信息的回避動機降低, 從而導致在生活中他們無法及時回避負性刺激和事件。

此外前人的研究發(fā)現(xiàn)對正性刺激的趨近動機越強, 刺激誘發(fā)的LPP波幅越大(Gable & Harmon-Jones, 2013; Gable & Poole, 2014; Hajcak et al., 2010)。例如, 與動機性較小的正性刺激(比如熱烈的運動場景)相比, 色情圖片能夠誘發(fā)更強的LPP波幅(Briggs & Martin, 2009b; Hajcak et al., 2010)。動機強度較高的欲求刺激(如甜品)能夠誘發(fā)更大的LPP波幅(Gable & Harmon-Jones, 2013), 且只有較高動機強度的正性刺激能夠誘發(fā)更大的LPP, 中性刺激沒有這種效應(Gable & Harmon-Jones, 2013; Gable & Poole, 2014)。在我們的研究中, 我們并沒有發(fā)現(xiàn)被試組間PANAS評分存在顯著差異, 可以排除被試當時情緒狀態(tài)對圖片選擇任務以及LPP波幅的影響。此外兩組被試對圖片的評定沒有差異, 且兩組被試對快樂圖片的選擇沒有顯著差異, 并且由快樂圖片所誘發(fā)的LPP波幅也沒有顯著差異, 但卻存在這樣的趨勢, 即與正常被試相比, 抑郁傾向被試對圖片快樂評分更低, 悲傷評分更高, 加工快樂圖片所產(chǎn)生的LPP波幅較弱, 選擇繼續(xù)觀看的快樂圖片也較少。這可能是因為我們選取的只是具有抑郁傾向的被試, 并沒有臨床上的抑郁癥狀, 這些結果在某種程度上已經(jīng)提示抑郁傾向被試對快樂刺激的趨近動機也比正常被試弱, 從而比正常個體較少地選擇再次觀看快樂圖片。

對于與情緒加工過程有關的早期成分P2的研究發(fā)現(xiàn), 與中性圖片相比, 快樂圖片和悲傷圖片誘發(fā)的P2波幅更大, 但這兩者之間沒有顯著的差別, 這與之前的研究的結果一致(Carretié, Hinojosa, Martín-Loeches, Mercado & Tapia, 2004; Carretié, Mercado, Hinojosa, Martín-Loeches & Sotillo, 2004)。P2成分被認為反映了情緒圖片加工早期階段快速而粗略的注意資源分配, 情緒性刺激會得到更多注意資源的分配, 因此得到優(yōu)先的加工, 呈現(xiàn)出更強的波幅。對于中期成分N2的研究, 我們發(fā)現(xiàn)悲傷圖片誘發(fā)的N2波幅大于中性圖片和快樂圖片誘發(fā)的N2波幅。這一結果支持情緒加工的“負性偏向”理論(Krendl, Zucker & Kensinger, 2017; Olofsson et al., 2008), 這種負性偏向被認為是個體對負性刺激快速注意資源分配的結果。這種對負性刺激的快速反應對個體和種群來說具有適應意義, 可以幫助人們更快地探測和躲避具有威脅性的情境(Olofsson et al., 2008)。因此與正性和中性的刺激相比, 注意會自動地朝向威脅性刺激(?hman & Mineka, 2001)并對其優(yōu)先加工。此外, 我們的研究顯示中性圖片誘發(fā)的N2波幅大于快樂圖片, 這一結果可能與N2對負性刺激的抑制功能有關(Nieuwenhuis, Yeung, van den Wildenberg & Ridderinkhof, 2003)。研究表明N2成分可以表征對負性刺激的主動抑制, N2波幅越強表明被試的主動抑制能力越強(Lewis et al., 2008)。我們要求被試觀看圖片時決定自己是否喜歡再看剛呈現(xiàn)的圖片, 因此被試在觀看圖片時可能會自動地對負性情緒進行抑制, 當其對信息進行加工的時候, 負性刺激應該會比中性刺激誘發(fā)更大的波幅; 而快樂圖片是最不需要抑制的, 因此快樂圖片會比中性圖片誘發(fā)更小的N2波幅。

綜上所述, 對于快樂刺激, 越大的LPP波幅表示越強的趨近動機; 對于悲傷刺激, 越大的LPP表示越強的回避動機。而本研究結果發(fā)現(xiàn)抑郁傾向個體對快樂圖片和悲傷圖片的LPP均小于正常個體。這就表明抑郁傾向個體對快樂刺激的趨近動機和對悲傷刺激的回避動機都弱于正常個體, 從而使得他們比正常個體更少選擇能夠使他們感到快樂的場景, 且更少回避那些使他們感到悲傷的場景。因此抑郁癥病人或抑郁傾向個體比正常個體傾向于更多地體驗到悲傷, 且更少地體驗到快樂。我們的研究將有助于深入了解抑郁癥情緒失調(diào)的神經(jīng)機制, 同時找到更多的情緒相關的生物標記物以幫助對抑郁傾向個體及重度抑郁個體進行干預和治療。下一步還可以從以下幾個方面對抑郁癥個體的情緒調(diào)節(jié)目標及其潛在的神經(jīng)機制進行研究：1)選用多種情緒類型的場景圖片(比如, 恐懼, 厭惡等), 考察抑郁癥個體與正常個體之間情緒調(diào)節(jié)目標的差異是否對其他具體情緒也會有同樣的結果; 2)考察抑郁癥個體對社會性情緒載體(比如, 情緒性面孔)進行加工時的行為與神經(jīng)活動; 3)辨別抑郁癥個體的情緒調(diào)節(jié)目標對他們的情緒失調(diào)的影響是短暫的還是長期的。

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Emotional regulation goals of young adults with depression inclination: An event-related potential study

LI Hong; YANG Xiaoguang; ZHENG Wenyu; WANG Chao

(School of Psychology, Shenzhen University, Shenzhen 518060, China) (Shenzhen Key Laboratory of Affective and Social Cognitive Science, Shenzhen University, Shenzhen 518060, China)(Shenzhen Institute of Neuroscience, Shenzhen 518060, China)

Researches on deficits in emotion regulation of depression have mainly focused on the selection and application of emotion-regulation strategies; however, it remains unclear whether it is also related to emotion-regulation goals, i.e., the direction of emotion regulation. Situation selection is an antecedent-focused regulation strategy that is worked before the emotional reactions occur and it can be used as an index of emotional-regulation goals.

In our current study, the event-related potential (ERP) technique was used to investigate the emotion-regulation goals of young adults with depression inclination. Participants were asked to freely select the emotion-inducing scenes in which they want to put themselves and to report their emotional preferences。

ERP results revealed that the amplitudes of Late Positive Potential (LPP) were significantly decreased when viewing the sadness scene in young adults with depression inclination, and they selected to view sadness scene more frequently than healthy young adults. In addition, the ratings of sadness preferences were significantly higher among subjects with depression inclination, while the happiness preferences were lower.

The current results suggest that, compared to the control group, the individuals with depression inclination are more willing to use situation selection to maintain or enhance their sadness rather than weaken it or enhance their happiness. These findings further indicate that emotion regulation goals of depressive subjects may be related to their motivations for selecting emotional stimulus, and provide a new perspective for exploring the causes and mechanisms of emotion regulation deficits in depressive disorders.

emotion regulation; emotion regulation goal; depression inclination; approach-avoidance motivation; late positive potential

2018-03-14

* 廣東省普通高校創(chuàng)新團隊建設項目(2015KCXTD009), 廣東省省級(基礎研究與應用研究)重大項目(2016KZDXM009), 國家自然科學基金項目(31600920), 深圳市基礎研究布局項目(JCYJ20150729104249783), 深圳市孔雀計劃項目(KQTD2015033016104926), 深圳市自由探索項目(JCYJ20170818102123707)資助。

王超, E-mail: chao.wang@szu.edu.cn

10.3724/SP.J.1041.2019.00637

B845; B842