陳旭燕 李 鵬 閆志英

焦慮對(duì)重量感知判斷的影響*

陳旭燕1,2李 鵬1閆志英1

(1云南師范大學(xué)教育學(xué)部, 昆明 650500) (2云南輕紡職業(yè)學(xué)院, 昆明 650300)

行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為個(gè)體對(duì)物理環(huán)境的感知與其具備的資源有關(guān), 而焦慮與資源不足有關(guān)?；诖? 本研究通過(guò)3個(gè)實(shí)驗(yàn)來(lái)探討3種不同性質(zhì)的焦慮對(duì)重量感知判斷的影響。實(shí)驗(yàn)1通過(guò)身體姿勢(shì)誘發(fā)焦慮, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)同放松的身體姿勢(shì)相比, 焦慮的身體姿勢(shì)能誘發(fā)出焦慮且此姿勢(shì)下個(gè)體會(huì)認(rèn)為背包的重量更重。實(shí)驗(yàn)2通過(guò)具有壓力性的外部任務(wù)誘發(fā)焦慮, 結(jié)果顯示同奇偶判斷任務(wù)相比, 心算任務(wù)能誘發(fā)出明顯的焦慮且此任務(wù)下個(gè)體將背包的重量判斷為更重。實(shí)驗(yàn)3探討特質(zhì)焦慮的影響, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)高特質(zhì)焦慮個(gè)體同低特質(zhì)焦慮者相比會(huì)認(rèn)為背包的重量更重。本研究表明焦慮會(huì)影響個(gè)體對(duì)物體物理屬性的感知。

焦慮, 重量, 感知, 判斷

1 引言

焦慮是個(gè)體對(duì)即將到來(lái)的或正在進(jìn)行的伴隨有一定壓力、威脅的任務(wù)所產(chǎn)生的緊張、不安、憂慮、煩惱等不愉快的復(fù)雜情緒狀態(tài)。焦慮對(duì)認(rèn)知活動(dòng)具有消極影響, 它不僅會(huì)削弱個(gè)體的注意控制能力(Derakshan & Eysenck, 2009; Eysenck & Derakshan, 2011), 還會(huì)導(dǎo)致個(gè)體(此處主要指高焦慮個(gè)體)對(duì)威脅性刺激存在注意偏向(Berggren, 2020; 李松蔚, 樊富珉, 2015; Mogg & Bradley, 2018; Bar-Haim et al., 2007)。并且, 焦慮還會(huì)影響個(gè)體對(duì)外界信息的解釋。焦慮的個(gè)體對(duì)威脅性和模糊的中性情境會(huì)做出更多的消極解讀, 認(rèn)為自己比他人面臨更高的風(fēng)險(xiǎn)且負(fù)性事件一旦發(fā)生會(huì)給自己造成更大的損失(Blanchette & Richards, 2010; Sherman & Ehrenreich- May, 2018)。由上述研究可知, 焦慮與威脅、風(fēng)險(xiǎn)等消極字眼具有緊密的聯(lián)系, 焦慮的個(gè)體似乎認(rèn)為外部環(huán)境更具挑戰(zhàn)性和威脅性。因此, 我們有理由認(rèn)為焦慮會(huì)影響個(gè)體對(duì)周圍環(huán)境, 包括物理環(huán)境的感知。那么, 焦慮果真是否會(huì)改變個(gè)體對(duì)周圍物理環(huán)境的感知?本研究擬通過(guò)焦慮對(duì)物體重量感知判斷的影響來(lái)探討這一問(wèn)題。

行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為對(duì)物理世界的視覺感知不僅是光學(xué)信息作用于眼部運(yùn)動(dòng)的結(jié)果, 而且與個(gè)體具備的資源有關(guān)(Hansen & Steinmetz, 2019; Proffitt, 2006; Schnallet al., 2008)。該理論強(qiáng)調(diào)資源的可利用性, 視覺感知在一定程度上反映了個(gè)體在特定時(shí)間和空間采取特定行動(dòng)的能力(Kirsch et al., 2017)。以往的研究表明, 身體資源會(huì)影響個(gè)體對(duì)外界環(huán)境的感知及行為。當(dāng)個(gè)體的身體資源充足時(shí), 對(duì)外界事物的感知判斷也會(huì)相對(duì)樂(lè)觀, 如喝高含糖量飲料的人會(huì)認(rèn)為山坡的坡度較緩(Schnall et al., 2010)。相反, 當(dāng)身體資源不足時(shí), 個(gè)體會(huì)傾向于認(rèn)為目標(biāo)更加難以企及, 需付出更多的努力(Proffitt et al., 2003; Proffitt, 2006; Witt et al., 2004)。例如, 當(dāng)一個(gè)人年齡增長(zhǎng)、疲勞、肥胖或背負(fù)沉重的背包時(shí), 其視覺判斷會(huì)發(fā)生改變, 使得斜坡看上去更陡, 距離變得更遠(yuǎn)(Proffitt, 2006; Sugovic et al., 2016); 在行為層面, 女性、老年人、體重超重或攜帶較重物品的人會(huì)更多地選擇乘坐自動(dòng)扶梯而不是爬樓梯(Eves, 2014)。

心理資源也會(huì)影響個(gè)體對(duì)周圍物理世界的感知判斷且不僅局限于視覺領(lǐng)域。身邊有好朋友或想象一個(gè)朋友在場(chǎng)時(shí), 個(gè)體會(huì)認(rèn)為山坡的坡度較緩(Schnall et al., 2008), 物體的重量較輕(Doerrfeld et al., 2012)。當(dāng)所做選擇得到認(rèn)可時(shí), 站于高處的個(gè)體會(huì)認(rèn)為自己距離地面更近(Huynh et al., 2014)。同樣, 當(dāng)個(gè)體擁有較大權(quán)力感時(shí), 對(duì)物體重量的判斷會(huì)更輕(Lee & Schnall, 2014)。相反, 有心理負(fù)擔(dān)的人, 如懷有內(nèi)疚感(Day & Bobocel, 2013)或藏有秘密(Slepian et al., 2012)的人會(huì)認(rèn)為目標(biāo)物體或物體間的距離更遠(yuǎn)。

情緒會(huì)影響調(diào)節(jié)動(dòng)作的可能性(Krpan & Schnall,2018; Tamir, 2020), 亦會(huì)影響感知判斷。站在高處的個(gè)體, 由于感受到恐懼, 便會(huì)夸大自己至地面的距離(Harber et al., 2011; Stefanucci & Proffitt, 2009), 高估山坡坡度(Stefanucci et al., 2008)。因此, Stefanucci等人(2011)在對(duì)情緒與感知判斷關(guān)系的研究進(jìn)行綜述的基礎(chǔ)上, 提出情緒(如恐懼、厭惡和悲傷)會(huì)使視覺乃至聽覺發(fā)生變化, 即情緒會(huì)影響對(duì)視聽覺的感知判斷。但總體而言, 情緒與感知判斷關(guān)系的研究并不算多。

具體至焦慮對(duì)感知判斷影響的探討, 相關(guān)研究較少且主要集中在運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域。例如, 在攀爬運(yùn)動(dòng)中, 由身體處于較高位置誘發(fā)的焦慮會(huì)使個(gè)體低估自己在攀巖墻上預(yù)計(jì)和實(shí)際可達(dá)到的最大高度 (Pijpers et al., 2006)。另有研究者探討了焦慮對(duì)感知影響中的行動(dòng)效應(yīng)(Ca?al-Bruland et al., 2010)。在實(shí)驗(yàn)中, 被試的焦慮程度通過(guò)使其處于攀巖墻位置的高低來(lái)操縱, 之后要求他們向一個(gè)圓形的目標(biāo)投擲飛鏢并從海報(bào)上的九個(gè)圓圈中選擇特定目標(biāo)判斷其大小。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 當(dāng)參與者在低焦慮水平下(即處于攀巖墻較低位置), 投擲飛鏢成績(jī)更好的被試傾向于將目標(biāo)估計(jì)得相對(duì)較大一些, 驗(yàn)證了以往關(guān)于成績(jī)和感知關(guān)系研究中的行動(dòng)效應(yīng), 而在高焦慮水平下則并未發(fā)現(xiàn)該效應(yīng)。

綜上, 可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有關(guān)于焦慮對(duì)感知判斷影響的研究較少且主要存在以下問(wèn)題: 其一, 現(xiàn)有研究多集中于運(yùn)動(dòng)領(lǐng)域, 主要關(guān)注由于身體處于高空、威脅到機(jī)體安全而產(chǎn)生的焦慮, 忽視了生活中更為常見的焦慮形式, 如由一定壓力性的任務(wù)誘發(fā)的焦慮等; 其二, 現(xiàn)有研究忽視了相對(duì)穩(wěn)定的人格因素的影響; 其三, 現(xiàn)有研究多以視覺指標(biāo)為基礎(chǔ), 較少探討焦慮對(duì)其他非視覺性感知判斷的影響。

基于上述問(wèn)題, 本研究擬做出以下改進(jìn): 其一,探討日常生活中兩種發(fā)生機(jī)制有所不同的狀態(tài)焦慮對(duì)感知判斷的影響; 其二, 納入人格因素——特質(zhì)焦慮至感知判斷領(lǐng)域并探討其影響; 其三, 將感知判斷的指標(biāo)從視覺拓展至基于身體感受的重量判斷。在此基礎(chǔ)上, 具體通過(guò)身體姿勢(shì)誘發(fā)的焦慮(實(shí)驗(yàn)1)、外部任務(wù)誘發(fā)的焦慮(實(shí)驗(yàn)2)和人格層面穩(wěn)定的特質(zhì)焦慮(實(shí)驗(yàn)3)共3種性質(zhì)有所不同的焦慮形式來(lái)系統(tǒng)探討它對(duì)重量感知判斷的影響。這項(xiàng)研究在理論層面首先有助于驗(yàn)證并拓展行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論, 將其從視覺拓展至重量領(lǐng)域。其次, Stefanucci等人(2011)強(qiáng)調(diào)感知表征植根于身體的能力和體驗(yàn)之中, 故應(yīng)探討與身體狀態(tài)息息相關(guān)的情緒(研究者干脆將情緒歸為身體狀態(tài))對(duì)感知判斷的影響, 而焦慮是生活中一種重要且最為常見的情緒之一, 理應(yīng)受到關(guān)注。因而, 本研究深化并豐富了“情緒與感知判斷關(guān)系”領(lǐng)域的研究?jī)?nèi)容。在實(shí)踐層面, 本研究揭示了焦慮個(gè)體身體上的重量感知特點(diǎn), 從而為焦慮的干預(yù)提供了新的身體視角; 其次, 這類(情緒與感知判斷關(guān)系)研究將情緒和環(huán)境感知兩種完全不同的研究領(lǐng)域進(jìn)行了結(jié)合, 可以應(yīng)用于從情感失調(diào)患者的臨床治療到人機(jī)界面的設(shè)計(jì)(Stefanucci et al., 2011), 具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 實(shí)驗(yàn)1: 身體姿勢(shì)誘發(fā)的焦慮對(duì)重量感知判斷的影響

實(shí)驗(yàn)1旨在探討身體姿勢(shì)誘發(fā)的焦慮對(duì)重量感知判斷的影響。身體姿勢(shì)會(huì)影響情緒狀態(tài), 例如: 頭部向上傾斜會(huì)引起自豪感(Stepper & Strack, 1993), 彎腰姿勢(shì)會(huì)引起更多的抑郁情緒(Riskind & Gotay, 1982)。在此, 同樣采用此類方式誘發(fā)焦慮, 并提出如下研究假設(shè): 焦慮的身體姿勢(shì)能夠誘發(fā)出焦慮情緒; 相比放松的身體姿勢(shì), 個(gè)體在焦慮的身體姿勢(shì)下會(huì)認(rèn)為背包的重量更重。

2.1 預(yù)實(shí)驗(yàn)

為探索有效的實(shí)驗(yàn)操作, 檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的科學(xué)性和可行性, 在正式實(shí)驗(yàn)前進(jìn)行了預(yù)實(shí)驗(yàn)。采用2 (組別: 焦慮身體姿勢(shì)組/放松身體姿勢(shì)組) × 2 (測(cè)試次序: 前測(cè)/后測(cè))的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 其中身體姿勢(shì)為被試間變量, 測(cè)試次序?yàn)楸辉噧?nèi)變量, 因變量為對(duì)背包重量的判斷。

為了控制特質(zhì)焦慮這一額外變量, 保證實(shí)驗(yàn)的內(nèi)部效度, 本研究采用Spielberger等人(1983)的《特質(zhì)焦慮量表》來(lái)剔除特質(zhì)焦慮程度偏高的被試, 以盡量排除狀態(tài)焦慮對(duì)重量感知判斷產(chǎn)生影響時(shí), 特質(zhì)焦慮可能起到的調(diào)節(jié)效應(yīng)。具體而言, 依據(jù)司繼偉等人(2014)的方法, 參照中國(guó)大學(xué)生的特質(zhì)焦慮常模(李文利, 錢銘怡, 1995)對(duì)被試進(jìn)行篩選, 排除特質(zhì)焦慮得分高于均值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差者。排除后, 最終共招募了53名在校大學(xué)生參與實(shí)驗(yàn), 將其分為兩組: 一組完成放松的身體姿勢(shì)任務(wù)(共28人, 17女), 即保持靜坐, 挺起胸膛、抬起下巴, 雙腳與肩同寬, 讓雙臂處于放松狀態(tài), 雙手自然放于腿上; 一組完成焦慮的身體姿勢(shì)任務(wù)(共25人, 14女), 即快速地來(lái)回走動(dòng), 同時(shí)頭部低垂、雙眉緊鎖、嘴唇緊抿, 搓手、摳手指并不時(shí)抓耳撓腮。每種身體姿勢(shì)均持續(xù)三分鐘。除身體姿勢(shì)的操縱與正式實(shí)驗(yàn)有所不同之外, 其余部分均同正式實(shí)驗(yàn)。

對(duì)于背包重量感知判斷的均值而言, 預(yù)實(shí)驗(yàn)中組別的主效應(yīng)不顯著,(1, 51) = 2.52,= 0.119; 測(cè)試次序的主效應(yīng)顯著,(1, 51) = 32.78,< 0.001, η2p= 0.39, 90% CI = [0.22, 0.52]。組別×測(cè)試次序的交互作用顯著,(1, 51) = 15.56,< 0.001, η2p= 0.23, 90% CI = [0.08, 0.38]。焦慮身體姿勢(shì)組的重量感知判斷前后測(cè)差異明顯,(1, 51) = 44.25,< 0.001, η2p= 0.47, 90% CI = [0.29, 0.58], 后測(cè)的重量感知判斷顯著高于前測(cè), 而在放松身體姿勢(shì)組中, 前、后測(cè)無(wú)顯著差異,(1, 51) = 1.68,= 0.200。此外, 兩組被試對(duì)重量的感知判斷在前測(cè)上無(wú)顯著差異,(1, 51) = 0.06,= 0.805, 后測(cè)時(shí)差異顯著,(1, 51) = 6.15,= 0.017, η2p= 0.11, 90% CI = [0.01, 0.25], 焦慮身體姿勢(shì)組對(duì)重量的感知判斷高于放松身體姿勢(shì)組。

2.2 正式實(shí)驗(yàn)

2.2.1 方法

(1) 被試

正式實(shí)驗(yàn)采用G*Power 3.1 (Faul et al., 2007)估算最小樣本容量。參考上述預(yù)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果, 預(yù)期實(shí)驗(yàn)?zāi)塬@得中等偏低的效應(yīng)量, 依據(jù)Cohen (1988)的劃分標(biāo)準(zhǔn), 預(yù)設(shè)重復(fù)測(cè)量方差分析中效應(yīng)量η2p= 0.06, α= 0.05, 1 ? β = 0.8, 重復(fù)測(cè)量水平間的相關(guān)為低相關(guān), 取0.4作為相關(guān)系數(shù), 在2 × 2的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中需要= 40的樣本總?cè)萘坎拍苡^察到顯著的效應(yīng)。

由于需要排除高特質(zhì)焦慮的被試, 故招募了65名在校大學(xué)生作為被試。排除特質(zhì)焦慮得分≥52.51的1名被試, 最終64名(37女)被試參與了本次實(shí)驗(yàn), 其年齡在17～23歲之間(= 19.66,= 1.20)。被試被隨機(jī)分為兩組: 焦慮身體姿勢(shì)組(共32人, 19女)和放松身體姿勢(shì)組(共32人, 18女)。焦慮身體姿勢(shì)組的特質(zhì)焦慮(= 42.19,= 5.31)與放松身體姿勢(shì)組的特質(zhì)焦慮(= 42.03,= 2.29)無(wú)顯著差異,(62) = ?0.15,= 0.879。

(2) 實(shí)驗(yàn)任務(wù)和材料

1) 身體姿勢(shì)的操縱。參照Huang等人(2011)和顏彥(2018)的研究, 同時(shí)為避免預(yù)實(shí)驗(yàn)中不同的身體資源消耗可能對(duì)重量感知判斷產(chǎn)生的影響, 正式實(shí)驗(yàn)中身體姿勢(shì)的操縱調(diào)整為: 焦慮的身體姿勢(shì)條件下, 要求被試快速地來(lái)回走動(dòng), 同時(shí)頭部低垂、雙眉緊鎖、嘴唇緊抿, 搓手、摳手指并不時(shí)抓耳撓腮; 放松的身體姿勢(shì)條件下, 要求被試快速地來(lái)回走動(dòng), 同時(shí)挺起胸膛、抬起下巴, 雙手手指交叉, 活動(dòng)手腕, 不時(shí)做擴(kuò)胸運(yùn)動(dòng)。實(shí)驗(yàn)中每種身體姿勢(shì)動(dòng)作均持續(xù)三分鐘。

2) 重量估計(jì)任務(wù)。參照Lee與Schnall (2014)的研究, 準(zhǔn)備6個(gè)大小、顏色完全相同的雙肩背包, 包中放入若干本尺寸相同的書。需要說(shuō)明的是, 在預(yù)實(shí)驗(yàn)中, 開始將重量設(shè)定為1.5 kg、3 kg與4.5 kg, 前后測(cè)的重量保持一致。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在前后測(cè)時(shí)間間隔較短的情況下, 多數(shù)被試會(huì)猜測(cè)到兩次測(cè)量的背包重量是一樣的。因此, 最終本研究(包括預(yù)實(shí)驗(yàn))參考了Karwowski (1991)的重量設(shè)置方法, 將前測(cè)中3個(gè)背包的重量設(shè)定為2 kg (背包1)、5.5 kg (背包2)、6.5 kg (背包3), 后測(cè)的3個(gè)背包重量設(shè)定為1 kg (背包4)、5.5 kg (背包5)、7.5 kg (背包6)。前后測(cè)中保留一對(duì)重量相同的背包(5.5 kg), 同時(shí)保證前后測(cè)的重量均值相同(約4.67 kg)。此外, 另有一個(gè)0.5 kg的雙肩背包作為參考重量, 大小、顏色與上面的6個(gè)背包完全相同。

3) 焦慮自評(píng)表。為避免被試意識(shí)到焦慮與重量感知判斷之間的關(guān)系, 故采用了焦慮的直接和間接測(cè)量相結(jié)合的測(cè)量方法。具體而言, 參照Schnall等人(2008)的情緒報(bào)告表, 同時(shí)結(jié)合“自下而上”的個(gè)體經(jīng)驗(yàn), 設(shè)計(jì)此自評(píng)表。具體步驟如下:

首先, 隨機(jī)抽取10名(7女)大學(xué)生, 要求他們寫出代表焦慮的2～4字詞共3個(gè), 最終得到表示焦慮的詞22個(gè)。其次, 另外隨機(jī)抽取38名(28女)大學(xué)生, 要求他們?cè)谏鲜鲈~中選出最能代表焦慮的3個(gè)詞。經(jīng)頻次統(tǒng)計(jì)后得到最能代表焦慮的3個(gè)詞為: 坐立不安(16次)、煩躁(13次)、焦急(11次)。3個(gè)詞的均值作為焦慮的間接測(cè)量指標(biāo), 將“焦慮”一詞作為直接測(cè)量指標(biāo), 采用1 (完全感受不到) ～7 (極其強(qiáng)烈) 7點(diǎn)計(jì)分, 分?jǐn)?shù)越高表明焦慮程度越高。該自評(píng)表主要用于狀態(tài)焦慮的評(píng)定, 在本研究實(shí)驗(yàn)1～2中的克隆巴赫系數(shù)介于0.82～0.93之間。

4) 特質(zhì)焦慮量表(T-AI)。由Spielberger等人(1983)編制, 主要測(cè)量個(gè)體的焦慮傾向性。該量表共20題, 采用4點(diǎn)計(jì)分的方式, “1”代表“幾乎沒有”,“4”代表“幾乎總是”, 將20題的分?jǐn)?shù)相加得到特質(zhì)焦慮的總分, 分?jǐn)?shù)越高, 代表個(gè)體焦慮的傾向性越強(qiáng)。該量表具有良好的信效度(李文利, 錢銘怡, 1995;鄭曉華等, 1993), 是測(cè)量特質(zhì)焦慮的常用工具。

(3) 實(shí)驗(yàn)程序

首先, 為避免被試猜到實(shí)驗(yàn)?zāi)康? 告訴他們此次實(shí)驗(yàn)是關(guān)于身體姿勢(shì)舒適度的測(cè)試, 包含做出不同的身體姿勢(shì)和判斷背包重量?jī)蓚€(gè)任務(wù)。告知結(jié)束后讓被試填寫特質(zhì)焦慮量表和焦慮自評(píng)表。其次, 讓被試雙肩背負(fù)0.5 kg的背包作為參考重量, 并按照隨機(jī)順序雙肩背負(fù)并判斷前測(cè)3個(gè)背包的重量。最后, 被試根據(jù)要求完成相應(yīng)的身體姿勢(shì)任務(wù), 隨即在給予參考重量的基礎(chǔ)上按照隨機(jī)次序雙肩背負(fù)并判斷后測(cè)3個(gè)背包的重量, 并立即再次填寫焦慮自評(píng)表。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后經(jīng)詢問(wèn)發(fā)現(xiàn)被試并未察覺到該實(shí)驗(yàn)的真正目的。

2.2.2 結(jié)果

(1) 焦慮的操縱效果

焦慮、放松的身體姿勢(shì)誘發(fā)焦慮的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。為檢驗(yàn)焦慮的誘發(fā)效果, 采用2 (組別: 焦慮身體姿勢(shì)組/放松身體姿勢(shì)組) × 2 (測(cè)試次序: 前測(cè)/后測(cè))的混合設(shè)計(jì)方差分析, 分別以焦慮的直、間接測(cè)量指標(biāo)評(píng)分作為因變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。此外, 本研究還參考王珺等(2019)所介紹的方法, 基于方差分析的計(jì)算結(jié)果進(jìn)一步獲得了效應(yīng)量η2p的90%置信區(qū)間。

表1 焦慮、放松的身體姿勢(shì)誘發(fā)焦慮的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差(M ± SD)

對(duì)焦慮的直接測(cè)量指標(biāo)的方差分析結(jié)果顯示, 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 62) = 25.19,< 0.001, η2p= 0.29, 90% CI = [0.14, 0.42]; 測(cè)試次序的主效應(yīng)不顯著,(1, 62) = 0.34,= 0.560; 組別×測(cè)試次序的交互作用顯著,(1, 62) = 22.00,< 0.001, η2p= 0.26, 90% CI = [0.12, 0.40]。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示, 放松身體姿勢(shì)組的前后測(cè)差異顯著,(1, 62) = 8.42,= 0.005, η2p= 0.12, 90% CI = [0.02, 0.25], 后測(cè)焦慮的評(píng)分顯著低于前測(cè); 焦慮身體姿勢(shì)組的前后測(cè)差異顯著,(1, 62) = 13.92,< 0.001, η2p= 0.18, 90% CI = [0.06, 0.32], 后測(cè)焦慮的評(píng)分顯著高于前測(cè)。此外, 兩組被試前測(cè)中焦慮的評(píng)分無(wú)顯著差異,(1, 62) = 2.52,= 0.117; 后測(cè)中的差異顯著,(1, 62) = 47.34,< 0.001, η2p= 0.43, 90% CI = [0.28, 0.55], 焦慮身體姿勢(shì)組的焦慮評(píng)分顯著高于放松身體姿勢(shì)組。以上結(jié)果表明對(duì)于焦慮的直接測(cè)量而言, 兩組被試在實(shí)驗(yàn)處理前焦慮水平相當(dāng), 完成放松姿勢(shì)任務(wù)能有效降低焦慮水平, 而完成焦慮姿勢(shì)任務(wù)則能有效提升焦慮水平。從對(duì)效應(yīng)量的區(qū)間估計(jì)結(jié)果來(lái)看, 這兩種實(shí)驗(yàn)效應(yīng)都不容忽視。

對(duì)焦慮的間接測(cè)量指標(biāo)的方差分析結(jié)果顯示, 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 62) = 21.09,< 0.001, η2p= 0.25, 90% CI = [0.11, 0.39]; 測(cè)試次序的主效應(yīng)顯著,(1, 62) = 5.89,= 0.018, η2p= 0.09, 90% CI = [0.01, 0.21]; 組別×測(cè)試次序的交互作用顯著,(1, 62) = 22.43,< 0.001, η2p= 0.27, 90% CI = [0.12, 0.40]。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示, 放松身體姿勢(shì)組的前后測(cè)差異不顯著,(1, 62) = 2.66,= 0.108; 焦慮身體姿勢(shì)組的前后測(cè)差異顯著,(1, 62) = 25.66,< 0.001, η2p= 0.29, 90% CI = [0.14, 0.42], 后測(cè)焦慮的評(píng)分顯著高于前測(cè)。此外, 兩組被試的焦慮評(píng)分在前測(cè)中無(wú)顯著差異,(1, 62) = 3.74,= 0.058; 后測(cè)中的差異顯著,(1, 62) = 32.11,< 0.001, η2p= 0.34, 90% CI = [0.18, 0.47], 焦慮身體姿勢(shì)組的焦慮評(píng)分顯著高于放松身體姿勢(shì)組。以上結(jié)果表明對(duì)于焦慮的間接測(cè)量而言, 兩組被試在實(shí)驗(yàn)處理前的焦慮水平相當(dāng), 完成放松姿勢(shì)任務(wù)并不能有效降低焦慮水平, 但完成焦慮姿勢(shì)任務(wù)則能有效提升焦慮水平, 且后測(cè)的組間效應(yīng)可以主要用焦慮的身體姿勢(shì)導(dǎo)致了“間接焦慮”的提升來(lái)解釋。

綜合對(duì)焦慮的直、間接測(cè)量指標(biāo)分別進(jìn)行的方差分析和效應(yīng)量區(qū)間估計(jì)的結(jié)果可見, 焦慮的身體姿勢(shì)能夠成功誘發(fā)出焦慮, 且對(duì)焦慮的間接測(cè)量的誘發(fā)效應(yīng)更大(η2p直接= 0.18和η2p間接= 0.29)。

(2) 焦慮對(duì)重量感知判斷的影響

對(duì)2 (組別: 焦慮身體姿勢(shì)組/放松身體姿勢(shì)組) × 2 (測(cè)試次序: 前測(cè)/后測(cè))四種情況下的重量感知判斷均值進(jìn)行兩因素混合設(shè)計(jì)方差分析。結(jié)果表明, 組別的主效應(yīng)不顯著,(1, 62) = 1.84,= 0.180; 測(cè)試次序的主效應(yīng)顯著,(1, 62) = 21.27,< 0.001, η2p= 0.26, 90% CI = [0.11, 0.39]。組別×測(cè)試次序的交互作用顯著,(1, 62) = 10.89,= 0.002, η2p= 0.15, 90% CI = [0.04, 0.28]。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示, 焦慮身體姿勢(shì)組的重量感知判斷前后測(cè)差異顯著,(1, 62) = 31.30,< 0.001, η2p= 0.34, 90% CI = [0.18, 0.46], 后測(cè)中對(duì)重量的感知判斷顯著高于前測(cè); 而對(duì)于放松身體姿勢(shì)組而言, 前、后測(cè)無(wú)顯著差異,(1, 62) = 0.86,= 0.357。此外, 兩組被試對(duì)重量的感知判斷在前測(cè)中無(wú)顯著差異,(1, 62) = 0.06,= 0.801; 后測(cè)中差異顯著,(1, 62) = 4.71,= 0.034, η2p= 0.07, 90% CI = [0.003, 0.19], 焦慮身體姿勢(shì)組對(duì)重量的感知判斷明顯高于放松身體姿勢(shì)組(見圖1)。以上結(jié)果表明, 兩組被試在實(shí)驗(yàn)處理前對(duì)外界物體的重量感知判斷結(jié)果相當(dāng), 完成放松的身體姿勢(shì)任務(wù)對(duì)物體的重量感知判斷沒有影響, 但完成焦慮的身體姿勢(shì)任務(wù)能有效改變個(gè)體對(duì)物體的重量感知判斷。

圖1 焦慮、放松身體姿勢(shì)組重量感知判斷的前后測(cè)比較

(圖中的誤差線代表標(biāo)準(zhǔn)差)

為進(jìn)一步探究身體姿勢(shì)誘發(fā)的焦慮對(duì)重量感知判斷準(zhǔn)確性的影響程度, 將被試對(duì)背包重量的估計(jì)均值減去其實(shí)際重量均值, 獲得每個(gè)被試的重量感知判斷偏離量。對(duì)兩組被試重量感知判斷偏離量的描述統(tǒng)計(jì)如圖2所示, 在前測(cè)中, 放松身體姿勢(shì)組(= ?0.41,= 2.21)和焦慮身體姿勢(shì)組(= ?0.27,= 2.16)的偏離量均為負(fù)值, 表明被試均低估了背包的真實(shí)重量。然而, 在身體姿勢(shì)操縱之后, 放松身體姿勢(shì)組(= ?0.16,= 2.34)對(duì)重量感知判斷的偏離量較小, 而焦慮身體姿勢(shì)組(= 1.24,=2.78)對(duì)重量感知判斷的偏離量轉(zhuǎn)換為正值, 即他們會(huì)高估背包的重量。

圖2 焦慮、放松身體姿勢(shì)組重量感知判斷的準(zhǔn)確性

(圖中的誤差線代表標(biāo)準(zhǔn)差)

3 實(shí)驗(yàn)2: 外部任務(wù)誘發(fā)的焦慮對(duì)重量感知判斷的影響

實(shí)驗(yàn)1為由身體姿勢(shì)誘發(fā)的焦慮能夠影響重量感知判斷提供了證據(jù)。為檢驗(yàn)狀態(tài)性焦慮對(duì)重量感知判斷的影響是否具有普遍性或跨任務(wù)一致性, 本研究設(shè)計(jì)了實(shí)驗(yàn)2。實(shí)驗(yàn)2采用了更為廣泛的心算任務(wù)范式來(lái)誘發(fā)焦慮(侯然, 2009; 賈麗萍, 2014; 朱金衛(wèi)等, 2014), 探討焦慮對(duì)重量感知判斷的影響, 并提出如下研究假設(shè): 相比完成奇偶判斷任務(wù)的個(gè)體, 完成心算任務(wù)者會(huì)更多地體驗(yàn)到焦慮, 將背包的重量判斷為更重。

3.1 方法

3.1.1 被試

實(shí)驗(yàn)2中, 樣本量的估算方法、依據(jù)及所需樣本總?cè)萘?= 40)均同實(shí)驗(yàn)1。實(shí)際招募了68名在校大學(xué)生, 剔除特質(zhì)焦慮得分過(guò)高的3名被試(方法同實(shí)驗(yàn)1), 最終65名(43女)被試參與本次實(shí)驗(yàn), 年齡在17～26歲之間(= 19.95,= 1.98)。將被試隨機(jī)分為兩組: 心算任務(wù)組(共33人, 21女)和奇偶判斷任務(wù)組(共32人, 22女)。心算任務(wù)組的特質(zhì)焦慮(= 41.12,= 6.38)與奇偶判斷任務(wù)組的特質(zhì)焦慮(= 39.97,= 5.45)無(wú)顯著差異,(63) = ?0.78,= 0.437。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)任務(wù)和材料

(1) 焦慮的操縱。焦慮組采用心算任務(wù)范式來(lái)誘發(fā)焦慮, 而控制組則采用奇偶判斷任務(wù)。所有實(shí)驗(yàn)任務(wù)均使用E-Prime 1.1編寫實(shí)驗(yàn)程序。其中, 心算任務(wù)共有50個(gè)試次, 包括準(zhǔn)備和正式實(shí)驗(yàn)兩個(gè)階段。準(zhǔn)備階段有5個(gè)試次用于練習(xí), 正式實(shí)驗(yàn)階段有45個(gè)試次。在正式實(shí)驗(yàn)中, 完成40個(gè)試次后讓被試對(duì)背包重量進(jìn)行判斷, 并評(píng)估自己此時(shí)的情緒, 接著繼續(xù)完成后續(xù)的5個(gè)試次, 直至實(shí)驗(yàn)結(jié)束。

對(duì)于每個(gè)試次, 首先在計(jì)算機(jī)白色屏幕中央呈現(xiàn)注視點(diǎn)“+” (1000 ms); 隨后呈現(xiàn)一個(gè)4位數(shù)(5000 ms),要求被試在限定時(shí)間內(nèi)基于此數(shù)字做“減17”的運(yùn)算并用鍵盤輸入結(jié)果; 最后出現(xiàn)的是反饋界面(正確/錯(cuò)誤/未回答) (1000 ms), 之后便進(jìn)入下一個(gè)試次。具體流程見圖3。

圖3 心算任務(wù)中一個(gè)試次的流程圖

奇偶判斷任務(wù)與心算任務(wù)的流程一致, 不同之處在于此任務(wù)要求被試對(duì)屏幕中央出現(xiàn)的四位數(shù)進(jìn)行奇偶判斷: 奇數(shù)按“1”鍵, 偶數(shù)按“2”鍵, 判斷不限時(shí)間。

重量估計(jì)任務(wù)、焦慮自評(píng)表和特質(zhì)焦慮量表(T-AI): 均同實(shí)驗(yàn)1。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2 (組別: 心算任務(wù)組/奇偶判斷任務(wù)組) × 2 (測(cè)試次序: 前測(cè)/后測(cè))的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 其中組別為被試間變量, 測(cè)試次序?yàn)楸辉噧?nèi)變量, 因變量為對(duì)背包重量的判斷。

3.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

首先, 實(shí)驗(yàn)開始前告知被試此次實(shí)驗(yàn)是測(cè)試個(gè)體計(jì)算能力的研究, 整個(gè)心算任務(wù)在5分鐘內(nèi)完成者可獲得額外獎(jiǎng)勵(lì)一份, 而奇偶判斷任務(wù)不計(jì)時(shí)。告知結(jié)束后讓被試填寫特質(zhì)焦慮量表和焦慮自評(píng)表。其次, 讓被試雙肩背負(fù)0.5 kg的背包作為參考重量, 然后按照隨機(jī)順序雙肩背負(fù)并判斷前測(cè)3個(gè)背包的重量。再次, 安排被試進(jìn)行心算或奇偶判斷任務(wù), 在任務(wù)進(jìn)行過(guò)程中讓被試在參考重量的基礎(chǔ)上按照隨機(jī)順序雙肩背負(fù)并判斷后測(cè)3個(gè)背包的重量, 并立即再次填寫焦慮自評(píng)表。之后繼續(xù)完成任務(wù), 直至實(shí)驗(yàn)結(jié)束。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后經(jīng)詢問(wèn)發(fā)現(xiàn)被試并未察覺到該實(shí)驗(yàn)的真實(shí)目的。

3.2 結(jié)果

3.2.1 焦慮的操縱效果

心算、奇偶判斷任務(wù)誘發(fā)焦慮的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。為驗(yàn)證焦慮的操縱效果, 分別以焦慮的直、間接測(cè)量指標(biāo)評(píng)分為因變量, 采用2 (組別: 心算任務(wù)組/奇偶判斷任務(wù)組) × 2 (測(cè)試次序: 前測(cè)/后測(cè))的混合設(shè)計(jì)方差分析進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

對(duì)焦慮的直接測(cè)量指標(biāo)的方差分析結(jié)果顯示, 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 63) = 19.63,< 0.001, η2p= 0.24, 90% CI = [0.10, 0.37]; 測(cè)試次序的主效應(yīng)顯著,(1, 63) = 33.43,< 0.001, η2p= 0.35, 90% CI = [0.19, 0.47]; 組別×測(cè)試次序的交互作用顯著,(1, 63) = 36.19,< 0.001, η2p= 0.37, 90% CI = [0.21, 0.49]。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示, 奇偶判斷任務(wù)組的前后測(cè)差異不顯著,(1, 63) = 0.03,= 0.870; 心算任務(wù)組的前后測(cè)差異顯著,(1, 63) = 70.69,< 0.001, η2p= 0.53, 90% CI = [0.38, 0.63], 后測(cè)焦慮的評(píng)分顯著高于前測(cè)。此外, 兩組被試在前測(cè)中焦慮的評(píng)分無(wú)顯著差異,(1, 63) = 1.77,= 0.188; 在后測(cè)中差異顯著,(1, 63) = 59.01,< 0.001, η2p= 0.48, 90% CI = [0.33, 0.59], 心算任務(wù)組的焦慮評(píng)分顯著高于奇偶判斷任務(wù)組。以上結(jié)果表明對(duì)于焦慮的直接測(cè)量而言, 兩組被試在實(shí)驗(yàn)處理前的焦慮水平相當(dāng), 進(jìn)行奇偶判斷任務(wù)對(duì)焦慮水平并未產(chǎn)生影響, 但進(jìn)行心算任務(wù)則能有效提升焦慮水平, 且后測(cè)的組間效應(yīng)可以主要用心算任務(wù)導(dǎo)致了“直接焦慮”的提升來(lái)解釋。

表2 心算、奇偶判斷任務(wù)誘發(fā)焦慮的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差(M ± SD)

對(duì)焦慮的間接測(cè)量指標(biāo)的方差分析結(jié)果顯示, 組別的主效應(yīng)顯著,(1, 63) = 19.91,< 0.001, η2p= 0.24, 90% CI = [0.10, 0.37]; 測(cè)試次序的主效應(yīng)顯著,(1, 63) = 35.63,< 0.001, η2p= 0.36, 90% CI = [0.20, 0.48]; 組別×測(cè)試次序的交互作用顯著,(1, 63) = 30.32,< 0.001, η2p= 0.33, 90% CI = [0.17, 0.45]。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示, 奇偶判斷任務(wù)組的前后測(cè)差異不顯著,(1, 63) = 0.11,= 0.747; 心算任務(wù)組的前后測(cè)差異顯著,(1, 63) = 66.87,< 0.001, η2p= 0.52, 90% CI = [0.37, 0.62], 后測(cè)焦慮的評(píng)分顯著高于前測(cè)。此外, 兩組被試在前測(cè)中焦慮的評(píng)分無(wú)顯著差異,(1, 63) =1.87,= 0.176; 后測(cè)中的差異顯著,(1, 63) = 43.38,< 0.001, η2p= 0.41, 90% CI = [0.25, 0.53], 心算任務(wù)組的焦慮評(píng)分高于奇偶判斷任務(wù)組。以上結(jié)果表明對(duì)于焦慮的間接測(cè)量而言, 兩組被試在實(shí)驗(yàn)處理前的焦慮水平相當(dāng), 進(jìn)行奇偶判斷任務(wù)對(duì)焦慮水平?jīng)]有影響, 但進(jìn)行心算任務(wù)則能有效提升焦慮水平, 且后測(cè)的組間效應(yīng)可以主要用心算任務(wù)導(dǎo)致了“間接焦慮”的提升來(lái)解釋。

綜合對(duì)焦慮的直、間接測(cè)量指標(biāo)分別進(jìn)行的方差分析和效應(yīng)量區(qū)間估計(jì)的結(jié)果可見, 心算任務(wù)能夠成功誘發(fā)出焦慮, 且對(duì)焦慮的直、間接測(cè)量的誘發(fā)效應(yīng)基本相當(dāng)(η2p直接= 0.53和η2p間接= 0.52)。

3.2.2 焦慮對(duì)重量感知判斷的影響

對(duì)2 (組別: 心算任務(wù)組/奇偶判斷任務(wù)組) × 2 (測(cè)試次序: 前測(cè)/后測(cè))四種情況下的重量感知判斷均值進(jìn)行兩因素混合設(shè)計(jì)方差分析。結(jié)果表明, 組別的主效應(yīng)不顯著,(1, 63) = 2.49,= 0.119; 測(cè)試次序的主效應(yīng)顯著,(1, 63) = 21.17,< 0.001, η2p= 0.25, 90% CI = [0.11, 0.38]。組別×測(cè)試次序的交互作用顯著,(1, 63) = 7.36,= 0.009, η2p= 0.11, 90% CI = [0.02, 0.23]。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示, 心算任務(wù)組的重量感知判斷前后差異明顯,(1, 63) = 27.16,< 0.001, η2p= 0.30, 90% CI = [0.15, 0.43], 后測(cè)的重量感知判斷顯著高于前測(cè); 而在奇偶判斷任務(wù)組中, 前、后測(cè)無(wú)顯著差異,(1, 63) = 1.76,= 0.190。此外, 兩組被試對(duì)重量的感知判斷在前測(cè)中無(wú)顯著差異,(1, 63) = 0.34,= 0.561; 后測(cè)時(shí)差異顯著,(1, 63) = 4.60,= 0.036, η2p= 0.07, 90% CI = [0.002, 0.18], 心算任務(wù)組對(duì)重量的感知判斷高于奇偶判斷任務(wù)組(如圖4)。以上結(jié)果表明, 兩組被試在實(shí)驗(yàn)處理前的重量感知判斷結(jié)果相當(dāng), 做奇偶判斷任務(wù)對(duì)重量感知判斷沒有影響作用, 但做心算任務(wù)則能有效改變被試的重量感知判斷。

圖4 心算任務(wù)組、奇偶判斷任務(wù)組重量感知判斷的前后測(cè)比較

(圖中的誤差線代表標(biāo)準(zhǔn)差)

為進(jìn)一步探討認(rèn)知任務(wù)誘發(fā)的焦慮對(duì)重量感知判斷準(zhǔn)確性的影響程度, 對(duì)兩組被試重量感知判斷偏離量的描述統(tǒng)計(jì)如圖5所示(計(jì)算方法同實(shí)驗(yàn)1): 在前測(cè)中, 奇偶判斷任務(wù)組(= 0.38,= 1.66)和心算任務(wù)組(= 0.63,= 1.83)的偏離量均為正值, 表明被試均高估了背包的實(shí)際重量。然而在完成了認(rèn)知操作任務(wù)后, 相較奇偶判斷任務(wù)組(= 0.74,= 2.22), 心算任務(wù)組被試(=2.03,= 2.60)的重量感知判斷偏離量增大, 即他們會(huì)更加高估背包的重量。無(wú)論是前測(cè)還是后測(cè), 奇偶判斷任務(wù)組的重量感知判斷偏離量均相對(duì)較小。

圖5 心算任務(wù)組、奇偶判斷任務(wù)組重量感知判斷的準(zhǔn)確性

(圖中的誤差線代表標(biāo)準(zhǔn)差)

4 實(shí)驗(yàn)3: 特質(zhì)焦慮對(duì)重量感知判斷的影響

焦慮不僅可以作為情緒狀態(tài)而存在, 亦可形成一種相對(duì)穩(wěn)定的人格特質(zhì), 即特質(zhì)焦慮。實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2已經(jīng)為焦慮的情緒狀態(tài)能夠?qū)е聜€(gè)體高估外界物體的重量提供了跨任務(wù)的實(shí)驗(yàn)證據(jù)支持, 實(shí)驗(yàn)3擬進(jìn)一步探討特質(zhì)焦慮與重量感知判斷間是否也同樣存在關(guān)聯(lián)。由于特質(zhì)焦慮屬于機(jī)體變量, 因此本實(shí)驗(yàn)采用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。研究假設(shè)如下: 相比低特質(zhì)焦慮的個(gè)體, 高特質(zhì)焦慮者對(duì)背包重量的判斷會(huì)更重。

4.1 預(yù)實(shí)驗(yàn)

為檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的可行性, 在正式實(shí)驗(yàn)前進(jìn)行了預(yù)實(shí)驗(yàn)。采用單因素兩水平被試間設(shè)計(jì), 自變量為個(gè)體特質(zhì)焦慮水平的高低, 因變量為對(duì)背包重量的判斷。

實(shí)驗(yàn)招募了272名在校大學(xué)生接受特質(zhì)焦慮量表(T-AI)的測(cè)試, 并按照T-AI總分進(jìn)行排序, 邀請(qǐng)總分最高的15% (高特質(zhì)焦慮組)和最低的15% (低特質(zhì)焦慮組)來(lái)參加重量感知判斷實(shí)驗(yàn), 最后招募到了58名(40女)大學(xué)生。預(yù)實(shí)驗(yàn)中高特質(zhì)焦慮組(共28人, 20女)對(duì)背包重量的感知判斷重于低特質(zhì)焦慮組(共30人, 20女), 組間差異效應(yīng)量Cohen's= 0.53, 95% CI = [?0.004, 1.05],(56) = ?1.99,= 0.054, 后驗(yàn)1 ? β = 0.52。

4.2 正式實(shí)驗(yàn)

4.2.1 方法

(1) 被試

運(yùn)用G*Power 3.1軟件(Faul et al., 2007), 根據(jù)預(yù)實(shí)驗(yàn)得到的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果, 設(shè)置效應(yīng)量Cohen's= 0.5, α= 0.05, 1 ? β= 0.8, 估算得雙側(cè)檢驗(yàn)顯著所需最小樣本容量為128。

采用方便抽樣法招募552名在校大學(xué)生參加特質(zhì)焦慮量表(T-AI)的測(cè)試, 按T-AI總分的高低排序, 前15%為高特質(zhì)焦慮組, 后15%為低特質(zhì)焦慮組, 邀請(qǐng)這兩個(gè)T-AI極端組的成員來(lái)參加實(shí)驗(yàn)。最終參加實(shí)驗(yàn)的被試為128人(97女), 年齡在16～22歲之間(= 19.34,= 0.86), 其中高特質(zhì)焦慮組64人(49女), 低特質(zhì)焦慮組64人(48女)。兩個(gè)組的特質(zhì)焦慮水平存在顯著差異((126) = ?36.68,< 0.001), 高特質(zhì)焦慮組的T-AI總分(= 58.13,= 4.85)顯著高于低特質(zhì)焦慮組(= 32.55,= 2.76)。

(2) 實(shí)驗(yàn)任務(wù)和材料

1) 重量估計(jì)。同實(shí)驗(yàn)1中后測(cè)的3個(gè)背包及參考背包。

2) 特質(zhì)焦慮量表(T-AI)。同實(shí)驗(yàn)1。

(3) 實(shí)驗(yàn)程序

告知被試本實(shí)驗(yàn)是關(guān)于重量判斷準(zhǔn)確性的研究, 讓被試雙肩背負(fù)0.5 kg的背包作為參考重量, 隨后按照隨機(jī)順序雙肩背負(fù)并估計(jì)背包4～6的重量。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后經(jīng)詢問(wèn)發(fā)現(xiàn)被試并未察覺到該實(shí)驗(yàn)的真實(shí)目的。

4.2.2 結(jié)果

高、低特質(zhì)焦慮組被試的重量感知判斷存在顯著的組間差異,(126) = ?3.25,= 0.002, Cohen's= 0.58, 95% CI = [0.69, 2.84]。高特質(zhì)焦慮組對(duì)背包重量的感知判斷(= 6.39,= 3.88)顯著高于低特質(zhì)焦慮組(= 4.63,= 1.93) (見圖6)。

圖6 高、低特質(zhì)焦慮組重量感知判斷的比較

(圖中的誤差線代表標(biāo)準(zhǔn)差)

對(duì)兩組被試重量感知判斷偏離量的描述統(tǒng)計(jì)如圖7所示(計(jì)算方法同上)。可見, 高特質(zhì)焦慮被試(= 1.72,=3.88)的平均偏離量為正值, 即高估了背包的真實(shí)重量, 而低特質(zhì)焦慮被試(= ?0.04,= 1.93)的平均偏離量為負(fù)值, 即低估了背包的真實(shí)重量。換言之, 低特質(zhì)焦慮個(gè)體的重量感知判斷偏離量更接近0, 即他們對(duì)重量的判斷更為準(zhǔn)確, 而高特質(zhì)焦慮個(gè)體會(huì)夸大背包的重量。

圖7 高、低特質(zhì)焦慮組重量感知判斷的準(zhǔn)確性

(圖中的誤差線代表標(biāo)準(zhǔn)差)

最后, 以組別為自變量(或準(zhǔn)自變量), 對(duì)比實(shí)驗(yàn)1、實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3中重量感知判斷值的后測(cè)組間差異效應(yīng)量Cohen's, 可發(fā)現(xiàn)在三類任務(wù)條件下所獲得的效應(yīng)量分別是實(shí)驗(yàn)1= 0.54、實(shí)驗(yàn)2= 0.53、實(shí)驗(yàn)3= 0.58, 具有一致性。進(jìn)一步運(yùn)用JASP 0.14.1對(duì)3個(gè)值進(jìn)行元分析, 結(jié)果顯示: 3個(gè)實(shí)驗(yàn)的效應(yīng)量的異質(zhì)性較小,= 0.02,= 0.99,2= 0, 其合并效應(yīng)值為0.56,= 4.37,< 0.001, 95% CI = [0.31, 0.81]。這為焦慮情緒或焦慮的人格特征都能影響重量感知判斷提供了跨任務(wù)情境的實(shí)驗(yàn)證據(jù)支持。

5 討論

5.1 三個(gè)實(shí)驗(yàn)中焦慮的性質(zhì)對(duì)比

本研究通過(guò)3個(gè)實(shí)驗(yàn)探討了3種性質(zhì)有所不同的焦慮形式對(duì)重量感知判斷的影響。具體而言, 實(shí)驗(yàn)1檢驗(yàn)了由身體姿勢(shì)誘發(fā)的焦慮對(duì)重量感知判斷的影響, 實(shí)驗(yàn)2則聚焦日常生活中更為常見的由某種認(rèn)知操作任務(wù)或外部刺激誘發(fā)的焦慮, 實(shí)驗(yàn)3進(jìn)一步探討了相對(duì)穩(wěn)定的特質(zhì)焦慮與重量感知判斷之間存在的關(guān)聯(lián)。

就焦慮的性質(zhì)而言, 實(shí)驗(yàn)1中的焦慮雖由身體姿勢(shì)所誘發(fā), 但不同于上文中身體處于高處誘發(fā)的焦慮, 此時(shí)的焦慮感受主要是個(gè)體對(duì)完成相應(yīng)動(dòng)作引起的身體變化的感覺; 實(shí)驗(yàn)2中的焦慮則由壓力性的外部任務(wù)所誘發(fā), 伴隨個(gè)體的認(rèn)知解釋而生, 此時(shí)的焦慮感受主要是認(rèn)知評(píng)價(jià)的結(jié)果。因此, 兩種焦慮有著不同的發(fā)生機(jī)制, 也就有著不同的理論基礎(chǔ): 前者屬于情緒具身觀, 而后者屬側(cè)重離身的情緒認(rèn)知理論(劉亞等, 2011)。但是, 當(dāng)我們將視線集中于情緒的持續(xù)階段時(shí), 二者均可作為一種狀態(tài)而存在。實(shí)驗(yàn)3中的特質(zhì)焦慮反映的則是焦慮易感性上的個(gè)體差異, 是一種穩(wěn)定的人格特質(zhì), 在時(shí)間上具有持久性。

實(shí)驗(yàn)1～2基于焦慮的直接和間接測(cè)量?jī)蓚€(gè)層面出發(fā), 會(huì)聚驗(yàn)證了焦慮的身體姿勢(shì)和心算任務(wù)的確誘發(fā)出了焦慮情緒, 表明對(duì)實(shí)驗(yàn)自變量的操縱是有效的, 也確保了本研究為真正意義上的關(guān)于焦慮的本體研究。實(shí)驗(yàn)3通過(guò)極端組法獲得的高、低特質(zhì)焦慮組之間的焦慮分?jǐn)?shù)具有顯著差異, 同樣也表明對(duì)自變量的操縱是有效的。值得注意且頗為有趣的是, 不同于實(shí)驗(yàn)2中心算任務(wù)對(duì)焦慮的直、間接測(cè)量的誘發(fā)效應(yīng)具有一致性, 實(shí)驗(yàn)1中身體姿勢(shì)對(duì)焦慮的誘發(fā)效應(yīng)在兩種測(cè)量方式上存在一定的差異, 表現(xiàn)出對(duì)焦慮的間接測(cè)量的誘發(fā)效應(yīng)更大, 這可能與具身情緒的特點(diǎn)有關(guān)。實(shí)驗(yàn)1中身體姿勢(shì)誘發(fā)的焦慮是一種具身情緒, 該情緒以軀體的行為反應(yīng)為前提, 是對(duì)外部刺激所引起的身體變化的覺知(劉亞等, 2011; Wood et al., 2016), 其信息加工是自動(dòng)化發(fā)生的, 符合內(nèi)隱情緒的定義(鮑婧, 傅納, 2018)。因此, 采用身體姿勢(shì)誘發(fā)焦慮時(shí), 個(gè)體可能并沒有較多意識(shí)的參與, 他們能夠覺知身體的變化,但無(wú)法清楚地意識(shí)到自己所產(chǎn)生的感受是焦慮。

5.2 焦慮影響對(duì)重量的感知判斷及理論貢獻(xiàn)

具體至焦慮對(duì)重量感知判斷的影響, 研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)無(wú)論是作為狀態(tài)存在的焦慮還是作為穩(wěn)定的人格特質(zhì)而存在的焦慮均會(huì)導(dǎo)致個(gè)體夸大外界物體的重量, 對(duì)重量感知判斷的準(zhǔn)確性降低。進(jìn)一步比較三個(gè)實(shí)驗(yàn)中的背包重量感知判斷值的后測(cè)組間差異效應(yīng)量Cohen's值, 元分析的結(jié)果表明: 三個(gè)實(shí)驗(yàn)的效應(yīng)量的異質(zhì)性較小,= 0.02,= 0.99,2= 0, 其合并效應(yīng)值為0.56,= 4.37,< 0.001, 95% CI = [0.31, 0.81]?？梢姴煌再|(zhì)的焦慮對(duì)重量感知判斷的影響具有跨情境的穩(wěn)定性。上述結(jié)果表明焦慮會(huì)影響個(gè)體對(duì)物體物理屬性的感知判斷, 具體表現(xiàn)為夸大外界物體的重量, 認(rèn)為物體更重。這一結(jié)果意味著焦慮的個(gè)體會(huì)認(rèn)為周圍的環(huán)境更具威脅性或挑戰(zhàn)性: 由上文相關(guān)研究的發(fā)現(xiàn)可知當(dāng)個(gè)體的資源不足時(shí), 山丘會(huì)變得更陡、目標(biāo)物體或物體間的距離會(huì)變得更遠(yuǎn)、物體重量會(huì)變得更重, 而更陡、更遠(yuǎn)、更重在一定程度上正是環(huán)境更具威脅性或挑戰(zhàn)性的具體體現(xiàn)。

本研究發(fā)現(xiàn)焦慮影響對(duì)重量的感知判斷, 這一發(fā)現(xiàn)與行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論的核心觀點(diǎn)相吻合。那么, 焦慮的屬性是什么?它究竟屬于身體還是心理資源? Stefanucci等人(2011)認(rèn)為情緒是影響感知判斷的一種身體狀態(tài), Proffitt(2006)也持類似的觀點(diǎn)?；诖擞^點(diǎn), 情緒似應(yīng)歸屬于身體資源。本研究認(rèn)為情緒雖與身體緊密相連, 卻不囿于身體屬性, 生活中我們更多體驗(yàn)到的是情緒的心理屬性。因而, 將焦慮簡(jiǎn)單歸為身體資源似有不妥, 并且也不宜將焦慮作為一種心理資源。焦慮來(lái)自對(duì)資源不足的恐懼(柯特曼等, 2017)。雖然此處的資源主要是指金錢, 但依然能夠表明焦慮與資源有關(guān)。另有研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生的樂(lè)觀、自尊等心理社會(huì)資源與社交焦慮呈顯著負(fù)相關(guān), 且前者能夠負(fù)向預(yù)測(cè)后者(李小新等, 2019)。因此, 焦慮在一定意義上可視為個(gè)體應(yīng)對(duì)資源不足的表現(xiàn), 或者說(shuō)焦慮與資源不足有關(guān), 從而影響了對(duì)物理環(huán)境的感知判斷。

目前不少研究也發(fā)現(xiàn), 個(gè)體的生理資源(Bhalla & Proffitt, 1999; Schnall et al., 2010)和心理資源(Gorman et al., 2017; Harber et al., 2011; Lee & Schnall, 2014; Riener et al., 2011; Schnall et al., 2008; Zhou et al., 2009)都可以影響對(duì)外界環(huán)境的感知判斷。有意思的是, Pijpers等人(2006)的研究發(fā)現(xiàn)在攀爬運(yùn)動(dòng)中由于身體處于高空誘發(fā)的焦慮會(huì)使個(gè)體低估自己在攀巖墻上預(yù)計(jì)和實(shí)際可達(dá)到的最大高度, 這里焦慮的表現(xiàn)是“低估”而非“夸大”。但是, 值得注意的是在Pijpers等人的研究中個(gè)體低估的是自己的表現(xiàn), 而非外界環(huán)境。這一結(jié)果意味著焦慮不僅可以影響對(duì)物理世界的感知判斷, 還可影響行為者對(duì)自身任務(wù)表現(xiàn)的判斷, 并且前者可能影響后者, 進(jìn)而對(duì)行動(dòng)產(chǎn)生影響。

進(jìn)一步聚焦至重量感知判斷的相關(guān)研究: Lee和Schnall (2014)通過(guò)權(quán)力姿勢(shì)的操縱和回憶權(quán)力性事件來(lái)誘發(fā)高、低不同水平的權(quán)力感, 進(jìn)而探討社會(huì)權(quán)力對(duì)重量感知判斷的影響, 發(fā)現(xiàn)低社會(huì)權(quán)力感的個(gè)體會(huì)夸大物體的重量; 此外, 有人針對(duì)“無(wú)債一身輕”的現(xiàn)象進(jìn)行了探討, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)負(fù)債者認(rèn)為自己的體重更重(Liu et al., 2018)。社會(huì)權(quán)力感和債務(wù)本身并沒有實(shí)際的重量, 但低社會(huì)權(quán)力感的人和負(fù)債的人卻感受到了沉重, 如同背負(fù)著實(shí)際的重量一般。在此基礎(chǔ)上, 我們首次系統(tǒng)探討了焦慮對(duì)重量感知判斷的影響, 揭示了焦慮的重量屬性, 也再次拓展了行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論——將其從視覺感知拓展至重量感知。上述研究發(fā)現(xiàn)意味著不僅身體和心理資源會(huì)影響感知判斷, 現(xiàn)實(shí)資源(例如欠錢、物資匱乏等)乃至身心及現(xiàn)實(shí)資源不足所致的身心狀態(tài)(也有可能與資源無(wú)直接關(guān)系, 如悲傷)都可能會(huì)影響個(gè)體對(duì)物理環(huán)境的感知, 并且這種影響并不一定局限于視覺和重量領(lǐng)域。

5.3 本研究的局限和感知研究的爭(zhēng)議

本研究中, 實(shí)驗(yàn)2用以誘發(fā)焦慮的心算任務(wù)范式主要參照了賈麗萍(2014)的研究。該研究采用心算任務(wù)成功誘發(fā)了焦慮情緒, 并探討了正、負(fù)性情緒對(duì)高、低狀態(tài)焦慮個(gè)體認(rèn)知抑制的影響。此外, 心算任務(wù)還可以誘發(fā)應(yīng)激。雖然應(yīng)激反應(yīng)與焦慮并不等同, 但應(yīng)激狀態(tài)下有可能產(chǎn)生以焦慮為主的情緒反應(yīng), 表現(xiàn)為在有時(shí)間壓力的情況下個(gè)體的狀態(tài)焦慮水平顯著上升(齊銘銘, 2017; 李長(zhǎng)燃, 2018)。綜上, 相關(guān)研究表明心算任務(wù)范式可以作為誘發(fā)焦慮或焦慮為主的情緒反應(yīng)的有效手段。

但值得注意的是: 即便如上述, 心算任務(wù)也可用于認(rèn)知負(fù)荷的研究(熊榮龍, 2021; 尹華站等, 2017)。Cooper (1990)將認(rèn)知負(fù)荷定義為在特定的作業(yè)時(shí)間內(nèi)施加于個(gè)體的工作記憶的心理活動(dòng)總量。這類研究中心算任務(wù)是認(rèn)知負(fù)荷的載體, 心算負(fù)荷便是認(rèn)知負(fù)荷。認(rèn)知負(fù)荷的理論基礎(chǔ)之一為資源有限理論。該理論認(rèn)為完成每一任務(wù)都需占用一定的心理資源, 而人的心理資源總量是有限的。因此, 本研究的局限之處在于實(shí)驗(yàn)2中焦慮對(duì)重量感知判斷的影響有可能摻雜了由于認(rèn)知負(fù)荷(心算、奇偶判斷任務(wù))不同而占用的心理資源的差異所帶來(lái)的影響。換言之, 如何將“操縱手段”與“操縱效果” (操縱帶來(lái)的變化)區(qū)分開來(lái), 是本研究及上述與心算任務(wù)相關(guān)的兩類研究接下來(lái)需進(jìn)一步思考并予以澄清的問(wèn)題。

在感知研究中, 富有爭(zhēng)議之處便是感知判斷究竟是基于潛在的知覺表征還是基于對(duì)知覺表征的認(rèn)知解釋, 支持具身感知的研究結(jié)果也因涉及需求特征而受到批評(píng)。具體而言, 圍繞著行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論及其相關(guān)的研究證據(jù), 一些研究者(如Durgin et al., 2009; Durgin et al., 2012; Firestone, 2013; Firestone & Scholl, 2014; Shaffer et al., 2013; Woods et al., 2009)提出了質(zhì)疑, 他們認(rèn)為那些能夠支撐行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論的研究發(fā)現(xiàn)是由于與知覺因素?zé)o關(guān)的實(shí)驗(yàn)要求特征所導(dǎo)致的, 并提出將知覺與判斷分離開來(lái)。支持需求特征的相關(guān)解釋依賴于這樣的操作和假設(shè): 一旦個(gè)體得到適當(dāng)或明顯的指示, 他們的“真實(shí)”感知過(guò)程便可從迎合實(shí)驗(yàn)需求的判斷過(guò)程中分離出來(lái)。但是, 這樣的假設(shè)是不恰當(dāng)?shù)? 因?yàn)槿藗儫o(wú)法反思自己判斷背后的原因, 且判斷發(fā)生在意識(shí)之外, 具有適應(yīng)功能(Schnall, 2017), 人為的、故意的提示反而使感知判斷失去了自然性、真實(shí)性(Clore & Proffitt, 2016)。

對(duì)于本研究而言, 3個(gè)實(shí)驗(yàn)均未告訴被試真正的目的, 實(shí)驗(yàn)結(jié)束后經(jīng)詢問(wèn)證實(shí)他們并未察覺到焦慮與重量判斷之間的關(guān)聯(lián), 因此要求特征也就難以發(fā)揮作用。至于感知與判斷的分離問(wèn)題, Schnall (2017)通過(guò)對(duì)感知判斷的相關(guān)研究進(jìn)行回顧, 發(fā)現(xiàn)兩者的分離是不可行的, 并指出盡管上述研究者對(duì)行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論及其證據(jù)進(jìn)行了批評(píng)和質(zhì)疑, 但并未能提出任何替代性的理論來(lái)解釋相關(guān)現(xiàn)象。因此, 行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論仍是目前此領(lǐng)域可用的有效理論。

綜上所述, 本研究發(fā)現(xiàn)焦慮會(huì)影響個(gè)體對(duì)外界物體重量的感知判斷, 導(dǎo)致對(duì)物體重量感知的準(zhǔn)確性降低, 認(rèn)為物體更重。換言之, 焦慮似乎存在著類似重量的屬性, 它本身雖沒有重量, 但卻如同實(shí)際的負(fù)擔(dān)一樣, 讓人感到沉重。這一發(fā)現(xiàn)提示我們?cè)诂F(xiàn)實(shí)生活中應(yīng)關(guān)注焦慮(包括狀態(tài)焦慮和特質(zhì)焦慮)個(gè)體的身體感受; 其次, 對(duì)焦慮的干預(yù)在采用心理輔導(dǎo)和治療手段的同時(shí), 可著重加強(qiáng)身體層面的放松或減負(fù)訓(xùn)練, 或許能達(dá)到事半功倍的效果。

6 結(jié)論

本研究基于行動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論, 考察了焦慮對(duì)重量感知判斷的影響, 獲得如下結(jié)論: (1)焦慮的身體姿勢(shì)能夠誘發(fā)出焦慮情緒, 焦慮會(huì)增加對(duì)物體重量的感知; (2) 具有壓力性的心算任務(wù)能夠誘發(fā)出焦慮情緒, 個(gè)體在焦慮狀態(tài)下對(duì)物體重量的感知明顯增加, 認(rèn)為物體更重; (3)特質(zhì)焦慮影響重量感知, 高特質(zhì)焦慮者對(duì)物體重量的感知更為沉重。本研究表明焦慮會(huì)影響個(gè)體對(duì)物體物理屬性的感知。

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The influence of anxiety on weight perception

CHEN Xuyan1,2, LI Peng1, YAN Zhiying1

(1Faculty of Education, Yunnan Normal University, Kunming 650500, China) (2Yunnan Light and Textile Industry Vocational College, Kunming 650300, China)

The economy of action argues that individuals’ perceptions of the physical environment are related to the resources they possess. Anxiety is an emotion characterized by an unpleasant state of inner turmoil, often associated with threat or risk, that can be viewed as a manifestation of inadequate coping resources. Therefore, anxiety may affect individuals’ perceptions of the physical environment around them. Previous studies have shown that exercise influence perceptual judgments mostly based on vision-based perceptual indicators, and rarely involved stress anxiety and trait anxiety that are more common in the field of life. However, this study employed weight-based perception indicators rather than vision-based indicators to investigate the effects of two kinds of state anxiety in daily life with different mechanisms and the more stable trait anxiety on the perception of object weight, and proposed the following research hypothesis: individuals perceived objects as heavier in state or trait anxiety.

In the present work, we conducted three studies to systematically investigate the effects of three types of anxiety with different attributes on the perception of weight: body posture-induced anxiety (Experiment 1), external task-induced anxiety (Experiment 2), and trait anxiety, which is stable at the personality level (Experiment 3). Participants in both Experiment 1 and Experiment 2 were asked to report their anxiety before and after the experimental task was manipulated and to judge the weight of the backpack they carried. In Experiment 1, 64 participants were randomly assigned to the anxious body posture group (= 32) and the relaxed body posture group (= 32) by being asked to do different body postures. In Experiment 2, 65 participants were randomly assigned to either the mental arithmetic task group (= 33) or the odd-even task group (= 32). In Experiment 3, based on the scores of the Trait Anxiety Inventory (T-AI) Scale, high and low scorers were selected to constitute a high-level trait anxiety group (= 64) and a low-level trait anxiety group (= 64), and were asked to perceive the post-test weight of the three backpacks.

The results of three experiments showed that the influence of anxiety on weight perception. In Experiment 1, we found that the anxious body posture induced anxiety, and participants in the anxious body posture group perceived the weight of the object as heavier than those in the relaxed body posture group. The results of Experiment 2 revealed that the stressful mental arithmetic task induced anxiety, and participants in the mental arithmetic task group perceived the weight of the object as heavier than those in the odd-even judgment task group. The results of Experiment 3 indicated that participants in the high-level trait anxiety group perceived the weight of the object as heavier than those in the low-level trait anxiety group.

The results of the three experiments suggest that either the state anxiety induced by physical changes or cognitive evaluations, or the more stable trait anxiety at the personality level, affects individuals’ perceptions of physical properties of objects, leading them to perceive objects as heavier. This study extends the indicator of perception from the visual to the weight domain at the theoretical level, validates and extends the economy of action theory again; the revealed features of weight perception of anxious individuals provide a new physical perspective for anxiety intervention, and such findings can be applied to the design of human-computer interfaces in the future, which is of great practical significance.

anxiety, weight, perception, judgement

2021-04-20

* 國(guó)家社科基金項(xiàng)目資助(批準(zhǔn)號(hào)：17BSH101)。

陳旭燕和閆志英同為第一作者。

閆志英, E-mail: yanzhiying76@163.com; 李鵬, E-mail: Lee@ynnu.edu.cn

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