蔡阿燕 楊潔敏 許 爽 袁加錦

(1認(rèn)知與人格教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室(西南大學(xué));西南大學(xué)心理學(xué)院,重慶 400715)(2貴州師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院,貴陽(yáng) 550001)

1 引言

在現(xiàn)實(shí)生活中,我們常?？吹侥行詫?duì)于情緒的表達(dá)是內(nèi)斂的,而女性卻有更多的情緒發(fā)泄行為,如哭泣。以往大量研究也表明,男性相比女性有更少的情緒表達(dá)行為(Barrett,Robin,Pietromonaco,&Eyssell,1998;Buck,Miller,&Caul,1974;Chaplin &Aldao,2013;Hess et al.,2000;Kring &Gordon,1998;Kring,Smith,&Neale,1994;Parkins,2012)。Kring等人的研究要求被試觀看情緒電影片段,同時(shí)對(duì)其面部表情進(jìn)行編碼,發(fā)現(xiàn)男性通過面部活動(dòng)表達(dá)情緒的頻率比女性低(Kring &Gordon,1998)。這一現(xiàn)象提示,男性可能相比女性更善于控制情緒的表達(dá)。事實(shí)上,這一觀點(diǎn)也得到了實(shí)驗(yàn)證據(jù)的支持。Mak等人采用fMRI技術(shù),讓被試在不限定具體調(diào)節(jié)方式的情況下,自由調(diào)節(jié)由情緒圖片誘發(fā)的情緒。結(jié)果提示女性更多采用情緒聚焦的策略,而男性則是認(rèn)知聚焦的策略。并且當(dāng)需要對(duì)負(fù)性情緒進(jìn)行調(diào)節(jié)任務(wù)時(shí),女性負(fù)性情緒降低的程度不如男性,說明女性對(duì)負(fù)性情緒調(diào)節(jié)效果不如男性(Mak,Hu,Zhang,Xiao,&Lee,2009)。

表達(dá)抑制與認(rèn)知重評(píng)是兩種應(yīng)用廣泛的情緒調(diào)節(jié)策略(Gross,1998)。表達(dá)抑制是通過控制要發(fā)生或者正在發(fā)生的情緒表達(dá)性行為達(dá)到調(diào)節(jié)情緒反應(yīng)的目的(Gross,2002;Yeung &Fung,2012)。以往研究一致顯示：男性相比女性使用更多的表達(dá)抑制進(jìn)行負(fù)面情緒調(diào)節(jié)。比如,Ptacek,Smith和Dodge(1994)發(fā)現(xiàn),相比于男性,女性報(bào)告了更多的情緒聚焦應(yīng)對(duì)方法,包括發(fā)泄,情緒表達(dá)等方式(Ptacek et al.,1994)和尋求更多的社會(huì)支持以應(yīng)對(duì)情緒壓力(Billings &Moos,1984)。Matud (2004)研究了情緒壓力應(yīng)對(duì)方式的性別差異,發(fā)現(xiàn)女性比男性報(bào)告更多長(zhǎng)期的及日常性的情緒壓力。并且,這一現(xiàn)象和男女性情緒壓力應(yīng)對(duì)方式的不同有關(guān)：女性更多采用情緒化方式,如冗思與情緒表達(dá)以應(yīng)對(duì)情緒壓力;而男性更多采用理性策略,如情緒表達(dá)抑制以應(yīng)對(duì)。Gross等人使用情緒調(diào)節(jié)問卷(ERQ),考察情緒調(diào)節(jié)策略的使用是否存在個(gè)體差異時(shí)發(fā)現(xiàn),男性被試在表達(dá)抑制量表上得分顯著高于女性被試(Gross &John,2003)。綜上,男性比女性更多的采用表達(dá)抑制來處理壓力事件。

然而,既有研究就認(rèn)知重評(píng)策略的調(diào)節(jié)效果并未發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定的性別差異。McRae等采用任務(wù)態(tài)的fMRI技術(shù),研究男女被試使用認(rèn)知重評(píng)策略調(diào)節(jié)負(fù)性情緒時(shí)的性別差異及其腦機(jī)制。結(jié)果顯示,盡管男女性對(duì)負(fù)性刺激進(jìn)行認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)的大腦機(jī)制不盡相同,但采用認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)之后,被試自我報(bào)告的主觀情緒體驗(yàn)沒有任何性別差異。這一結(jié)果證實(shí)認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)情緒的有效性在男女之間沒有顯著差異(McRae,Ochsner,Mauss,Gabrieli,&Gross,2008)。Domes等人(2010)讓被試用重評(píng)的方法,上調(diào)或下調(diào)對(duì)于圖片的情緒體驗(yàn),研究發(fā)現(xiàn)男性被試在右側(cè)眶額皮層、右背外側(cè)前額皮層后部、右前扣帶回喙側(cè)等區(qū)域激活顯著高于女性被試,但在杏仁核激活程度這一情緒喚起指標(biāo)上卻并沒有發(fā)現(xiàn)顯著的性別差異,而且在運(yùn)用策略后對(duì)效價(jià)喚醒度的評(píng)分沒有發(fā)現(xiàn)男女差異。

綜上所述可知：男性相比女性具有更好的負(fù)面情緒調(diào)控效果(Mak et al.,2009;Matud,2004)。然而,沒有穩(wěn)定證據(jù)支持認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)的使用存在性別差異(Domes et al.,2010),但是眾多證據(jù)顯示男性相比女性更多采用表達(dá)抑制調(diào)節(jié)負(fù)性情緒(Flynn,Hollenstein,&Mackey,2010;Gross &John,2003;Matud,2004)。上述證據(jù)提示男性可能相比女性更善于通過表達(dá)抑制達(dá)到負(fù)面情緒調(diào)控的目標(biāo)。然而上述工作所揭示的是男性相比女性進(jìn)行情緒表達(dá)抑制的頻率更高。并且,這些發(fā)現(xiàn)男性進(jìn)行更多情緒表達(dá)抑制的證據(jù),均來自于問卷調(diào)查的方法(Flynn et al.,2010;Gross &John,2003;Matud,2004)。這些調(diào)查所測(cè)量的更多是情緒調(diào)節(jié)方式的性別差異,而不是情緒調(diào)節(jié)效果的性別差異。迄今為止,并無證據(jù)直接表明對(duì)負(fù)面情緒的表達(dá)抑制調(diào)節(jié)上,男性相比女性具有更好的調(diào)節(jié)效果。因此,有必要采用適當(dāng)?shù)膶?shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),直接探討表達(dá)抑制對(duì)負(fù)性情緒的調(diào)節(jié)效果是否具有男性優(yōu)勢(shì)?？紤]到男性相比女性更善于調(diào)節(jié)負(fù)面情緒,且男性使用表達(dá)抑制的頻率更高,因此表達(dá)抑制調(diào)節(jié)負(fù)性情緒的效果很可能具有男性優(yōu)勢(shì),而這一性別差異在采用認(rèn)知重評(píng)進(jìn)行調(diào)控時(shí)卻可能并不存在。

本實(shí)驗(yàn)采用事件相關(guān)電位的方法,利用其高時(shí)間分辨率的優(yōu)勢(shì)來探討表達(dá)抑制與認(rèn)知重評(píng)調(diào)控負(fù)面情緒的性別差異及其時(shí)間動(dòng)態(tài)特征。根據(jù)以往文獻(xiàn),大量的證據(jù)表明晚期正成分(LPP)是對(duì)情緒喚起水平具有高時(shí)間敏感性的指標(biāo)(Amrhein,Mühlberger,Pauli,&Wiedemann,2004;Cuthbert,Schupp,Bradley,Birbaumer,&Lang,2000;Olofsson,Nordin,Sequeira,&Polich,2008;Schupp et al.,2000)。LPP 是刺激呈現(xiàn)500 ms后出現(xiàn)的一個(gè)持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)的正成分,在頭皮后部達(dá)到最大(Foti &Hajcak,2008;Hajcak &Nieuwenhuis,2006)。Cuthbert等人發(fā)現(xiàn),刺激所誘發(fā)的情緒喚醒度的主觀報(bào)告與 LPP波幅高度相關(guān),進(jìn)一步表明 LPP是反映主觀情緒變化的有效電生理指標(biāo)(Cuthbert et al.,2000)。已有研究表明情緒刺激相比于中性刺激誘發(fā)的 LPP波幅更大(Cuthbert et al.,2000;Schupp et al.,2000;Schupp,Junghofer,Weike,&Hamm,2004)。LPP波幅是情緒調(diào)節(jié)效果的有效評(píng)估指標(biāo)：LPP幅值穩(wěn)定地因情緒調(diào)節(jié)而降低(Hajcak &Nieuwenhuis,2006;Krompinger,Moser,&Simons,2008;Moser,Hajcak,Bukay,&Simons,2006;Moser,Krompinger,Dietz,&Simons,2009;Moser,Most,&Simons,2010;Thiruchselvam,Blechert,Sheppes,Rydstrom,&Gross,2011)。Hajcak 研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)讓被試采用認(rèn)知重評(píng)下調(diào)負(fù)性情緒時(shí),比自由觀看負(fù)性圖片的 LPP發(fā)生了顯著降低(Hajcak &Nieuwenhuis,2006;Moser et al.,2006)。同樣地,研究者也發(fā)現(xiàn)有效調(diào)控負(fù)性情緒均伴隨著 LPP的波幅的顯著降低(Moser et al.,2009;袁加錦等,2014)。因此,本實(shí)驗(yàn)將重點(diǎn)考察腦電的晚期正成分 LPP,以此觀察表達(dá)抑制和認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)負(fù)面情緒的效果及其性別差異。根據(jù)前述分析,我們假設(shè)男性人群采用表達(dá)抑制策略調(diào)節(jié)負(fù)性情緒時(shí),其LPP波幅與主觀負(fù)性情緒的下降程度可能大于女性人群;而采用認(rèn)知重評(píng)時(shí)這種性別差異可能并不存在。

2 材料與方法

2.1 被試

35名(男17人,女18人,年齡范圍17～28歲,平均年齡20.6 ± 2.06歲)來自西南大學(xué)的學(xué)生有償參加實(shí)驗(yàn)。這些被試自我報(bào)告無精神病史,也未曾接受過精神病藥物治療。他們精神狀態(tài)良好,在大五人格的神經(jīng)質(zhì)分量表(總分為 96)、斯皮爾伯格狀態(tài)-特質(zhì)焦慮問卷(STAS,每個(gè)量表總分為 80)和貝克抑郁問卷(BDI,總分為 63)的得分均較低。在神經(jīng)質(zhì)量表的平均分分別為男性-22.24 (

SE

=4.47)、女性-24.83 (

SE

=5.09),組別無顯著差異(

t

(33)=0.38,

p

=0.71),被試均處于情緒穩(wěn)定狀態(tài);被試在大五人格的外傾性分量表的平均分分別為男性 16.24 (

SE

=5.62)、女性18.22 (

SE

=4.11),組別無顯著差異,

t

(33)=-0.29,

p

=0.76;在狀態(tài)焦慮的平均分分別為男性37.47 (

SE

=2.29)、女性34.50 (

SE

=2.03),組別無顯著差異,

t

(33)=0.97,

p

=0.34;在特質(zhì)焦慮的平均分分別為男性38.65 (

SE

=1.92)、女性38.83 (

SE

=1.98),組別無顯著差異,

t

(33)=-0.07,

p

=0.95。在抑郁量表的平均分分別為男性15.24 (

SE

=2.19)、女性14.50(

SE

=2.13),組別無顯著差異,

t

(33)=0.24,

p

=0.81。以此保證了男女被試在初始情緒狀態(tài)的組間平衡。在情緒調(diào)節(jié)問卷(ERQ)的習(xí)慣性認(rèn)知重評(píng)的平均分分別為男性30.29 (

SE

=1.41)、女性30.14(

SE

=1.09),組別無顯著差異,

t

(33)=0.09,

p

=0.94;表達(dá)抑制的平均分分別為男性16.41 (

SE

=1.11)、女性 17.86 (

SE

=1.51),組別無顯著差異,

t

(33)=-1.42,

p

=0.17;被試都是右利手,視力正?；虺C正視力正常。本研究獲得了本地倫理審查委員會(huì)的批準(zhǔn),并且每個(gè)被試在實(shí)驗(yàn)前簽署了知情同意書。

2.2 刺激和程序

本研究采用組塊設(shè)計(jì)的圖片觀看任務(wù)。任務(wù)共4個(gè)組塊,每個(gè)組塊代表一個(gè)條件分組,每個(gè)條件包含40張圖片,選自國(guó)際情緒圖片系統(tǒng)(IAPS) (Lang,Bradley,&Cuthbert,1999)和中國(guó)情緒圖片系統(tǒng)(CAPS) (白露,馬慧,黃宇霞,羅躍嘉,2005)。第1個(gè)條件由中性圖片組成,作為一個(gè)無情緒的基線條件(觀看中性),用以檢驗(yàn)后面實(shí)驗(yàn)處理的情緒喚起效應(yīng)。后面3個(gè)條件,分別為在不使用任何情緒調(diào)節(jié)策略的情況下觀看40張負(fù)性圖片(觀看負(fù)性),在使用表達(dá)抑制(抑制負(fù)性)或認(rèn)知重評(píng)(重評(píng)負(fù)性)策略的情況下觀看 40張負(fù)性圖片。觀看負(fù)性、抑制負(fù)性和重評(píng)負(fù)性這3個(gè)條件的順序在被試間平衡。正如Moser等人(2006),Gross (2002)和Ohira等人(2006)所建議的,無情緒條件需放在有情緒的前面,從而避免情緒對(duì)后續(xù)實(shí)驗(yàn)處理的影響。負(fù)性圖片包括令人驚恐的動(dòng)物,人類的攻擊行為和身體殘缺的場(chǎng)景,而中性圖片則描述了中性的動(dòng)物和人活動(dòng)的場(chǎng)景。

選擇3套不同的負(fù)性圖片分別用于觀看負(fù)性、抑制負(fù)性和重評(píng)負(fù)性條件。選擇圖片的核心標(biāo)準(zhǔn)是保持 3套圖片的效價(jià)與喚醒度數(shù)值高度相似(袁加錦等,2014)。由于中國(guó)被試觀看國(guó)際情緒圖片系統(tǒng)的圖片存在文化偏差現(xiàn)象(黃宇霞,羅躍嘉,2004),基于西方被試所得到的標(biāo)準(zhǔn)化情緒數(shù)據(jù)可能不一定適用于中國(guó)被試。因此,有必要采用一個(gè)獨(dú)立的程序檢查3套圖片是否的確具有相似的情緒屬性。鑒于此,在材料驗(yàn)證階段,我們邀請(qǐng)了4個(gè)對(duì)實(shí)驗(yàn)?zāi)康暮敛恢榈脑u(píng)定者對(duì)圖片的效價(jià)(1：非常不愉快;9：非常愉快)和喚醒度(1：非常平靜;9：非常興奮)進(jìn)行了9點(diǎn)量表評(píng)定。4位評(píng)定者對(duì)圖片的評(píng)定結(jié)果高度一致。在效價(jià)和喚醒度兩個(gè)維度,評(píng)分者信度(肯德爾的和諧系數(shù))為 0.83,χ(3)=9.90,

p

＜0.05。計(jì)算了4位評(píng)分者對(duì)每一張圖片評(píng)分的均值,然后將實(shí)驗(yàn)條件作為預(yù)測(cè)變量對(duì)圖片的效價(jià)和喚醒度進(jìn)行了單因素方差分析。結(jié)果表明,喚醒度的條件效應(yīng)高度顯著,

F

(3,156)=242.31,

p

＜0.001。配對(duì)檢驗(yàn)的結(jié)果表明,觀看負(fù)性(

M

=7.20),重評(píng)負(fù)性(7.13)和抑制負(fù)性(6.97)條件下喚醒度的評(píng)分顯著高于觀看中性條件(3.03) (

p

s＜0.001),且觀看負(fù)性,重評(píng)負(fù)性和抑制負(fù)性3種條件下差異不顯著(

p

s＞0.21)。同樣地,效價(jià)的條件效應(yīng)也顯著,

F

(3,156)=237.78,

p

＜0.001。配對(duì)檢驗(yàn)的結(jié)果表明,觀看負(fù)性(1.73),重評(píng)負(fù)性(1.76)和抑制負(fù)性(1.83)條件下對(duì)圖片的效價(jià)評(píng)分顯著低于觀看中性條件(4.71)(

p

s＜0.001)。且觀看負(fù)性,重評(píng)負(fù)性和抑制負(fù)性3種條件下差異不顯著(

p

s＞0.43) (袁加錦等,2014)。因此,觀看負(fù)性、抑制負(fù)性和重評(píng)負(fù)性3種條件均可以有效誘發(fā)負(fù)性情緒,并且在3種條件下圖片的情緒屬性高度相似。

被試坐在一個(gè)安靜的屋子里,距離顯示器約150cm,水平和垂直視角低于6°。在每一個(gè)條件開始之前,被試被告知任務(wù)并進(jìn)行8個(gè)試次的練習(xí),練習(xí)所采用的圖片材料與正式圖片的材料無重復(fù)。觀看中性和觀看負(fù)性的條件中,每個(gè)試次一開始在白色的電腦屏幕上出現(xiàn) 300 ms的黑色“+”,然后呈現(xiàn)1000 ms的“自由觀看”提示詞,提醒被試注意任務(wù)要求。提示詞消失以后,呈現(xiàn)1000 ms的空屏,接著呈現(xiàn)4000 ms的圖片。圖片呈現(xiàn)期間,要求被試認(rèn)真觀看每一張圖片。每?jī)蓚€(gè)條件之間有 2分鐘的休息時(shí)間(2分鐘為預(yù)實(shí)驗(yàn)10名被試平復(fù)情緒所需要的最大時(shí)間),從而使被試的心境平復(fù)到基線水平。在調(diào)節(jié)策略條件中,被試需要用相應(yīng)的策略去調(diào)節(jié)情緒,將“觀看”的提示詞變成了“表達(dá)抑制”或“認(rèn)知重評(píng)”,除此之外刺激的呈現(xiàn)流程與自由觀看相同。被試在練習(xí)程序中進(jìn)行表達(dá)抑制或認(rèn)知重評(píng)策略的練習(xí)。認(rèn)知重評(píng)策略要求被試以分離式重評(píng)的方式來看待圖片(Goldin,McRae,Ramel,&Gross,2008;Gross,1998;McRae et al.,2008);例如,這些圖片是用Photoshop做出來的,都不是真實(shí)的,只欣賞圖片的制作水平。表達(dá)抑制策略訓(xùn)練被試有意抑制他們對(duì)圖片的情緒反應(yīng),保持面部表情不變,以至于即使有人在旁觀看也不能覺察出他內(nèi)心的情緒體驗(yàn)。在每一個(gè)條件結(jié)束時(shí),被試需要對(duì)他們的情緒狀態(tài)進(jìn)行7點(diǎn)評(píng)分(1：完全沒感覺;7：感覺非常強(qiáng)烈)。此外,每個(gè)條件結(jié)束時(shí),被試也需采用 7點(diǎn)量表(1：完全不成功;7：非常成功)來評(píng)定他們?cè)诙啻蟪潭壬险J(rèn)真觀看了圖片(觀看負(fù)性條件)、成功的改變了對(duì)圖片的看法(認(rèn)知重評(píng)條件)或成功的抑制了表情(表達(dá)抑制條件)。在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后,讓被試對(duì)每個(gè)條件圖片的愉悅度進(jìn)行9點(diǎn)量表評(píng)分(1：非常不愉快;5：沒有感覺;9：非常愉快)。

2.3 ERP記錄與分析

2.3.1 ERP記錄

使用德國(guó)Brain Products公司的ERP記錄與分析系統(tǒng),按國(guó)際10-20系統(tǒng)擴(kuò)展的64導(dǎo)電極帽記錄EEG,以雙耳乳突作為參考電極(雙側(cè)乳突平均參考),雙眼外側(cè)安置電極記錄水平眼電(HEOG),左眼上下安置電極記錄垂直眼電(VEOG)。每個(gè)電極處的頭皮電阻保持在5 kΩ以下。濾波帶通為直流電0.01～100 Hz,采樣頻率為500 Hz/導(dǎo)。完成連續(xù)記錄EEG后離線處理數(shù)據(jù)。離線處理采用0.01～24 Hz帶通濾波,剔除眼球運(yùn)動(dòng)偽跡(包括眨眼和轉(zhuǎn)動(dòng))。因偽跡污染導(dǎo)致峰間偏差值超過±80 V的試次不納入總平均。分別對(duì)每個(gè)條件下的EEG活動(dòng)進(jìn)行疊加平均。分析時(shí)程為4500 ms,基線為刺激出現(xiàn)前500 ms (Foti &Hajcak,2008)。我們選取后部10個(gè)電極點(diǎn)來對(duì) LPP進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。分別為中央頂區(qū)左側(cè)的 CP3、CP5;中央頂區(qū)中部 CPz;中央頂區(qū)右側(cè)CP4、CP6,頂區(qū)(P)也選取相應(yīng)的電極點(diǎn)。

2.3.2 主成分分析(PCA)

考慮到成分之間可能會(huì)相互重疊,我們用主成分分析的方法來分離出晚期正成分(LPP) (Smith,Cacioppo,Larsen,&Chartrand,2003;Yuan et al.,2012)(如圖1所示)。根據(jù)LPP是出現(xiàn)在刺激呈現(xiàn)后 400～500 ms左右,并持續(xù)數(shù)秒,頭皮后頂區(qū)分布這3個(gè)主要特征,我們?cè)?00～4000 ms得出了LPP這一成分,成分4、成分2、成分5、成分3均符合LPP成分特征。所以,根據(jù)上述 4個(gè)成分的時(shí)間特征進(jìn)一步將LPP劃分為4個(gè)時(shí)間窗口,具體分為500～1000 ms、1000～2000 ms、2000～3000 ms和 3000～4000 ms。

圖1 成分波幅的時(shí)間函數(shù)。每個(gè)成分在ERP波形上的負(fù)載百分比(%)。

為研究 LPP在不同指導(dǎo)語下的時(shí)間動(dòng)態(tài)性,在500～1000 ms,1000～2000 ms,2000～3000 ms,3000～4000 ms這4個(gè)時(shí)間窗內(nèi)測(cè)量并統(tǒng)計(jì)分析LPP波幅,分3步進(jìn)行。(1)以刺激類型(觀看中性、觀看負(fù)性)、左右(左、中、右)為被試內(nèi)變量,以性別為被試間變量進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析。通過檢驗(yàn)刺激類型的主效應(yīng)以及刺激類型與性別的交互作用,檢驗(yàn)我們所采用的負(fù)性刺激是否成功誘發(fā)出負(fù)性情緒效應(yīng)并分析該情緒喚起效應(yīng)是否存在性別差異。(2)以調(diào)節(jié)策略(觀看負(fù)性、抑制負(fù)性、重評(píng)負(fù)性)、左右(左、中、右)為被試內(nèi)變量,以性別為被試間變量進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析。如果存在調(diào)節(jié)策略的主效應(yīng),則對(duì)比抑制負(fù)性、重評(píng)負(fù)性與觀看負(fù)性的差異顯著性以檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)效應(yīng),并觀察是否存在性別×調(diào)節(jié)策略的交互作用。(3)為了進(jìn)一步探究性別與調(diào)節(jié)策略的交互作用,將抑制負(fù)性或重評(píng)負(fù)性與觀看負(fù)性的差值作為因變量,性別為被試間變量做單變量方差分析。(4)檢驗(yàn)性別與情緒調(diào)節(jié)的交互作用是否隨時(shí)間窗口變化而變化。不符合球形標(biāo)準(zhǔn)的方差分析自由度均采用 Greenhouse-Geisser法校正,且事后多重比較的

p

值采用Bonferroni-Holm法校正。

3 結(jié)果

3.1 行為數(shù)據(jù)

3.1.1 操作有效性檢驗(yàn)

操作有效性檢驗(yàn)用于檢測(cè)被試是否成功遵循了各個(gè)分組條件的指導(dǎo)語。被試需要在每個(gè)條件結(jié)束后通過7點(diǎn)量表(1：完全不成功;7：非常成功)來評(píng)定他們?cè)诙啻蟪潭壬险J(rèn)真觀看了圖片、成功地改變了對(duì)圖片的看法或成功地抑制了表情。由于兩種調(diào)節(jié)策略是本研究的重點(diǎn),我們重點(diǎn)檢驗(yàn)了被試成功改變認(rèn)知與成功抑制情緒表達(dá)的程度。我們以調(diào)節(jié)策略(認(rèn)知重評(píng)、表達(dá)抑制)為被試內(nèi)變量,以性別(男、女)被試間變量,對(duì)操作有效性檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了2×2的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),性別主效應(yīng)(

F

(1,33)=0.07,

p

=0.80),調(diào)節(jié)策略的主效應(yīng)(

F

(1,33)=3.10,

p

=0.09),以及調(diào)節(jié)策略與性別的交互作用(

F

(1,33)=0.63,

p

=0.43)均不顯著。所有被試在重評(píng)負(fù)性條件下成功使用了重評(píng)策略(5.94),在抑制條件下也成功使用了抑制策略(6.34)。被試在重評(píng)(

t

(34)=9.49,

p

＜0.001)和抑制條件(

t

(34)=19.11,

p

＜0.001)下的評(píng)分均顯著的高于量表的中位數(shù)(4),且兩種策略的成功使用程度無顯著差異,

t

(34)=1.75,

p

=0.09 (如圖2A所示)。這些結(jié)果表明,所有被試均成功使用了相應(yīng)的調(diào)節(jié)策略,且成功使用兩種策略的程度無顯著性別差異。

圖2 被試在觀看中性、觀看負(fù)性、抑制負(fù)性、重評(píng)負(fù)性4種條件下的操作有效性(A),主觀情緒強(qiáng)度評(píng)分(B)和愉悅度評(píng)分(C)。

3.1.2 情緒強(qiáng)度評(píng)估

情緒喚起效應(yīng)：

以刺激類型(觀看中性、觀看負(fù)性)為被試內(nèi)變量,以性別(男、女)被試間變量,對(duì)情緒的主觀體驗(yàn)強(qiáng)度進(jìn)行2×2的重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果顯示,刺激類型的主效應(yīng)顯著,

F

(1,33)=19.43,

p

＜0.001,η=0.37;不存在性別的主效應(yīng)(

F

(1,33)=0.96,

p

=0.33)或性別與刺激類型的交互作用(

F

(1,33)=0.73,

p

=0.40)。事后比較觀看負(fù)性和觀看中性條件,發(fā)現(xiàn)在觀看負(fù)性條件下負(fù)性情緒的評(píng)分(3.87)顯著高于觀看中性條件(2.83) (

p

＜0.001),存在情緒喚起效應(yīng),且情緒喚起效應(yīng)在性別間是相似的(如圖2B所示)。

情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)：

2(時(shí)間點(diǎn)：block開始、block結(jié)束)×3(策略：觀看負(fù)性、抑制負(fù)性、重評(píng)負(fù)性)×2(性別：男、女)重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),性別(

F

(1,33)=2.92,

p

=0.10)、策略(

F

(2,66)=2.96,

p

=0.08)的主效應(yīng),時(shí)間點(diǎn)×策略(

F

(2,66)=2.64,

p

=0.08)、策略×性別(

F

(2,66)=0.30,

p

=0.68)、時(shí)間×性別(

F

(1,33)=0.31,

p

=0.58),時(shí)間點(diǎn)×策略×性別(

F

(2,66)=0.26,

p

=0.77)的交互作用均不顯著,只存在時(shí)間點(diǎn)(

F

(1,33)=8.62,

p

=0.01,η=0.21)的主效應(yīng),事后比較顯示 block開始前的情緒評(píng)分(3.19)顯著低于block結(jié)束后(3.6)。

3.2 ERP數(shù)據(jù)

500~1000 ms

情緒喚起效應(yīng)：

左右(

F

(2,66)=9.60,

p

＜0.001,η=0.23)和刺激類型(

F

(1,33)=22.86,

p

＜0.001,η=0.41)的主效應(yīng)顯著;對(duì)主效應(yīng)進(jìn)行事后多重比較發(fā)現(xiàn)：在頭皮左側(cè)(3.69 μV)和頭皮右側(cè)(3.73 μV)的LPP波幅均大于頭皮中央位置(2.33 μV)。觀看中性(1.94 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負(fù)性條件(4.56 μV),成功喚起負(fù)性情緒(如圖3所示)。該窗口無性別主效應(yīng)和性別×刺激類型的交互作用(

p

＞0.17),情緒喚起效應(yīng)在性別間是相似的。

情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)：

調(diào)節(jié)策略(

F

(2,66)=2.61,

p

=0.09)和性別(

F

(1,33)=0.04,

p

=0.85)的主效應(yīng)不顯著,且無性別×調(diào)節(jié)策略的交互作用(

p

=0.91)。左右(

F

(2,66)=4.37,

p

=0.02,η=0.12)的主效應(yīng)顯著,事后多重比較發(fā)現(xiàn),在頭皮左側(cè)(5.18 μV)的LPP波幅大于頭皮中央位置(4.27 μV)。為了檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)的時(shí)間動(dòng)態(tài)性,在500～1000 ms時(shí)間窗內(nèi),分為 2個(gè)時(shí)間區(qū)間(500～800 ms,800～1000 ms),測(cè)量與統(tǒng)計(jì)LPP波幅,并且將時(shí)間窗口(2個(gè)水平)作為方差分析的一個(gè)因素。進(jìn)行 2(時(shí)間窗口)×3(調(diào)節(jié)策略)×2(性別)的重復(fù)測(cè)量方差分析,發(fā)現(xiàn)時(shí)間窗口的主效應(yīng)顯著(

F

(1,33)=11.33,

p

=0.002,η=0.26),事后多重對(duì)比發(fā)現(xiàn),在500～800 ms時(shí)間窗口顯著大于800～1000 ms時(shí)間窗口(

p

=0.002)。然而沒有發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)策略×性別×?xí)r間窗口的交互作用(

F

(2,66)=1.53,

p

=0.22)。因此,在500～1000 ms內(nèi),各個(gè)窗口均不存在情緒調(diào)節(jié)與性別的交互作用。

圖3 男、女性在觀看中性,觀看負(fù)性,抑制負(fù)性和重評(píng)負(fù)性條件下腦電的總平均圖(電極位置：CP3,P3)

1000~2000 ms

情緒喚起效應(yīng)：

刺激類型的主效應(yīng)顯著,

F

(1,33)=34.58,

p

＜0.001,η=0.51;對(duì)主效應(yīng)進(jìn)行事后比較發(fā)現(xiàn)：觀看中性(0.10 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負(fù)性條件(2.86 μV),成功喚起負(fù)性情緒(如圖3所示)。該窗口無性別主效應(yīng)(

F

(1,33)=2.28,

p

=0.14)和性別×刺激類型的交互作用(

F

(1,33)=0.08,

p

=0.78),情緒喚起效應(yīng)在性別間是相似的。

情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)：

調(diào)節(jié)策略(

F

(2,66)=0.60,

p

=0.55)、性別(

F

(1,33)=0.68,

p

=0.42)和左右(

F

(2,66)=0.87,

p

=0.40)的主效應(yīng)不顯著,且無性別×調(diào)節(jié)策略的交互作用(

p

=0.38)。為了檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)的時(shí)間動(dòng)態(tài)性,在1000～2000 ms時(shí)間窗內(nèi),將LPP以200 ms為單位分5個(gè)時(shí)間區(qū)間測(cè)量與統(tǒng)計(jì)LPP 波幅,并且將時(shí)間窗口(5個(gè)水平)作為方差分析的一個(gè)因素。進(jìn)行 5(時(shí)間窗口)×3(調(diào)節(jié)策略)×2(性別)的重復(fù)測(cè)量方差分析,發(fā)現(xiàn)時(shí)間窗口的主效應(yīng)顯著,

F

(4,132)=10.48,

p

＜0.001,η=0.24。事后多重對(duì)比發(fā)現(xiàn),在 1000～1200 ms時(shí)間窗口顯著大于其他4個(gè)時(shí)間窗口(all

p

＜0.029)。然而沒有發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)策略×性別×?xí)r間窗口的交互作用,

F

(5,178)=0.79,

p

=0.56。因此,在1000～2000 ms內(nèi),各個(gè)窗口均不存在情緒調(diào)節(jié)與性別的交互作用。

2000~3000 ms

情緒喚起效應(yīng)：

刺激類型的主效應(yīng)顯著,

F

(1,33)=21.98,

p

＜0.001,η=0.4;事后比較發(fā)現(xiàn)：觀看中性(0.40 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負(fù)性條件(2.61 μV),成功喚起負(fù)性情緒(如圖3所示)。該窗口無性別主效應(yīng)(

F

(1,33)=2.1,

p

=0.16)和性別×刺激類型的交互作用(

F

(1,33)=0.01,

p

=0.92),情緒喚起效應(yīng)在性別間是相似的。

情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)：

調(diào)節(jié)策略(

F

(2,66)=4.06,

p

=0.02,η=0.11)的主效應(yīng)和性別×調(diào)節(jié)策略(

F

(2,66)=4.19,

p

=0.02,η=0.11)的交互作用顯著。分解交互作用發(fā)現(xiàn),男性被試表現(xiàn)出調(diào)節(jié)策略的主效應(yīng),

F

(2,32)=4.58,

p

=0.02,η=0.22。事后多重比較發(fā)現(xiàn),表達(dá)抑制(1.11 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負(fù)性條件(3.26 μV) (

p

=0.02),而重評(píng)負(fù)性(2.38 μV)與觀看負(fù)性無顯著差異(

p

=0.76)。相反,女性被試的調(diào)節(jié)策略主效應(yīng)不顯著,

F

(2,34)=3.04,

p

=0.10。為了進(jìn)一步揭示表達(dá)抑制調(diào)節(jié)的性別差異,將抑制負(fù)性與觀看負(fù)性的差值作為因變量,性別為自變量做單變量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),在以抑制負(fù)性減觀看負(fù)性為因變量時(shí),男性LPP波幅的差異量(-2.15μV)顯著大于女性(0.13 μV),

F

(1,33)=8.92,

p

=0.005,η=0.21 (如圖4 所示)。

圖4 表達(dá)抑制-觀看負(fù)性(左)和認(rèn)知重評(píng)-觀看負(fù)性(右)的ERP差異波及其頭皮電壓地形圖

為了檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)的時(shí)間動(dòng)態(tài)性,在2000～3000 ms時(shí)間窗內(nèi),將LPP以200 ms為單位分 5個(gè)時(shí)間區(qū)間測(cè)量與統(tǒng)計(jì)LPP波幅,并且將時(shí)間窗口(5個(gè)水平)作為方差分析的一個(gè)因素。進(jìn)行5(時(shí)間窗口)×3(調(diào)節(jié)策略)×2(性別)的重復(fù)測(cè)量方差分析,正如預(yù)期,調(diào)節(jié)策略的主效應(yīng)顯著,

F

(2,66)=4.06,

p

＜0.02,η=0.11。然而沒有發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)策略×性別×?xí)r間窗口的交互作用,

F

(4,139)=0.53,

p

=0.72,因此,在2000～3000 ms內(nèi),情緒調(diào)節(jié)與性別的交互作用不隨時(shí)間窗口的變化而變化。

3000~4000 ms

情緒喚起效應(yīng)：

刺激類型的主效應(yīng)顯著,

F

(1,33)=11.01,

p

=0.002,η=0.25;事后比較發(fā)現(xiàn)：觀看中性(0.59 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負(fù)性條件(2.38 μV),成功喚起負(fù)性情緒(如圖3所示)。該窗口無性別主效應(yīng)(

F

(1,33)=1.46,

p

=0.24)和性別×刺激類型的交互作用(

F

(1,33)=0.002,

p

=0.97),情緒喚起效應(yīng)在性別間是相似的。

情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)：

左右的主效應(yīng)顯著,

F

(2,66)=6.09,

p

=0.01,η=0.16;且性別×調(diào)節(jié)策略的交互作用邊緣顯著,

F

(2,66)=2.83,

p

=0.07,η=0.08。在頭皮左側(cè)(2.35 μV)的 LPP波幅顯著大于頭皮右側(cè)(1.87 μV)和頭皮中央位置(1.48 μV) (all

p

＜0.044)。分解交互作用發(fā)現(xiàn),男性被試表現(xiàn)出調(diào)節(jié)策略的主效應(yīng),

F

(2,32)=3.73,

p

=0.037,η=0.19。事后多重比較發(fā)現(xiàn),表達(dá)抑制(0.83 μV)條件下的波幅顯著小于觀看負(fù)性條件(2.85 μV) (

p

=0.044),而重評(píng)負(fù)性(1.74 μV)與觀看負(fù)性無顯著差異(

p

=0.36)。相反,女性被試的調(diào)節(jié)策略主效應(yīng)不顯著,

F

(2,34)=0.03,

p

=0.96。為了進(jìn)一步揭示上述表達(dá)抑制調(diào)節(jié)的性別差異,將抑制負(fù)性與觀看負(fù)性的差值作為因變量,性別為自變量做單變量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),在以抑制負(fù)性減觀看負(fù)性為因變量時(shí),性別的主效應(yīng)顯著,

F

(1,33)=6.43,

p

=0.02,η=0.16。事后比較發(fā)現(xiàn),男性LPP波幅的差異量(-2.02 μV)顯著大于女性(0.12 μV) (如圖4所示)。為了檢驗(yàn)情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)的時(shí)間動(dòng)態(tài)性,在3000～4000 ms時(shí)間窗內(nèi),將LPP以200 ms為單位分5個(gè)時(shí)間區(qū)間測(cè)量與統(tǒng)計(jì)LPP波幅,并且將時(shí)間窗口(5個(gè)水平) 作為方差分析的一個(gè)因素。進(jìn)行5(時(shí)間窗口) × 3(調(diào)節(jié)策略) × 2(性別)的重復(fù)測(cè)量方差分析,沒有發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)策略×性別×?xí)r間窗口的交互作用,

F

(4,139)=1.76,

p

=0.14。因此,在 3000～4000 ms內(nèi),情緒調(diào)節(jié)與性別的交互作用不隨時(shí)間窗口的變化而變化。

因此,從刺激呈現(xiàn)后2000 ms開始,男性在抑制負(fù)性條件下比觀看負(fù)性誘發(fā)了更小的 LPP波幅,而這一波幅下降的效應(yīng)女性并不顯著。然而,重評(píng)負(fù)性條件并沒有出現(xiàn) LPP波幅的顯著下降與性別差異。

3.3 圖片評(píng)定

對(duì)刺激圖片事后的愉悅度評(píng)定分析中,以條件分組作為被試內(nèi)變量,性別為被試間變量,進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),觀看中性條件與負(fù)性條件(觀看負(fù)性、抑制負(fù)性和重評(píng)負(fù)性)差異顯著(all

p

＜0.001)。負(fù)性條件評(píng)分均顯著的低于量表的中位數(shù)(5) (all

p

＜0.001),且負(fù)性條件間兩兩無差異(all

p

＞0.19)。(如圖2C所示)。結(jié)果進(jìn)一步證明本實(shí)驗(yàn)選擇的實(shí)驗(yàn)材料不但能有效誘發(fā)負(fù)性情緒,且3組負(fù)性圖片在情緒屬性是相似的。

3.4 相關(guān)分析

主觀報(bào)告結(jié)果和 LPP都顯示了觀看負(fù)性比觀看中性情緒體驗(yàn)的提高,表明負(fù)性圖片有效誘發(fā)了情緒反應(yīng)。雖然表達(dá)抑制策略在LPP中晚期窗口出現(xiàn)調(diào)節(jié)的性別效應(yīng),但是男女性在主觀情緒體驗(yàn)上并沒有出現(xiàn)降低。為了檢驗(yàn) LPP波幅與主觀情緒的關(guān)系,本研究分別在觀看負(fù)性、重評(píng)負(fù)性與抑制負(fù)性三個(gè)條件下對(duì) LPP各個(gè)窗口的波幅和負(fù)性情緒評(píng)分進(jìn)行了斯皮爾曼等級(jí)相關(guān)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)上述相關(guān)系數(shù)均不顯著(all

p

＞0.10)。

4 討論

本研究采用事件相關(guān)電位技術(shù),研究男女運(yùn)用表達(dá)抑制和認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)負(fù)性情緒的時(shí)間動(dòng)態(tài)特征。結(jié)果顯示,(1)觀看負(fù)性圖片相比觀看中性圖片,男女被試均出現(xiàn)主觀負(fù)性情緒體驗(yàn)的提高,與情緒喚起相關(guān)的晚期正成分(LPP)波幅亦顯著提高,這表明實(shí)驗(yàn)對(duì)負(fù)性圖片的選擇是有效的,有效誘發(fā)了負(fù)性情緒喚起的效應(yīng),且該情緒喚起效應(yīng)不受性別的影響;(2)男女運(yùn)用表達(dá)抑制調(diào)節(jié)負(fù)性情緒的主觀體驗(yàn)沒有得到顯著的降低。然而在電生理指標(biāo)上,從刺激呈現(xiàn)后2000 ms開始到刺激呈現(xiàn)結(jié)束,男性在抑制負(fù)性條件下相比觀看負(fù)性出現(xiàn) LPP波幅的顯著下降而女性沒有該效應(yīng),這表明在刺激出現(xiàn)的2000～4000 ms內(nèi),男性抑制負(fù)性情緒的效果要優(yōu)于女性;(3)在主觀負(fù)性情緒與LPP波幅指標(biāo)上,沒有可靠地觀察到認(rèn)知重評(píng)的情緒調(diào)節(jié)效果及性別差異。(4)相關(guān)分析表明,表達(dá)抑制或認(rèn)知重評(píng)的電生理結(jié)果與主觀負(fù)性情緒評(píng)分不存在相關(guān)趨勢(shì)。(5)本實(shí)驗(yàn)的腦電數(shù)據(jù)分析中,對(duì)時(shí)間窗口的劃分主要是基于主成分分析的結(jié)果。我們對(duì)基于主成分分析得到的時(shí)間窗口(如 1000～2000 ms,2000～3000 ms)進(jìn)行更細(xì)的劃分,是為了進(jìn)一步驗(yàn)證大時(shí)間窗口內(nèi)的統(tǒng)計(jì)結(jié)論的可靠性。即,驗(yàn)證大時(shí)間窗口得出的效應(yīng)是否穩(wěn)定的存在于每個(gè)小窗口,還是說只來源于某個(gè)或某幾個(gè)小窗口。結(jié)果表明基于主成分分析的大窗口下的統(tǒng)計(jì)結(jié)果和以200 ms劃分的各個(gè)小窗口結(jié)果是一致的,說明通過主成分分析劃分時(shí)間窗口的方法是可靠的(Smith et al.,2003;Foti &Hajcak,2008)。

以往一系列的研究(Chen,Cheung,Bond,&Leung,2005;Gross &John,2003;Haga,Kraft,&Corby,2009;Matud,2004)采用問卷測(cè)量情緒調(diào)節(jié)方式的性別差異,發(fā)現(xiàn)男性使用表達(dá)抑制策略的頻率高于女性。但是,迄今并沒有研究考察表達(dá)抑制對(duì)負(fù)性情緒的調(diào)節(jié)效果在男女性別間是否存在差異。以往大量研究證明了腦電的LPP成分是反映情緒喚起水平及調(diào)節(jié)效果的有效指標(biāo)(Hajcak &Nieuwenhuis,2006;Krompinger et al.,2008;Moser et al.,2006)。因此,采用腦電的LPP成分作為情緒調(diào)節(jié)效果的衡量指標(biāo),本研究揭示了男性確實(shí)相比女性存在表達(dá)抑制的情緒調(diào)節(jié)優(yōu)勢(shì)。男性具有更好的表達(dá)抑制調(diào)節(jié)效果,可能與兩性在情緒表達(dá)行為上的差異有關(guān)。前人研究表明,男性在情緒上屬于“不表達(dá)”的群體,女性比男性有更多的情緒表達(dá)(Gross &John,1995,1997);更強(qiáng)烈的情緒表達(dá)和更高情緒體驗(yàn)的尋求(Balswick &Avertt,1977;Hampson,van Anders,&Mullin,2006;Larsen &Diener,1987)。Grossman等人讓被試觀看一系列情緒喚起幻燈片,發(fā)現(xiàn)男性在面部肌電這一生理指標(biāo)上的反應(yīng)性不如女性,并進(jìn)一步指出該性別差異可能來源于男女性社會(huì)性別角色的不同(Grossman &Wood,1993)。Kring等人的研究也證明,在觀看快樂、悲傷和恐懼的電影片段時(shí),雖然男女在主觀情緒體驗(yàn)的報(bào)告中沒有顯著的差別,但是在面部表情編碼中,發(fā)現(xiàn)女性相較于男性有更多的情緒表達(dá)。該研究指出面部情緒表達(dá)的這種性別差異與性別角色具有密切聯(lián)系(Kring &Gordon,1998)。與情緒相關(guān)的性別角色期望中,女性角色被認(rèn)為對(duì)自身或其他人的情感狀態(tài)有更多的情緒性表達(dá),且情緒是不穩(wěn)定的。而男性角色與此相反,被認(rèn)為是情緒穩(wěn)定、堅(jiān)韌、不易興奮激動(dòng)的(Broverman,Vogel,Broverman,Clarkson,&Rosenkrantz,1972;Roseman,1984)。另外,家庭環(huán)境往往對(duì)男性具有不同于女性的性別角色期望,要求男性有擔(dān)當(dāng)、有責(zé)任心、勇敢,更傾向于不表露內(nèi)心感受(Eccles,Jacobs,&Harold,1990),所以男性在成長(zhǎng)生活中可能不自主地按照社會(huì)所期望的男性角色要求,收斂并抑制自己的情緒。因而在調(diào)節(jié)負(fù)性情緒時(shí),男性對(duì)生理性情緒表達(dá)的抑制效果就更具優(yōu)勢(shì)。這也驗(yàn)證了本研究的假設(shè)。本研究雖然沒有對(duì)被試的性別角色和家庭性別角色期望進(jìn)行直接測(cè)量,但由于隨機(jī)招募被試以及正太分布的原因,有理由相信大部分的男生是符合男性角色期望的,而女生是符合女性角色期望的。然而,未來研究需進(jìn)一步直接測(cè)量性別角色與家庭性別角色期望,以期進(jìn)一步闡釋表達(dá)抑制男性優(yōu)勢(shì)的原因。

本研究未發(fā)現(xiàn)表達(dá)抑制對(duì)主觀情緒體驗(yàn)具有顯著調(diào)節(jié)效果,且主觀情緒體驗(yàn)無顯著男女差異的存在。這與Gross及Goldin等人的研究結(jié)果相一致(Gross &Levenson,1997;Goldin et al.,2008)。表達(dá)抑制的腦電指標(biāo)是實(shí)時(shí)記錄的,而主觀報(bào)告的情緒體驗(yàn)相對(duì)滯后。被試采用表達(dá)抑制策略觀看 40張負(fù)性圖片結(jié)束后,才對(duì)自身的情緒強(qiáng)度體驗(yàn)評(píng)分。因此,這相比即時(shí)情緒調(diào)節(jié)時(shí)的當(dāng)下情緒體驗(yàn)出現(xiàn)了滯后。有研究發(fā)現(xiàn),讓被試在應(yīng)激情境中采用表達(dá)抑制策略能導(dǎo)致負(fù)性情緒體驗(yàn)的暫時(shí)性下降(Liverant,Brown,Barlow,&Roemer,2008)。然而,在實(shí)驗(yàn)后的情緒平復(fù)階段,表達(dá)抑制條件下的主觀負(fù)性情緒水平卻并非隨平復(fù)時(shí)間的增加而越來越弱,相反可能隨著時(shí)間增加而逐漸增強(qiáng)(Feldner,Zvolensky,Stickle,Bonn-Miller,&Leen-Feldner,2006)。這表明表達(dá)抑制雖能在短時(shí)間內(nèi)有效抑制負(fù)性情緒,但隨著時(shí)間延長(zhǎng)卻可能會(huì)增加負(fù)性情緒。這一觀點(diǎn)得到了新近研究證據(jù)的支持。近期研究顯示,表達(dá)抑制策略能在短時(shí)間內(nèi)對(duì)個(gè)體的負(fù)面情緒達(dá)到快速調(diào)控的效果(袁加錦等,2014);但長(zhǎng)時(shí)間情緒表達(dá)抑制卻易導(dǎo)致抑郁和焦慮癥狀的產(chǎn)生(Ehring,Tuschen-Caffier,Schnulle,Fischer,&Gross,2010;John &Gross,2004;Liverant et al.,2008)。上述證據(jù)表明,當(dāng)采用表達(dá)抑制調(diào)節(jié)負(fù)性情緒時(shí),即時(shí)記錄的電生理數(shù)據(jù)可能相比滯后的主觀情緒測(cè)量能更加有效的反映表達(dá)抑制過程中的情緒體驗(yàn)。這可能解釋了為什么本研究在即時(shí)的電生理指標(biāo)上觀察到表達(dá)抑制調(diào)節(jié)負(fù)性情緒的性別差異,卻未能在主觀情緒測(cè)量上觀測(cè)到這一性別差異。表達(dá)抑制的調(diào)節(jié)效果隨時(shí)間變化這一特征,很可能是導(dǎo)致使用該策略時(shí)主觀體驗(yàn)與電生理結(jié)果出現(xiàn)分離的重要原因。

需要注意的是,本研究的假設(shè)是基于日常生活中表達(dá)抑制使用頻率的男女差異而提出的,而實(shí)驗(yàn)中卻控制男女被試在表達(dá)抑制習(xí)慣上的差異,這可能會(huì)讓讀者覺得與研究目的相違背。本實(shí)驗(yàn)控制了兩性被試的表達(dá)抑制習(xí)慣,主要是因?yàn)楸辉囎晕覉?bào)告的表達(dá)抑制習(xí)慣與現(xiàn)實(shí)生活中實(shí)際表達(dá)抑制的頻率可能并不相同。其原因是,以往大量研究指出情緒調(diào)節(jié)策略的訓(xùn)練,能幫助個(gè)體自動(dòng)化的使用該策略進(jìn)行情緒調(diào)控(Heeren,Reese,McNally,&Philippot,2012;Tran,Siemer,&Joormann,2011;Wilson,MacLeod,Mathews,&Rutherford,2006)。例如,Heeren等人發(fā)現(xiàn)對(duì)被試進(jìn)行注意積極刺激的訓(xùn)練之后,在面對(duì)威脅信息時(shí)被試可以習(xí)得自動(dòng)化的注意轉(zhuǎn)移,從而有效減弱其焦慮水平(Heeren et al.,2012),并且這一自動(dòng)化調(diào)節(jié)效果不僅適用于成人也適用于兒童(MacLeod &Holmes,2012)。類似的,對(duì)被試進(jìn)行積極認(rèn)知重評(píng)的訓(xùn)練,能幫助被試對(duì)壓力情境進(jìn)行非指導(dǎo)性的、自動(dòng)化的積極解釋(Tran et al.,2011;Wilson et al.,2006)。因此可以推測(cè),由于社會(huì)文化對(duì)男性具有較少情緒表達(dá)的期望,成年男性在經(jīng)過長(zhǎng)期的生活及文化訓(xùn)練后,其使用情緒的表達(dá)抑制可能已趨于自動(dòng)化。這可能導(dǎo)致即便其主觀上并沒有意識(shí)到進(jìn)行了更多的表達(dá)抑制,他們也能更有效的采用表達(dá)抑制進(jìn)行情緒調(diào)控。另一方面,如果控制了自我報(bào)告的情緒調(diào)節(jié)習(xí)慣的差異,我們?nèi)匀荒苡^測(cè)到采用表達(dá)抑制進(jìn)行情緒調(diào)節(jié)效果的性別差異,那么有關(guān)性別差異的結(jié)論將比未控制情緒調(diào)節(jié)習(xí)慣更加可靠。因此,即便自我報(bào)告的表達(dá)抑制習(xí)慣與現(xiàn)實(shí)生活中的表達(dá)抑制頻率可能存在某種相關(guān),本研究依然選擇了控制了表達(dá)抑制習(xí)慣以期得到有關(guān)性別差異更為可靠的結(jié)論。

本研究沒有發(fā)現(xiàn)在重評(píng)負(fù)性條件下 LPP波幅的下降及其性別差異,這與我們的研究假設(shè)一致。袁加錦等人(2014)在中國(guó)文化背景下,對(duì)比了認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制調(diào)節(jié)負(fù)性情緒的效率。結(jié)果發(fā)現(xiàn)雖然認(rèn)知重評(píng)節(jié)省了更多的認(rèn)知資源,但是在調(diào)節(jié)負(fù)性情緒水平的時(shí)間上要慢于表達(dá)抑制。在本研究中,圖片刺激的呈現(xiàn)時(shí)間和最大分析時(shí)長(zhǎng)均為 4000 ms。為了充分揭示認(rèn)知重評(píng)策略調(diào)節(jié)負(fù)面情緒的電生理效應(yīng),部分新近研究推薦將刺激呈現(xiàn)時(shí)間延長(zhǎng)至5秒(Paul,Simon,Kniesche,Kathmann,&Endrass,2013)。鑒于認(rèn)知重評(píng)策略相對(duì)較慢的調(diào)控速度,有可能該策略對(duì)電生理反應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)發(fā)生在更晚的時(shí)間點(diǎn)上。因此,未來研究應(yīng)當(dāng)在更長(zhǎng)的時(shí)間范圍內(nèi)對(duì)認(rèn)知重評(píng)調(diào)節(jié)的電生理效應(yīng)進(jìn)行分析。

然而,本研究是基于群體水平得出的結(jié)論,可能并不能將結(jié)論推廣到每個(gè)男女性個(gè)體。盡管男女性從群體而言具有表達(dá)抑制的男性優(yōu)勢(shì),但并非所有男性在日常生活中都具有更高的情緒表達(dá)抑制的水平,比如也有男性通過哭泣來發(fā)泄情緒。文獻(xiàn)證明外傾性是與情緒表達(dá)能力密切相關(guān)的人格特質(zhì)(Riggio &Riggio,2002;???&OhSoosung,2009)。大量研究表明高外傾伴隨著更多的情緒表達(dá)和較少情緒表達(dá)抑制(Carver,Sutton,&Scheier,2000;Gross&John,2003;Chen et al.,2005)。例如,Gross等人發(fā)現(xiàn)外傾性與個(gè)體的表達(dá)抑制行為成負(fù)相關(guān)。Chen等人進(jìn)一步指出相比于低外傾人群,高外傾人群的內(nèi)在表達(dá)意愿和外顯表達(dá)行為之間的一致性程度更高。當(dāng)需要外傾人群抑制自己的負(fù)性情緒表達(dá)時(shí),這與其較高的情緒表達(dá)傾向相違背,所以有可能導(dǎo)致外傾人群的調(diào)節(jié)效果不佳。研究也發(fā)現(xiàn),外傾性得分高的人,在采用表達(dá)抑制調(diào)節(jié)負(fù)性情緒時(shí)出現(xiàn)了困難(Gross &John,2003;Pe?a-Gómez,Vidal-Pi?eiro,Clemente,Pascual-Leone &Bartrés-Faz,2011),從而很有可能目前得到的性別差異并不適合于高外傾人群。這一可能性將在未來研究中予以探討。

另一方面,表達(dá)抑制調(diào)節(jié)負(fù)性情緒存在男性優(yōu)勢(shì)的神經(jīng)機(jī)制需要未來研究的進(jìn)一步探討。已有研究表明前額葉皮層是情緒調(diào)節(jié)的關(guān)鍵腦區(qū),主要包括背外側(cè)前額皮層(dlPFC)和腹外側(cè)前額皮層(vlPFC)等控制區(qū)域(Otto,Misra,Prasad,&McRae,2014;Townsend et al,2013)。在個(gè)體進(jìn)行有意識(shí)情緒調(diào)節(jié)時(shí),前額葉控制區(qū)域通過對(duì)情緒喚起相關(guān)腦區(qū)如杏仁核的抑制,導(dǎo)致其激活水平降低,從而達(dá)到對(duì)情緒的調(diào)節(jié)(Banks,Eddy,Angstadt,Nathan,&Phan,2007;Goldin et al.,2008;Townsend et al.,2013)。男性日常生活中的表達(dá)抑制行為更多,可能出現(xiàn)在表達(dá)抑制條件下,男性人群的前額皮層對(duì)杏仁核等情緒神經(jīng)環(huán)路激活的抑制,即前額葉-杏仁核的功能鏈接強(qiáng)度要強(qiáng)于女性人群。另一方面如果要實(shí)現(xiàn)對(duì)情緒神經(jīng)環(huán)路相似的控制水平,女性也可能相比男性需要卷入更多的前額葉控制區(qū)域的激活才能實(shí)現(xiàn)。這些假設(shè)均需未來研究采用功能性磁共振技術(shù)予以驗(yàn)證。

5 結(jié)論

本研究采用組塊設(shè)計(jì),探討認(rèn)知重評(píng)和表達(dá)抑制調(diào)控效果的性別差異。雖然在主觀報(bào)告無顯著的調(diào)節(jié)效果,但在腦電生理指標(biāo)的晚期正成分上發(fā)現(xiàn)采用表達(dá)抑制策略進(jìn)行負(fù)性情緒調(diào)節(jié)的效果男性優(yōu)于女性,這提示男性比女性更適合采用抑制情緒表達(dá)的方式進(jìn)行日常情緒管理,這種差異可能與社會(huì)對(duì)男女性性別角色的不同期望有關(guān)。下一步的研究可以測(cè)量性別角色期望,從而深入探討表達(dá)抑制男性優(yōu)勢(shì)的原因。另外,表達(dá)抑制調(diào)控效果的性別差異可能會(huì)受相關(guān)人格因素,如外傾性的影響。是否表達(dá)抑制策略不適用于高外傾性的男女群體,未來研究將進(jìn)一步跟進(jìn)。

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