標量計時模型的影響因素及發(fā)展*

姚竹曦 張 亮 張 侃

(1中國科學(xué)院心理研究所行為科學(xué)重點實驗室, 北京 100101) (2中國科學(xué)院大學(xué), 北京 100049)

1 引言

時間是生命的基本維度之一, 時間知覺對生物的生存至關(guān)重要。人類和動物的許多與生存相關(guān)的行為都依賴于對時間信息的精確加工, 例如形成條件反射(Gallistel & Gibbon, 2000)、人類的語音識別和動物的聲音通訊(Nourski & Brugge,2011; 王欣, 李安安, 吳飛健, 2010)、欣賞與演奏音樂(Zatorre, Chen, & Penhune, 2007), 以及運動控制(Buhusi & Meck, 2005)等。

加工時間信息是認知系統(tǒng)的基本功能之一,人類對時間信息的加工從幾十毫秒到幾分鐘、幾天,甚至跨越一生的范圍(Wittmann, 2009)。對幾十毫秒到數(shù)秒的時間信息加工屬于時間知覺的范疇,包括對事件連續(xù)性和持續(xù)性的知覺(陳有國, 黃希庭, 尹天子, 張鋒, 2011; Fraisse, 1984)。時間知覺可定義為對外界環(huán)境刺激的同時性、順序性和持續(xù)性的認知加工(黃希庭, 李伯約, 張志杰, 2003)。

為了解釋所發(fā)現(xiàn)的各種時間知覺現(xiàn)象, 研究者提出了內(nèi)部機制和專門計時兩大類理論模型(Wittmann, 2013; Ivry & Schlerf, 2008)。內(nèi)部機制理論模型認為, 感覺和認知過程的內(nèi)在屬性可以作為計時機制(Wittmann, 2013), 例如, 記憶強度會隨著時間流逝消退可以用于計時(Staddon,2005)。專門計時模型可以分為振蕩器過程以及起搏器-累加器內(nèi)部時鐘過程兩大類(Grondin,2010)。兩者的區(qū)別在于：(1)前者是一個持續(xù)運行并且自我維持的過程, 而后者是一個時間間隔計時器, 啟動時需要外部信號(Allan, 1998); (2)前者通常是一個動態(tài)的、非線性的系統(tǒng), 而后者通常具有線性特征(Grondin, 2010)。內(nèi)部時鐘的概念最早由Treisman (1963)提出, 過去的50年中, 它一直是時間知覺領(lǐng)域的主導(dǎo)模型(Wittmann, 2013)。而標量計時理論是自內(nèi)部時鐘觀點提出以來, 當代被引用最多的模型(Gibbon, 1977; Wearden,2003; Grondin, 2010)。

標量計時理論(又稱標量期望理論, Scalar Expectancy Theory, SET)最初是用來解釋動物的計時行為的(Gibbon, 1977), 如專門設(shè)計的計時任務(wù)中的行為, 包括時間二分任務(wù)(Church & Deluty,1977)和時間分類任務(wù)(Church & Gibbon, 1982)。20世紀80年代末90年代初, 研究者開始在標量計時理論的框架下開展人類的時間加工研究。將標量計時理論應(yīng)用于人類時間心理學(xué)是將最初用于解釋動物行為的模型應(yīng)用于人類行為的少數(shù)成功范例之一(Wearden, 2003)。

標量計時理論中的標量特性主要是指某個時距內(nèi)部估計的標準差與平均值的比為常數(shù)(尹華站, 黃希庭, 李丹, 張瑩, 2008; Grondin, 2010;Wearden, 2003)。標量計時模型則是標量計時理論的信息加工結(jié)構(gòu), 采用信息加工的觀點, 分為時鐘、記憶和決策三個階段(尹華站等, 2008; Church,2002; Gibbon, Church, & Meck, 1984; Allan, 1998;Droit-Volet & Meck, 2007)。最初, 時鐘階段僅包含起搏器和開關(guān)兩個部分(Gibbon et al., 1984)。隨后, 研究者在此階段添加了累加器(Church, 2002)。目前, 時鐘階段包含一個起搏器-累加器內(nèi)部時鐘,由起搏器、累加器和開關(guān)組成。起搏器負責(zé)發(fā)出固定頻率的脈沖。累加器則累計脈沖數(shù), 以脈沖數(shù)作為時間的表征。開關(guān)有閉合與打開兩種狀態(tài),閉合時, 脈沖可以進入累加器, 打開時, 脈沖不能進入累加器。記憶階段包括工作記憶和參考記憶。工作記憶存儲來自累加器當前的計時信息,參考記憶則存儲以往的時間經(jīng)驗和一些重要時間(如標準時距)的表征。決策階段有一個比較器, 根據(jù)決策法則比較工作記憶的內(nèi)容和參考記憶中存儲的標準, 并作出行為判斷。

將SET應(yīng)用于人類計時和時間知覺研究的早期, 研究興趣聚焦于探索在動物身上觀察到的計時現(xiàn)象是否也會在人類身上表現(xiàn), 因此20世紀90年代研究者進行了大量的類比研究, 包括探索各種任務(wù)參數(shù)對行為的影響。而最近的十幾年中,研究者在前期研究的基礎(chǔ)上, 更多地開始在 SET的框架下探索人類時間知覺的個體差異, 包括發(fā)展階段和疾病所導(dǎo)致的差異等。同時, 這些人類時間知覺研究的結(jié)果也促進了SET模型的修正和改進。在 SET的框架下, 最常使用的人類計時和時間知覺研究范式有時間二分任務(wù)(temporal bisection)和時間分類任務(wù)(temporal generalization)。人類在時間分類任務(wù)中的行為與動物研究中的發(fā)現(xiàn)一致(例如, 二者的心理物理曲線峰值對應(yīng)的時距都與標準時距相等), 但是在時間二分任務(wù)上,人類研究與動物研究的結(jié)果存在不一致(例如, 動物的時間二分點接近兩個標準時距的幾何平均值,但人類的時間二分點與“標準時距比”這一參數(shù)設(shè)置有關(guān), 詳見本文第三部分), 這就促使研究者對最初用于解釋動物計時行為的標量計時模型進行改進以解釋人類在時間二分任務(wù)中的行為。

更重要的是, 時間二分任務(wù)要求被試對時距進行與標量計時模型相對應(yīng)的多階段操作, 被試要對時距進行感知、學(xué)習(xí)、記憶和提取, 然后將時距進行比較和判斷, 最后作出反應(yīng), 這個任務(wù)包含了時間知覺所涉及的各個過程, 是在SET的框架下研究時間知覺和加工的理想范式(Kopec &Brody, 2010)。本文將主要以關(guān)于時間二分任務(wù)的研究作為例子, 來說明標量計時理論對人類計時和時間知覺研究的影響, 以及研究結(jié)果對模型發(fā)展的促進。

2 時間二分任務(wù)測量指標

時間二分任務(wù)是一種經(jīng)典且普遍使用的時間知覺研究范式, 可以很好的考察個體主觀時距的變化和時間敏感性。時間二分任務(wù)最早用于研究動物的計時行為(Church & Deluty, 1977)。1991年,兩個研究很巧合地分別獨立地完成了人類的時間二分任務(wù)測試(Wearden, 1991; Allan & Gibbon,1991)。典型的時間二分任務(wù)包括訓(xùn)練階段和測試階段。在訓(xùn)練階段, 要求被試學(xué)習(xí)兩個標準時距,一個長時距和一個短時距。在測試階段, 給被試呈現(xiàn)探測時距, 要求被試判斷探測時距更像哪個標準時距并進行按鍵反應(yīng), 探測時距在兩個標準時距之間變化。例如, 以200/800 ms為標準時距,先告訴被試將要呈現(xiàn)的是短時距/長時距, 然后給被試呈現(xiàn)相應(yīng)的標準時距, 如此重復(fù)數(shù)個試次(如每個標準重復(fù)5次)。然后給被試呈現(xiàn)一些在200到800 ms之間的探測時距(如200, 300, 400, 500,600, 700, 800 ms), 要求被試判斷所呈現(xiàn)的時距更像剛才學(xué)習(xí)的短時距還是長時距, 并作出按鍵反應(yīng)(Wearden, 1991)。

從時間二分任務(wù)的流程可見, 這個任務(wù)要求被試對時距進行與標量計時模型相對應(yīng)的多階段操作。首先, 被試在訓(xùn)練和測試階段都需要對標準或探測時距進行感知, 這可以與標量計時模型的時鐘階段對應(yīng)。其次, 被試需要學(xué)習(xí)并記憶兩個標準時距, 這對應(yīng)于標量計時模型的記憶階段,在參考記憶中保持一些重要的時間表征。而在測試階段進行判斷之前, 被試都需要存儲當前的探測時距表征, 這對應(yīng)于標量計時模型記憶階段中的工作記憶。最后, 被試則需要將探測時距和標準時距進行比較, 并作出判斷, 這對應(yīng)于標量計時模型的決策階段。所以, 時間二分任務(wù)非常適于在SET框架下研究時間知覺和加工。

在時間二分任務(wù)中記錄被試每次的判斷, 則可以計算每個探測時距被判斷為“長”的比例 P(long)。以探測時距為橫軸, P (long)為縱軸, 則得到一條遞增的“弓形”曲線。根據(jù)這個心理學(xué)函數(shù),計算的兩個時間二分任務(wù)指標是時間二分點和韋伯比(王秋娟, 張志杰, 2007)。時間二分點是主觀時距的指標。被試將其判斷為更像長標準時距的概率為50% (即P (long) = 50%)所對應(yīng)的探測時距值就是時間二分點(Bisection Point, Allan &Gibbon, 1991; Wearden, 1991)。時間二分點的值變小, 表示被試更傾向于把一個較短的時距判斷為像長標準時距, 說明其主觀時距延長; 反之, 則主觀時距變短。韋伯比是時間敏感性的指標。其計算方法是用最小可覺差除以時間二分點, 其中最小可覺差等于P (long) = 75%所對應(yīng)的時距減去P (long) = 25%所對應(yīng)的時距除以 2 (Gibbon,1977; Zélanti & Droit-Volet, 2011)。被試的時間敏感性高, 那么其心理測量曲線就更陡峭, 產(chǎn)生的韋伯比就小; 而被試的時間敏感性低, 其心理物理方程就會較平緩, 結(jié)果就導(dǎo)致韋伯比較大。

3 影響因素

3.1 任務(wù)參數(shù)設(shè)置

將SET應(yīng)用于人類計時和時間知覺研究的早期, 研究興趣聚焦于探索在動物身上觀察到的計時現(xiàn)象是否也會在人類身上表現(xiàn), 因此20世紀90年代研究者進行了大量的類比研究, 發(fā)現(xiàn)任務(wù)參數(shù)的設(shè)置會對行為產(chǎn)生影響。特別的, 在時間二分任務(wù)中, 標準時距和探測時距的參數(shù)設(shè)置會對被試的行為造成影響(Kopec & Brody, 2010; Brown,McCormack, Smith, & Stewart, 2005; Ferrara,Lejeune, & Wearden, 1997; Wearden, Rogers, &Thomas, 1997), 主要指：(1)標準時距比, 即長標準時距與短標準時距的比值; (2)探測時距分布,主要有線性分布和對數(shù)分布, 線性分布是指探測時距在標準時距之間呈線性變化(如100, 200, 300,400 ms), 對數(shù)分布是指探測時距在標準時距之間的變化呈對數(shù)規(guī)律(如, 100, 200, 400, 800 ms)。

3.1.1 標準時距比

完成時間二分任務(wù)時, 被試需要將探測時距和兩個標準時距進行比較。當標準時距比變化時,時間二分點和韋伯比都會發(fā)生改變。

對于時間二分點, 標準時距比的影響表現(xiàn)為,當標準時距比較小時, 時間二分點更接近兩個標準時距的幾何平均值, 而標準時距比較大時, 二分點更接近標準時距的算術(shù)平均值。不同研究之間的結(jié)果支持這個發(fā)現(xiàn)。1991年, Wearden和Allan及同事分別獨立地要求人類被試完成時間二分任務(wù), 結(jié)果 Allan和 Gibbon (1991)得到的時間二分點接近兩個標準時距的幾何平均數(shù); 而 Wearden(1991)得到的數(shù)據(jù)則表明時間二分點接近且略小于兩個標準時距的算術(shù)平均數(shù)。對兩個研究的標準時距比參數(shù)進行比較發(fā)現(xiàn), 他們分別在研究中采用了較小的(小于等于2:1, Allan & Gibbon, 1991)和較大的(大于4:1, Wearden, 1991)標準時距比。

研究者在一個研究內(nèi)系統(tǒng)地操作標準時距比也得到了一致的發(fā)現(xiàn)(Wearden & Ferrara, 1996)。Wearden和Ferrara (1996)操作時間二分任務(wù)中兩個標準時距之間的絕對差異或相對比值, 要求人類被試判斷純音的時距與哪個標準更像。當兩個標準時距之間的差異恒定在400 ms, 相對比值為2:1時, 時間二分點更接近兩個標準時距的幾何平均值。而標準之間的絕對差異保持在 400 ms,相對比值為5:1時, 或者絕對差異在300 ms到600 ms之間變化, 但是相對比值恒定為 4:1時, 時間二分點都更接近兩個標準時距的算術(shù)平均值?？梢? 較小的標準時距比對應(yīng)于接近幾何平均值的二分點, 而較大的標準時距比對應(yīng)于接近算數(shù)平均值的時間二分點。

而對于韋伯比, 標準時距比的影響表現(xiàn)為,標準時距比減小時, 韋伯比變小。這個結(jié)果首先在動物研究中發(fā)現(xiàn)(引自Kopec & Brody, 2010)。人類被試身上也發(fā)現(xiàn)了類似的現(xiàn)象(Ferrara et al.,1997; Wearden et al., 1997; Kopec & Brody, 2010)。當標準時距比變小, 即時間二分任務(wù)要求被試對分布更接近的時距進行辨別時, 人類表現(xiàn)出更敏感的行為判斷, 韋伯比變小, 時間辨別力提高(Ferrara et al., 1997)。Wearden 等人(1997)要求被試完成聽覺時間二分任務(wù), 其中包含長/短標準時距比為2:1、4:1和5:1的條件, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 雖然標準時距比較小時, 時間分辨的難度增加, 但是被試的行為結(jié)果卻產(chǎn)生了較小的韋伯比, 表明被試的計時更加敏感。

3.1.2 探測時距分布

與標準時距比不同, 探測時距分布的影響主要是使時間二分點變化, 但不影響韋伯比。具體而言, 與線性分布相比, 對數(shù)分布的探測時距產(chǎn)生的時間二分點更小。動物研究首先報告了這個影響。以小鼠為實驗對象發(fā)現(xiàn), 將標準時距固定,改變探測時距的分布會使小鼠的時間二分點改變：與線性分布相比, 探測時距呈對數(shù)分布所對應(yīng)的時間二分點更小(引自Kopec & Brody, 2010)。Wearden和Ferrara (1995)發(fā)現(xiàn)以人類為被試也存在同樣的現(xiàn)象。研究中標準時距為200/800 ms或100/900 ms, 探測時距在兩個標準時距之間呈線性分布或?qū)?shù)分布, 要求成年被試完成時間二分任務(wù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在探測時距呈對數(shù)分布時, 心理測量曲線相對線性分布向左移動, 時間二分點變小, 較短的時距更多的被判斷為像長時距。在隨后的研究中, 研究者同時操作標準時距比和探測時距分布, 結(jié)果當標準時距比為 19:1時, 出現(xiàn)了探測刺激分布的效應(yīng), 重復(fù)了之前的發(fā)現(xiàn), 探測時距呈對數(shù)分布所對應(yīng)的時間二分點更小(Wearden & Ferrara, 1996)。在Brown等人(2005)的研究中, 研究者增加了其他兩種探測時距分布條件, 對比了四種探測時距的分布條件, 分別是超對數(shù)分布(時距是雙對數(shù)平均分布)、對數(shù)分布、線性分布和反對數(shù)分布(圍繞算數(shù)平均值對數(shù)分布)。結(jié)果表明時距二分點隨著探測時距分布的不同而變化, 在反對數(shù)分布條件下最大, 其次是對數(shù)分布, 再次是線性分布, 超對數(shù)條件下最小。

時間二分任務(wù)中, 標準時距和探測時距的參數(shù)設(shè)置對任務(wù)的兩個計算指標時間二分點和韋伯比產(chǎn)生影響, 促使研究者在標量計時模型框架下提出了不同的模型假設(shè)。例如, 研究者發(fā)現(xiàn)時間二分點接近兩個標準時距的算術(shù)平均值, 提出差別模型以解釋此現(xiàn)象(Wearden, 1991; Wearden &Jones, 2013)。Kopec 和 Brody (2010)則提出兩階段決策模型來解釋時間二分點和韋伯比隨著標準時距比和探測時距分布的改變而改變的整體規(guī)律。

3.2 個體差異

前期研究已經(jīng)對任務(wù)本身的屬性所造成的行為影響有了較清晰的認識, 因此最近的十幾年中,研究者開始更多地在SET的框架下探索人類時間知覺的個體差異, 包括人格、發(fā)展階段和疾病等所導(dǎo)致的差異。

3.2.1 年齡

對于兒童的發(fā)展和兒童與成人的差異而言,年齡對時間二分任務(wù)的影響主要體現(xiàn)在韋伯比的變化上(陶云, 馬諧, 2010; Zélanti & Droit-Volet,2011; Droit-Volet & Wearden, 2001; Droit-Volet &Rattat, 2007; Droit-Volet & Izaute, 2009; McCormack,Brown, Maylor, Darby, & Green, 1999)。國內(nèi)研究者(陶云, 馬諧, 2010)以面孔圖片為材料, 要求3～8歲的兒童完成標準時距為800/3200 ms的時間二分任務(wù), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 隨著探測時距的延長, 兒童更多地將其判斷為長, 表明兒童已經(jīng)具備時距感知能力。同時, 這種能力隨著年齡的增大而發(fā)展, 表現(xiàn)為韋伯比隨年齡變小, 意味著隨著年齡增大, 兒童的時間敏感性升高。國外研究者對于兒童的研究結(jié)果與此一致。研究者(Zélanti &Droit-Volet, 2011)要求5歲、9歲的兒童和成年被試完成標準時距為 0.5/1 s, 1.25/2.5 s, 4/8 s和15/30 s的時間二分任務(wù), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 對所有時距范圍的任務(wù), 韋伯比都隨著年齡減小, 也就是說時間敏感性都隨著年齡的增大而升高。這個結(jié)果與之前在測試年齡更小的兒童時發(fā)現(xiàn)的結(jié)果一致。研究者(Droit-Volet & Wearden, 2001)讓3歲、5歲和 8歲的兒童接受時間二分任務(wù)訓(xùn)練。標準時距是1/4 s或2/8 s, 探測刺激在標準時距之間呈線性分布。結(jié)果所有兒童的時間二分點接近標準時距的算術(shù)平均值(與前文探討的時間二分點隨標準時距比值的變化一致, 此處長/短標準時距比值為 4:1, 時間二分點接近標準時距的算術(shù)平均值)。心理物理方程表明, 隨著探測時距時間延長,兒童將其判斷為長的比例上升, 說明兒童能夠?qū)r距的長短進行區(qū)分。但是年齡小于8歲的兒童,曲線更平, 韋伯比更大, 表明其時間敏感性較低。通過統(tǒng)計分析和采用不同的理論模型對數(shù)據(jù)進行擬合后發(fā)現(xiàn), 即便在控制了隨機反應(yīng)的可能性之后, 8歲兒童的時間敏感性還是要高于年齡更小的兒童。其他研究組(McCormack et al., 1999)測試了5歲、8歲和10歲的兒童完成標準時距200/800 ms的時間二分任務(wù), 也得到了類似結(jié)果, 表明隨著年齡增大, 韋伯比變小。可見, 與成人相比, 兒童完成時間二分任務(wù)的韋伯比更大; 并且, 隨著兒童年齡的增大, 韋伯比逐漸變小。

而對于老年人與年輕成人的差異而言, 年齡只在特定情況下影響時間二分任務(wù)的表現(xiàn)。老年人完成視覺刺激的時間二分任務(wù)時, 時間二分點顯著大于年輕成人(Lustig & Meck, 2011)。但是,聽覺通道的時間二分任務(wù)不受影響。當需要對聽覺刺激的時距進行判斷時, 盡管在其他計時任務(wù)(如間隔產(chǎn)生)中, 隨著年齡增大, 時距判斷的變異性增加, 但是在時間二分任務(wù)上, 老年人的時間二分點和韋伯比都基本與年輕成年被試沒有差異(Lustig & Meck, 2011)。此外, 如果同時要求老年人判斷視覺和聽覺刺激的時距, 那么老年人完成時間二分任務(wù)所表現(xiàn)出的時間敏感性就會降低,韋伯比大于年輕成人(Lustig & Meck, 2001)。

3.2.2 特殊人群

除了年齡因素, 某些疾病也會影響個體的時間知覺, 在時間二分任務(wù)上, 主要表現(xiàn)出韋伯比的改變。一般而言, 與正常個體相比, 疾病患者的韋伯比更大。例如, 研究者測量了12名小腦退化的患者與 13名正?？刂平M成人在時間二分任務(wù)上的行為差異。他們采用了 4對標準時距, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)小腦退化患者在完成標準時距為 100～900 ms、100～600 ms和8～32 s的時間二分任務(wù)時, 存在計時缺陷, 行為數(shù)據(jù)上表現(xiàn)為韋伯比大于正常對照組(引自Wearden & Jones, 2013)。

帕金森病患者和孤獨癥譜系障礙人群完成時間二分任務(wù)的韋伯比也比正?？刂平M大。Smith,Harper, Gittings和Abernethy (2007)對比了帕金森病人與正?？刂平M完成時間二分任務(wù)的行為結(jié)果。實驗采用聽覺(純音)或視覺(黑色方塊)刺激,標準時距為100/500 ms和1/5 s, 探測時距呈線性分布。結(jié)果帕金森病人在兩個通道、兩種時距范圍內(nèi)的時距判斷都表現(xiàn)出更大的變異, 與控制組相比, 他們的心理物理方程更平緩, 韋伯比更大。進一步的統(tǒng)計檢驗表明, 帕金森病人的時間敏感性下降主要體現(xiàn)在對于較長時距的判斷上, 而對于較短的時距, 帕金森病人的時間敏感性與正?？刂平M沒有顯著差異。隨后的研究也重復(fù)了這個結(jié)果(Wearden et al., 2008)。孤獨癥譜系障礙人群完成時間二分任務(wù)時也得到更大的韋伯比。Allman, DeLeon和Wearden (2011)比較10歲左右的兩組兒童, 一組被診斷為孤獨癥譜系障礙, 另一組正常發(fā)展。兩組兒童都完成兩個以 1/4s和2/8s的視覺刺激為標準時距的時間二分任務(wù)。結(jié)果孤獨癥譜系障礙組的兒童表現(xiàn)出時間敏感性的下降, 他們的韋伯比大于正常發(fā)展組兒童。

對精神分裂癥病人的研究也表明精神分裂癥會影響時間二分任務(wù)的行為績效(Carroll, O'Donnell,Shekhar, & Hetrick, 2009), 時間二分點和韋伯比都會受到影響。研究者(Lee et al., 2009)要求被診斷為精神分裂癥的個體和正常被試完成聽覺通道的時間二分任務(wù), 標準時距為 400/800 ms和1000/2000 ms。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在400/800 ms條件下,神經(jīng)分裂癥病人的時間二分點小于控制組, 并且在兩個時距范圍內(nèi), 神經(jīng)分裂癥病人的時間敏感性都低于控制組, 表現(xiàn)為心理物理方程更平緩,韋伯比更大。

時間二分任務(wù)中表現(xiàn)出的年齡和特殊人群的個體差異研究結(jié)果促進了標量計時理論框架下的模型發(fā)展。例如, 下文將要介紹的差別模型(Wearden & Jones, 2013), 目前包含4個參數(shù)(c, x,p, k), 而最初的模型只包含c和x這2個參數(shù), 參數(shù)p和k的引入就是為了解釋時間二分任務(wù)中的個體差異(模型詳見第四部分)。

3.2.3 人格

從人格角度探索時間知覺個體差異的研究者發(fā)現(xiàn), 沖動性、負性情緒性等人格特質(zhì)與時間知覺之間存在關(guān)聯(lián)。沖動性是指一種非計劃性的、不考慮可能后果的、立即回應(yīng)的反應(yīng)模式(Rubia,Halari, Christakou, & Taylor, 2009)。已有研究大多采用時距再現(xiàn)法研究沖動性與時距知覺的關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn)沖動性更高的個體再現(xiàn)時距傾向于更短,即主觀上高估時距(Berlin & Rolls, 2004;Wittmann et al., 2011)。然而, 時距再現(xiàn)范式中對時間知覺的測量可能受到反應(yīng)時間的影響, 而時間二分任務(wù)要求被試將刺激時距分類, 對時間知覺的測量不會受反應(yīng)時影響, 可能能更好地體現(xiàn)沖動性與時間知覺的關(guān)系。因此, 研究者采用標準時距為2/4 s的視覺時間二分任務(wù)測量個體的時間知覺, 同時以延遲折現(xiàn)度測量個體的沖動性,結(jié)果發(fā)現(xiàn)時間二分點與延遲折現(xiàn)度(延遲折現(xiàn)度越低, 沖動性越高)存在正相關(guān), 表明沖動性越高的個體其時間二分點越小, 更傾向于高估時間(Bauman & Odum, 2012)。

4 模型的發(fā)展

4.1 兩階段決策模型

盡管20世紀90年代研究者對時間二分任務(wù)的參數(shù)設(shè)置進行了大量的研究, 但是直到最近才有研究者提出模型來解釋這些數(shù)據(jù)(Kopec & Brody,2010)。Kopec和Brody (2010)整理了采用時間二分任務(wù)的不同研究, 對這些研究所包含的包括1020名被試參與的148個實驗的結(jié)果進行綜合分析, 提出了兩階段決策模型。兩階段決策模型以SET理論為基礎(chǔ), 可以模擬標準時距比值和探測時距分布變化時的行為結(jié)果。其基本假設(shè)包括：被試知覺到的時距等于真實時距; 標準時距的記憶表征呈正態(tài)分布, 平均值與真實時距相等, 變異具有標量特性, 即變異與平均值的比值為常數(shù)。

兩階段決策模型改進了標量計時模型的決策過程, 假設(shè)時間二分任務(wù)的決策階段分為兩步完成。第一步, 被試根據(jù)“相似性”或“接近原則”判斷探測時距在標準時距的記憶分布中的位置, 是短標準時距或長標準時距, 還是在二者之間。如果被試判斷探測時距為兩個標準時距之一, 那么可以直接作出決策; 如果被試判斷探測時距在二者之間, 那么進入決策階段的第二步。第二步, 被試根據(jù)探測時距與標準時距之差的大小作出判斷,判斷方法類似于下文將要介紹的差別模型的簡單形式(Wearden, 1991)。特別的是, 模型在這里考慮了賭徒謬誤現(xiàn)象。賭徒謬誤(Caruso, Waytz, &Epley, 2010)是指先前的反應(yīng)對后一個反應(yīng)產(chǎn)生影響的一種現(xiàn)象。對于時間二分任務(wù)的決策而言,賭徒謬誤現(xiàn)象表現(xiàn)為被試假設(shè)探測時距中短時距和長時距一樣多, 如果連續(xù)幾個探測時距被判斷為更像某一標準時距(如“長”), 那么下一個探測時距更傾向于被判斷為另一標準時距(如“短”)。

此模型的數(shù)學(xué)描述如下。被試對兩個標準時距的記憶呈正態(tài)分布, 其平均值等于標準時距 S或L, 變異與標準時距呈比例, 分別為c*S和c*L,這里的 c為模型的第一個參數(shù), 表示記憶分布的變異與平均值之比。決策階段的第一步, 根據(jù)標準時距的概率密度函數(shù)計算探測時距T可能是某個標準時距的概率, 從而將其判斷為某一標準時距, 或位于兩個標準時距之間。如果判斷為位于兩個標準時距之間, 則進入第二步。這時, 從兩個標準時距分布中分別隨機取一個值s和l, 作為標準時距, 然后比較探測時距 T與 s和 l之間的關(guān)系。計算|D (s,T)| ? |D (T,l)|的值(其中|D (s,T)|和|D(T,l)|分別表示探測時距與短標準時距和長標準時距之差的絕對值, 即 T分別到s和 l的距離), 若大于零, 表示 T更接近 l, 做“長”反應(yīng), 反之則做“短”反應(yīng)。由于考慮到賭徒謬誤現(xiàn)象, 模型預(yù)期“長”和“短”反應(yīng)數(shù)量一樣, 導(dǎo)致反應(yīng)偏向的產(chǎn)生,反應(yīng)偏向用 b表示, 這時則計算|D (s,T)|*b ? |D(T,l)|的值來進行判斷。b的起始值為1(沒有偏向),每次進行判斷后其值發(fā)生變化, 變化量為x, x則為模型的第二個參數(shù), x<1。每次做“短”反應(yīng), 反應(yīng)偏向b減小, b’=b*x; 每次做“長”反應(yīng)后, b增大,b’=b/x。

數(shù)據(jù)模擬表明, 此模型能夠很好的擬合不同任務(wù)參數(shù)設(shè)置下的行為結(jié)果。如前文所述, 隨著長/短標準時距比變大, 兩個標準時距之間的相對差異變大, 時間二分點更接近兩個標準的算術(shù)平均值, 韋伯比更大。模擬時改變標準時距比發(fā)現(xiàn),兩階段模型的預(yù)測和實際的研究數(shù)據(jù)之間存在顯著地相關(guān), 表明兩階段模型能夠較好地整合參數(shù)設(shè)置變化產(chǎn)生的時間二分任務(wù)行為結(jié)果。

4.2 差別模型

最近的十幾年間, 研究者在SET框架下對于時間二分任務(wù)上所表現(xiàn)出來的個體差異進行了探索, 最近研究者在SET框架內(nèi)提出了模型來解釋這些個體差異。Wearden (1991)以標量期望理論的信息加工模型為基礎(chǔ), 提出了修正的差別模型(modified difference model, 以下簡稱差別模型)(Wearden & Jones, 2013)。與兩階段決策模型一樣,差別模型的基本假設(shè)與SET一致, 包括：被試的主觀時距T等于物理時距t; 被試對標準時距的記憶表征呈正態(tài)分布, 分布的平均值與標準時距相等, 并且其變異具有標量特性, 即標準差與平均值的比為常數(shù)。

最初的模型包含 2個參數(shù), 分別是標準時距記憶分布中的變異系數(shù), 即標準差與平均值的比c, 以及被試的“長”反應(yīng)偏向的閾值 x (Wearden,1991)。參數(shù) c代表記憶表征的模糊程度, 參數(shù) x表示判斷標準。被試判斷探測時距T更像短標準時距還是長標準時距的過程如下。被試首先從標準時距的記憶分布中隨機抽取一個標準時距的樣本(s和 l), 然后比較探測時距與兩個標準時距之差D (s,T)和D (T,l)之間的差異的絕對值|D (s,T) ?D (T,l)|是否超過“長”反應(yīng)偏向的閾值x。如果沒有超過, 那么被試作出“長”反應(yīng); 如果超過閾值,被試則比較D (s,T)和D (T,l)的大小, 當D (s,T)D (T,l)時, 做“長”判斷。由于標準時距記憶分布的標準差與平均值之比為c, 所以當c較大時, 表示被試對標準時距的記憶比較模糊(標準差大), 行為上表現(xiàn)出韋伯比較大。當x較大時, 被試的“長”反應(yīng)偏向閾值高, 被試的“長”反應(yīng)偏向程度更大, 行為上表現(xiàn)為時間二分點左移。

為了解釋新的研究結(jié)果, 研究者進一步發(fā)展了差別模型, 新引入了兩個參數(shù)。目前, 差別模型包含4個參數(shù)(Wearden & Jones, 2013), 分別是標準時距記憶分布的變異系數(shù)c, “長”反應(yīng)偏向閾值x, “隨機反應(yīng)”概率p和對標準時距記憶的扭曲程度k。c和x所代表的含義不變?！半S機反應(yīng)”概率p表示, 對所有試次, 模型以一定的概率p隨機作出“長”或“短”反應(yīng)(可能性分別是50%)。參數(shù)p增大對行為表現(xiàn)的影響與參數(shù) c類似, 即心理物理曲線變平緩, 韋伯比更大。理論上二者有細微的差別, 主要表現(xiàn)在接近標準時距的探測時距上——當 c變大時, 對接近標準的探測時距的判斷基本是準確的, 但當 p變大時, 對接近標準的探測時距的判斷和其他探測時距一樣受到影響。對標準時距記憶的扭曲程度k表示兩個標準時距記憶的倍數(shù)。當k = 1時, 對兩個標準時距的記憶無偏, 即記憶分布的平均值等于物理時距, 心理物理方程為“正?！鼻€; 當 k>1時, 標準時距的表征長于物理時距, 心理物理方程向右移, 時間二分點變大; 當 k<1時, 標準時距的記憶比物理時距短, 心理物理方程左移, 時間二分點變小?？梢?參數(shù)k的影響和參數(shù)x類似。

通過數(shù)據(jù)模擬, 差別模型能夠在SET的框架下解釋時間二分任務(wù)中表現(xiàn)出來的個體差異的來源。例如模型模擬發(fā)現(xiàn), 記憶/計時的變異 c隨著年齡增加而降低; 隨機反應(yīng)的比例 p也下降。偏向參數(shù)x不隨年齡變化。這表明時間二分任務(wù)中的年齡差異來源主要有兩個, 分別是標準時距的記憶模糊程度和隨機反應(yīng)比例(Wearden & Jones,2013)。從實踐的角度看, 模型本身能夠區(qū)分曲線的位置移動和斜率變化, 但是曲線位置移動是由于判斷標準的變化還是標準時距記憶的變化導(dǎo)致的, 以及曲線斜率的改變是因為記憶表征變得模糊還是隨機反應(yīng)增大所造成的, 模型還有待進一步發(fā)展(Wearden & Jones, 2013)。因此, 在使用差別模型時, 首先應(yīng)該從理論假設(shè)出發(fā)。總體而言,差別模型是對標量計時理論的發(fā)展, 細化了模型的細節(jié), 可以用于考察時間知覺的個體差異。

5 總結(jié)與展望

綜上所述, 標量計時理論對人類時間知覺的研究產(chǎn)生了巨大的影響。將SET應(yīng)用于人類時間知覺研究的早期, 研究者發(fā)現(xiàn)任務(wù)參數(shù)會影響人類的計時行為。具體對于時間二分任務(wù)而言, 標準時距比和探測時距分布會影響被試的時間二分點和韋伯比, 即主觀時距和時間敏感性。兩階段決策模型能夠?qū)Υ罅垦芯恐兴l(fā)現(xiàn)的參數(shù)設(shè)置的行為影響進行模擬。而最近的十幾年中, 研究者更多地在SET的框架下探索人類時間知覺的個體差異, 就時間二分任務(wù)而言, 與成年人相比, 兒童的韋伯比更大, 老年人在特定條件下韋伯比增大; 疾病也會導(dǎo)致韋伯比增大, 即時間敏感性降低。在SET基礎(chǔ)上提出的兩階段決策模型和差別模型都是對標量計時模型的發(fā)展, 差別模型為探索時間二分任務(wù)的個體差異來源提供了一個工具。這兩個模型的研究結(jié)果都展現(xiàn)了人類時間知覺研究結(jié)果對模型發(fā)展的促進。

目前關(guān)于任務(wù)參數(shù)和個體差異的研究基本是獨立進行的, 二者之間的聯(lián)系還有待進一步探索。例如, 兒童在完成不同標準時距比和不同探測時距分布的時間二分任務(wù)時, 二分點和韋伯比的變化規(guī)律是否與成人一致; 類似的, 患有某些疾病的個體面對不同的參數(shù)設(shè)置時, 行為規(guī)律是否與正常人群一致, 還有待研究。更進一步, 需要對標量計時模型進行何種修正來描述這些行為規(guī)律還沒有得到充分的研究。

另外, 將關(guān)于時間知覺個體差異的研究繼續(xù)深入, 具有理論和應(yīng)用的雙重價值。一方面, 繼續(xù)探索個體差異對時間知覺的影響, 能夠促進時間知覺的理論模型發(fā)展。特別是對于模型的穩(wěn)定性,個體差異是不能忽視的一個重要因素。近些年的研究針對這個問題在對模型的細節(jié)進行不斷的改進(Droit-Volet & Izaute, 2009; Wearden & Jones,2013), 這些改進使得模型不斷完善和穩(wěn)定。與眾多的心理模型一樣, 目前標量計時模型還不是一個完美的模型, 如何對模型細節(jié)進行改進和修訂,使其更加穩(wěn)定, 是未來的一個主要研究方向。另一方面, 深入研究不同疾病亞型對時間知覺的影響能夠幫助我們更準確地理解這些疾病的內(nèi)部機制, 將來也可能為疾病的診斷提供有益的信息,具有重要的應(yīng)用意義。

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