劉靜遠 李 虹

狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響：認知評價和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用*

劉靜遠1李 虹2

(1清華大學學生心理發(fā)展指導(dǎo)中心;2清華大學心理學系, 北京 100084)

探討狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響, 并檢測記憶偏向與認知評價在其中的中介和調(diào)節(jié)作用。實驗1招募大學生60人, 隨機分為高、低狀態(tài)焦慮組, 采用情緒誘導(dǎo)程序誘導(dǎo)高、低狀態(tài)焦慮; 采用口頭估計任務(wù)測量回溯式時距判斷, 考察高、低狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)后的回溯式時距判斷差異。實驗2在實驗1的基礎(chǔ)上, 招募大學生60人, 增加自由回憶任務(wù)測量記憶偏向, 考察狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中記憶偏向的中介作用。實驗3在實驗1和實驗2的基礎(chǔ)上, 招募大學生90人, 增加視覺模擬心境量表測量認知評價, 考察狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響, 并檢測認知評價與記憶偏向在其中的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)在回溯式時距判斷中, 高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮更高估時距; (2)在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 記憶偏向具有中介作用; (3)在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 認知評價和記憶偏向存在有調(diào)節(jié)的中介作用：只有當認知評價得分較低時, 即對于認為焦慮對身體健康有害程度較低的個體而言, 在狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷中, 記憶偏向具有完全中介作用, 即狀態(tài)焦慮只通過記憶偏向影響回溯式時距判斷。研究結(jié)果揭示了焦慮個體回溯式時距判斷的內(nèi)部過程, 驗證了注意閘門模型中有關(guān)用于計時的記憶資源越多對于時距越高估的假設(shè), 豐富了焦慮通過記憶偏向影響回溯式時距判斷的解釋視角, 為通過調(diào)整認知評價改善焦慮個體時距偏差提供了重要參考。

狀態(tài)焦慮, 回溯式時距判斷, 記憶偏向, 認知評價

1 引言

古語有云：“一日不見, 如隔三秋”, 又有：“恍若昨日, 又似經(jīng)年”。這些表述反映了人們對時間的主觀心理感知常常與時間的客觀物理長度之間存在差異, 在焦慮狀態(tài)下尤其如此。比如, 等待面試或者趕火車時人們會不停地看時間, 明明只過了5分鐘, 卻覺得像過了半小時。有研究表明, 人們在焦慮狀態(tài)下會出現(xiàn)時距判斷的偏差(Liu & Li, 2019, 2020; 劉靜遠, 李虹, 2019)。

時距判斷, 按照測量方式可以分為預(yù)期式時距判斷和回溯式時距判斷。其中, 預(yù)期式時距判斷是指：被試在實驗任務(wù)前被告知需要進行計時, 即, 計時始于實驗任務(wù)開始時。在預(yù)期式時距判斷的測量范式里, 被試會有意地與努力地編碼時間信息, 因此也被稱為“經(jīng)驗的時距” (experiencing duration)?；厮菔綍r距判斷是指：被試在實驗結(jié)束后才被要求進行計時, 即, 計時始于實驗任務(wù)結(jié)束后。在回溯式時距判斷的測量范式里, 被試會被要求完成其他實驗任務(wù), 這些任務(wù)與時間無關(guān), 只是后來需要計時時才努力地從記憶中提取相關(guān)信息, 因此也被稱為“回憶的時距” (remembering duration)。注意閘門模型指出, 預(yù)期式和回溯式時距判斷包含不同的認知過程：預(yù)期式時距判斷主要與刺激喚醒度以及注意資源分配有關(guān); 而回溯式時距判斷主要依靠記憶過程(Block, 1989, 1992; Block & Zakay, 1997)。

迄今為止有關(guān)焦慮影響時距判斷的研究并不多, 而為數(shù)不多的一些研究大多采用預(yù)期式, 研究對象幾乎都是針對特質(zhì)焦慮或焦慮病人。這些研究比較一致地發(fā)現(xiàn), 焦慮會影響預(yù)期式時距判斷(Bar- Haim et al., 2010; Liu & Li, 2019, 2020; Mioni et al., 2016; Whyman & Moos, 1967; Yoo & Lee, 2015; 劉靜遠, 李虹, 2019)。然而, 國內(nèi)外關(guān)于焦慮如何影響回溯式時距判斷的研究可謂少之又少, 目前我們只檢索到一項研究(Lueck, 2007)。該研究采用讓被試做演講者或者觀眾的方式成功啟動了高、低狀態(tài)焦慮, 而后讓其觀看一段長達8分58秒的前人演講的視頻, 最后讓被試對這段視頻所持續(xù)的時長進行判斷。結(jié)果發(fā)現(xiàn)高、低狀態(tài)焦慮組的回溯式時距判斷之間不存在顯著差異。一項研究結(jié)果其實很難說明問題。統(tǒng)計上不顯著可能是真的沒有差異, 也可能是實驗設(shè)計沒有測量出差異。因此, 十分有必要深入研究焦慮究竟是否會對回溯式時距判斷產(chǎn)生影響。對這一問題的深入并系統(tǒng)的探討將有助于了解焦慮個體時距判斷的內(nèi)部過程, 同時能夠幫助具有焦慮體驗的個體覺察、適應(yīng)并糾正時距判斷偏差。我們的研究問題是：人們在不同焦慮狀態(tài)下的回溯式時距判斷是否不同？如果是, 那么, 狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷的內(nèi)在機制是怎樣的？具體而言, 記憶是如何發(fā)揮作用的？影響的邊界條件是什么？

首先, 人們在不同焦慮狀態(tài)下的回溯式時距判斷是否不同？Zakay和Block (1995)提出了注意閘門模型(Attentional Gate Model), 是目前較為成熟且在領(lǐng)域內(nèi)受到認可的綜合模型。注意閘門模型包括：起搏器、注意閘門、開關(guān)和認知計時器, 并強調(diào)只有當個體的注意資源被分配給時間信息時, 注意閘門才會打開, 脈沖才能通過閘門, 并從起搏器進入到認知計時器之中。根據(jù)注意閘門模型, 當進行預(yù)期式時距判斷時, 注意資源被分配給時間信息, 注意閘門會開放, 脈沖才能通過閘門, 進入到認知計時器中得到計數(shù)。當進行回溯式時距判斷時, 注意資源被分配給非時間信息, 閘門關(guān)閉, 工作記憶中背景變化的數(shù)量或所存儲的有意義的分割片段越多, 對時距的判斷就越長(Block, 2003; Zakay & Block, 1995, 2004)。相比低狀態(tài)焦慮的誘導(dǎo)過程, 高狀態(tài)焦慮的誘導(dǎo)過程攜帶和產(chǎn)生了更多更強的負性信息, 進而引發(fā)個體更多更強的情緒狀態(tài)變化。也就是說, 相比于低狀態(tài)焦慮, 高狀態(tài)焦慮的個體在進行回溯式時距判斷時, 會依然攜帶著在其誘導(dǎo)過程中所產(chǎn)生的更多更強的負性信息, 而更多更強的負性信息較之于(低狀態(tài)焦慮的)更少更弱的負性信息, 應(yīng)該具有更多有意義的分割片段?；诖? 提出研究假設(shè)1：在回溯式時距判斷中, 高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮更高估時距。

第二, 記憶在狀態(tài)焦慮與回溯式時距判斷之間是如何發(fā)揮作用的？由于記憶資源較難直接測量, 前人研究大多采用不同難度或熟悉度的實驗任務(wù), 間接操縱用于計時的記憶資源(Block et al., 2010; 楊蓮蓮等, 2018), 這也限制了對記憶在焦慮影響回溯式時距判斷過程中所發(fā)揮作用的探究。而焦慮個體的記憶偏向是易于測量的(Herrera et al., 2017), 這或許可以成為一個突破口。記憶偏向(memory bias)指的是個體對某一特殊先前經(jīng)驗的回憶或再認表現(xiàn)出更好或更糟的傾向(Tafarodi et al., 2003)。Beck的圖式理論指出, 當刺激信息與圖式一致時, 加工過程相對容易。焦慮個體的圖式與威脅和危險信息相一致, 因而對這類信息十分敏感, 這類信息也更容易獲得更多的注意和記憶資源; 也就是說, 對這類信息的加工會占據(jù)優(yōu)勢地位, 由此產(chǎn)生了注意偏向和記憶偏向(Beck & Clark, 1997)。具體而言, 個體在焦慮時, 其工作記憶的內(nèi)容會受到影響。根據(jù)前述注意閘門模型, 工作記憶會影響回溯式時距判斷(Block, 2003; Zakay & Block, 1995, 2004)。那么, 焦慮很可能通過記憶偏向影響回溯式時距判斷。因此, 提出研究假設(shè)2：在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 記憶偏向具有中介作用。

第三, 影響上述關(guān)系的邊界條件是什么？Folkman和Lazarus等人較為系統(tǒng)地提出了關(guān)于認知評價的概念界定與認知?現(xiàn)象學?交互作用理論(Cognitive-Phenomenological-Transactional Theory), 得到國內(nèi)外學者的一致認可。具體而言, 認知評價(cognitive appraisal)指的是個體評估特定的環(huán)境遭遇與其心理健康是否相關(guān)以及如何相關(guān)的過程(Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter et al., 1986; Folkman, Lazarus, Gruen, & Delongis, 1986)。認知評價理論認為, 情境意義的解碼能夠觸發(fā)情緒反應(yīng)系統(tǒng)的下游效應(yīng), 如內(nèi)臟和骨骼肌、主觀感覺以及各種認知系統(tǒng)的相應(yīng)反應(yīng)(Schirmer, 2011)。與身體的適應(yīng)性變化類似, 時距判斷偏差可能是大腦的適應(yīng)性反應(yīng), 以提高個體在特定情況下做出適應(yīng)性反應(yīng)的能力(Tse et al., 2004)。因此, 認知評價有可能直接影響時距判斷。前人基于預(yù)期式時距判斷的研究結(jié)果表明, 狀態(tài)焦慮對時距判斷的影響受認知評價的調(diào)節(jié)(劉靜遠, 李虹, 2019)。據(jù)此, 本研究推測, 認知評價或許也會調(diào)節(jié)狀態(tài)焦慮通過記憶偏向影響回溯性時距判斷的過程。研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn), 認知評價不直接影響記憶偏向(安獻麗等, 2015), 即認知評價不會調(diào)節(jié)焦慮對記憶偏向的影響, 那么可能調(diào)節(jié)的將是記憶偏向?qū)厮菔綍r距判斷的影響。因此, 我們提出研究假設(shè)3：在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 認知評價和記憶偏向存在有調(diào)節(jié)的中介作用。

2 實驗1 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響

2.1 方法

實驗1采用情緒誘導(dǎo)程序誘導(dǎo)狀態(tài)焦慮、采用口頭估計任務(wù)測量回溯式時距判斷, 考察高、低狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)后的回溯式時距判斷差異, 擬驗證的研究假設(shè)1為：在回溯式時距判斷中, 高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮更高估時距。

2.1.1 被試

借鑒前人研究中的被試量, 確定本研究的被試量為每組30人(Bar-Haim et al., 2010; Liu & Li, 2019, 2020; Mioni et al., 2016; Yoo & Lee, 2015; 劉靜遠, 李虹, 2019)。采用隨機取樣方法, 從清華大學以校內(nèi)張貼海報的形式招募大學生60人為研究對象。使用G*Power 3.1 (Faul et al., 2007) 計算得到參數(shù)為：被試間重復(fù)測量方差分析, 組數(shù) = 2, 測量次數(shù) = 4, 重復(fù)測量數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性 = 0.5, α = 0.05, 1 ? β = 0.8, 效應(yīng)量= 0.15。參與者通過海報上的問卷星二維碼進行網(wǎng)上報名, 60名參與者中男15人, 女45人; 平均年齡(22.73 ± 2.46)歲。將60名參與者隨機分配到高狀態(tài)焦慮組(= 30)和低狀態(tài)焦慮組(= 30), 其中高狀態(tài)焦慮組有1名被試的時距判斷估計值超過均值的3個標準差, 故予以剔除1即使不剔除, 結(jié)果也符合假設(shè), 且滿足統(tǒng)計意義上的顯著性。。獨立樣本檢驗顯示, 高低狀態(tài)焦慮組被試年齡無顯著差異(高焦慮= 23.10,高焦慮= 2.61,低焦慮= 22.27,低焦慮= 2.24,(57) = 1.32,= 0.191); 卡方檢驗顯示, 兩組性別無顯著差異(高焦慮組男9人、女20人, 低焦慮組男6人、女24人, χ2= 0.95,= 0.330)。本研究的3個實驗前均取得被試知情同意, 且已獲得所在高校倫理委員會的審查批準(倫理審查編號為20160907)。

2.1.2 實驗材料

(1)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)

通過讓被試回憶與想象焦慮或平靜的事件來誘導(dǎo)高或低狀態(tài)焦慮(Labouvie-Vief et al., 2003)。首先, 要求被試描述一段焦慮或平靜的事件：“請描述一件最近讓你非常焦慮(平靜)的事情, 請盡量描述事情細節(jié)和你的感受, 至少100字”。接下來, 進入短暫的孵育過程：“隨后你會感到焦慮(平靜)體驗變得更為強烈, 這也會讓你想起其他的使你非常非常焦慮(平靜)的事情”。最后, 要求被試再次回憶一段焦慮或平靜的事件：“請回憶另一件曾經(jīng)讓你非常非常焦慮(平靜)的事情, 請盡量描述事情細節(jié)和你的感受, 不少于100字”。

(2)狀態(tài)焦慮的測量

采用視覺模擬心境量表(Visual Analogue Mood Scales, VAMS)測量狀態(tài)焦慮水平(Mccormack et al., 1988), 讓被試從0到100之間選擇一個數(shù)字主觀評價“此時此刻的焦慮程度”。

(3)回溯式時距判斷的測量

采用口頭估計任務(wù)(鳳四海, 黃希庭, 2004)對被試的回溯式時距判斷進行測量。實驗流程為：在實驗的最后, 對整個實驗持續(xù)的時間進行(8分鐘左右)回溯式時距判斷。具體的指導(dǎo)語為：“請以分鐘為單位, 估計整個實驗持續(xù)的時間, 精確到0.1分鐘”。采用時距判斷指數(shù)(time perception index, TPI)來分析回溯式時距判斷情況(Liu & Li, 2020; Mioni et al., 2016)。具體而言, TPI為被試所估計時長與真實時長的比值, 如果TPI等于1, 則說明對于回溯式時距判斷準確; 如果TPI大于1, 則說明對于回溯式時距判斷高估; 如果TPI小于1, 則說明對于回溯式時距判斷低估。

2.1.3 實驗程序

采用問卷星編寫程序, 按如下順序進行實驗：(1)狀態(tài)焦慮的前測; (2)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo); (3)狀態(tài)焦慮的后測; (4)回溯式時距判斷的測量。

2.2 結(jié)果

2.2.1 情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果

獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮前測水平?jīng)]有顯著差異,(57) = ?1.13,= 0.261; 而經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮后測水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高,(57) = 5.88,< 0.001,= 1.53。對狀態(tài)焦慮VAMS得分, 采用2組別(高狀態(tài)焦慮組, 低狀態(tài)焦慮組)與2狀態(tài)焦慮測量(前測, 后測)重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 57) = 4.67,= 0.035, η2= 0.08;狀態(tài)焦慮測量的主效應(yīng)不顯著,(1, 57) = 1.80,= 0.185;組別與狀態(tài)焦慮測量的交互作用顯著,(1, 57) = 60.19,< 0.001, η2= 0.51。分別對高、低狀態(tài)焦慮組進行配對樣本檢驗后發(fā)現(xiàn), 經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著升高(前測= 40.52,前測= 26.75;后測= 64.86,后測= 23.09),(28) = 5.88,< 0.001,= 1.09; 而低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著降低(前測= 48.60,前測= 27.95;后測= 31.43,后測= 20.56),(29) = ?5.03,< 0.001,= 0.92。

2.2.2 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響

對TPI采用獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的TPI顯著更大(高焦慮= 0.91,高焦慮= 0.32;低焦慮= 0.72,低焦慮= 0.28),(57) = 2.43,= 0.018,= 0.63。該結(jié)果說明雖然高、低狀態(tài)焦慮組的TPI都小于1, 表示兩組都相對低估回溯式時距判斷, 但是高比低狀態(tài)焦慮組的TPI更大, 即高比低狀態(tài)焦慮組相對高估時距, 驗證了研究假設(shè)1。

3 實驗2 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響: 記憶偏向的中介 作用

3.1 方法

在實驗1的基礎(chǔ)上, 根據(jù)以往研究中經(jīng)常采用的不同誘導(dǎo)相結(jié)合的方法(例如：Montorio et al., 2015), 實驗2增加了音樂誘導(dǎo)狀態(tài)焦慮, 并測量被試對于所誘導(dǎo)的音樂的回溯式時距判斷情況, 同時增加自由回憶任務(wù)測量記憶偏向, 考察狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷影響中記憶偏向的中介作用, 擬驗證的研究假設(shè)2為：在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 記憶偏向具有中介作用。

3.1.1 被試

與實驗1類似, 招募大學生60人為研究對象, 其中男26人, 女34人; 平均年齡(23.30 ± 2.93)歲。將60名參與者隨機分配到高狀態(tài)焦慮組(= 30)和低狀態(tài)焦慮組(= 30)。獨立樣本檢驗顯示, 高低狀態(tài)焦慮組被試年齡無顯著差異(高焦慮= 23.53,高焦慮= 3.61;低焦慮= 23.07,低焦慮= 2.08),(58) = 0.61,= 0.542; 卡方檢驗顯示, 兩組性別無顯著差異(高焦慮組男13人、女17人, 低焦慮組男13人、女17人), χ2= 0,= 1.000。

3.1.2 實驗材料

(1)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)

采用聽音樂和事件回憶相結(jié)合的方式對狀態(tài)焦慮進行誘導(dǎo)。首先, 高、低狀態(tài)焦慮組分別被要求聽能夠誘發(fā)焦慮或平靜的音樂(Montorio et al., 2015)。其中, 高狀態(tài)焦慮組的被試被要求聽一段持續(xù)79秒的Ligeti Project-Requiem, 低狀態(tài)焦慮組的被試被要求聽一段持續(xù)79秒的Schoenberg’s Erwartung。隨后, 要求被試通過想象或者回憶沉浸在焦慮(高狀態(tài)焦慮組)或平靜(低狀態(tài)焦慮組)狀態(tài)之中; 最后, 要求被試回憶一段焦慮或平靜的事件: “請回憶一件曾經(jīng)讓你非常非常焦慮(平靜)的事情, 請盡量描述事情細節(jié)和你的感受, 不少于100字”。

(2)狀態(tài)焦慮的測量

與實驗1相同。

(3)記憶偏向的測量

Herrera等人(2017)對171項有關(guān)焦慮及記憶偏向的研究進行綜述后指出, 只有采用自由回憶任務(wù)時才會發(fā)現(xiàn)焦慮相關(guān)的記憶偏向; 而在其他測量記憶偏向的范式中, 并沒有觀測到穩(wěn)定的焦慮會引起記憶偏向的現(xiàn)象。因此, 本研究采用自由回憶任務(wù)測量記憶偏向。具體而言, 讓被試對負性和中性詞語(負性詞語、中性詞語各8個)進行記憶與回憶。首先, 在狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)前, 讓被試對屏幕上的16個詞語進行記憶, 時間為1分鐘。經(jīng)過狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)后, 讓被試在1分鐘內(nèi)對剛剛的詞語進行自由回憶。

(4)刺激材料

從已有相關(guān)研究(MacLeod et al., 1986; 黃崢崢, 2011; 朱詩敏, 2004; 張冬冬, 2008)中選取負性及中性詞語, 作為上述自由回憶任務(wù)的實驗材料。線上招募清華大學全日制在校生67名(男34名, 女33名,年齡= 21.22歲,年齡= 2.84歲)對每個詞語的效價與熟悉度進行7點評分(1非常消極……7非常積極; 1非常不熟悉……7非常熟悉)。選取8個負性詞語和8個中性詞語用于自由回憶任務(wù)(請見附錄)。經(jīng)過獨立樣本檢驗后發(fā)現(xiàn), 詞語的效價差異顯著, 負性詞語的評分低于中性詞語(負性= 2.32,負性= 0.09;中性= 4.15,中性= 0.19),(14) = ?24.02,< 0.001,= 12.01; 熟悉度差異不顯著(負性=6.23,負性= 0.25;中性= 6.22,中性= 0.23),(14) = 0.10,0.919。

(5)回溯式時距判斷的測量

請被試對狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)過程中音樂所持續(xù)的時間(79秒)進行回溯式時距判斷。方法與實驗1類似, 具體的指導(dǎo)語為：“請以秒鐘為單位, 估計剛剛所聽音樂持續(xù)的時間, 精確到0.1秒鐘”。

3.1.3 實驗程序

采用問卷星編寫程序, 按如圖1所示順序進行實驗。

圖1 實驗2流程圖

3.2 結(jié)果

3.2.1 情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果

獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高比低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮前測水平有較低趨勢,(58) = ?1.80,= 0.077,= 0.46; 而經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮后測水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高,(58) = 6.23,< 0.001,= 1.61。對狀態(tài)焦慮VAMS得分, 采用2組別(高狀態(tài)焦慮組, 低狀態(tài)焦慮組)與2狀態(tài)焦慮測量(前測, 后測)重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 58) = 5.68,= 0.020, η2= 0.09;狀態(tài)焦慮測量的主效應(yīng)顯著,(1, 58) = 7.99,= 0.006, η2= 0.12;組別與狀態(tài)焦慮測量的交互作用顯著,(1, 58) = 66.81,< 0.001, η2= 0.54。分別對高、低狀態(tài)焦慮組進行配對樣本檢驗后發(fā)現(xiàn), 經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著升高(前測= 38.27,前測= 24.54;后測= 69.27,后測= 19.06),(29) = 9.13,< 0.001,= 1.67; 而低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著降低(前測= 49.10,前測= 22.06;后測= 34.03,后測= 24.41),(29) = ?3.35,= 0.002,= 0.61。上述結(jié)果說明情緒狀態(tài)誘導(dǎo)成功。

3.2.2 狀態(tài)焦慮對記憶偏向的影響

統(tǒng)計每個被試所回憶出的負性、中性詞語個數(shù), 以二者的合計作為所回憶出的詞語總數(shù), 取所回憶出的負性詞語個數(shù)與所回憶出的詞語總數(shù)的比值, 作為被試的記憶偏向得分, 分數(shù)越高表示對負性詞語的記憶偏向越高(Herrera et al., 2017)。獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組所回憶出的詞語總數(shù)并不存在顯著差異(高焦慮= 5.30,高焦慮= 2.72;低焦慮= 5.77,低焦慮= 2.76),(58) = ?0.66,= 0.512; 而高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的記憶偏向得分顯著更高, 即高狀態(tài)焦慮組對于負性詞語的記憶偏向水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高(高焦慮= 0.67,高焦慮= 0.16;低焦慮= 0.52,低焦慮= 0.18),(58) = 3.49,= 0.001,= 0.99。該結(jié)果說明高比低狀態(tài)焦慮組的記憶偏向更加負性。

3.2.3 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響

對TPI采用獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組的TPI差異并不顯著(高焦慮= 0.96,高焦慮=0.16;低焦慮= 1.00,低焦慮= 0.13),(58) = ?1.08,= 0.286。該結(jié)果說明當引入中介變量記憶偏向后, 狀態(tài)焦慮不再直接影響回溯式時距判斷。

3.2.4 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響：記憶偏向的中介作用

參照Hayes提出的Bootstrap方法對中介效應(yīng)進行檢驗(Hayes, 2013), 采用SPSS 20.0的PROCESS, 選擇模型4, 在95%置信區(qū)間下, 樣本量5000, 以狀態(tài)焦慮為自變量(賦值為高 = 0, 低 = 1), 回溯式時距判斷(TPI)為因變量, 記憶偏向(記憶偏向得分)為中介變量。Bootstrap分析結(jié)果表明, 中介檢驗的間接效應(yīng)沒有包含0 (= ?0.034,= 0.018, 95% CI = [?0.078, ?0.008])。此外, 控制了中介變量記憶偏向之后, 自變量狀態(tài)焦慮對因變量回溯式時距判斷的直接效應(yīng)不顯著, 區(qū)間包含0 (= 0.074,= 0.040, 95% CI = [?0.006, 0.155])。因此根據(jù)Zhao等人(2010)的研究, 這一結(jié)果反映了在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 記憶偏向具有完全中介作用(圖2), 驗證了研究假設(shè)2。

圖2 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中記憶偏向的中介作用

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。下同。

4 實驗3 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響：認知評價和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用

4.1 方法

在實驗1和實驗2的基礎(chǔ)上, 實驗3增加了視覺模擬心境量表測量認知評價, 考察狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 認知評價與記憶偏向所發(fā)揮的作用, 擬驗證的研究假設(shè)3為：在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 認知評價和記憶偏向存在有調(diào)節(jié)的中介作用。

4.1.1 被試

實驗3增加連續(xù)變量認知評價作為調(diào)節(jié)變量, 故增加30人被試量, 共招募90人為研究對象, 采用隨機取樣, 從清華大學以校內(nèi)張貼海報的形式招募大學生參與實驗。使用G*Power 3.1 (Faul et al., 2007)計算得到參數(shù)為：被試間重復(fù)測量方差分析, 組數(shù) = 2, 測量次數(shù) = 4, 重復(fù)測量數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性 = 0.5, α = 0.05, 1 ? β > 0.9, 效應(yīng)量= 0.14。參與者通過海報上的問卷星二維碼進行網(wǎng)上報名, 90名參與者中男25人, 女65人; 平均年齡(22.59 ± 2.54)歲。將90名參與者隨機分配到高狀態(tài)焦慮組(= 45)和低狀態(tài)焦慮組(= 45)。獨立樣本檢驗顯示, 高低狀態(tài)焦慮組被試年齡無顯著差異(高焦慮= 22.29,高焦慮= 2.39;低焦慮= 22.89,低焦慮= 2.68),(88) = ?1.12,= 0.266; 卡方檢驗顯示, 兩組性別無顯著差異(高焦慮組男14人、女31人, 低焦慮組男11人、女34人), χ2= 0.50,= 0.480。

4.1.2 實驗材料

(1)情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)與測量

與實驗2相同。

(2)記憶偏向的測量

與實驗2相同。

(3)回溯式時距判斷的測量

與實驗1相同。

(4)認知評價的測量

依據(jù)Folkman等人的概念界定(Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter et al., 1986; Folkman, Lazarus, Gruen, & Delongis, 1986), 本研究采用VAMS測量認知評價(Liu et al., 2019; 劉靜遠, 李虹, 2019), 即讓被試從0到100之間選擇一個數(shù)字主觀自評：“認為焦慮對心理健康的有害程度”。

4.1.3 實驗程序

采用問卷星編寫程序, 除在最后增加對于認知評價的測量外, 其余與圖1所示流程一致。

4.2 結(jié)果

4.2.1 情緒狀態(tài)的誘導(dǎo)效果

獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮前測水平?jīng)]有顯著差異,(88) = ?0.52,= 0.603; 而經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮后測水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高,(88) = 10.61,< 0.001,= 2.24。對狀態(tài)焦慮VAMS得分, 采用2組別(高狀態(tài)焦慮組, 低狀態(tài)焦慮組)與2狀態(tài)焦慮測量(前測, 后測)重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 88) = 24.72,< 0.001, η2= 0.22;狀態(tài)焦慮測量的主效應(yīng)不顯著,(1, 88) = 1.70,= 0.196;組別與狀態(tài)焦慮測量的交互作用顯著,(1, 88) = 109.70,< 0.001, η2= 0.56。分別對高、低狀態(tài)焦慮組進行配對樣本檢驗后發(fā)現(xiàn), 經(jīng)過情緒狀態(tài)誘導(dǎo)后, 高狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著升高(前測= 39.29,前測= 24.49;后測= 65.00,后測= 21.31),(44) = 7.73,< 0.001,= 1.15; 而低狀態(tài)焦慮組的狀態(tài)焦慮水平顯著降低(前測= 41.96,前測= 23.95;后測= 21.93,后測= 16.94),(44) = ?7.07,< 0.001,= 1.05。上述結(jié)果說明情緒狀態(tài)誘導(dǎo)成功。

4.2.2 狀態(tài)焦慮對認知評價的影響

采用獨立樣本檢驗對認知評價進行分析后發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組與低狀態(tài)焦慮組的認知評價差異不顯著(高狀態(tài)焦慮= 80.69,高狀態(tài)焦慮= 14.45;低狀態(tài)焦慮= 78.20,低狀態(tài)焦慮= 13.94,(88) = 0.83,= 0.408), 說明認知評價作為特質(zhì)性概念不受狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)的影響。

4.2.3 狀態(tài)焦慮對記憶偏向的影響

與實驗2一致, 獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高、低狀態(tài)焦慮組所回憶出的詞語總數(shù)并不存在顯著差異(高焦慮= 4.93,高焦慮= 3.07;低焦慮= 4.36,低焦慮= 2.60),(88) = 0.96,= 0.338; 而對記憶偏向得分進行獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組對于負性詞語的記憶偏向水平比低狀態(tài)焦慮組顯著更高(高焦慮= 0.68,高焦慮= 0.17;低焦慮= 0.57,低焦慮= 0.22),(88) = 2.47,= 0.015,= 0.52。該結(jié)果說明高比低狀態(tài)焦慮組具有更加明顯的負性記憶偏向。

4.2.4 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響

對TPI采用獨立樣本檢驗發(fā)現(xiàn), 高狀態(tài)焦慮組比低狀態(tài)焦慮組的TPI顯著更大(高焦慮= 0.95,高焦慮= 0.34;低焦慮= 0.81,低焦慮= 0.29),(88) = 2.13,= 0.036,= 0.45。該結(jié)果說明雖然高、低狀態(tài)焦慮組的TPI都小于1, 表示兩組都相對低估回溯式時距判斷, 但是高比低狀態(tài)焦慮組的TPI更大, 即高比低狀態(tài)焦慮組相對高估時距。

4.2.5 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響：認知評價和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用

采用SPSS 20.0的PROCESS插件, 參照Hayes提出的Bootstrap方法進行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(Hayes, 2013)。選擇模型14, 樣本量5000, 在95%置信區(qū)間下, 以組別為自變量X (賦值為高狀態(tài)焦慮組 = 0, 低狀態(tài)焦慮組 = 1), 回溯式時距判斷(TPI)為因變量Y, 記憶偏向(記憶偏向得分)為中介變量M, 認知評價(VAMS得分)為調(diào)節(jié)變量V。

Bootstrap分析結(jié)果表明, 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 認知評價和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用成立(見圖3)。具體而言, 認知評價在記憶偏向影響回溯式時距判斷中具有顯著的調(diào)節(jié)作用(= 0.026,= 0.013,= 0.049, 95% CI = [0.0001, 0.052]), 在狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷中, 記憶偏向作為中介變量的指標沒有包含0 (= ?0.003,= 0.002, 95% CI = [?0.007, ?0.0004]), 而控制了中介變量記憶偏向之后, 自變量狀態(tài)焦慮對因變量回溯式時距判斷的直接效應(yīng)不顯著, 區(qū)間包含0 (= ?0.131,= 0.068, 95% CI = [?0.266, 0.004])。當認知評價得分較高(+ 1= 93.62)時, 中介檢驗的間接效應(yīng)包含0 (= ?0.033,= 0.025, 95% CI = [?0.093, 0.003])。也就是說, 對于認為焦慮對身體健康有害程度較高的個體而言, 在狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷中, 記憶偏向不具有中介作用; 而當認知評價得分較低(? 1= 65.27)時, 中介檢驗的間接效應(yīng)不包含0 (= 0.042,= 0.032, 95% CI = [0.002, 0.131])。也就是說, 對于認為焦慮對身體健康有害程度較低的個體而言, 在狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷中, 記憶偏向具有完全中介作用, 即狀態(tài)焦慮只通過記憶偏向影響回溯式時距判斷。

圖3 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中認知評價和記憶偏向有調(diào)節(jié)的中介作用

4.2.6 補充分析：狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷影響中的時長效應(yīng)

考慮到實驗2和實驗3在實驗流程上基本一致, 以實驗2中時距判斷的時長79秒記為短時長, 以實驗3中時距判斷的時長8分鐘左右作為長時長, 對實驗2和實驗3的整合數(shù)據(jù)中的TPI, 采用2組別(高狀態(tài)焦慮組, 低狀態(tài)焦慮組)與2時長(短, 長)進行單變量方差分析發(fā)現(xiàn), 組別的主效應(yīng)不顯著,(1, 149) = 1.08,= 0.300;時長的主效應(yīng)顯著,(1, 149) = 142.02,< 0.001, η2= 0.493;組別與時長的交互作用顯著,(1, 149) = 5.81,= 0.017, η2= 0.038。對高狀態(tài)焦慮組進行獨立樣本檢驗后發(fā)現(xiàn), 長時長(8分鐘左右)比短時長(79秒)的TPI顯著更小(長時長= 0.68,長時長= 0.17;短時長= 0.96,短時長= 0.16),(73) = ?7.12,< 0.001,= 1.68; 對于低狀態(tài)焦慮組具有同樣效應(yīng)(長時長= 0.57,長時長= 0.22;短時長= 1.00,短時長= 0.13),(73) = ?9.63,< 0.001,= 2.38。該結(jié)果反映了長時長比短時長更容易被低估的現(xiàn)象, 與前人研究結(jié)果相一致(Eisler, 1976; Eisler et al., 2008)。雖然本研究沒有聚焦在時長效應(yīng), 但這一發(fā)現(xiàn)仍具有一定價值, 可以為后續(xù)進一步研究焦慮影響回溯式時距判斷中的時長效應(yīng)提供可能的參考。

5 討論

本研究通過3個實驗對狀態(tài)焦慮與回溯式時距判斷之間的關(guān)系, 以及記憶偏向和認知評價的中介及調(diào)節(jié)作用進行了探討, 深入探究了狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷的方式及內(nèi)部過程, 并發(fā)現(xiàn)了認知評價和記憶偏向在其中有調(diào)節(jié)的中介作用。

5.1 狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響

相比較焦慮對預(yù)期式時距判斷的影響研究, 焦慮對回溯式時距判斷的影響研究少之又少。然而在日常生活中, 相比較預(yù)先分配注意給計時(預(yù)期式時距判斷), 人們更多是經(jīng)歷過后回顧判斷時間(回溯式時距判斷)。本研究圍繞這樣一個重要但很少被探討的題目展開研究, 并發(fā)現(xiàn)狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷確有影響。具體表現(xiàn)為：高狀態(tài)焦慮個體比低狀態(tài)焦慮個體更加高估時距。這一發(fā)現(xiàn)為后續(xù)開展相關(guān)研究奠定了重要基礎(chǔ)。

此外, 這一發(fā)現(xiàn)與前人關(guān)于焦慮對預(yù)期式時距判斷影響的研究結(jié)果相一致(Bar?Haim et al., 2010; Liu & Li, 2019, 2020; Yoo & Lee, 2015)。整體來看, 狀態(tài)焦慮對無論是預(yù)期式時距判斷還是回溯式時距判斷均具有影響, 且表現(xiàn)出一致的高估傾向。這些發(fā)現(xiàn)豐富了對于狀態(tài)焦慮下的時距判斷特點的了解。本研究的發(fā)現(xiàn)表明, 個體感到焦慮時事后回溯時間會體驗到時間更漫長, 這或許就是為什么人們在感到焦慮時會覺得如坐針氈、度日如年的原因——他們感知到的時間比實際度過的時間更加漫長。先前的研究也發(fā)現(xiàn), 當人們感到焦慮時預(yù)先注意時間也會感到時間更加漫長(Liu & Li, 2020; 劉靜遠, 李虹, 2019)。

更進一步, 狀態(tài)焦慮下的時距判斷偏差反映了時距判斷的“主觀錯覺”。盡管內(nèi)部時鐘理論已經(jīng)盛行多年(Gibbon, 1977; Meck, 1983; Treisman et al., 1994), 但是目前在生物體內(nèi)并沒有發(fā)現(xiàn)確切的“時間受體”。事實上, 沒有唯一的、同質(zhì)的時間, 只有多重的、主觀的時間體驗(Droit?Volet & Gil, 2009)。時間“飛逝”、“緩慢”甚至“靜止”等體驗都是主觀的(Droit?Volet, 2013)。這充分反映了情緒的一致性以及個體對于外部環(huán)境和內(nèi)部生理狀態(tài)的適應(yīng)性(Bower, 1981)。

5.2 記憶偏向的中介作用

本研究還發(fā)現(xiàn)在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 記憶偏向具有中介作用, 揭示了狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷影響的內(nèi)部過程。具體表現(xiàn)為：高狀態(tài)焦慮個體會表現(xiàn)出對于負性刺激的記憶偏向, 進而表現(xiàn)出對該類刺激的回溯式時距高估。注意閘門模型(Zakay & Block, 1995, 2004)認為, 當回溯式時距判斷時, 注意資源被分配給非時間信息, 閘門關(guān)閉, 個體主要依據(jù)工作記憶中背景變化的數(shù)量或所存儲的有意義的分割片段進行時距判斷。高狀態(tài)焦慮個體表現(xiàn)出對于負性刺激的記憶偏向, 成為工作記憶中更多的背景變化或有意義片段, 因此展現(xiàn)出了回溯式時距高估。本研究結(jié)果為注意閘門模型中記憶對于回溯式時距判斷影響的理論假設(shè)提供了直接的實驗支持。

前人關(guān)于記憶對回溯式時距判斷影響的研究面臨著一大難題, 即, 如何直接測量用于計時的記憶資源。前人研究大多采用不同難度或熟悉度的實驗任務(wù), 間接操縱用于計時的記憶資源(Block et al., 2010; 楊蓮蓮等, 2018)。這使得記憶對回溯式時距判斷的影響作用、尤其是焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 記憶的作用無法被準確測量與分析。本研究巧妙地通過直接測量焦慮個體的記憶偏向解決了這一難題, 并開創(chuàng)性地發(fā)現(xiàn)了記憶偏向在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷影響中的中介作用。

5.3 認知評價的調(diào)節(jié)作用

本研究進一步發(fā)現(xiàn), 狀態(tài)焦慮通過記憶偏向影響回溯式時距判斷的中介過程受到認知評價的調(diào)節(jié), 揭示了狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷的內(nèi)部過程。與前人關(guān)于狀態(tài)焦慮影響預(yù)期式時距判斷的研究(劉靜遠, 李虹, 2019)所發(fā)現(xiàn)的：認知評價調(diào)節(jié)狀態(tài)焦慮對注意偏向的影響不同的是, 在狀態(tài)焦慮通過記憶偏向影響回溯式時距判斷中, 認知評價調(diào)節(jié)的是記憶偏向?qū)厮菔綍r距判斷的影響。我們看到, 當進行預(yù)期式時距判斷時, 個體主動地、有意地進行計時與注意分配, 認知評價通過調(diào)節(jié)狀態(tài)焦慮對注意偏向的不同影響來進一步影響時距判斷; 當進行回溯式時距判斷時, 個體預(yù)先并不知道需要計時, 狀態(tài)焦慮直接影響記憶偏向, 而事后靠回憶努力地進行時距判斷時, 認知評價的作用得以發(fā)揮, 調(diào)節(jié)了記憶偏向?qū)厮菔綍r距判斷的影響。為什么會有這樣不同的結(jié)果呢？我們認為與認知評價是否直接影響注意偏向和記憶偏向有關(guān)。已有研究指出, 認知評價與注意控制相關(guān)的右側(cè)前額葉區(qū)域有關(guān)(Ochsner et al., 2004), 因而能夠改變個體的負性注意偏向(Manera et al., 2014), 即認知評價對注意偏向具有直接影響。然而, 在使用自由回憶任務(wù)測量記憶偏向時, 認知評價對于回憶正確率并不存在顯著影響(安獻麗等, 2015), 即認知評價并不直接影響記憶偏向。因此, 本研究結(jié)果提示, 認知評價在狀態(tài)焦慮影響時距判斷的過程中具有調(diào)節(jié)作用, 因其對注意偏向和記憶偏向的不同影響, 導(dǎo)致在預(yù)期式時距判斷和回溯式時距判斷的過程中具有不同的調(diào)節(jié)位置。

與此同時, 我們知道認知評價的一個重要功能是啟動心理和身體的變化, 為有機體成功應(yīng)對內(nèi)外刺激做好準備。認知評價理論認為, 對于情境的認知評價會影響身體的適應(yīng)性變化 (Schirmer, 2011)。時距判斷偏差則可能是大腦的適應(yīng)性反應(yīng), 感知持續(xù)時間的延長可以作為主觀時間的短暫擴展, 有效地提高心理表征的時間分辨率, 使個體在給定的時間范圍內(nèi)處理更多的信息, 以提高個體的適應(yīng)性能力(Tse et al., 2004)。許多研究者都認為, 情緒狀態(tài)下復(fù)雜的、反復(fù)的、動態(tài)的因果關(guān)系在很大程度上是由認知評價引發(fā)與形成的(Barrett et al., 2007; Clore & Ortony, 2008; Moors, 2013; Mulligan & Scherer, 2012)。本研究中關(guān)于認知評價的研究結(jié)果還表明, 時距判斷偏差可能不完全由情緒狀態(tài)(狀態(tài)焦慮)引起, 而是與這些狀態(tài)的低階成分如認知、生理和運動系統(tǒng)的各種變化有關(guān)(Barrett et al., 2007; Coan, 2010; Lindquist & Barrett, 2012; Scherer, 2009)。認知評價過程可能涉及觸發(fā)和塑造時距判斷偏差(Uusberg et al., 2018)。也就是說, 觀察到的與情緒關(guān)的時距判斷偏差, 可能屬于由認知評價過程觸發(fā)的一組自適應(yīng)反應(yīng), 時距判斷可能是由認知評價調(diào)節(jié)的認知系統(tǒng)之一。

5.4 研究貢獻與展望

研究的主要貢獻是：第一, 通過單一任務(wù)直接測量了狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷影響中記憶偏向的作用, 進而解決了用于計時的記憶資源難以控制的難題, 驗證了注意閘門模型中有關(guān)用于計時的記憶資源越多對于時距越高估的假設(shè)。第二, 發(fā)現(xiàn)認知評價是焦慮影響回溯式時距判斷中記憶偏向的中介作用的一個邊界條件。這一發(fā)現(xiàn)深刻揭示了焦慮個體回溯式時距判斷的內(nèi)部過程, 豐富了焦慮通過記憶偏向影響回溯式時距判斷的解釋視角, 為通過調(diào)整認知評價改善焦慮個體時距偏差現(xiàn)象提供了重要參考。

未來研究可以從如下幾個方面開展：第一, 擴大臨床焦慮樣本。為了剝離特質(zhì)焦慮(或焦慮病人)和對于負性刺激的注意偏向、記憶偏向已經(jīng)形成的反饋循環(huán)(Eysenck, 1992, 1997), 本研究從健康大學生群體中, 隨機招募了實驗樣本進行實驗室狀態(tài)焦慮誘導(dǎo)。雖然本研究結(jié)果揭示了日常生活中更為廣泛存在的狀態(tài)焦慮下的時距判斷特點、記憶偏向以及認知評價在其中發(fā)揮的作用, 未來的研究可以進一步以特質(zhì)焦慮和焦慮病人為樣本, 從不同焦慮樣本的視角檢驗上述所發(fā)現(xiàn)的有調(diào)節(jié)的中介模型。同時, 本研究采用隨機取樣與隨機分組、狀態(tài)焦慮基線水平測量, 較好地保證了所發(fā)現(xiàn)的實驗結(jié)果與結(jié)論不受特質(zhì)焦慮的干擾, 未來在對狀態(tài)焦慮的時距判斷進行更深入的研究時, 可以進一步將特質(zhì)焦慮作為協(xié)變量加以嚴格控制, 從而徹底排除其對實驗結(jié)果與結(jié)論的可能干擾; 甚至可以對特質(zhì)焦慮與狀態(tài)焦慮同時進行測量與操縱, 進而探討這兩種焦慮對于時距判斷的交互影響。

第二, 深入研究回溯式時距判斷中的效價效應(yīng)與時長效應(yīng)。由于可參考的前人文獻過少, 本研究在探討狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷時, 并未對不同效價(如, 負性、正性與中性)的刺激進行細化研究, 也僅根據(jù)實驗2和實驗3的結(jié)果對不同時長(79秒、8分鐘)進行了粗略探討。未來研究可以承接本研究結(jié)果, 對焦慮影響下的回溯式時距判斷中的效價效應(yīng)與時長效應(yīng)進行更加系統(tǒng)地探討。首先, 在嚴格控制其他無關(guān)變量的情況下, 深入分析負性、正性及中性效價是否會使狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響得到強化或弱化; 如果發(fā)現(xiàn)了效價效應(yīng), 可以進一步探討不同效價下記憶偏向的中介作用、認知評價的調(diào)節(jié)作用是否依然存在。其次, 設(shè)計獨立實驗研究更大范圍的時長效應(yīng)(如, 幾秒、幾十秒、幾分鐘、幾十分鐘等), 探討長時長比短時長更容易被低估的邊界, 并分析其在對狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷中發(fā)揮的作用。從本研究的結(jié)果來看, 時長效應(yīng)是存在的, 但79秒和8分鐘的差異至少并未對狀態(tài)焦慮通過記憶偏向影響回溯式時距判斷的過程產(chǎn)生影響, 未來可以研究更為細致的時長是否使得記憶偏向的作用削弱或消失, 從而探討不同時長下的狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷的內(nèi)在機制。

第三, 進一步開展時距判斷對焦慮影響的研究。本研究圍繞狀態(tài)焦慮如何影響時距判斷進行了較為深入與系統(tǒng)的研究, 發(fā)現(xiàn)了焦慮個體的時距偏差特點及內(nèi)部過程。未來可以開展時距判斷對焦慮影響的研究, 進而探討時距判斷在焦慮的發(fā)生、維持與緩解過程中的作用。也就是說, 對于焦慮與時距判斷可能存在的雙向關(guān)系進行分析, 為解釋“越焦慮越覺得時間難熬, 越覺得難熬越焦慮”的現(xiàn)象提供實證支持, 并為從時間維度揭示焦慮的維持機制奠定基礎(chǔ), 為焦慮的預(yù)防、干預(yù)和治療提供切實有效的方法。

6 結(jié)論

(1)在回溯式時距判斷中, 高狀態(tài)焦慮比低狀態(tài)焦慮更高估時距。

(2)在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中記憶偏向具有中介作用。

(3)在狀態(tài)焦慮對回溯式時距判斷的影響中, 認知評價和記憶偏向存在有調(diào)節(jié)的中介作用：當個體認為焦慮對心理健康有害程度較低時, 狀態(tài)焦慮影響回溯式時距判斷中記憶偏向的完全中介作用成立。

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厭惡、參考、害怕、公斤、抑郁、慣例、恐慌、省份、驚恐、運算、苦悶、溫差、憂郁、郊外、苦惱、綜合

How state anxiety influences retrospective time duration judgment:Moderated mediating effect of cognitive appraisal and memory bias

LIU Jingyuan1, LI Hong2

(1Center for Psychological Development;2Department of Psychology, Tsinghua University, Beijing 100084, China)

People are influenced by their emotional state and confused by environmental stimuli in anxiety, which leads to the deviation of time duration judgment. In this article, three experiments were conducted to explore the influence of state anxiety on retrospective time duration judgment, and the moderated mediating effect of cognitive appraisal and memory bias.

Experiment 1 investigated the effect of state anxiety on retrospective time duration judgment. Sixty college students participated and were randomly assigned to a high state anxiety group (= 30, completed a procedure of anxious state induction) and a low state anxiety group (= 30, completed a procedure of calm state induction). Then, the verbal estimation task was used to measure the retrospective time duration judgment. Experiment 2 investigated the mediating role of memory bias in the effect of state anxiety on retrospective time duration judgment through measuring memory by the free recall task. Experiment 3 investigated the moderated mediating effect of cognitive appraisal and memory bias through measuring cognitive appraisal by the visual analogue mood scales.

The results showed that (1) State anxiety had an effect on retrospective time duration judgment, namely, the high state anxiety individuals overestimate the duration than the low state anxiety individuals. (2) Memory bias played a mediating role in the relationship between state anxiety and retrospective time duration judgment. (3) Cognitive appraisal moderated the mediation effect of memory bias on the influence of state anxiety on retrospective time duration judgment. Specifically, when the score of cognitive appraisal was low, memory bias played a mediating role in the influence of state anxiety on retrospective time duration judgment, while when the score of cognitive appraisal was high, memory bias did not play a mediating role in the influence of state anxiety on retrospective time duration judgment.

Therefore, the effect of state anxiety on college students’ retrospective time duration judgment was a moderated mediating effect. The results reveal the internal process of the retrospective time duration judgment of anxious individuals, which can verify the attention gate model and enrich the explanatory perspective of anxiety influencing the retrospective time duration judgment through memory bias, and provide an important reference for improving the time deviation of anxious individuals through the adjustment of cognitive appraisal.

state anxiety, retrospective time duration judgment, memory bias, cognitive appraisal

2021-05-12

* 國家社科重點基金項目(20AZD085)。

李虹, E-mail: lhong@mail.tsinghua.edu.cn

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