田楊陽 李 東 閆向博 李 曌 崔 倩 蔣重清

(遼寧師范大學(xué)心理學(xué)院, 大連 116029)

1 引言

在人際交往過程中, 當(dāng)一個(gè)人沒有明確地說出其真實(shí)的觀點(diǎn)和意圖時(shí), 面孔表情是少數(shù)能讓人洞察其內(nèi)心世界的線索之一(Ekman et al., 1980)。迄今,有關(guān)表情的研究大部分使用靜態(tài)表情面孔圖片。然而, 現(xiàn)實(shí)生活中所見到的個(gè)體面部表情通常是動(dòng)態(tài)的。不同的表情通過不同的面部動(dòng)作單元(FAUs)組合來表達(dá)、產(chǎn)生高度特定的面部肌肉運(yùn)動(dòng)。除了它們的空間關(guān)系外, 這些面部動(dòng)作單元還具有精確的時(shí)間組織(Fiorentini & Viviani, 2011; 張琪 等,2015)。有關(guān)動(dòng)態(tài)表情的認(rèn)知加工, 還存在較多爭議和未解之謎。

目前, 已有研究分別提出了兩種自下而上知覺加工動(dòng)態(tài)表情的機(jī)制：平均效應(yīng)和近因效應(yīng)。平均效應(yīng)是指知覺者會(huì)在短時(shí)間內(nèi)對動(dòng)態(tài)表情所包含的系列表情面孔進(jìn)行“平均”而形成總體平均表征(the average summary representation), 并基于此形成對目標(biāo)表情面孔的評價(jià)(Slepian & Carr, 2019)。近因效應(yīng)是指人們對動(dòng)態(tài)表情序列的知覺更容易受到其最后一幀(種)表情的影響(Fang et al., 2018;Hareli et al., 2016)。理論上來說, 這兩種機(jī)制是可以共存的。例如, 當(dāng)動(dòng)態(tài)表情的總體平均表征相同時(shí), 其對比結(jié)果可能由最后一幀表情所帶來的近因效應(yīng)差異決定。而當(dāng)動(dòng)態(tài)表情的最后一幀表情相同時(shí), 其對比結(jié)果則可能由總體平均表征的差異來決定。然而, 目前還尚未見到有研究對上述兩種機(jī)制的關(guān)系進(jìn)行探討。

除自下而上的信息加工外, 人們還會(huì)通過自上而下的方式感知?jiǎng)討B(tài)表情信息。相對于靜態(tài)表情,動(dòng)態(tài)表情所特有的時(shí)間屬性決定了知覺者的先前感知經(jīng)驗(yàn)會(huì)參與動(dòng)態(tài)表情的加工過程。根據(jù)來源的不同, 先前感知經(jīng)驗(yàn)對動(dòng)態(tài)表情情緒評價(jià)的影響可能表現(xiàn)為：表征動(dòng)量效應(yīng)(Palumbo & Jellema, 2013;Yoshikawa & Sato, 2008)、序列依賴效應(yīng)(柳王娟 等,2022)和參照依賴效應(yīng)(李海軍 等, 2013)。

表征動(dòng)量(representational momentum, RM)是指觀察者感知到的運(yùn)動(dòng)物體的最終位置會(huì)沿著物體運(yùn)動(dòng)的方向發(fā)生偏移(董蕊, 2015; Freyd, 1987)。Yoshikawa 和Sato (2008)發(fā)現(xiàn)人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)表情的情緒強(qiáng)度時(shí)會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng)。他們要求被試觀看由中性到6 種基本情緒(憤怒、厭惡、恐懼、快樂、悲傷和驚訝)之一的動(dòng)態(tài)表情, 然后讓被試選擇一張與動(dòng)態(tài)表情序列中最后一幀的表情強(qiáng)度相同的靜態(tài)面孔, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)被試所選擇的靜態(tài)表情面孔, 比動(dòng)態(tài)表情最后一幀表情面孔的實(shí)際情緒強(qiáng)度更高(Yoshikawa & Sato, 2008)。Palumbo 和Jellema(2013)認(rèn)為人們在觀看規(guī)律性動(dòng)態(tài)變化的表情面孔后, 會(huì)不自覺地預(yù)測目標(biāo)個(gè)體隨后的情緒狀態(tài), 該“預(yù)測”會(huì)對當(dāng)下表情面孔的情緒評估產(chǎn)生與“預(yù)測”一致的偏向性影響, 從而表現(xiàn)為表征動(dòng)量效應(yīng), 即“情緒預(yù)期”這一自上而下的加工過程參與了人們對動(dòng)態(tài)表情面孔的情緒評估。前人通過比較同一變化方向(如中性表情逐漸變?yōu)椴煌瑥?qiáng)度的痛苦表情)的不同動(dòng)態(tài)表情, 發(fā)現(xiàn)影響表征動(dòng)量偏移程度的因素有變化速度(Yoshikawa & Sato, 2008)、變化強(qiáng)度(Dozolme et al., 2018; Prigent et al., 2018)等。但上述研究未對動(dòng)態(tài)表情的總體平均表征這一變量進(jìn)行操縱比較, 也未探討動(dòng)態(tài)表情變化方向這一因素是否會(huì)調(diào)節(jié)表征動(dòng)量偏移的程度。

序列依賴(serial dependence)效應(yīng)是指人們對目標(biāo)面孔進(jìn)行判斷評估時(shí), 評價(jià)結(jié)果會(huì)因先前出現(xiàn)的知覺事件而產(chǎn)生偏差, 表現(xiàn)為對當(dāng)前刺激(N)的評價(jià)結(jié)果會(huì)偏向先前刺激(N-1), 出現(xiàn)同化效應(yīng)(柳王娟 等, 2022)。已有研究證明了人們在評價(jià)表情面孔的情緒強(qiáng)度時(shí)會(huì)出現(xiàn)序列依賴效應(yīng)(Mei et al., 2019)。

參照依賴(reference dependence)效應(yīng)是指人們在決策時(shí)往往隱含著一定的參考標(biāo)準(zhǔn)(Kahneman &Tversky, 1979; 李海軍 等, 2013)。根據(jù)來源的不同,參照標(biāo)準(zhǔn)又可分為外部參照(錨定效應(yīng))和內(nèi)部參照。其中, 內(nèi)部參照是指知覺者在決策時(shí)會(huì)綜合短期內(nèi)已感知到的刺激而形成一個(gè)參考值, 并以心理表征的方式儲(chǔ)存在記憶中, 然后他們在對當(dāng)前目標(biāo)刺激進(jìn)行感知評估時(shí)會(huì)不斷地與其進(jìn)行比較, 從而得到一個(gè)相對評價(jià)(Dyjas et al., 2012)。具體表現(xiàn)為目標(biāo)刺激在正偏態(tài)分布(評分較低的實(shí)驗(yàn)刺激更多)的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中得到的評分比在負(fù)偏態(tài)分布(評分較高的實(shí)驗(yàn)刺激更多)中得到的評分會(huì)更高(Parducci& Wedell, 1986)。例如Wedell 等人(1987)通過讓被試依次評價(jià)單個(gè)面孔照片的吸引力, 發(fā)現(xiàn)當(dāng)目標(biāo)面孔照片處于低吸引力面孔的刺激材料組中時(shí), 比該面孔處在高吸引力組得到的吸引力評分會(huì)更高。這說明被試會(huì)基于所評價(jià)的系列刺激材料形成一個(gè)內(nèi)部參照標(biāo)準(zhǔn), 然后基于此標(biāo)準(zhǔn)對當(dāng)前刺激做出相對地評價(jià), 即形成參照依賴效應(yīng)。由于面孔吸引力和情緒的評價(jià)存在相關(guān)性(劉俊材 等, 2021), 因此我們假設(shè), 人們在評價(jià)表情面孔的情緒時(shí)也可能會(huì)出現(xiàn)參照依賴效應(yīng)。

綜上所述, 動(dòng)態(tài)表情知覺加工可能會(huì)涉及多種機(jī)制, 而有關(guān)這些機(jī)制的效應(yīng)各執(zhí)一詞。如平均效應(yīng)認(rèn)為人們對動(dòng)態(tài)表情的感知結(jié)果取決于該動(dòng)態(tài)表情中系列表情的總體平均表征(Slepian & Carr,2019); 近因效應(yīng)的觀點(diǎn)則支持人們對動(dòng)態(tài)表情面孔的評價(jià)更容易受到其最后一幀(種)表情的影響(Hareli et al., 2016); 表征動(dòng)量效應(yīng)卻強(qiáng)調(diào)感知結(jié)果會(huì)受到動(dòng)態(tài)表情變化方向和最后一幀表情強(qiáng)度的交互影響(Yoshikawa & Sato, 2008)。簡而言之, 當(dāng)綜合考慮動(dòng)態(tài)表情的總體平均表征、變化方向和最后一幀表情的特點(diǎn)這三個(gè)因素時(shí), 動(dòng)態(tài)表情感知評價(jià)過程中多重機(jī)制之間的關(guān)系尚未厘清。另外, 人們在對目標(biāo)面孔進(jìn)行知覺判斷時(shí)都是在特定的環(huán)境中進(jìn)行的, 并受到環(huán)境的影響。比如, 對當(dāng)前刺激的評價(jià)會(huì)受到先前呈現(xiàn)的刺激材料的影響, 主要表現(xiàn)為序列依賴效應(yīng)(Mei et al., 2019)和參照依賴效應(yīng)(Dyjas et al., 2012)。已有研究發(fā)現(xiàn)人們在評價(jià)目標(biāo)面孔的情緒強(qiáng)度時(shí)會(huì)出現(xiàn)序列依賴效應(yīng)(Mei et al., 2019), 但是否會(huì)出現(xiàn)參照依賴效應(yīng)還未見報(bào)告。

此外, 前人研究多在西方文化背景下關(guān)注負(fù)性情緒的動(dòng)態(tài)表情(Fang et al., 2018; Hareli et al.,2016), 且評價(jià)指標(biāo)多選用較為單一的情緒強(qiáng)度(intensity) (Dozolme et al., 2018; Prigent et al., 2018;Yoshikawa & Sato, 2008)。然而中國作為禮儀之邦,人們的情緒表達(dá)一般比較含蓄內(nèi)斂, 微笑表情最為常見, 突然翻臉的情況(比如不同表情類型切換)非常鮮見。在生活中, 當(dāng)我們看到一張綻開中的笑臉與一張收斂中的笑臉時(shí), 感受到的差異又是明顯的。因此, 本研究擬采用動(dòng)態(tài)高興表情作為實(shí)驗(yàn)材料。關(guān)于動(dòng)態(tài)表情的評價(jià)指標(biāo), 我們選用了比較全面的效價(jià)、喚醒度和優(yōu)勢度三維度(Mehrabian &Russell, 1974), 通過3 個(gè)實(shí)驗(yàn), 以期更系統(tǒng)地揭示人們對動(dòng)態(tài)高興表情的情緒感知特點(diǎn)。

實(shí)驗(yàn)1 通過操縱動(dòng)態(tài)表情的強(qiáng)度變化方向和總體平均表征, 探討二者對動(dòng)態(tài)表情面孔情緒三維度評價(jià)的影響, 旨在厘清平均效應(yīng)和近因效應(yīng)之間的關(guān)系。實(shí)驗(yàn)2 在實(shí)驗(yàn)1 的基礎(chǔ)上, 將總體平均表征因素的兩個(gè)水平(75%高興、25%高興)分別設(shè)置在實(shí)驗(yàn)2a 和2b 中, 并增設(shè)了相應(yīng)的靜態(tài)表情圖片條件作為基線比較, 以重點(diǎn)觀察動(dòng)態(tài)表情評價(jià)的表征動(dòng)量效應(yīng)。然后通過綜合分析實(shí)驗(yàn)2a 和2b 中動(dòng)態(tài)表情的知覺結(jié)果, 旨在探明強(qiáng)度變化方向和總體平均表征對表征動(dòng)量效應(yīng)的影響。最后本研究還會(huì)對實(shí)驗(yàn)中重復(fù)出現(xiàn)的圖片條件所得評價(jià)結(jié)果進(jìn)行比較, 以觀察表情情緒評價(jià)中的參照依賴效應(yīng)。

2 實(shí)驗(yàn)1：動(dòng)態(tài)高興表情的總體平均表征和強(qiáng)度變化方向?qū)η榫w維度評價(jià)的影響

本實(shí)驗(yàn)旨在探討動(dòng)態(tài)高興表情情緒評價(jià)中平均效應(yīng)和近因效應(yīng)之間的關(guān)系。為了使變化量更易于理解, 所有動(dòng)態(tài)表情的變化強(qiáng)度被量化為50%,即從中性到微笑(50%高興), 以及從微笑(50%高興)到大笑(100%高興)。綜合考慮生態(tài)效度和實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)后, 動(dòng)態(tài)高興表情的總體平均表征為 75%高興和25%高興。

2.1 方法

2.1.1 被試

一方面, 基于以往關(guān)于動(dòng)態(tài)表情面孔情緒評價(jià)研究中的樣本量(16～33 人) (Palumbo & Jellema,2013; Yoshikawa & Sato, 2008), 另一方面, 采用方便取樣法, 招募某大學(xué)的6 名學(xué)生(女生5 人), 平均年齡為23.67 歲(SD= 1.25 歲)進(jìn)行預(yù)實(shí)驗(yàn), 使用Gpower_3.1.9 軟件對預(yù)實(shí)驗(yàn)的6 名被試的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析, 通過有統(tǒng)計(jì)意義的變量中最小的η2p= 0.635計(jì)算得出的效應(yīng)量大于0.4, 本研究采用中等效應(yīng)量effect sizef= 0.25、α = 0.05、1 - β = 0.80 (溫芳芳 等, 2022), 計(jì)算得出需要樣本量24 人, 考慮到可能有一些需要剔除的數(shù)據(jù)后, 最終計(jì)劃樣本量為32 人。在正式實(shí)驗(yàn)階段通過廣告招募26 人, 結(jié)合預(yù)實(shí)驗(yàn)的6 人, 被試量共計(jì)32 人(女生18 人), 平均年齡22.3 歲(SD= 2.47 歲), 無色盲或面孔失認(rèn)癥,視力或矯正視力正常, 均為右利手。

2.1.2 設(shè)計(jì)與材料

實(shí)驗(yàn)1 采用2 (強(qiáng)度變化方向：從弱到強(qiáng)、從強(qiáng)到弱) × 2 (總體平均表征：75%高興、25%高興)的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 由此所得各實(shí)驗(yàn)處理示意見表1。因變量為情緒效價(jià)、喚醒度和優(yōu)勢度評分值, 評價(jià)采用7 點(diǎn)評分。

表1 實(shí)驗(yàn)1 各實(shí)驗(yàn)處理示意

實(shí)驗(yàn)材料從中國情緒圖片庫(龔栩 等, 2011)中挑選132 張中性面孔(66 男、66 女)和132 張高興面孔(66 男、66 女), 中性和高興面孔來自于同一身份。隨后在某高校通過廣告招募37 人(女生22 人), 平均年齡為23.22 歲(SD= 2.63 歲), 他們需要完成身份識(shí)別任務(wù), 即對同一身份下的兩張面孔(中性和高興)進(jìn)行是否確為同一身份的驗(yàn)證。被試在參加該實(shí)驗(yàn)后均不能參加后續(xù)正式實(shí)驗(yàn)。雖然有研究指出在動(dòng)態(tài)表情變化的過程中, 不同身份(性別相同)的平滑過渡并不會(huì)影響人們對最終面孔情緒的評價(jià)(Palumbo & Jellema, 2013; Ying & Xu, 2017)。但為了使實(shí)驗(yàn)結(jié)果的效度更高, 本研究挑選了在身份驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)中, 身份認(rèn)同度高于80%的120 對(60 男、60 女)面孔作為正式階段的材料和3 對面孔(2 女、1男)作為練習(xí)階段的材料。

選用FantMorph5 軟件(http://www.fantamorph.com/index.html)進(jìn)行動(dòng)態(tài)表情序列的材料制作。將同一身份下的面孔圖片, 以5%的高興表情強(qiáng)度為增量,從中性(高興表情強(qiáng)度為0)向高興(最高高興表情強(qiáng)度為100%)進(jìn)行變形。這樣一個(gè)身份會(huì)輸出21 張靜態(tài)的表情面孔, 123 個(gè)身份總共生成了2583 張面孔照片。

在實(shí)驗(yàn)中, 所有動(dòng)態(tài)高興表情變化的程度(范圍)均為50% (如中性-50%高興)。因此, 每個(gè)身份下的動(dòng)態(tài)表情序列制作需要11 張面孔。參照前人研究(Ambadar et al., 2005; Fang et al., 2018;Hoffmann et al., 2010; Palumbo & Jellema, 2013;Sato & Yoshikawa, 2004), 圖片序列的第一張和最后一張呈現(xiàn)時(shí)間為300 ms, 在剩余的9 張面孔中,每張面孔呈現(xiàn)33 ms (30 幀/秒), 總時(shí)長為897 ms(300 × 2 + 33 × 9 = 897)。每個(gè)身份能制作4 個(gè)動(dòng)態(tài)表情序列(見圖1)。

圖1 表情動(dòng)態(tài)變化過程示意圖

2.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)在安靜舒適、隔音效果良好的實(shí)驗(yàn)室中進(jìn)行, 采用E-prime 2.0 編程和呈現(xiàn)刺激圖片。實(shí)驗(yàn)分為練習(xí)階段和正式階段, 兩者實(shí)驗(yàn)流程一致。首先呈現(xiàn)指導(dǎo)語, 對需要評價(jià)的效價(jià)、喚醒度、優(yōu)勢度進(jìn)行解釋說明, 被試完全理解指導(dǎo)語后可進(jìn)入練習(xí)階段。練習(xí)共有12 個(gè)試次, 主試確認(rèn)被試已完全理解實(shí)驗(yàn)流程后, 開始進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。

在實(shí)驗(yàn)中, 每個(gè)試次的流程如下：首先在屏幕中央呈現(xiàn)500 ms 的注視點(diǎn)“+”, 其次呈現(xiàn)一個(gè)持續(xù)897 ms 的動(dòng)態(tài)表情序列, 最后隨機(jī)呈現(xiàn)一個(gè)情緒維度和7 點(diǎn)評分量表, 被試需針對情緒維度描述詞來評價(jià)動(dòng)態(tài)表情面孔最后一幀表情的情緒, 評價(jià)時(shí)沒有時(shí)間限制。被試完成評價(jià)后, 進(jìn)入下一試次(流程圖見圖2)。一個(gè)試次僅需要評價(jià)一次情緒。對情緒三個(gè)維度的解釋主要參照了Liu 等人(2021)在實(shí)驗(yàn)中所做的解釋, 但是與Liu 等人(2021)要求被試直接評價(jià)對情緒刺激的感受不同, 為了幫助被試做出相對更客觀的評價(jià), 我們指導(dǎo)被試以觀察者身份去評價(jià)刺激圖片所表現(xiàn)出來的情緒特性。因此在屏幕上呈現(xiàn)：“你覺得他/她的情緒效價(jià)如何？”, 1 代表“非常不愉快”, 7 代表“非常愉快”; “你覺得他/她的情緒喚醒度如何？”, 1 代表“非常平靜”, 7 代表“非常激動(dòng)”; “你覺得他/她的情緒優(yōu)勢度如何？”, 1代表“支配感非常低”, 7 代表“支配感非常高”。此外,為了幫助參與者更好地了解各個(gè)情緒維度所代表的含義, 本研究還使用了Bradley 和Lang (1994)繪制的小人圖, 并從中選擇了代表情緒維度評分最低、中間和最高的小人。這些小人分別對應(yīng)量表中的1 分、4 分和7 分(見圖3)。

圖2 實(shí)驗(yàn)流程圖

在實(shí)驗(yàn)過程中, 三個(gè)情緒維度為三個(gè)區(qū)組, 且出現(xiàn)的順序隨機(jī), 每個(gè)區(qū)組有120 個(gè)試次, 分別代表120 個(gè)身份(即每個(gè)區(qū)組身份不重復(fù)), 每個(gè)身份的動(dòng)態(tài)表情序列隨機(jī)呈現(xiàn), 總共360 個(gè)試次。被試每完成一個(gè)區(qū)組后休息一分鐘。

2.2 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

實(shí)驗(yàn)結(jié)果采用SPSS 22.0 進(jìn)行2 (強(qiáng)度變化方向：從弱到強(qiáng) 、從強(qiáng)到弱) × 2 (總體平均表征：75%高興、25%高興)兩因素重復(fù)測量方差分析, 具體分析結(jié)果如下。

2.2.1 情緒效價(jià)

總體平均表征主效應(yīng)顯著,F(1, 31) = 184.90,p＜ 0.001, η2p= 0.86; 強(qiáng)度變化方向和總體平均表征的交互作用顯著,F(1, 31) = 7.99,p= 0.008, η2p=0.21。對二者進(jìn)行簡單效應(yīng)分析結(jié)果見圖4, 其中p值經(jīng)過Bonferroni 多重比較檢驗(yàn)方法進(jìn)行校正。

圖4 總體平均表征與強(qiáng)度變化方向?qū)Ρ砬榍榫w維度評價(jià)的影響

總體平均表征都為 75%高興時(shí), 100%高興-50%高興的效價(jià)評分(M= 3.84,SD= 0.75)顯著低于50%高興-100%高興的評分(M= 5.40,SD= 0.55),F(1, 31) = 154.50,p＜ 0.001, η2p= 0.83, 95% CI =[-1.82, -1.30]。

總體平均表征都為25%高興時(shí), 50%高興-中性的效價(jià)評分(M= 3.08,SD= 0.73)顯著低于中性-50%高興的評分(M= 4.87,SD= 0.61),F(1, 31) =180.14,p＜ 0.001, η2p= 0.85, 95% CI = [-2.07,-1.52]。

此外, 對最后一幀表情相同的100%高興-50%高興和中性-50%高興兩個(gè)實(shí)驗(yàn)條件的效價(jià)評分進(jìn)行配對樣本t檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)：前者顯著低于后者,t(31) = -9.15,p＜ 0.001, Cohen'sd= 1.62, 95% CI =[-1.27, -0.81]。然后將4 個(gè)實(shí)驗(yàn)條件的效價(jià)評分與“4” (7 點(diǎn)評分里的中點(diǎn), 理論上的中性值)做單樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)100%高興-50%高興的效價(jià)評分與“4”差異不顯著, 即被知覺為中性效價(jià)。其他條件均與“4”差異顯著, 具體見表2。

表2 實(shí)驗(yàn)1 各組表情圖片情緒三維度評分的單樣本t 檢驗(yàn)(檢驗(yàn)值為4)

2.2.2 喚醒度

總體平均表征主效應(yīng)顯著,F(1, 31) = 9.95,p=0.004, η2p= 0.24, 95% CI = [0.12, 0.58], 75%高興的喚醒度評分(M= 4.13,SD= 0.91)顯著高于25%高興(M= 3.78,SD= 1.00)的評分。將4 個(gè)實(shí)驗(yàn)條件的喚醒度評分與“4”做單樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)結(jié)果均不顯著, 具體見表2。

2.2.3 優(yōu)勢度

總體平均表征主效應(yīng)顯著,F(1, 31) = 31.36,p＜ 0.001, η2p= 0.50; 強(qiáng)度變化方向和總體平均表征的交互作用顯著,F(1, 31) = 7.32,p= 0.011, η2p=0.19, 對二者進(jìn)行簡單效應(yīng)分析結(jié)果見圖4, 其中p值經(jīng)過Bonferroni 多重比較檢驗(yàn)方法進(jìn)行校正。

總體平均表征為75%高興時(shí), 100%高興-50%高興的優(yōu)勢度評分(M= 4.23,SD= 0.59)顯著高于50%高興-100%高興的評分(M= 3.22,SD= 0.83),F(1, 31) = 27.29,p＜ 0.001, η2p= 0.47, 95% CI =[0.62, 1.42]。

總體平均表征為25%高興時(shí), 50%高興-中性的優(yōu)勢度評分(M= 4.76,SD= 0.71)顯著高于中性-50%高興的評分(M= 3.49,SD= 0.56),F(1, 31) =44.01,p＜ 0.001, η2p= 0.59, 95% CI = [0.88, 1.66]。

此外, 單獨(dú)對 100%高興-50%高興和中性-50%高興兩個(gè)實(shí)驗(yàn)條件的優(yōu)勢度評分進(jìn)行配對樣本t檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)：前者顯著高于后者,t(31) = 5.07,p＜ 0.001, Cohen'sd= 0.90, 95% CI = [0.45, 1.05]。將4 個(gè)實(shí)驗(yàn)條件的優(yōu)勢度評分與“4”做單樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)結(jié)果均與“4”差異顯著, 具體見表2。

2.3 討論

實(shí)驗(yàn)1 發(fā)現(xiàn)人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)高興表情序列中最后一幀表情的情緒效價(jià)、喚醒度和優(yōu)勢度時(shí), 動(dòng)態(tài)表情面孔的總體平均表征主效應(yīng)顯著, 這一實(shí)驗(yàn)結(jié)果支持了平均效應(yīng)(Slepian & Carr, 2019)。當(dāng)兩組動(dòng)態(tài)表情總體平均表征相同時(shí), 表情由弱到強(qiáng)變化的面孔比由強(qiáng)到弱變化的面孔效價(jià)評分更高, 優(yōu)勢度評分更低。如果兩組動(dòng)態(tài)表情的總體平均表征相同且變化的程度(范圍)都被量化為50%, 那么由弱到強(qiáng)變化的動(dòng)態(tài)表情序列(如50%高興-100%高興)中最后一幀表情強(qiáng)度要高于由強(qiáng)到弱的動(dòng)態(tài)表情(如100%高興-50%高興)。因此這一結(jié)果也說明了動(dòng)態(tài)表情總體平均表征相同時(shí), 最后一幀表情強(qiáng)度越高的面孔會(huì)得到更高的效價(jià)評分和更低的優(yōu)勢度評分, 出現(xiàn)近因效應(yīng)(Fang et al., 2018; Hareli et al.,2016)。

此外, 本研究還發(fā)現(xiàn)效價(jià)評分越高的表情面孔所表現(xiàn)出的支配感或控制感越低, 而優(yōu)勢度(dominance)具有相對性的特點(diǎn), 他人面孔支配感評估越高, 自我評估越低(Ueda et al., 2017), 即被試在看到正性表情面孔后, 認(rèn)為自己的支配地位更高, 控制感更高。這一結(jié)果支持了前人研究(劉俊材等, 2021; Liu et al., 2021; 劉濤生 等, 2006; Warriner et al., 2013)。

據(jù)本研究發(fā)現(xiàn), 人們在評價(jià)表情面孔的喚醒度時(shí)并未出現(xiàn)近因效應(yīng)。這可能是因?yàn)閱拘讯戎饕溉藗兛吹侥繕?biāo)面孔時(shí)所產(chǎn)生的興奮程度(劉俊材等, 2021; Mehrabian & Russell, 1974)。雖然動(dòng)態(tài)表情的變化方向(最后一幀表情)不同, 但他們的變化范圍都是50%強(qiáng)度。相同變化范圍的動(dòng)態(tài)高興表情可能引起相同興奮程度的反應(yīng)。單樣本t檢驗(yàn)的實(shí)驗(yàn)結(jié)果也發(fā)現(xiàn)4 個(gè)動(dòng)態(tài)高興表情均被評價(jià)為中等強(qiáng)度的喚醒度。因此, 未來的研究可通過操縱動(dòng)態(tài)表情變化范圍(程度), 進(jìn)一步探討動(dòng)態(tài)表情喚醒度的感知特點(diǎn)。

本實(shí)驗(yàn)還比較了最后一幀表情相同的動(dòng)態(tài)表情序列, 發(fā)現(xiàn)當(dāng)動(dòng)態(tài)表情的最后一幀表情相同時(shí),表情由弱到強(qiáng)變化的面孔(中性-50%高興)比由強(qiáng)到弱的面孔(100%高興-50%高興)效價(jià)評分更高,優(yōu)勢度評分更低。這意味著總體平均表征更高的動(dòng)態(tài)高興表情所得到的效價(jià)評分并不總是更高(即不符合平均效應(yīng))。而且, 在將實(shí)驗(yàn)1 中每個(gè)動(dòng)態(tài)表情類型的效價(jià)評分與“4 (中性效價(jià))”做單樣本t檢驗(yàn)后還發(fā)現(xiàn)100%高興-50%高興的面孔被評價(jià)為中性效價(jià); 50%高興-中性被評為負(fù)性效價(jià)。這些現(xiàn)象可能表現(xiàn)出了動(dòng)態(tài)表情情緒評價(jià)的表征動(dòng)量效應(yīng),即情緒感知結(jié)果會(huì)向表情變化的方向做進(jìn)一步延伸(Yoshikawa & Sato, 2008)。

3 實(shí)驗(yàn)2a: 表情強(qiáng)度在50%和100%之間變化和不變化的高興表情情緒三維度評價(jià)

實(shí)驗(yàn)1 發(fā)現(xiàn)人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)高興表情的效價(jià)和優(yōu)勢度時(shí), 可能會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng)。但這主要是通過將兩類動(dòng)態(tài)變化表情(100%高興-50%高興表情, 以及50%高興-中性表情)的評價(jià)值分別與理論中性值(7 點(diǎn)評分的中點(diǎn)4)比較而得出的。為了進(jìn)一步探索驗(yàn)證該現(xiàn)象, 我們設(shè)計(jì)了實(shí)驗(yàn)2a 和2b, 針對以上兩類動(dòng)態(tài)變化表情, 并分別引入了與其中某動(dòng)態(tài)表情系列最后一幀表情強(qiáng)度相同的靜態(tài)表情面孔圖片條件, 以便更直接地探究表征動(dòng)量效應(yīng)。

3.1 方法

3.1.1 被試

使用Gpower_3.1.9 軟件計(jì)算得出需要樣本量24 人, 通過廣告招募被試32 人, 其中1 名被試未按照指導(dǎo)語進(jìn)行評價(jià), 被視為無效數(shù)據(jù), 因此實(shí)際回收有效數(shù)據(jù)31 份(女生18 人), 平均年齡22.13 歲(SD= 2.95 歲), 無色盲或面孔失認(rèn)癥, 視力或矯正視力正常, 均為右利手。

3.1.2 設(shè)計(jì)與材料

采用2 (最后一幀表情強(qiáng)度：50%高興、100%高興) × 2 (表情狀態(tài)：動(dòng)態(tài)、靜態(tài))的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 由此所得各實(shí)驗(yàn)處理示意見表 3。因變量為情緒效價(jià)、喚醒度和優(yōu)勢度評分值, 評價(jià)采用 7點(diǎn)評分。

表3 實(shí)驗(yàn)2a 各實(shí)驗(yàn)處理示意

材料的選取和制作同實(shí)驗(yàn)1。其中, 動(dòng)態(tài)表情序列呈現(xiàn)時(shí)間依舊為897 ms, 靜態(tài)表情面孔同樣呈現(xiàn)897 ms。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

同實(shí)驗(yàn)1

3.2 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

實(shí)驗(yàn)結(jié)果采用SPSS 22.0 進(jìn)行2 (最后一幀表情強(qiáng)度：50%高興、100%高興) × 2 (表情狀態(tài)：動(dòng)態(tài)、靜態(tài))兩因素重復(fù)測量方差分析, 具體分析結(jié)果如下。

3.2.1 情緒效價(jià)

動(dòng)態(tài)高興表情的最后一幀表情強(qiáng)度和表情狀態(tài)的交互作用顯著,F(1, 30) = 68.30,p＜ 0.001, η2p=0.70。對二者進(jìn)行簡單效應(yīng)分析結(jié)果見圖5, 其中p值經(jīng)過Bonferroni 多重比較檢驗(yàn)方法進(jìn)行校正：

圖5 最后一幀表情強(qiáng)度和表情狀態(tài)對表情情緒維度評價(jià)的影響

最后一幀表情強(qiáng)度為50%高興時(shí), 100%高興-50%高興的效價(jià)評分(M= 3.28,SD= 0.71)顯著低于靜態(tài)50%高興表情的評分(M= 4.05,SD= 0.53),F(1, 30) = 38.98,p＜ 0.001, η2p= 0.57, 95% CI =[-1.02, -0.52]。

最后一幀表情強(qiáng)度為100%高興時(shí), 50%高興-100%高興的效價(jià)評分(M= 5.32,SD= 0.40)顯著高于靜態(tài)100%高興表情的評分(M= 4.91,SD= 0.42),F(1, 30) = 46.46,p＜ 0.001, η2p= 0.61, 95% CI =[0.28, 0.52]。

為了更好的與實(shí)驗(yàn)1 的結(jié)果進(jìn)行比較, 實(shí)驗(yàn)2還對100%高興-50%高興的效價(jià)評分與“4”做單樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)差異顯著,t(30) = -5.68,p＜ 0.001,Cohen'sd= 2.07, 95% CI = [-0.98, -0.46], 即該表情面孔被評價(jià)為“負(fù)性效價(jià)”。

3.2.2 喚醒度

表情狀態(tài)主效應(yīng)顯著,F(1, 30) = 8.98,p=0.005, η2p= 0.23, 95% CI = [0.10, 0.54], 動(dòng)態(tài)(M=4.17,SD= 1.02)顯著高于靜態(tài)(M= 3.86,SD=0.97)。

3.2.3 優(yōu)勢度

動(dòng)態(tài)高興表情的最后一幀表情強(qiáng)度和表情狀態(tài)的交互作用顯著,F(1, 30) = 19.55,p＜ 0.001, η2p=0.39。對二者進(jìn)行簡單效應(yīng)分析結(jié)果見圖5, 其中p值經(jīng)過Bonferroni 多重比較檢驗(yàn)方法進(jìn)行校正：

最后一幀表情強(qiáng)度為50%高興時(shí), 100%高興-50%高興的優(yōu)勢度評分(M= 4.68,SD= 0.66)顯著高于靜態(tài) 50%高興表情的評分(M= 3.90,SD=0.59),F(1, 30) = 32.47,p＜ 0.001, η2p= 0.52, 95% CI= [0.50, 1.06]。

最后一幀表情強(qiáng)度為100%高興時(shí), 50%高興-100%高興的優(yōu)勢度評分與靜態(tài)100%高興表情評分差異不顯著,F(1, 30) = 0.50,p= 0.49。

3.3 討論

實(shí)驗(yàn)2a 發(fā)現(xiàn)當(dāng)最后一幀表情強(qiáng)度為50%高興時(shí), 動(dòng)態(tài)表情(100%高興-50%高興)的效價(jià)評分顯著低于靜態(tài)表情(靜態(tài)50%高興表情)的評分; 優(yōu)勢度評分顯著高于靜態(tài)表情的評分。當(dāng)最后一幀表情強(qiáng)度為100%高興時(shí), 動(dòng)態(tài)表情(50%高興-100%高興)效價(jià)評分顯著高于靜態(tài)表情(靜態(tài)100%高興表情)的評分。這一結(jié)果說明人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)高興表情面孔的情緒效價(jià)和優(yōu)勢度時(shí)會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng)：以與動(dòng)態(tài)表情最后一幀表情強(qiáng)度相同的靜態(tài)表情為對比條件, 從強(qiáng)到弱變化的動(dòng)態(tài)表情會(huì)獲得更低的效價(jià)評分和更高的優(yōu)勢度評分, 而從弱到強(qiáng)變化的動(dòng)態(tài)表情則獲得更高的效價(jià)評分。

前人研究通過讓被試選擇一張與動(dòng)態(tài)表情序列中最后一幀的表情強(qiáng)度相同的靜態(tài)面孔(Dozolme et al., 2018; Prigent et al., 2018; Yoshikawa & Sato,2008), 或是讓被試對表情圖片的情緒類型進(jìn)行 5點(diǎn)評分(1 為憤怒, 5 為高興; Palumbo & Jellema,2013), 發(fā)現(xiàn)了動(dòng)態(tài)表情情緒評價(jià)的表征動(dòng)量效應(yīng),即動(dòng)態(tài)表情序列中最后一幀表情的感知結(jié)果會(huì)向表情變化的方向進(jìn)一步延伸。本研究參考了Palumbo和Jellema (2013)所使用的研究范式, 通過讓被試對動(dòng)態(tài)表情序列最后一幀表情面孔以及與其強(qiáng)度相同的靜態(tài)表情圖片分別進(jìn)行情緒三維度7 點(diǎn)評分,然后對二者的情緒評分進(jìn)行差異檢驗(yàn), 因變量指標(biāo)更為明確、量化, 不僅對動(dòng)態(tài)表情情緒評價(jià)的表征動(dòng)量效應(yīng)提供了更為直接的證據(jù)支持, 而且還發(fā)現(xiàn)該效應(yīng)會(huì)受到情緒維度的調(diào)節(jié)。具體表現(xiàn)為效價(jià)和優(yōu)勢度評價(jià)會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng), 且優(yōu)勢度評價(jià)只有在變化方向?yàn)閺膹?qiáng)到弱的動(dòng)態(tài)高興表情條件下才會(huì)出現(xiàn)該效應(yīng)。

喚醒度的評價(jià)結(jié)果表現(xiàn)出動(dòng)態(tài)表情序列中最后一幀表情面孔所得喚醒度評分始終高于該表情靜態(tài)呈現(xiàn)時(shí)的評分。Sato 和Yoshikawa (2007)發(fā)現(xiàn)相對于靜態(tài)表情圖片, 人們在看到動(dòng)態(tài)表情圖片序列時(shí), 他們的主觀情緒喚醒度會(huì)更高。在本研究中被試評價(jià)的是表達(dá)者的情緒喚醒度, 發(fā)現(xiàn)表達(dá)者表現(xiàn)出動(dòng)態(tài)表情時(shí)會(huì)被知覺為更高的情緒喚醒度。

由于實(shí)驗(yàn)2a 的動(dòng)態(tài)表情為同一效價(jià)不同強(qiáng)度的動(dòng)態(tài)變化, 當(dāng)動(dòng)態(tài)表情在變化過程中出現(xiàn)不同效價(jià)的表情類型時(shí)(如中性變?yōu)楦吲d), 實(shí)驗(yàn)結(jié)果是否還能支持實(shí)驗(yàn)2a 的結(jié)論？本研究將在實(shí)驗(yàn)2b 中引入中性表情條件。此外, 實(shí)驗(yàn)2a 的結(jié)果表明, 在對100%高興-50%高興的效價(jià)評分進(jìn)行單樣本t檢驗(yàn)時(shí), 該表情面孔被評價(jià)為負(fù)性效價(jià), 這與實(shí)驗(yàn)1 的研究結(jié)果不符(中性效價(jià)), 說明還有其他因素(如參照依賴效應(yīng))影響人們對動(dòng)態(tài)高興表情的情緒感知評價(jià)。具體會(huì)在綜合分析與討論中對參照依賴效應(yīng)進(jìn)行探討。

4 實(shí)驗(yàn)2b: 表情強(qiáng)度在50%高興和中性之間變化和不變化的表情情緒三維度評價(jià)

實(shí)驗(yàn)2b 主要探討跨效價(jià)的動(dòng)態(tài)表情是否依然會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng), 該實(shí)驗(yàn)與實(shí)驗(yàn)2a 的區(qū)別是所研究的動(dòng)態(tài)表情變化類型不同：實(shí)驗(yàn)2a 為同一效價(jià)的表情(50%高興和100%高興)互相變化; 實(shí)驗(yàn)2b 則是跨效價(jià)(中性和高興)的表情互相變化。

4.1 方法

4.1.1 被試

使用Gpower_3.1.9 軟件計(jì)算得出需要樣本量24 人, 通過廣告招募被試32 人, 其中1 名被試未按照指導(dǎo)語進(jìn)行評價(jià), 被視為無效數(shù)據(jù), 因此實(shí)際回收有效數(shù)據(jù)31 份(女生17 人), 平均年齡22.9 歲(SD= 2.83 歲), 無色盲或面孔失認(rèn)癥, 視力或矯正視力正常, 均為右利手。

4.1.2 設(shè)計(jì)與材料

采用2 (最后一幀表情：50%高興、中性) × 2 (表情狀態(tài)：動(dòng)態(tài)、靜態(tài))的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。由此所得各實(shí)驗(yàn)處理示意見表4。因變量為情緒效價(jià)、喚醒度和優(yōu)勢度評價(jià)值, 評價(jià)采用7 點(diǎn)評分。

表4 實(shí)驗(yàn)2b 各實(shí)驗(yàn)處理示意

材料的選取和制作同實(shí)驗(yàn)1。其中, 動(dòng)態(tài)表情序列和靜態(tài)表情呈現(xiàn)時(shí)間為897 ms。

4.1.3 實(shí)驗(yàn)程序

同實(shí)驗(yàn)1

4.2 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

實(shí)驗(yàn)結(jié)果采用SPSS 22.0 進(jìn)行2 (最后一幀表情：50%高興、中性) × 2 (表情狀態(tài)：動(dòng)態(tài)、靜態(tài))兩因素重復(fù)測量方差分析, 具體分析結(jié)果如下。

4.2.1 情緒效價(jià)

動(dòng)態(tài)高興表情的最后一幀表情和表情狀態(tài)的交互作用顯著,F(1, 30) = 52.01,p＜ 0.001, η2p=0.63。對二者進(jìn)行簡單效應(yīng)分析結(jié)果見圖6, 其中p值經(jīng)過Bonferroni 多重比較檢驗(yàn)方法進(jìn)行校正：

圖6 最后一幀表情和表情狀態(tài)對表情情緒維度評價(jià)的影響

最后一幀表情為50%高興時(shí), 中性-50%高興的效價(jià)評分(M= 5.12,SD= 0.56)顯著高于靜態(tài)50%高興表情的評分(M= 4.68,SD= 0.55),F(1, 30) =19.11,p＜ 0.001, η2p= 0.39, 95% CI = [0.24, 0.66]。

最后一幀表情為中性時(shí), 50%高興-中性的效價(jià)評分(M= 3.10,SD= 0.53)顯著低于靜態(tài)中性表情的評分(M= 3.58,SD= 0.59),F(1, 30) = 37.40,p＜ 0.001, η2p= 0.56, 95% CI = [-0.64, -0.32]。

4.2.2 喚醒度

表情狀態(tài)主效應(yīng)顯著,F(1, 30) = 16.88,p＜0.001, η2p= 0.36, 95% CI = [0.22, 0.68]。動(dòng)態(tài)的喚醒度評分(M= 3.87,SD= 1.05)顯著高于靜態(tài)的評分(M= 3.42,SD= 1.07)。

4.2.3 優(yōu)勢度

動(dòng)態(tài)高興表情的最后一幀表情和表情狀態(tài)的交互作用顯著,F(1, 30) = 11.85,p= 0.002, η2p=0.28。對二者進(jìn)行簡單效應(yīng)分析結(jié)果見圖6, 其中p值經(jīng)過Bonferroni 多重比較檢驗(yàn)方法進(jìn)行校正：

最后一幀表情為50%高興時(shí), 中性-50%高興的優(yōu)勢度評分與靜態(tài)50%高興表情評分差異不顯著,F(1, 30) = 1.09,p= 0.31。

最后一幀表情為中性時(shí), 50%高興-中性的優(yōu)勢度評分(M= 4.53,SD= 0.56)顯著高于靜態(tài)中性表情的評分(M= 4.25,SD= 0.61)。F(1, 30) = 10.66,p= 0.003, η2p= 0.26, 95% CI = [0.11, 0.47]。

4.3 討論

實(shí)驗(yàn)2b 結(jié)果發(fā)現(xiàn)最后一幀表情為中性時(shí), 動(dòng)態(tài)表情(50%高興-中性)的效價(jià)評分顯著低于靜態(tài)表情(靜態(tài)中性); 優(yōu)勢度顯著高于靜態(tài)表情。最后一幀表情為50%高興時(shí), 動(dòng)態(tài)表情(中性-50%高興)效價(jià)評分顯著高于靜態(tài)表情(靜態(tài)50%高興表情)。動(dòng)態(tài)表情的喚醒度評分顯著高于靜態(tài)表情的評分。上述結(jié)果支持了實(shí)驗(yàn)2a 的實(shí)驗(yàn)結(jié)論, 并且將其擴(kuò)展到了跨效價(jià)的動(dòng)態(tài)表情變化中(高興和中性互相變化)。即人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)高興表情的情緒效價(jià)和優(yōu)勢度時(shí)會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng), 且優(yōu)勢度的評價(jià)只有在強(qiáng)度變化方向?yàn)閺膹?qiáng)到弱的情況下才會(huì)出現(xiàn)該效應(yīng)。

5 綜合分析

由于實(shí)驗(yàn)2a 和2b 的自變量, 在表情的“強(qiáng)度變化方向”上相同(都包括“由強(qiáng)到弱”和“由弱到強(qiáng)”兩個(gè)方向), 但在“總體平均表征”上不同(分別為75%高興和25%高興)。為了探明這兩個(gè)變量之間在動(dòng)態(tài)表情表征動(dòng)量效應(yīng)中是否出現(xiàn)交互效應(yīng), 我們對這兩個(gè)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行綜合分析。

其次, 為探究人們在評價(jià)表情圖片的情緒時(shí)是否存在參照依賴效應(yīng)及其可能的表現(xiàn)規(guī)律, 本研究還對不同實(shí)驗(yàn)中重復(fù)出現(xiàn)的刺激條件所得的評價(jià)結(jié)果進(jìn)行綜合的分析比較。根據(jù)Parducci 和Wedell(1986)提出的距離-頻率理論(the range-frequency theory), 我們假設(shè)：當(dāng)同一表情條件重復(fù)出現(xiàn)在兩個(gè)實(shí)驗(yàn)中時(shí), 某實(shí)驗(yàn)情境中情緒維度評分低于重復(fù)刺激條件的其他條件越多, 那么重復(fù)刺激條件在該實(shí)驗(yàn)環(huán)境中所得評分越高。

5.1 表征動(dòng)量效應(yīng)

綜合實(shí)驗(yàn)2a (動(dòng)態(tài)表情的總體平均表征為75%高興)和2b (動(dòng)態(tài)表情的總體平均表征為25%高興)的研究結(jié)果, 對動(dòng)態(tài)高興表情所引發(fā)的表征動(dòng)量進(jìn)行2 (總體平均表征：75%高興、25%高興) × 2 (強(qiáng)度變化方向：由強(qiáng)到弱、由弱到強(qiáng))兩因素重復(fù)測量方差分析。其中, 總體平均表征是被試間變量,強(qiáng)度變化方向是被試內(nèi)變量。因變量為表征動(dòng)量,即動(dòng)態(tài)表情和靜態(tài)表情(與動(dòng)態(tài)表情序列的最后一幀表情相同)之間的情緒效價(jià)評分差值。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)強(qiáng)度變化方向的主效應(yīng)顯著,F(1, 60) =4.72,p= 0.034, η2p= 0.07, 95% CI = [0.02, 0.39]。從強(qiáng)到弱(M= 0.63,SD= 0.59)的表征動(dòng)量顯著大于從弱到強(qiáng)(M= 0.43,SD= 0.46); 總體平均表征主效應(yīng)不顯著(p= 0.21); 交互作用不顯著(p= 0.07)。

5.2 參照依賴效應(yīng)

對三個(gè)實(shí)驗(yàn)中各個(gè)實(shí)驗(yàn)條件進(jìn)行整理后發(fā)現(xiàn),本研究共出現(xiàn)了5 個(gè)重復(fù)刺激條件, 他們均同時(shí)存在于兩個(gè)實(shí)驗(yàn)中, 如靜態(tài)50%高興條件重復(fù)出現(xiàn)在實(shí)驗(yàn)2a 和實(shí)驗(yàn)2b 中。隨后將這些重復(fù)刺激條件在各自實(shí)驗(yàn)中的評價(jià)結(jié)果由高到低進(jìn)行排序, 并將該刺激條件在兩個(gè)實(shí)驗(yàn)中所得評分分別進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn), 結(jié)果如表5 所示。

表5 重復(fù)刺激條件在各個(gè)實(shí)驗(yàn)中所得評分的相對位置以及該條件在不同實(shí)驗(yàn)中的差異比較結(jié)果

由表5 可知, 如果重復(fù)刺激條件在不同的實(shí)驗(yàn)情境中評價(jià)結(jié)果的相對位置一樣, 則二者t檢驗(yàn)結(jié)果都不顯著。而相對位置不一樣的重復(fù)刺激條件中,11 項(xiàng)t檢驗(yàn), 差異顯著的有8 項(xiàng)(其中有一項(xiàng)為邊緣顯著), 并且都表現(xiàn)為相對位置靠前的(比如2)會(huì)比靠后的(比如3)所得評分更高。其中, 重復(fù)刺激條件“靜態(tài)50%高興”的表現(xiàn)最為典型。這些結(jié)果都支持了參照依賴效應(yīng)。

但也有三個(gè)重復(fù)的動(dòng)態(tài)刺激條件的某一情緒維度, 雖然在不同實(shí)驗(yàn)中的相對位置不同, 但t檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著, 即未出現(xiàn)參照依賴效應(yīng)。我們對這三個(gè)條件的評價(jià)結(jié)果做進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)：

“100%高興-50%高興”的喚醒度, 在實(shí)驗(yàn)1 中排第2 位置, 但它與排第3 位(中性-50%高興)的統(tǒng)計(jì)評分差異不顯著,t(31) = 0.21,p= 0.84, 也就是說它和排3 位的刺激條件幾乎并列, 這樣也就和它在實(shí)驗(yàn)2a 中(排位為3)的排位幾乎相當(dāng)。

“中性-50%高興”的優(yōu)勢度, 在實(shí)驗(yàn)2b 中排第4 位置, 但它與排第3 位(靜態(tài)50%高興)的統(tǒng)計(jì)評分差異不顯著,t(30) = -1.04,p= 0.30, 即與實(shí)驗(yàn)1 中(排位為3)的排位幾乎相當(dāng)。

“50%高興-中性”的喚醒度, 在實(shí)驗(yàn)1 中排第4位置, 但它與排第3 位(中性-50%高興)的統(tǒng)計(jì)評分差異不顯著,t(31) = -1.05,p= 0.30, 即與實(shí)驗(yàn)2b 中(排位為3)的排位幾乎相當(dāng)。

由上可見, 這三個(gè)條件的上述維度的評分在兩個(gè)實(shí)驗(yàn)中的相對位置幾乎一致, 很可能因此而未表現(xiàn)出參照依賴效應(yīng)。當(dāng)然, 動(dòng)態(tài)表情圖片的信息豐富性和鮮明性, 也可能使得被試對其評價(jià)更少參照依賴其他實(shí)驗(yàn)條件。

6 總討論

為了探究動(dòng)態(tài)表情的情緒知覺評價(jià)特點(diǎn), 本研究通過3 個(gè)包含了動(dòng)態(tài)和靜態(tài)高興表情圖片材料的實(shí)驗(yàn), 考察了動(dòng)態(tài)高興表情的強(qiáng)度變化方向和總體平均表征對情緒三維度評價(jià)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)表情面孔的喚醒度時(shí), 總體平均表征越高的面孔會(huì)得到更高的評分, 出現(xiàn)平均效應(yīng)。在效價(jià)和優(yōu)勢度維度, 發(fā)現(xiàn)最后一幀表情強(qiáng)度越高的面孔會(huì)得到更高的效價(jià)評分和更低的優(yōu)勢度評分, 出現(xiàn)近因效應(yīng)。當(dāng)最后一幀表情強(qiáng)度相同時(shí), 由弱到強(qiáng)變化的表情面孔比由強(qiáng)到弱變化的面孔所得效價(jià)評分更高, 優(yōu)勢度評分更低, 其內(nèi)在機(jī)制是動(dòng)態(tài)表情評價(jià)中的表征動(dòng)量效應(yīng)。同時(shí), 受到知覺者先前感知經(jīng)驗(yàn)的影響, 目標(biāo)面孔的情緒評價(jià)還會(huì)被高估或低估, 出現(xiàn)參照依賴效應(yīng)。綜上, 動(dòng)態(tài)表情情緒評價(jià)過程可以用圖7 表示。

圖7 動(dòng)態(tài)表情情緒評價(jià)過程示意圖

6.1 表征動(dòng)量效應(yīng)

人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)高興表情面孔的情緒效價(jià)和優(yōu)勢度時(shí)會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng)。以與動(dòng)態(tài)表情最后一幀表情強(qiáng)度相同的靜態(tài)表情為對比條件, 從強(qiáng)到弱變化的動(dòng)態(tài)表情會(huì)獲得更低的效價(jià)評分和更高的優(yōu)勢度評分, 而從弱到強(qiáng)變化的動(dòng)態(tài)表情則獲得更高的效價(jià)評分。這說明知覺者對動(dòng)態(tài)表情序列最后一幀表情所做出的知覺評價(jià), 會(huì)沿著表情運(yùn)動(dòng)變化的方向發(fā)生向前偏移。內(nèi)化理論中的動(dòng)量隱喻(momentum metaphor)認(rèn)為人類已經(jīng)內(nèi)化了運(yùn)動(dòng)物體的物理動(dòng)量屬性。由于物理動(dòng)量(慣性)的存在,運(yùn)動(dòng)物體無法立即停止, 運(yùn)動(dòng)物體的心理表征也不能在物體停止后立即停止, 而是會(huì)發(fā)生時(shí)間延遲,因此可能導(dǎo)致對運(yùn)動(dòng)物體最終位置的錯(cuò)判(Finke &Freyd, 1985)。這種“錯(cuò)判”是一種適應(yīng)性行為, 可以幫助我們對環(huán)境中的運(yùn)動(dòng)物體做出快速的反應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn)這種現(xiàn)象也可以適用到動(dòng)態(tài)表情面孔特征的運(yùn)動(dòng)單元(AUs)變化中。例如知覺者在評價(jià)50%高興-中性表情的動(dòng)態(tài)表情面孔時(shí), 高興表情的U 型嘴逐漸變?yōu)橹行员砬榈钠奖庾煨?the flat mouth), 這時(shí)知覺者的心理表征可能會(huì)發(fā)生時(shí)間延遲, 形成倒U 型嘴型(代表負(fù)性效價(jià)表情的運(yùn)動(dòng)單元特征), 進(jìn)而對該表情面孔評價(jià)為負(fù)性效價(jià)(Jellema et al., 2011), 這是一種自下而上的自動(dòng)化加工。

表征動(dòng)量的雙加工理論認(rèn)為, 對于無生命屬性的物體或幾何圖形, 人們已經(jīng)內(nèi)化的物理動(dòng)力學(xué)原理(包括速度、質(zhì)量、重力、摩擦力等)決定了表征動(dòng)量偏移的方向和程度, 是一種自動(dòng)化的加工。而對于有生命的物體或生活中的熟悉物體, 除了物理動(dòng)力學(xué)原理外, 表征動(dòng)量效應(yīng)還可能受其它因素(如他人行為意圖)的影響, 是一種非自動(dòng)化加工(董蕊, 2015; Hubbard, 2005; Hudson & Jellema, 2011;翟坤, 張志杰, 2011)。

本研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)態(tài)表情的變化方向會(huì)調(diào)節(jié)表征動(dòng)量效應(yīng)。在效價(jià)維度評價(jià)上發(fā)現(xiàn), 相對于從弱到強(qiáng), 從強(qiáng)到弱的動(dòng)態(tài)高興表情會(huì)引起更大的表征動(dòng)量; 在優(yōu)勢度維度則發(fā)現(xiàn)只有從強(qiáng)到弱的動(dòng)態(tài)高興表情才會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng)。這是因?yàn)閺膹?qiáng)到弱的動(dòng)態(tài)高興表情更可能反映出一種消極的情緒狀態(tài),被認(rèn)為是一種威脅性信息(Goldman, 2006; Palumbo& Jellema, 2013), 并傳遞出目標(biāo)個(gè)體回避的意向(Reinl & Bartels, 2015)。有研究指出人們不僅會(huì)優(yōu)先檢測威脅性信息并快速地對其進(jìn)行知覺判斷(?hman & Mineka, 2001), 而且還會(huì)對威脅性信息產(chǎn)生更大的“過沖反應(yīng)偏差(overshoot response bias)” (Jellema et al., 2011), 因此人們在評價(jià)從強(qiáng)到弱的動(dòng)態(tài)高興表情時(shí)會(huì)產(chǎn)生更大的表征動(dòng)量。由于被試對他人動(dòng)態(tài)表情傳遞出的行為意圖的知覺,影響了表征動(dòng)量效應(yīng)的大小, 這是一種非自動(dòng)化加工過程, 因此這一結(jié)果也為雙加工理論提供了進(jìn)一步的實(shí)證支撐。

6.2 參照依賴效應(yīng)

綜合分析本研究中出現(xiàn)的重復(fù)刺激條件評價(jià)結(jié)果后發(fā)現(xiàn), 當(dāng)同一表情條件重復(fù)出現(xiàn)在兩個(gè)實(shí)驗(yàn)中時(shí), 某實(shí)驗(yàn)情境中情緒維度評分低于重復(fù)刺激條件的其他條件越多, 那么重復(fù)刺激條件在該實(shí)驗(yàn)環(huán)境中所得評分越高。

這說明對于同一表情圖片條件的情緒評價(jià), 會(huì)因不同的其他對比條件而異。人們在對某一表情圖片的情緒進(jìn)行感知評價(jià)后, 會(huì)將該評價(jià)儲(chǔ)存在記憶中, 并由此形成一個(gè)內(nèi)部參照標(biāo)準(zhǔn), 然后知覺者會(huì)基于此標(biāo)準(zhǔn)對當(dāng)前所需評價(jià)的表情圖片做出相對地判斷。當(dāng)實(shí)驗(yàn)中評分低于目標(biāo)表情面孔的其他表情條件更多時(shí), 知覺者會(huì)形成更低的內(nèi)部參照標(biāo)準(zhǔn),進(jìn)而對目標(biāo)表情面孔形成更高的評分, 反之亦然,此即出現(xiàn)了參照依賴效應(yīng)。該效應(yīng)是與序列依賴效應(yīng)相反的。序列依賴效應(yīng)是指當(dāng)前表情圖片(N)的評價(jià)會(huì)被先前表情圖片(N-1)所“同化” (Mei et al.,2019), 而參照依賴效應(yīng)表現(xiàn)為與整組實(shí)驗(yàn)條件的“對比”的傾向。

本研究發(fā)現(xiàn)表情面孔圖片情緒感知的表征動(dòng)量效應(yīng)和參照依賴效應(yīng), 這兩種效應(yīng)的知覺模式類似之處在于都是通過與先前經(jīng)驗(yàn)對比的方式來影響對當(dāng)前表情面孔的情緒評價(jià)。但這兩個(gè)效應(yīng)的內(nèi)在加工機(jī)制卻是不同的, 表征動(dòng)量效應(yīng)更多的關(guān)注動(dòng)態(tài)表情材料內(nèi)部的對比, 先前經(jīng)驗(yàn)可能通過物理動(dòng)力學(xué)原理或引發(fā)知覺者的情緒預(yù)期, 進(jìn)而參與人們對動(dòng)態(tài)表情的情緒感知。而參照依賴效應(yīng)則關(guān)注的是表情材料間的對比, 先前經(jīng)驗(yàn)通過形成內(nèi)部參照標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)而影響人們對表情圖片的情緒評估(Dyjas et al., 2012)。

6.3 理論與實(shí)踐指導(dǎo)意義

本文采用了新的研究范式和分析視角, 探究了動(dòng)態(tài)高興表情加工中的情緒效價(jià)、喚醒度和優(yōu)勢度三個(gè)維度的評價(jià)機(jī)制, 研究發(fā)現(xiàn)人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)高興表情的喚醒度時(shí)會(huì)出現(xiàn)平均效應(yīng), 在評價(jià)效價(jià)和優(yōu)勢度時(shí)會(huì)出現(xiàn)近因效應(yīng)和表征動(dòng)量效應(yīng)。同時(shí),人們對目標(biāo)表情的情緒評價(jià)還會(huì)受到內(nèi)部參照標(biāo)準(zhǔn)的影響, 出現(xiàn)參照依賴效應(yīng)。

以往研究基于跨情緒類型之間的互相變化而設(shè)置的動(dòng)態(tài)表情。比如Hareli 等人(2016)研究悲傷和憤怒間轉(zhuǎn)換; Fang 等人(2018)研究憤怒和害怕,以及厭惡和害怕間轉(zhuǎn)換。這類動(dòng)態(tài)表情難以計(jì)量總體平均表征, 也不便精細(xì)控制比較不同條件下、不同情緒維度上表征動(dòng)量效應(yīng)的大小。本研究通過操縱動(dòng)態(tài)高興表情的變化方向和總體平均表征, 發(fā)現(xiàn)變化方向會(huì)調(diào)節(jié)動(dòng)態(tài)表情效價(jià)和優(yōu)勢度評價(jià)中出現(xiàn)的表征動(dòng)量效應(yīng)。由于本研究發(fā)現(xiàn)人們在對動(dòng)態(tài)表情面孔進(jìn)行知覺加工時(shí)包含了自動(dòng)化加工和非自動(dòng)化加工, 這也為雙加工理論提供了進(jìn)一步支持。

此外, 本研究首次發(fā)現(xiàn), 在情緒感知領(lǐng)域也會(huì)出現(xiàn)參照依賴效應(yīng)。知覺者在評價(jià)表情面孔后會(huì)形成內(nèi)部參照標(biāo)準(zhǔn), 然后基于此標(biāo)準(zhǔn)對當(dāng)前所需評價(jià)的表情圖片做出相對地判斷。

有關(guān)動(dòng)態(tài)表情表征動(dòng)量效應(yīng)的結(jié)果, 可用于指導(dǎo)人機(jī)交互、表情訓(xùn)練和識(shí)別等技術(shù)設(shè)計(jì)。例如在捕捉、輸入表情參數(shù)時(shí), 最好能捕捉到短時(shí)間內(nèi)動(dòng)態(tài)變化的表情面孔(類似于交通違規(guī)測速攝像頭),而不是僅捕捉某一幀靜態(tài)的表情面孔進(jìn)行情緒識(shí)別。這不僅有利于更準(zhǔn)確的識(shí)別和檢測人們的情緒狀態(tài), 也可以用于指導(dǎo)日常的人際溝通以及公關(guān)談判等活動(dòng)中的表情管理, 以在愉悅度、控制度等方面達(dá)到預(yù)期目的。參照依賴效應(yīng)的發(fā)現(xiàn), 則可以提醒研究者們在進(jìn)行情緒實(shí)驗(yàn)時(shí), 如果從表情材料庫中選擇了部分材料, 或者借用了他人研究中的部分實(shí)驗(yàn)材料, 那么這些表情材料脫離了原來評價(jià)時(shí)的情境, 其評價(jià)結(jié)果可能會(huì)有變化, 最好在當(dāng)前的實(shí)驗(yàn)情境中對這些材料進(jìn)行重新評價(jià)。

6.4 未來研究展望

本研究系統(tǒng)探討了動(dòng)態(tài)高興表情的表征動(dòng)量效應(yīng)和參照依賴效應(yīng), 但尚存在一些不足。首先,本文在探討動(dòng)態(tài)表情時(shí)所使用的材料是動(dòng)態(tài)表情序列, 即不同強(qiáng)度的表情所呈現(xiàn)的速度是線性變化。但在現(xiàn)實(shí)生活中動(dòng)態(tài)表情的變化可能并不是等速的(Korolkova, 2018)。因此在今后可通過采集自然表情視頻來構(gòu)建動(dòng)態(tài)表情視頻材料庫, 進(jìn)而去探討當(dāng)更加原始、自然的動(dòng)態(tài)表情進(jìn)行情緒變化時(shí),人們對其的感知加工特點(diǎn)。

其次, 本文發(fā)現(xiàn)表情情緒的強(qiáng)度變化方向會(huì)調(diào)節(jié)動(dòng)態(tài)高興表情效價(jià)和優(yōu)勢度評價(jià)的表征動(dòng)量效應(yīng), 但未在喚醒度維度上發(fā)現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng), 這可能是受到了實(shí)驗(yàn)范式的影響。本文通過比較動(dòng)靜評分差異來探討表征動(dòng)量效應(yīng)。但有研究指出相對于情緒效價(jià), 喚醒度更容易受到動(dòng)靜差異的影響, 表現(xiàn)為動(dòng)態(tài)表情面孔所得喚醒度評分始終大于靜態(tài)表情面孔(Sato & Yoshikawa, 2007)。因此在本研究所使用的實(shí)驗(yàn)范式中, 被試在評價(jià)喚醒度時(shí)可能更容易受到動(dòng)態(tài)表情優(yōu)勢效應(yīng)(動(dòng)態(tài)表情面孔評分更高)的影響。由于該效應(yīng)與表征動(dòng)量效應(yīng)相互矛盾,例如優(yōu)勢效應(yīng)表現(xiàn)為相對于靜態(tài)中性表情, 50%高興-中性表情所得評分始終更高, 而表征動(dòng)量效應(yīng)表現(xiàn)為50%高興-中性表情所得評分更低, 因此在本研究中未在喚醒度維度發(fā)現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng)。在未來可采用不同的實(shí)驗(yàn)范式或方法, 從不同的分析視角來探討人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)表情面孔的喚醒度時(shí)是否會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng)。例如主觀調(diào)整法, 讓被試從表情材料集中選擇一張靜態(tài)表情面孔, 使其與之前呈現(xiàn)的動(dòng)態(tài)表情面孔所表達(dá)的情緒信息一致(Yoshikawa & Sato, 2008); 恒定刺激法, 讓被試對相繼呈現(xiàn)的動(dòng)態(tài)表情和靜態(tài)表情面孔進(jìn)行比較, 然后判斷兩個(gè)表情所表現(xiàn)的情緒信息是否一致(Dozolme et al., 2018)。

最后, 參照以往研究(Yoshikawa & Sato, 2008),本文通過讓被試評價(jià)動(dòng)態(tài)表情序列中最后一幀表情的情緒, 來探討動(dòng)態(tài)表情的情緒感知特點(diǎn)。還有一些研究者則是要求被試評價(jià)整個(gè)動(dòng)態(tài)表情面孔的情緒效價(jià)和強(qiáng)度(Sato et al., 2010), 這更加強(qiáng)調(diào)了動(dòng)態(tài)表情整體加工的重要性。由于在視知覺活動(dòng)中, 整體加工可能優(yōu)先于局部加工(Navon, 1977),那么當(dāng)人們在對動(dòng)態(tài)表情面孔進(jìn)行情緒知覺時(shí), 是否也會(huì)存在一種“整體優(yōu)先性”原則。未來可以讓被試分別評價(jià)整個(gè)動(dòng)態(tài)表情面孔(整體加工), 以及動(dòng)態(tài)表情序列中最后一幀表情(局部加工)的情緒, 通過分析二者之間的反應(yīng)時(shí)、評分以及腦機(jī)制的差異,來更深入的了解動(dòng)態(tài)表情面孔的加工特點(diǎn)。

7 結(jié)論

(1) 人們在評價(jià)動(dòng)態(tài)高興表情的效價(jià)和優(yōu)勢度時(shí)會(huì)出現(xiàn)表征動(dòng)量效應(yīng)：以與動(dòng)態(tài)表情最后一幀表情強(qiáng)度相同的靜態(tài)表情為對比條件, 從強(qiáng)到弱變化的動(dòng)態(tài)表情會(huì)獲得更低的效價(jià)評分和更高的優(yōu)勢度評分, 而從弱到強(qiáng)變化的動(dòng)態(tài)表情則獲得更高的效價(jià)評分。相對于從弱到強(qiáng), 從強(qiáng)到弱變化的動(dòng)態(tài)表情所產(chǎn)生的知覺表征動(dòng)量效應(yīng)更大。

(2) 知覺者在對某一表情圖片的情緒維度進(jìn)行評分時(shí), 會(huì)根據(jù)同期參評的其他表情圖片所形成的內(nèi)部參照標(biāo)準(zhǔn)做出相對判斷, 內(nèi)部參照標(biāo)準(zhǔn)越低,目標(biāo)表情圖片所得情緒評分越高, 反之亦然, 表現(xiàn)出參照依賴效應(yīng)。