李雪寧 懷章翠 程 璐

（1 上海師范大學(xué)心理學(xué)系，上海 200234；2 上海師范大學(xué)教務(wù)處，上海 200234）

1 引言

體育運(yùn)動(dòng)充滿對(duì)抗性， 體育生在日?；顒?dòng)或比賽中常常會(huì)遇到突發(fā)狀況， 這需要其既能運(yùn)用原有策略繼續(xù)完成比賽， 又能及時(shí)調(diào)整策略應(yīng)對(duì)各類情況（Rusciano et al.， 2017）。這一過(guò)程需要體育生建立完備的認(rèn)知控制能力。 認(rèn)知控制（cognitive control）是指?jìng)€(gè)體為實(shí)現(xiàn)目標(biāo)，調(diào)節(jié)和控制自己的思想和行為，過(guò)濾與任務(wù)無(wú)關(guān)的信息，抑制習(xí)慣性反應(yīng)和沖動(dòng)的心理過(guò)程（Savine ＆ Braver， 2010）。 Braver等人（2007）將認(rèn)知控制分為主動(dòng)性（proactive control）和反應(yīng)性（reactive control）兩種控制模式。 主動(dòng)性控制模式下，個(gè)體利用線索信息預(yù)防反應(yīng)沖突；而反應(yīng)性控制模式下，個(gè)體能及時(shí)靈活地利用信息解決沖突。不同情境下，個(gè)體需要靈活選擇對(duì)任務(wù)操作最有利的認(rèn)知控制方式來(lái)實(shí)現(xiàn)目標(biāo)任務(wù)（徐雷等，2012）。

雙重認(rèn)知控制理論認(rèn)為人格和情緒因素在認(rèn)知控制權(quán)衡的過(guò)程中扮演重要角色， 為研究非認(rèn)知因素對(duì)認(rèn)知控制的影響提供了方向 （Braver et al.，2007）。以往研究已經(jīng)證實(shí)了人格特質(zhì)對(duì)認(rèn)知控制的影響（Braver et al.， 2007； Fales et al.， 2008），同時(shí)也有不少研究考察了積極情緒對(duì)認(rèn)知控制的影響（Chiew， 2021； Dreisbach， 2006； Hefer ＆ Dreisbach， 2020； Kerstin ＆ Gesine， 2012； Martin ＆Kerns， 2011； van Wouwe et al.， 2011）。關(guān)于積極情緒，Gable 和Harmon－Jones （2010）的研究發(fā)現(xiàn)，積極情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度會(huì)調(diào)節(jié)其對(duì)認(rèn)知加工的影響。具體而言， 高趨近動(dòng)機(jī)積極情緒使個(gè)體注意更加集中，降低認(rèn)知靈活性；而低趨近動(dòng)機(jī)積極情緒則會(huì)擴(kuò)展注意范圍， 促進(jìn)個(gè)體對(duì)任務(wù)相關(guān)資源更廣泛的探索，從而提高認(rèn)知靈活性。 因此，從積極情緒下不同動(dòng)機(jī)強(qiáng)度視角考察不同人格特質(zhì)個(gè)體的認(rèn)知控制模式，有助于揭示個(gè)體的差異性，從而可以尋找更加合理有效的措施對(duì)不同個(gè)體進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)。 對(duì)體育生而言，則可以幫助他們靈活選擇認(rèn)知控制模式，進(jìn)而使其競(jìng)技表現(xiàn)達(dá)到最佳狀態(tài)。

持續(xù)高強(qiáng)度的訓(xùn)練和競(jìng)賽往往會(huì)導(dǎo)致體育生出現(xiàn)過(guò)度緊張、焦慮等負(fù)性情緒，以往研究也大多探討負(fù)性情緒對(duì)運(yùn)動(dòng)者競(jìng)技狀態(tài)的影響及其調(diào)節(jié)作用（Gorczynski et al.， 2017； Gouttebarge et al.，2019； Wolanin et al.， 2016； Nicholls et al.，2020； Ojio et al.， 2021）。 但體育運(yùn)動(dòng)中個(gè)體也很容易進(jìn)入心流體驗(yàn)，該體驗(yàn)會(huì)讓個(gè)體完全投入其中，并能感受到強(qiáng)烈的積極情緒（Csikszentmihalyi，1975）。 體育運(yùn)動(dòng)是心流體驗(yàn)產(chǎn)生的主要來(lái)源之一（Privette ＆ Bundrick， 1989）。 當(dāng)然，不同個(gè)體體驗(yàn)到的心流頻率和質(zhì)量是不同的。例如，有研究指出自帶目的性人格個(gè)體可以在日常生活中更頻繁地體驗(yàn)到心流 （Ullen et al.， 2012）。 這與Jackson 等人（1998）提出的特質(zhì)心流概念異曲同工。 特質(zhì)心流是將心流概念化為傾向性的人格特質(zhì)。 高特質(zhì)心流的個(gè)體更容易在不同的情境中體驗(yàn)到心流。

自帶目的性人格個(gè)體在日常生活中能更多地體驗(yàn)到積極情緒， 較少產(chǎn)生無(wú)聊和焦慮等消極情緒（Ishimura ＆ Kodama， 2009）。 此外，多數(shù)人在挑戰(zhàn)低而技能高的時(shí)候會(huì)感到無(wú)聊， 但高度自帶目的性人格的人可以通過(guò)對(duì)挑戰(zhàn)機(jī)會(huì)的敏感來(lái)轉(zhuǎn)變并享受無(wú)聊（Baumann， 2021）。 類似的，當(dāng)挑戰(zhàn)高而技能低時(shí)，多數(shù)人會(huì)感到焦慮，而高度自帶目的性人格的個(gè)體可以通過(guò)努力發(fā)展技能來(lái)轉(zhuǎn)變并享受挑戰(zhàn)， 從而減輕焦慮的情緒 （Tse et al.， 2020）。 不僅如此，Baumann 和Scheffer （2011）的研究還發(fā)現(xiàn)，與一般個(gè)體相比， 自帶目的性人格的個(gè)體在自我方面表現(xiàn)出了較高的抗干擾能力。而越來(lái)越多的證據(jù)表明，自我是情緒調(diào)節(jié)的強(qiáng)大來(lái)源 （Linville， 1987）。Miros?aw （2013）的研究也發(fā)現(xiàn)，具有自帶目的性人格的運(yùn)動(dòng)員情緒更穩(wěn)定，看待事情的態(tài)度更積極，不會(huì)因障礙的干擾而變得生氣和緊張， 更容易投入到活動(dòng)中。由此看來(lái)，個(gè)體在日常生活中體驗(yàn)到心流的頻率和質(zhì)量會(huì)影響個(gè)體在不同情緒下的認(rèn)知表現(xiàn)。高特質(zhì)心流個(gè)體更善于平衡情緒的影響。因此，本研究選取特質(zhì)心流這一人格特質(zhì)， 探究情緒對(duì)不同特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制模式的影響。 本研究提出假設(shè)， 情緒狀態(tài)對(duì)不同特質(zhì)心流體育生的影響可能會(huì)存在差異，進(jìn)而導(dǎo)致隨后認(rèn)知控制中的不同表現(xiàn)。進(jìn)一步講， 低特質(zhì)心流體育生可能更容易受到情緒的影響（實(shí)驗(yàn)1）。

在上述工作基礎(chǔ)上，研究（實(shí)驗(yàn)2）針對(duì)低特質(zhì)心流體育生進(jìn)一步考察不同情緒調(diào)節(jié)策略對(duì)認(rèn)知控制的調(diào)節(jié)作用。 Gross 等人（2002）根據(jù)情緒發(fā)展的不同階段提出了四種情緒調(diào)節(jié)策略， 以往研究多探究和驗(yàn)證了認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制策略對(duì)情緒的調(diào)節(jié)效果（郭小青， 汪玲， 2016； 齊冰等， 2019； 孫巖等， 2020）。 此外，有研究者發(fā)現(xiàn)通過(guò)情緒調(diào)節(jié)改變情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度， 可以改變其對(duì)后續(xù)認(rèn)知加工的影響。Juergensen 和Demaree（2015）發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評(píng)策略可以改變個(gè)體對(duì)事物的渴望或回避強(qiáng)度， 進(jìn)而影響個(gè)體的認(rèn)知控制。王琬和姜媛（2018）發(fā)現(xiàn)，采用這兩種策略調(diào)節(jié)快樂(lè)情緒，可以降低個(gè)體的反應(yīng)性控制；而抑制憤怒情緒會(huì)降低個(gè)體的主動(dòng)性控制。因此，本研究采用的也是這兩種情緒調(diào)節(jié)策略， 探究其對(duì)情緒動(dòng)機(jī)維度的調(diào)節(jié)作用， 以及對(duì)后續(xù)認(rèn)知控制的影響。

2 預(yù)實(shí)驗(yàn)

2.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

選擇情緒誘發(fā)材料，對(duì)其進(jìn)行評(píng)定，以篩選出實(shí)驗(yàn)所用的材料；篩選和分配被試。

2.2 情緒誘發(fā)材料的選擇與評(píng)定

2.2.1 被試

招募被試53 人（其中男性26 人），年齡范圍為18～25 歲，右利手，視力或矯正視力正常，且參加實(shí)驗(yàn)前的一段時(shí)間內(nèi)， 沒(méi)有接觸過(guò)類似情緒圖片的評(píng)定。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)材料的選取參考了Gable 和Harmon-Jones（2011）研究中的做法，使用誘人的美食圖片和美麗的風(fēng)景圖片分別誘發(fā)被試高、 低強(qiáng)度的趨近動(dòng)機(jī)積極情緒。 實(shí)驗(yàn)中選擇了25 張美麗風(fēng)景的圖片、25 張誘人美食的圖片，另外又選取4 張中性圖片（不涉及食物和風(fēng)景的一些物體圖片，例如，方塊或圓柱體的圖片）被用作練習(xí)實(shí)驗(yàn)的材料。這些情緒圖片選自國(guó)際情緒圖片庫(kù) （international affective picture system， IAPS）和互聯(lián)網(wǎng)。 實(shí)驗(yàn)中的圖片規(guī)格均設(shè)置為432×324 像素大小。

2.2.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序

將被試隨機(jī)分為兩組， 分別評(píng)定不同的情緒圖片。28 名（其中男性13 人）被試參與評(píng)定美食圖片，25 名（其中男性13 人）被試參與評(píng)定風(fēng)景圖片。

采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)， 比較兩組圖片在情緒的三個(gè)維度上得分的差異。 被試通過(guò)問(wèn)卷評(píng)定情緒圖片，采用Likert 9 點(diǎn)評(píng)分法。圖片三個(gè)維度上的得分越高分別表示越愉悅、 越激動(dòng)和越渴望 （Briggs ＆Martin， 2009）。

2.2.4 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

以三個(gè)維度上的評(píng)定分?jǐn)?shù)為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)（見(jiàn)表1）：兩組情緒圖片在愉悅度（t（51）＝1.26， p＝0.214）上差異不顯著；在喚醒度（t（51）＝2.27，p＝0.029）上差異顯著，高趨組的喚醒度顯著高于低趨組；在情緒的趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度（t（51）＝2.90，p＝0.006）上差異顯著，高趨組的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度顯著高于低趨組。

表1 兩種情緒圖片在三種維度得分的差異比較

根據(jù)Bradley 等人（2001）的情緒理論，動(dòng)機(jī)強(qiáng)度與喚醒水平正相關(guān)， 高動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的刺激會(huì)誘發(fā)高喚醒水平， 喚醒度的評(píng)定也反映了動(dòng)機(jī)系統(tǒng)的激活程度。 因此該研究采用的情緒圖片材料可以用于后續(xù)研究。

2.3 實(shí)驗(yàn)被試的篩選

2.3.1 被試

本研究選取廣州市某體育職業(yè)院校的體育生作為被試，通過(guò)問(wèn)卷星發(fā)放簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢問(wèn)卷，保留有效問(wèn)卷391 份（有效率為96%），包括男生338 人，女生53 人。 被試初選采用極端分組法，選取位于樣本兩端各27%的被試，劃分出人數(shù)相等的高特質(zhì)心流組（107 人）和低特質(zhì)心流組（107 人）。從兩組數(shù)據(jù)中隨機(jī)選取高心流組被試30 人， 低心流組被試30人參與實(shí)驗(yàn)一；再?gòu)牡吞刭|(zhì)心流組隨機(jī)選取兩組，每組各30 人，參與實(shí)驗(yàn)二。

2.3.2 心流量表

研究使用經(jīng)過(guò)劉微娜（2010）修訂的簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表，該量表共9個(gè)題目，采用5 點(diǎn)評(píng)分。

對(duì)簡(jiǎn)化特質(zhì)流暢量表的擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，CFI 的值為0.91，RMSEA 的值為0.11＞0.10， 擬合度稍差；SRMR 的值低于0.08。 Cronbach’s α 系數(shù)為0.86，達(dá)到可接受的程度。

2.3.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

表2 和表3 的結(jié)果表明，高、低特質(zhì)心流的體育生在心流得分上有顯著差異（p＜0.0001），低心流組（90 人） 三組之間心流得分差異不顯著 （p＝0.976，η2p＝0.001）。因此，選擇的高、低特質(zhì)心流的體育生可參加后續(xù)研究。

表2 高、低特質(zhì)心流體育生心流測(cè)驗(yàn)得分的獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果

表3 低特質(zhì)心流三組體育生心流得分的單因素方差分析結(jié)果

3 實(shí)驗(yàn)一 不同趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度積極情緒對(duì)高低特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制的影響

3.1 被試

60 名被試參與實(shí)驗(yàn)一，高低心流組各30 人。 剔除因樣本缺失值較多的無(wú)效數(shù)據(jù)后，有效被試為48人（其中男性34 人），年齡范圍為18～25 歲。 其中高心流組有27 人，低心流組有21 人。 均為右利手，視力或矯正視力正常，且對(duì)此類實(shí)驗(yàn)尚無(wú)接觸。

3.2 實(shí)驗(yàn)材料與任務(wù)

該研究采用情緒版AX－CPT （the continuous performance test） 范式， 即在經(jīng)典AX－CPT 范式（Braver， 2012）的基礎(chǔ)上，在實(shí)驗(yàn)的每個(gè)trial 之前添加一張情緒圖片誘發(fā)被試不同動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的積極情緒。 實(shí)驗(yàn)中所用均為預(yù)實(shí)驗(yàn)篩選出的情緒圖片。

AX－CPT 范式包含線索刺激（A 或B）呈現(xiàn)、延遲階段（注視點(diǎn)空屏）和探測(cè)刺激（X 或Y）呈現(xiàn)三部分。 將大寫(xiě)字母A，B，X，Y（55 號(hào)Times New Roman字體） 作為實(shí)驗(yàn)材料。 被試需要立即對(duì)緊跟線索A呈現(xiàn)的探測(cè)刺激X 做靶反應(yīng)（即AX 序列），其余情況都做非靶反應(yīng)。 其中AX 序列在每個(gè)Block 中隨機(jī)呈現(xiàn)35 次，BX，AY，BY 序列在每個(gè)Block 中各隨機(jī)呈現(xiàn)5 次，以使被試對(duì)靶刺激“A”和“X”產(chǎn)生較強(qiáng)的目標(biāo)反應(yīng)傾向， 而在對(duì)AY，BX 序列做出非目標(biāo)反應(yīng)時(shí)會(huì)產(chǎn)生認(rèn)知沖突。為解決這種沖突，被試需要加強(qiáng)認(rèn)知控制。 BX 序列的反應(yīng)時(shí)或錯(cuò)誤率降低對(duì)應(yīng)主動(dòng)性控制，AY 序列的反應(yīng)時(shí)和錯(cuò)誤率降低對(duì)應(yīng)反應(yīng)性控制模式（Braver et al.， 2007； 徐雷 等，2012）。

3.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（特質(zhì)心流：高心流組、低心流組）×2（積極情緒趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度：高趨組、低趨組）的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。心流組別是被試間變量，積極情緒趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度是被試內(nèi)變量。 因變量為AY 和BX 序列的反應(yīng)時(shí)和正確率。

3.4 實(shí)驗(yàn)程序

分為練習(xí)和正式實(shí)驗(yàn)兩部分。 練習(xí)部分共有10個(gè)trial， 被試正確率達(dá)到80%及以上后進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。 正式實(shí)驗(yàn)的每個(gè)Block 包括50個(gè)trial，共4個(gè)Block。其中前兩個(gè)Block 為一組，后兩個(gè)Block 為一組，分別誘發(fā)某一種情緒。 為了防止兩種積極情緒之間相互干擾， 兩者之間會(huì)設(shè)置一分鐘的計(jì)算項(xiàng)目，同時(shí)設(shè)置一半被試按照趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度由高到低的順序進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，另一半被試按由低到高的順序進(jìn)行。

實(shí)驗(yàn)流程如圖1 所示：首先呈現(xiàn)一張情緒圖片，線索刺激和探測(cè)刺激的呈現(xiàn)時(shí)間都為300ms， 二者之間插入一個(gè)1000ms 的反應(yīng)黑屏。 被試需要按“F”鍵做靶反應(yīng)，按“J”鍵做非靶反應(yīng)。 留給被試反應(yīng)的時(shí)間設(shè)置為1300ms，兩個(gè)Block 之間有休息，整個(gè)實(shí)驗(yàn)大概需要30 分鐘。

實(shí)驗(yàn)均在離被試最近一次進(jìn)食2～4 小時(shí)開(kāi)始，確保美食圖片能有效地誘發(fā)其高趨近動(dòng)機(jī)積極情緒。

3.5 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

對(duì)AY 序列上的反應(yīng)時(shí)進(jìn)行方差分析：情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，46）＝0.54，p＝0.466，η2p＝0.01；心流的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，46）＝0.29，p＝0.593，η2p＝0.04；情緒與心流的交互作用顯著，F(xiàn) （1，46）＝6.72，p＝0.013，η2p＝0.13。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，高心流組被試在不同趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度積極情緒下的反應(yīng)時(shí)差異不顯著（p＝0.167），而低心流組被試的反應(yīng)時(shí)差異顯著（p＜0.050）， 高趨組AY 的反應(yīng)時(shí)顯著高于低趨組（見(jiàn)圖2）。

圖2 AY 序列反應(yīng)時(shí)上的交互作用圖

對(duì)AY 序列上的正確率進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，46）＝0.01，p＝0.924，η2p＝0.001；心流的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1，46）＝6.11，p＝0.017，η2p＝0.12，高心流組在AY 序列上的正確率顯著高于低心流組；情緒與心流的交互作用不顯著F（1，46）＝0.35，p＝0.559，η2p＝0.01。

對(duì)BX 序列上的反應(yīng)時(shí)進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，46）＝0.03，p＝0.875，η2p＝0.001；心流的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，46）＝1.35，p＝0.252，η2p＝0.03； 情緒與心流的交互作用不顯著，F(xiàn) （1，46）＝0.43，p＝0.515，η2p＝0.01。

對(duì)BX 序列上的正確率進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，46）＝1.00，p＝0.323，η2p＝0.02；心流的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，46）＝2.45，p＝0.125，η2p＝0.05； 情緒與心流的交互作用也不顯著，F(xiàn) （1，46）＝0.20，p＝0.657，η2p＝0.001。

3.6 小結(jié)

實(shí)驗(yàn)一的結(jié)果表明， 兩類體育生的主動(dòng)性控制能力無(wú)顯著差異， 但高特質(zhì)心流體育生的反應(yīng)性控制能力顯著優(yōu)于低特質(zhì)心流體育生。而且相比之下，低特質(zhì)心流的體育生更容易受到情緒的影響， 表現(xiàn)為在高趨近動(dòng)機(jī)積極情緒下采用反應(yīng)性控制模式的傾向受到抑制。 因此，在此基礎(chǔ)上，實(shí)驗(yàn)二針對(duì)低特質(zhì)心流被試進(jìn)一步考察不同情緒調(diào)節(jié)策略的影響。

4 實(shí)驗(yàn)二 情緒調(diào)節(jié)策略的使用對(duì)低特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制的影響

4.1 被試

60 名低特質(zhì)心流體育生參與實(shí)驗(yàn)二，剔除因樣本缺失值較多的無(wú)效數(shù)據(jù)后，剩余44 人（其中男性38 人），年齡范圍為18～25 歲，均為右利手，近期對(duì)此類實(shí)驗(yàn)無(wú)接觸。被試分為兩組，一組24 人（其中男性19 人），另一組20 人（其中男性19 人），兩組被試的特質(zhì)心流得分無(wú)顯著差異（p＝0.976）。兩組被試隨機(jī)分配，接受一種情緒調(diào)節(jié)策略。

4.2 實(shí)驗(yàn)材料與任務(wù)

范式同實(shí)驗(yàn)一。

4.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用3（情緒調(diào)節(jié)策略：基線組（實(shí)驗(yàn)一低心流組）、認(rèn)知重評(píng)組、表達(dá)抑制組）×2（積極情緒趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度：高趨組、低趨組）的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。 積極情緒趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度是被試內(nèi)變量， 情緒調(diào)節(jié)策略為被試間變量。 因變量為AY 和BX 序列的反應(yīng)時(shí)和正確率。

4.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)程序同實(shí)驗(yàn)一， 但實(shí)驗(yàn)二的指導(dǎo)語(yǔ)另添加了兩種情緒調(diào)節(jié)的指導(dǎo)語(yǔ)。

表達(dá)抑制策略指導(dǎo)語(yǔ)： 里面的圖片內(nèi)容可能會(huì)引起您產(chǎn)生某種情緒，請(qǐng)盡量掩飾您的表情，不要讓別人看出您的真實(shí)感受。例如：出現(xiàn)了您喜歡的一款美食，即使很想吃，也不要讓別人看出來(lái)。

認(rèn)知重評(píng)策略指導(dǎo)語(yǔ)： 里面的圖片內(nèi)容可能會(huì)引起您產(chǎn)生某種情緒， 請(qǐng)您盡量保持客觀理智的態(tài)度，思考它們的不同方面。 例如：出現(xiàn)了一幅美食圖片，您很想吃，就告訴自己“吃美食會(huì)長(zhǎng)胖”“不干凈”等來(lái)降低自己的渴望。

研究證明，該指導(dǎo)語(yǔ)的信效度良好（鐘建安等，2011），能夠有效地引導(dǎo)被試采用認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制策略。

4.5 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

對(duì)AY 序列上的反應(yīng)時(shí)進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，62）＝1.51，p＝0.224，η2p＝0.02；策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （2，62）＝0.28，p＝0.754，η2p＝0.01； 情緒與策略的交互作用不顯著，F(xiàn) （2，62）＝0.97，p＝0.385，η2p＝0.03。

對(duì)AY 序列上的正確率進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，62）＝0.04，p＝0.853，η2p＝0.001；策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （2，62）＝0.58，p＝0.563，η2p＝0.02； 情緒與策略的交互作用不顯著，F(xiàn) （2，62）＝0.89，p＝0.417，η2p＝0.03。

對(duì)BX 序列上的反應(yīng)時(shí)進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)（1，62）＝2.93，p＝0.092，η2p＝0.05； 策略的主效應(yīng)邊緣顯著，F(xiàn) （2，62）＝2.60，p＝0.082，η2p＝0.08；表達(dá)抑制組BX 序列反應(yīng)時(shí)顯著高于基線組，而認(rèn)知重評(píng)組與表達(dá)抑制和認(rèn)知重評(píng)組與基線組差異均不顯著； 情緒與策略的交互作用不顯著，F(xiàn)（2，62）＝1.42，p＝0.250，η2p＝0.25。

對(duì)BX 序列上的正確率進(jìn)行方差分析： 情緒的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1，62）＝0.001，p＝0.951，η2p＝0.001；策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （2，62）＝1.44，p＝0.245，η2p＝0.04； 情緒與策略的交互作用不顯著，F(xiàn) （2，62）＝1.32，p＝0.273，η2p＝0.04。

5 討論

本研究發(fā)現(xiàn)， 情緒對(duì)不同特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制能力的影響不同， 低特質(zhì)心流個(gè)體更容易受到情緒影響， 而使用情緒調(diào)節(jié)策略可以有效調(diào)節(jié)情緒對(duì)此類體育生認(rèn)知控制的影響。

實(shí)驗(yàn)一首先發(fā)現(xiàn)， 高低特質(zhì)心流體育生的主動(dòng)性控制能力無(wú)顯著差異， 但高特質(zhì)心流體育生的反應(yīng)性控制能力優(yōu)于低特質(zhì)心流體育生。 主動(dòng)性控制模式下，個(gè)體會(huì)主動(dòng)地保持與目標(biāo)相關(guān)的信息，運(yùn)用線索信息做出反應(yīng)準(zhǔn)備。 面對(duì)充滿對(duì)抗和挑戰(zhàn)的運(yùn)動(dòng)， 采用主動(dòng)性控制模式可以幫助個(gè)體保證體育項(xiàng)目的順利完成。有研究表明，高心肺適應(yīng)性個(gè)體更能保證有足夠的資源分配給主動(dòng)性控制的資源， 因而也會(huì)更傾向于采用主動(dòng)性策略 （Pontifex et al.，2011）。此外，高特質(zhì)心流個(gè)體更容易進(jìn)入心流狀態(tài)，日常體驗(yàn)到心流的頻率和質(zhì)量也更高， 進(jìn)而增強(qiáng)個(gè)體對(duì)任務(wù)的集中注意力和抵抗無(wú)關(guān)信息干擾的能力（Csikszentmihalyi， 1990）。 而反應(yīng)性控制則是發(fā)生在干擾發(fā)生后的檢索與修正階段。 高特質(zhì)心流體育生能夠以一種更優(yōu)的方式分配認(rèn)知資源， 可以靈活采用消耗較少認(rèn)知資源的反應(yīng)性控制模式， 也具有更高的認(rèn)知靈活性。

實(shí)驗(yàn)一還發(fā)現(xiàn)， 低特質(zhì)心流體育生更容易受到情緒的影響。 Baumann （2021）提出，高度自帶目的性的個(gè)體比他們的同伴更能忍受挑戰(zhàn)和技能的不平衡，而且可以通過(guò)轉(zhuǎn)變享受高度無(wú)聊和焦慮的環(huán)境。因此高特質(zhì)心流體育運(yùn)動(dòng)員能積極地調(diào)整情緒，進(jìn)而削弱情緒對(duì)自己的影響， 而低特質(zhì)心流體育生則容易受到情緒的影響。以往的研究也發(fā)現(xiàn)，積極情緒也會(huì)影響個(gè)體對(duì)認(rèn)知控制策略的權(quán)衡（Chiew，2021； Dreisbach， 2006； Hefer ＆ Dreisbach，2020； Kerstin ＆ Gesine， 2012； Martin ＆ Kerns，2011； van Wouwe et al.， 2011）， 但探究積極情緒的動(dòng)機(jī)維度對(duì)認(rèn)知控制影響的研究較少。 本研究關(guān)注到這一具體維度的作用， 發(fā)現(xiàn)不同趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的積極情緒會(huì)影響低特質(zhì)心流體育生對(duì)認(rèn)知控制模式的權(quán)衡。 具體表現(xiàn)為，高趨近動(dòng)機(jī)積極情緒下，低心流體育生采用反應(yīng)性控制策略的反應(yīng)時(shí)顯著長(zhǎng)于高心流組，表明他們采用該策略的傾向受到了抑制。這意味著當(dāng)刺激或環(huán)境變化時(shí)， 低特質(zhì)心流個(gè)體更難克服反應(yīng)定勢(shì)， 面對(duì)沖突時(shí)無(wú)法靈活地運(yùn)用即時(shí)出現(xiàn)的任務(wù)相關(guān)信息去解決。

實(shí)驗(yàn)二首先發(fā)現(xiàn)，使用情緒調(diào)節(jié)策略后，低特質(zhì)心流體育生在不同趨近動(dòng)機(jī)積極情緒下采用反應(yīng)性控制策略的傾向不再存在顯著差異， 表明情緒調(diào)節(jié)策略的使用提高了個(gè)體的反應(yīng)靈活性。 以往研究發(fā)現(xiàn)， 情緒調(diào)節(jié)策略可以通過(guò)調(diào)節(jié)情緒的動(dòng)機(jī)強(qiáng)度進(jìn)而影響認(rèn)知加工。 例如，Juergensen 和Demaree（2015）也發(fā)現(xiàn)認(rèn)知重評(píng)可以改變個(gè)體對(duì)食物渴望或回避的強(qiáng)度，進(jìn)而影響個(gè)體的認(rèn)知控制。 本研究中，情緒調(diào)節(jié)策略的使用減少了高趨近動(dòng)機(jī)積極情緒對(duì)低心流體育生的影響， 促進(jìn)了此類個(gè)體采用反應(yīng)性控制策略的傾向。

實(shí)驗(yàn)二同時(shí)還發(fā)現(xiàn)， 表達(dá)抑制策略的使用會(huì)降低低特質(zhì)心流體育生采用主動(dòng)性控制的傾向， 更偏向于使用反應(yīng)性控制策略，消耗更少的認(rèn)知資源，遭遇沖突時(shí)能夠靈活應(yīng)對(duì)， 促進(jìn)動(dòng)作向自動(dòng)化的方向發(fā)展。 此結(jié)果與王琬和姜媛（2018）的研究結(jié)果較為一致。同時(shí)他們指出，表達(dá)抑制策略通過(guò)抑制某種情緒，減少對(duì)情緒事件細(xì)節(jié)的關(guān)注，降低個(gè)體的情緒體驗(yàn)，此過(guò)程會(huì)消耗大量的認(rèn)知資源，而個(gè)體在使用主動(dòng)性控制策略時(shí)同樣需要消耗較多的認(rèn)知資源。 而個(gè)體的認(rèn)知資源是有限的 （Sweller et al.， 2019），因此體育運(yùn)動(dòng)員在使用表達(dá)抑制策略后， 隨著認(rèn)知資源的減少和消耗， 他們的主動(dòng)性控制能力也相應(yīng)地削弱，表現(xiàn)出對(duì)反應(yīng)性控制策略的使用偏向。

綜上， 本研究具有一定的理論和實(shí)踐意義。 首先， 以往研究很少將人格特質(zhì)和情緒結(jié)合來(lái)考察它們對(duì)個(gè)體認(rèn)知控制模式的影響。 本研究從積極情緒下不同動(dòng)機(jī)強(qiáng)度視角考察不同特質(zhì)心流體育生的認(rèn)知控制模式，有助于揭示個(gè)體的差異性，從而可以尋找更加合理有效的措施針對(duì)不同體育生進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)，幫助他們靈活選擇認(rèn)知控制模式，進(jìn)而使其競(jìng)技表現(xiàn)達(dá)到最佳狀態(tài)。因此，在日常訓(xùn)練中應(yīng)多關(guān)注此類體育生的情緒狀態(tài)， 采取有針對(duì)性的情緒調(diào)節(jié)策略幫助低特質(zhì)心流體育生調(diào)節(jié)其情緒狀態(tài)， 進(jìn)而靈活運(yùn)用認(rèn)知控制模式，以促進(jìn)其運(yùn)動(dòng)表現(xiàn)。 例如，對(duì)于容易受到情緒影響的低特質(zhì)心流體育生， 面臨的任務(wù)要求需要較高的認(rèn)知靈活性時(shí)（例如，乒乓球運(yùn)動(dòng)），教練可以采用舒緩放松的音樂(lè)等外部措施誘發(fā)學(xué)生低動(dòng)機(jī)情緒， 從而使學(xué)生在平靜的情緒下保持靈活的反應(yīng)以完成當(dāng)前任務(wù)。

本研究也存在一些不足。首先，實(shí)驗(yàn)選用的情緒材料在喚醒度和趨近動(dòng)機(jī)強(qiáng)度上都存在顯著差異，仍可能產(chǎn)生混淆， 因此之后的研究中應(yīng)嚴(yán)格控制情緒不同維度之間的相互影響。其次，本研究選取的被試是體育生，男女被試樣本量差異過(guò)大，可能會(huì)在一定程度上影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果。 而且日常生活中男女生使用情緒調(diào)節(jié)策略的偏好和習(xí)慣可能也存在差異，日后研究應(yīng)該將性別和其他人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為額外變量加以適當(dāng)?shù)目刂?。最后，由于該校體育生未接觸過(guò)類似的行為實(shí)驗(yàn)，收取的無(wú)效數(shù)據(jù)較多，導(dǎo)致樣本量缺失。之后實(shí)驗(yàn)可以進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量進(jìn)行研究，或者將研究對(duì)象擴(kuò)展到其他被試群體。

6 結(jié)論

（1） 情緒對(duì)不同特質(zhì)心流體育生的認(rèn)知控制權(quán)衡的影響存在差異。 具體表現(xiàn)為高動(dòng)機(jī)趨近積極情緒會(huì)抑制低心流個(gè)體采用反應(yīng)性控制策略的傾向，而對(duì)高特質(zhì)心流體育生的認(rèn)知控制的影響較小。

（2） 情緒調(diào)節(jié)策略可以有效調(diào)節(jié)情緒對(duì)低特質(zhì)心流體育生認(rèn)知控制的影響。