苗秀影 遲立忠

(北京體育大學(xué)心理學(xué)院，北京 100084)

1 引言

風(fēng)險選擇行為既存在于風(fēng)險感知強烈的活動中，也發(fā)生在日常生活中，是指個體對不同概率的風(fēng)險結(jié)果的選擇（Mukherjee, 2010）。個體進(jìn)行風(fēng)險選擇行為的可靠依據(jù)是其風(fēng)險判斷的主觀值，即個體對某一活動或事件的風(fēng)險感知程度，它代表了個體的冒險程度，表現(xiàn)為較低的風(fēng)險判斷主觀值會導(dǎo)致個體傾向冒險，引發(fā)風(fēng)險行為，較高的風(fēng)險判斷主觀值會促使個體規(guī)避風(fēng)險，引發(fā)自控行為（陳海賢, 何貴兵, 2011）。

雙重加工理論（dual-process theory）認(rèn)為個體存在著兩種不同的加工過程，基于情感的經(jīng)驗系統(tǒng)和基于理性的分析系統(tǒng)，前者以情感或情緒狀態(tài)作為判斷和決策的首選策略，避免大腦進(jìn)行復(fù)雜的計算，快速直接，稱為系統(tǒng)1；后者以邏輯推理作為判斷和決策的首選策略，經(jīng)過大腦的仔細(xì)思考，力圖做出最優(yōu)選擇，稱為系統(tǒng)2（艾炎, 胡竹菁, 2018; 孫彥 等, 2007）。雙重加工理論廣泛應(yīng)用于風(fēng)險選擇或判斷領(lǐng)域，用以解釋風(fēng)險判斷的加工過程。依據(jù)該理論，借助系統(tǒng)1進(jìn)行的風(fēng)險選擇行為主要基于對某活動或事件的厭惡和危險的記憶，輸出的直覺性反應(yīng)是經(jīng)驗或情緒系統(tǒng)的產(chǎn)物；而借助系統(tǒng)2進(jìn)行風(fēng)險選擇行為時會對某活動或事件進(jìn)行詳細(xì)分析或推理，輸出的風(fēng)險感知判斷是理性系統(tǒng)加工的產(chǎn)物（Skagerlund et al.,2020）。Schwarz和Clore（1988）指出，人類的風(fēng)險選擇或判斷與情感過程聯(lián)系密切。越來越多的研究也表明，個體對風(fēng)險的判斷受情感驅(qū)動，是經(jīng)驗系統(tǒng)或情感的產(chǎn)物（Hine et al., 2019; Scherer et al., 2018; Slovic et al., 2002, 2007; V?stfj?ll et al.,2016; Wu et al., 2018）。

個體會有意識或無意識地利用自己對風(fēng)險活動或事件的主觀情感反應(yīng)做出判斷，研究者將個體這種依據(jù)頭腦中風(fēng)險活動或事件的表征所激起的情感體驗進(jìn)行判斷的方式稱為情感啟發(fā)式（Kahneman, 2011; Loewenstein & Lerner, 2003）。當(dāng)前關(guān)于情感啟發(fā)式影響風(fēng)險選擇或判斷的心理學(xué)研究主要基于兩個視角，其一關(guān)注與風(fēng)險活動無直接關(guān)系的情緒受到誘發(fā)后，個體在不同情緒激活狀態(tài)下對該活動的風(fēng)險和收益的評估（Kralik et al., 2012; Watson et al., 2017）；其二關(guān)注由風(fēng)險活動本身屬性所傳遞的情緒感受，以及個體受該情緒狀態(tài)啟發(fā)所做出的對該活動風(fēng)險和收益的評估，其中的風(fēng)險-收益相關(guān)系數(shù)能夠顯示個體的情感啟發(fā)式傾向，此觀點得到Skagerlund等人（2020）研究的證實，也是本文所依托的研究視角。

風(fēng)險-收益的（逆）相關(guān)系數(shù)（Risk-Benefit Index, RBI）可以作為評價情感啟發(fā)式傾向的指標(biāo)，這在以往研究中已得到普遍認(rèn)同。研究發(fā)現(xiàn)，對某活動的厭惡或危險感受增加，會導(dǎo)致對該活動的風(fēng)險感知增加，收益感知減少（Finucane et al., 2000; Keller et al., 2006; V?stfj?ll et al., 2014），并且風(fēng)險-收益的逆向相關(guān)在間隔兩年后仍然存在（Connor & Siegrist, 2016）。這表明，個體的情感啟發(fā)式傾向與RBI緊密相關(guān)，并且此關(guān)聯(lián)具有普遍性和穩(wěn)定性，據(jù)此可推斷，較低的情感啟發(fā)式傾向可以導(dǎo)致風(fēng)險和收益判斷之間較弱的負(fù)向關(guān)系（李海軍 等, 2014; Kralik et al., 2012; Slovic et al.,2002; Watson et al., 2017）。

基于以上推斷，Skagerlund等人（2020）從以往調(diào)查風(fēng)險感知和風(fēng)險行為的研究中選取題項，設(shè)計了一份包含64個題項，涵蓋社交領(lǐng)域、健康領(lǐng)域、感覺尋求領(lǐng)域、經(jīng)濟領(lǐng)域、低風(fēng)險日?；顒雍椭酗L(fēng)險日?；顒拥膯柧恚€上招募被試對該問卷進(jìn)行風(fēng)險-收益評估，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步測試個體的其他認(rèn)知能力（主要由系統(tǒng)2主導(dǎo)），如執(zhí)行功能、工作記憶、計算能力等。研究假設(shè)為，由系統(tǒng)2主導(dǎo)的能力越強，個體對風(fēng)險的感知和判斷越客觀，利用情感啟發(fā)式進(jìn)行風(fēng)險和收益的判斷越低，其風(fēng)險和收益的負(fù)向相關(guān)越弱。該研究證實了風(fēng)險選擇或判斷中的情感啟發(fā)式可以通過對不同領(lǐng)域活動的風(fēng)險-收益評估進(jìn)行測量，其相關(guān)系數(shù)構(gòu)成表征個體依賴情感啟發(fā)式的指標(biāo)，表明了通過題目測試個體情感啟發(fā)式傾向的可行性。

盡管以往的研究已經(jīng)表明，個體知覺風(fēng)險和收益總是與個體對風(fēng)險活動的情感評價相聯(lián)系，且RBI可以作為評價情感啟發(fā)式傾向的指標(biāo)，并在一系列經(jīng)典實驗中得到證實（Finucane et al.,2000; Keller et al., 2006; Skagerlund et al., 2020;V?stfj?ll et al., 2014），但以往研究大都關(guān)注風(fēng)險感知中情感啟發(fā)式與風(fēng)險和收益的判斷之間的關(guān)系，而忽略了風(fēng)險選擇中情感啟發(fā)式對風(fēng)險活動的行為反應(yīng)。因此，本研究擬在情感啟發(fā)式原有研究的基礎(chǔ)上，深入探討其對風(fēng)險選擇的影響。

當(dāng)進(jìn)行風(fēng)險選擇或判斷時，個體受風(fēng)險活動的激活直覺性地啟動記憶中對該活動的厭惡或危險等情感，此時情感啟發(fā)式傾向高的個體會依據(jù)產(chǎn)生的情感直接輸出對該活動的風(fēng)險判斷，情感啟發(fā)式傾向低的個體會抑制對該活動的情感反應(yīng)，經(jīng)理性和邏輯分析后輸出對該活動的風(fēng)險判斷（陳海賢, 何貴兵, 2011; Connor & Siegrist, 2016;Dohle et al., 2010; Hine et al., 2019; Mukherjee, 2010;Skagerlund et al., 2020; Slovic et al., 2002; Wu et al.,2018）?？梢酝茰y，低情感啟發(fā)式的個體由于能夠?qū)︼L(fēng)險進(jìn)行更加理性的分析和邏輯思考，其對事件風(fēng)險判斷的主觀值較低，更傾向于等待和冒險。而高情感啟發(fā)式的個體在風(fēng)險活動中的情緒激活更大，風(fēng)險判斷時對冒險和等待體驗到的負(fù)性情緒更強，而較強的負(fù)性情緒會提高對事件風(fēng)險判斷的主觀值，使個體更傾向于盡早結(jié)束風(fēng)險或不愿意冒險。

研究1首先對Skagerlund等人（2020）的情感啟發(fā)式測試問卷進(jìn)行中文版修訂，使其適用于中國人群，因為該問卷不僅涵蓋了相關(guān)研究中使用過的高風(fēng)險和低風(fēng)險測試題目，而且將RBI作為情感啟發(fā)式的評價指標(biāo)，具有一定的理論基礎(chǔ)和實踐前提，可有效測量和區(qū)分個體的情感啟發(fā)式傾向。研究2在研究1的基礎(chǔ)上，通過極端被試法區(qū)分高低情感啟發(fā)式傾向的個體，考察其情感啟發(fā)式對風(fēng)險選擇的影響，檢驗并深化風(fēng)險選擇或判斷中的情感啟發(fā)式模型。

2 研究1：中文版情感啟發(fā)式問卷的修訂

2.1 被試

選取北京市、天津市和延安市高校大學(xué)生為研究對象，通過線下和線上（網(wǎng)絡(luò)）結(jié)合方式發(fā)放問卷，剔除明顯偏差的數(shù)據(jù)（如全部選擇1或7），共收集了3批樣本數(shù)據(jù)。

樣本1（n1=287）的數(shù)據(jù)用于探索性因素分析。其中，男生131人，女生155人，1人未填寫性別，平均年齡18.73±0.84歲。

樣本2（n2=280）的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因素分析。確定問卷條目和結(jié)構(gòu)后，再次隨機抽取高校大學(xué)生被試進(jìn)行調(diào)查。其中，男生148人，女生132人，平均年齡18.72±0.86歲。

樣本3（n3=120）的數(shù)據(jù)用于分析重測信度。確定問卷條目和結(jié)構(gòu)后，時隔4周，從樣本1中再次招募大學(xué)生參與重測，其中，男生84人，女生36人，平均年齡18.47±0..85歲。

2.2 研究工具

情感啟發(fā)式的測量工具即風(fēng)險-收益問卷（Risk–Benefit Questionnaire）由Skagerlund等人（2020）編制，共64個條目，是從前人關(guān)于風(fēng)險認(rèn)知和風(fēng)險行為的研究中選取的，包括社交領(lǐng)域（如“舉行一場演講”），健康領(lǐng)域（如“接種疫苗”）、感覺尋求領(lǐng)域（如“跳傘”）、經(jīng)濟領(lǐng)域（如“銀行貸款”），日?；顒樱òǖ惋L(fēng)險活動，如“下棋”，和中等風(fēng)險活動，如“騎馬”）五個領(lǐng)域。問卷采用Likert 7點計分（1為“低風(fēng)險”，7為“高風(fēng)險”），分?jǐn)?shù)越高表示該條目的風(fēng)險評價越高。由研究者和心理學(xué)專業(yè)的研究生將問卷翻譯成中文，請2名未參與研究的英語專業(yè)的研究生分別將初稿回譯成英文，對有出入的條目進(jìn)行修改和確認(rèn)，最終確認(rèn)測試的64個條目的中文版。

2.3 施測程序與數(shù)據(jù)分析

采用線上和線下結(jié)合的方式對大學(xué)生進(jìn)行測量。線上通過呈現(xiàn)在線問卷的鏈接或二維碼對被試進(jìn)行施測。線下由受過培訓(xùn)的研究人員發(fā)放紙質(zhì)問卷對被試進(jìn)行施測。施測前呈現(xiàn)本次研究的主題與知情同意書，告知被試完成問卷后檢查是否漏答。使用SPSS21.0進(jìn)行探索性因素分析，Amos21.0進(jìn)行驗證性因素分析。

2.4 結(jié)果

探索性因素分析：基于64個初始條目對樣本1（n1=287）進(jìn)行探索性因素分析。KMO值為0.86，Bartlett球形檢驗的結(jié)果達(dá)到統(tǒng)計顯著性水平，χ2=10017.33，df=2016，p＜0.001，說明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行探索性因素分析。采用主成分分析和方差極大正交旋轉(zhuǎn)，固定選取5個公因子，首先刪除因子載荷小于0.40的條目，再刪除在兩個或兩個以上的公因子上具有接近因子載荷的題目，最終得到51個條目構(gòu)成的5因素，分別是健康行為、日常行為、刺激尋求、風(fēng)險行為、無效行為。累計方差貢獻(xiàn)率為43.69%。因子載荷矩陣見表1。

表1 中文版情感啟發(fā)式問卷的因素載荷表（n1=287）

驗證性因素分析：本研究修訂的包含5因素的中文版情感啟發(fā)式問卷，由于最終確定因素結(jié)構(gòu)時存在條目刪除與因素合并，因此對高校大學(xué)生進(jìn)行重新取樣得到樣本2（n2=280）。采用Harman單因素法對所有測量條目進(jìn)行因素分析，有5個因子的特征值大于1，第一個因子的解釋率為31.48%，低于40%的標(biāo)準(zhǔn)（苗秀影 等, 2022），由此可判定本研究中不存在顯著的共同方法偏差。采用極大似然法進(jìn)行擬合程度檢驗，結(jié)果表明擬合指標(biāo)達(dá)到可接受程度。χ2/df=2.52，RMSEA =0.07，CFI=0.87，TLI=0.91，且各條目在所述因素上的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均在0.62～0.92之間，表明修訂的問卷結(jié)構(gòu)模型合理，見圖1。

圖1 各條目在所述因素上的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

信度檢驗：對樣本1數(shù)據(jù)計算各因素的Cronbach’s α系數(shù)。對間隔4周收集的樣本3（n3=120）的數(shù)據(jù)計算重測信度，結(jié)果如表2所示，信度良好。

表2 情感啟發(fā)式問卷各因素信度分析結(jié)果

3 研究2：情感啟發(fā)式對風(fēng)險選擇的影響

3.1 被試

本研究為單因素被試間設(shè)計，使用G*Power3.1，選取顯著性水平α=0.05，效應(yīng)量f=0.25時，預(yù)測達(dá)到80%（1-β）的統(tǒng)計力水平的總樣本量至少為34名（Faul et al., 2007）。通過廣告招募北京某高校本科大學(xué)生105名，平均年齡18.70±0.82歲，為了避免性別作為額外變量對本研究產(chǎn)生影響，全部招募男性。被試完成修訂的中文版情感啟發(fā)式問卷后，剔除偏差反應(yīng)顯著的3人（全部選擇1或7）。以RBI為指標(biāo)，采用極端被試法，按絕對值從小到大的順序選取前20%的被試（20人）作為低情感啟發(fā)式組，平均年齡18.68±0.76歲，選取后20%的被試（20人）作為高情感啟發(fā)式組，平均年齡18.82±0.83歲。實驗結(jié)束后，給被試發(fā)放小禮物表示感謝。

3.2 實驗設(shè)計

采用單因素被試間設(shè)計。自變量為情感啟發(fā)式傾向（低、高）。因變量指標(biāo)為風(fēng)險判斷的主觀值。

3.3 研究工具與實驗任務(wù)

（1）修訂的中文版情感啟發(fā)式問卷。該問卷共51個條目，包含健康行為、日常行為、刺激尋求、風(fēng)險行為和無效行為5個維度。采用Likert 7點計分，被試被要求對問卷中的每個題目進(jìn)行風(fēng)險和收益的1～7級評分，1為“低風(fēng)險”或“低收益”，7為“高風(fēng)險”或“高收益”，分?jǐn)?shù)越高表示該條目的風(fēng)險或收益越高。

（2）風(fēng)險選擇任務(wù)。19個包含確定選項和65%可能選項的選擇題。具體情境如下：“想象有兩筆錢，一筆數(shù)額較小，確定可以得到；另一筆數(shù)額較大，有65%的可能性得到，你會如何選擇？請做出你的選擇。”確定選項的金額從50～950元，以50元的幅度遞增（A選項），65%可能選項的金額固定為1000元（B選項）。以被試首次選擇A時的A選項金額和上一題A選項金額的平均數(shù)作為風(fēng)險判斷的主觀值。若被試在所有的選擇中均選擇A選項，其風(fēng)險判斷的主觀值為25元。若被試在所有的選擇中均選擇B選項，則其風(fēng)險判斷的主觀值為975元（陳海賢, 何貴兵,2011）。

3.4 實驗程序

研究分兩天進(jìn)行，第一天先進(jìn)行問卷施測，第二天部分被試回到實驗室完成實驗任務(wù)。105名被試簽署知情同意書后先完成修訂的中文版情感啟發(fā)式問卷并留下聯(lián)系方式。研究者剔除明顯偏差的數(shù)據(jù)后，使用SPSS21.0對每名被試所有題目評估的風(fēng)險和收益進(jìn)行相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)題目的風(fēng)險和收益評估呈負(fù)相關(guān)，且達(dá)到顯著性水平，與以往對情感啟發(fā)式測試結(jié)果一致（Skagerlund et al.,2020）。以RBI為指標(biāo)，按數(shù)值從小到大的順序選取前20%和后20%的被試，告知這些被試于第二天來實驗室完成任務(wù)。被試進(jìn)入實驗室后請其詳細(xì)閱讀指導(dǎo)語并提示認(rèn)真完成風(fēng)險選擇任務(wù)，全程大約10分鐘。

3.5 結(jié)果

在對數(shù)據(jù)分析時未發(fā)現(xiàn)不符合邏輯的選擇情況，即被試選擇時，均滿足當(dāng)左邊的當(dāng)前選項（A選項）或確定選項的金額不夠大時，被試選擇右邊的選項（B選項）；當(dāng)確定選項的金額增加大至一定程度時，被試開始選擇左邊的選項。因此不需要刪除邏輯失誤的數(shù)據(jù)（陳海賢, 何貴兵,2011）。本研究使用SPSS21.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析。結(jié)果如圖2所示，在風(fēng)險選擇中，低情感啟發(fā)式傾向的被試，其風(fēng)險判斷的主觀值（M低情感啟發(fā)式=397.50,SD=194.31）顯著低于高情感啟發(fā)式傾向的被試（M高情感啟發(fā)式=567.50,SD=125.94），F(xiàn)(1, 39)=10.78，p=0.002，η2p=0.22（Cohen’sd=1.04）。

圖2 高低情感啟發(fā)式傾向?qū)︼L(fēng)險選擇的影響

4 討論

本研究首先對Skagerlund等人（2020）的風(fēng)險-收益問卷進(jìn)行了修訂，確定以RBI作為評估個體情感啟發(fā)式傾向的指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上，采用極端被試法，重點考察情感啟發(fā)式對個體風(fēng)險選擇的影響，進(jìn)而檢驗風(fēng)險選擇中的情感啟發(fā)式模型。

4.1 情感啟發(fā)式的測量

個體對事件或客體進(jìn)行加工時，其對該事件或客體體驗的情感也會進(jìn)行編碼并以情感池的方式存儲在記憶中，依據(jù)情感獲取信息更快、更容易，在一些復(fù)雜、不確定甚至危險的決策任務(wù)中占據(jù)優(yōu)勢地位（Wu et al., 2018）。情感作為經(jīng)驗系統(tǒng)的重要成分其對判斷和決策的直接影響作用也得到研究者的驗證（Loewenstein & Lerner, 2003;Skagerlund et al., 2020），以往研究發(fā)現(xiàn)，情感可作為風(fēng)險判斷領(lǐng)域普遍存在或首選的策略和行為依據(jù)，并將這種利用情感進(jìn)行判斷的方式稱為情感啟發(fā)式（Shan & Yang, 2017; Trujillo, 2018）。

目前關(guān)于情感啟發(fā)式與風(fēng)險選擇領(lǐng)域的研究已經(jīng)取得了一定的成果，但更多研究關(guān)注的是與風(fēng)險活動無直接關(guān)系的情緒受到誘發(fā)后，個體在不同情緒激活狀態(tài)下對該活動的風(fēng)險和收益的評估（Kralik et al., 2012; Slovic et al., 2002; Watson et al., 2017），而忽略了情感啟發(fā)式作為一種特質(zhì)在風(fēng)險選擇中的作用。盡管國外學(xué)者指出情感啟發(fā)式與RBI存在直接的因果關(guān)系，但仍停留在驗證階段（Skagerlund et al., 2020）。

本研究為測量情感啟發(fā)式提供了工具，發(fā)現(xiàn)了風(fēng)險選擇中情感啟發(fā)式?jīng)Q策的普遍性，支持RBI是由系統(tǒng)1驅(qū)動的。這說明個體的情感啟發(fā)式傾向的測量可以通過修訂的問卷實現(xiàn)，RBI可作為衡量情感啟發(fā)式傾向的指標(biāo)。

4.2 風(fēng)險選擇中的情感啟發(fā)式模型

基于雙重加工理論，人類在進(jìn)化過程中首先出現(xiàn)以情感為基礎(chǔ)的經(jīng)驗或啟發(fā)系統(tǒng)，其因快速、有效的特性在心智活動中占據(jù)優(yōu)勢地位。隨著人類的不斷學(xué)習(xí)和進(jìn)化，逐漸衍生出以邏輯和推理為主導(dǎo)的理性系統(tǒng)，即個體開始依靠理性進(jìn)行決策，形成了包含以分析為主的理性系統(tǒng)和以情感為主的經(jīng)驗系統(tǒng)的雙加工過程（艾炎, 胡竹菁,2018; 孫彥 等 2007）。Goel和Dolan（2003）進(jìn)行的事件相關(guān)功能磁共振成像研究證實兩種加工過程與不同的腦區(qū)功能有關(guān)，當(dāng)個體做出符合邏輯的反應(yīng)時，右側(cè)前額皮層（RLPFC）激活，而當(dāng)個體做出以知識經(jīng)驗為基礎(chǔ)的反應(yīng)時，腹側(cè)前額皮層（VMPFC）激活。

基于雙重加工理論衍生的默認(rèn)干預(yù)模型（default-interventionist model, DI）可以從兩種加工過程的協(xié)作與轉(zhuǎn)換解釋情感啟發(fā)式與風(fēng)險選擇的因果聯(lián)系。該理論認(rèn)為，人類的經(jīng)驗系統(tǒng)和理性系統(tǒng)是以序列加工的形式對信息進(jìn)行檢索和加工。經(jīng)驗系統(tǒng)激活后首先產(chǎn)生默認(rèn)反應(yīng)，這是情緒或經(jīng)驗的產(chǎn)物，不需要認(rèn)知資源（Evans, 2006,2007, 2008）。而理性系統(tǒng)的加入往往取決于個體的認(rèn)知能力和時間的可獲得性（艾炎, 胡竹菁,2018）。面對風(fēng)險選擇任務(wù)，經(jīng)驗系統(tǒng)或啟發(fā)系統(tǒng)先行啟動輸出直覺反應(yīng)，高情感啟發(fā)式傾向的個體受風(fēng)險活動激活的消極情緒較大，體驗到的風(fēng)險程度更強，這種復(fù)雜甚至具有危險的特性占據(jù)了個體進(jìn)行信息加工時的認(rèn)知資源，使得理性系統(tǒng)加入失敗，促使經(jīng)驗系統(tǒng)占據(jù)優(yōu)勢地位，風(fēng)險活動引發(fā)的消極情緒成為個體直接進(jìn)行風(fēng)險判斷的依據(jù)，導(dǎo)致對活動風(fēng)險較高的主觀判斷，出現(xiàn)為盡早結(jié)束冒險而盡快做出選擇的情況。而對于低情感啟發(fā)式傾向的個體，他們在進(jìn)行風(fēng)險判斷時，其一，會更少依據(jù)情緒，其二，體驗的消極情緒不會占用個體較多的認(rèn)知資源，表明雖然可能經(jīng)歷同樣的信息加工過程和情緒體驗，但理性系統(tǒng)還是能夠介入干預(yù)，最終促使個體更冷靜地看待風(fēng)險，因而風(fēng)險判斷的主觀值較低（Petracca,2020; Slovic et al., 2002）。

本研究尚存在以下不足：其一，被試為高校大學(xué)生，取樣人群范圍相對狹窄，加之某些人生經(jīng)驗的缺乏，在對某些題項的風(fēng)險評估上可能存在偏差（如出軌）；其二，研究2中的被試均為男性，雖然這在一定程度上可以避免性別對研究結(jié)果的影響，但缺少女性被試會使得研究結(jié)果的解釋受到局限。后續(xù)研究可進(jìn)一步考察人群、性別對情感啟發(fā)式與風(fēng)險選擇關(guān)系的影響。

5 結(jié)論

（1）中文版情感啟發(fā)式問卷具有較好的信度與效度，可以作為測試個體情感啟發(fā)式傾向的工具，RBI可作為評估個體情感啟發(fā)式傾向的指標(biāo)。（2）進(jìn)行風(fēng)險選擇任務(wù)時，高情感啟發(fā)式傾向的個體具有較高的風(fēng)險判斷主觀值，出現(xiàn)為盡早結(jié)束冒險而盡快做出選擇的情況。