状态焦虑对时距知觉的影响：认知评价和注意偏向有调节的中介作用*
刘静远 李 虹
(清华大学心理学系, 北京 100084) (清华大学深圳研究生院, 深圳 518055)
摘 要 探讨状态焦虑对时距知觉的影响以及注意偏向与认知评价在其中的中介和调节作用。招募大学生60人, 随机分为高、低状态焦虑组, 用情绪诱导程序诱导高、低状态焦虑; 用点探测范式测量注意偏向; 用时间再现任务测量时距知觉; 用视觉模拟心境量表测量认知评价。结果发现：(1)状态焦虑会导致对2000 ms时距的高估; (2)注意偏向在状态焦虑对2000 ms时距知觉的影响中具有部分中介作用; (3)状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的中介过程受到认知评价的调节作用：只有当认知评价得分较高时, 即个体认为焦虑对心理健康有害程度较高时, 状态焦虑通过注意偏向影响2000 ms时距知觉。研究结果揭示了焦虑个体时距知觉的内部过程, 丰富了焦虑通过注意偏向影响时距知觉的解释视角, 为通过认知评价和注意偏向的调整改善焦虑个体时距偏差现象提供了重要参考。
关键词状态焦虑; 时距知觉; 注意偏向; 认知评价
1 引言
人们在焦虑状态下是否会感觉时间过得更快或者更慢？如果是, 那么焦虑如何影响时距知觉？所谓时距知觉是指个体对单个事件的持续时间或者两个事件之间间隔时间的知觉(黄顺航, 刘培朵, 李庆庆, 陈有国, 黄希庭, 2018; 黄希庭, 李伯约, 张志杰, 2003)。对这个问题的深入探讨将有助于了解焦虑个体时距知觉的内部过程, 并可能从一个新的视角进一步解释焦虑——如果他们感觉到的时间更快或者更慢, 则焦虑或许是对他们自己内部时间的“正常”反应？
关于时距知觉的研究大体可以分为两类：(1)回溯式：被试在实验任务后被要求计时; (2)预期式：被试在实验任务前被告知需要进行计时。回溯式和预期式时距知觉包含不同的认知过程(Grondin, 2010)。回溯式计时主要依赖记忆过程(Block & Zakay, 1997; Zakay & Block, 1997, 2004); 而预期式计时主要与刺激唤醒度以及注意资源分配有关(Zakay, 1993; Zakay, Nitzan, & Glicksohn, 1983)。迄今为止有关焦虑影响时距知觉的研究并不多, 这些研究大多采用预期式, 研究对象几乎都是针对特质焦虑或焦虑病人, 但研究发现很不一致。只有一项针对状态焦虑的研究还未发现显著结果(Lueck, 2007)。我们认为, 针对状态焦虑进行研究具有特殊意义：一方面可以剥离特质焦虑(或焦虑病人)和对于负性刺激的注意偏向之间已经形成的反馈循环(Eysenck, 1992, 1997); 另一方面也可以揭示日常生活中更为广泛存在的状态焦虑下的时距知觉特点。
前人的主要研究发现大体可以梳理为两条线索：(1)焦虑会引起预期式时距低估。例如, Whyman和Moos采用言语估计任务发现高、低焦虑个体都表现出对于15000 ms、30000 ms、90000 ms时距的低估(Whyman & Moos, 1967)。Mioni及其同事采用时间产生任务以及时间再现任务发现特质焦虑个体比正常个体对于500 ms、1000 ms、1500 ms时距更加低估(Mioni, Stablum, Prunetti, & Grondin, 2016)。(2)焦虑会引起预期式时距高估。例如, Bar-Haim及其同事采用时间再现任务研究对于2000 ms、4000 ms、8000 ms的恐惧与平静刺激的时距知觉。结果发现相较于中性刺激, 特质焦虑个体会对2000 ms的恐惧刺激表现出时距高估(Bar- Haim, Kerem, Lamy, & Zakay, 2010)。Yoo和Lee (2015)采用言语估计任务更进一步探讨了社交焦虑个体对于不同效价与唤醒度的刺激(正性高唤醒, 正性低唤醒, 负性高唤醒, 负性低唤醒)的时距知觉(2000 ms或4000 ms或6000 ms随机出现), 发现相比其他刺激, 高社交焦虑个体对负性高唤醒刺激更加高估, 而低社交焦虑个体对正性低唤醒刺激更加高估。后来的研究者分别针对时距低估和高估现象从不同角度进行了解释。一些研究者认为：长时距容易被低估(例如：Eisler, 1976), 这可能是Whyman和Moos研究中高低焦虑个体都表现出对于15000 ms、30000 ms、90000 ms时距低估的原因(Whyman & Moos, 1967); 另一些研究者针对焦虑个体高估时距进行了解释并提出：焦虑个体的时距知觉偏差与注意功能的变化有关(例如：Mioni et al., 2016), Bar-Haim等人(2010)和Yoo等人(2015)则认为与刺激唤醒度有关。
注意闸门理论(Attentional Gate Model, AGM)从一个更为全面的视角对预期式时距知觉偏差进行了解释, 这个理论囊括了唤醒度和注意两个方面(Zakay & Block, 1997)。在AGM中(如图1所示), 首先起搏器以通常恒定的速率发射时间脉冲, 但这一过程受到刺激唤醒度影响, 即高唤醒度的刺激能够增加起搏器信号的频率。随后脉冲流动到注意闸门, 在这一过程中分配给计时的注意资源越多, 闸门允许通过开关到达累加器的脉冲就越多。因此, 高度唤醒的刺激和大量用于计时的注意资源都将增加预期时距的持续时间, 导致对于时距的高估(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997)。
广西地处祖国西南边陲，一半连山一半靠海，独特的地理位置突显出其鲜明的区域特征，反映当地居民生活面貌与民族风情特点成为画家的新风尚，于是在这一地区形成了以表现当地秀美山水为对象，以传统中国画为主体，以广西当代画家为主要力量的画家群体，他们被统称为漓江画派，同历史上著名的浙派、新安画派、金陵画派一样，成为地域美术流派的典型代表。漓江画派有着现代南方新田园诗画风的审美，强调写生化与生活化，以山水画为主导，亦在人物画上有突出贡献，代表人物有郑军里、魏恕、邓军等，这些画家奠定了漓江画派人物画的艺术风格与思想倾向，并逐步形成了以南方水墨为基调，清雅脱俗而充满韵致的人物画创作格调。
图1 注意闸门模型(Zakay & Block, 1997)
目前关于焦虑与时距知觉的研究中涉及刺激唤醒度的发现均较为一致地符合AGM, 即焦虑个体会高估高唤醒情绪刺激的持续时间(Bar-Haim et al., 2010; Yoo & Lee, 2015)。然而, 注意在焦虑对时距知觉影响中的作用是否与AGM一致尚不明确。更进一步, 注意究竟通过怎样的方式影响焦虑个体的时距知觉？因此, 本研究将在控制刺激唤醒度的基础上对注意在焦虑与时距知觉关系中的作用进行深入探讨。
根据AGM模型, 分配给计时的注意资源越多, 闸门允许通过开关到达累加器的脉冲就越多, 对于时距就越高估(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997)。同时, 大量研究发现, 焦虑会引起对于负性刺激的注意偏向(Bar-Haim, Lamy, Pergamin, Bakermans-Kranenburg, & van IJzendoorn, 2007; Karademas, Christopoulou, Dimostheni, & Pavlu, 2008; Koster, Leyman, Raedt, & Crombez, 2006; van Bockstaele et al., 2014), 即, 优先注意负性刺激或对负性刺激分配更多注意资源的倾向(见：吕创, 牛青云, 张学民, 2014)。那么, 焦虑状态下对于所计时的负性刺激的注意偏向增多, 也就意味着分配给所计时的负性刺激的注意资源增多, 根据AGM, 焦虑状态下对于负性刺激的预期时距就会高估。据此, 提出研究假设1：状态焦虑通过对于负性刺激的注意偏向影响对于负性刺激的时距知觉, 即注意偏向在状态焦虑对时距知觉的影响中具有中介作用。
另外, 焦虑是否引起注意偏向与认知评价有无关系？换言之, 如果一个焦虑个体不认为其焦虑状态会产生什么负面后果, 例如, 不会影响其身心健康(见Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter, Delongis, & Gruen, 1986, 关于认知评价的概念), 那么, 焦虑还会引起对于负性刺激的注意偏向吗？或者这种对于负性刺激的注意偏向是否会有所减弱？大量研究证明, 认知评价会影响个体的注意资源分配(Hajcak, Moser, & Simons, 2006; van Reekum et al., 2007; 王艳梅, 毛锐杰, 2016)。例如, Kim等人(2016)的研究发现, 进行减少对于负性情绪的认知评价后, 被试对于愤怒图片的注意偏向减少, 而进行增加对于负性情绪的认知评价后, 被试对于愤怒图片的注意偏向增加。Jamieson等人(2012)发现, 改变对于应激任务的认知评价能够提高心血管的功能, 并且降低对于负性刺激的注意偏向。综上, 焦虑并不必然引起对于负性刺激的注意偏向, 而会受到认知评价的影响。鉴于认知评价对注意偏向具有影响, 认知评价可能是焦虑影响注意偏向的一个潜在的调节变量, 进而成为焦虑影响时距知觉中注意偏向的中介作用的一个边界条件。因此提出研究假设2：状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的中介过程受到认知评价的调节作用(如图2所示)。
图2 状态焦虑对时距知觉的影响：认知评价和注意偏向有调节的中介模型
2 方法
研究采用情绪诱导程序诱导状态焦虑; 用点探测范式测量注意偏向; 用时间再现任务测量时距知觉; 用视觉模拟心境量表测量认知评价; 并最终采用bootstrap对认知评价与注意偏向如何影响状态焦虑与时距知觉之间的关系进行有调节的中介作用分析。
2.1 被试
使用G*Power 3.1计算研究所需样本量(Faul, Erdfelder, Lang, & Buchner, 2007)。根据Cohen提出的标准(Cohen, 1992), 以重复测量方差分析为统计方式, 设参数为：被试间重复测量方差分析, 效应量f = 0.14, α = 0.05, 1 − β = 0.8, 组数 = 2, 测量次数 = 6, 重复测量数据之间的相关性 = 0.5, 计算得到总样本量为56人。考虑到10%的样本流失率, 采用随机取样从北京市某高校以校内张贴海报的形式招募大学生60人为研究对象。参与者通过海报上的问卷星二维码进行网上报名, 60名参与者中男27人, 女33人; 平均年龄(21.78 ± 2.73)岁。采用随机分组将60名参与者配到高状态焦虑组(n = 30)和低状态焦虑组(n = 30), 实验前取得其书面知情同意。研究已获得所在高校伦理委员会的审查批准(伦理审查编号为20160907)。
考虑到前人研究的不足, 本研究只考察状态焦虑对时距知觉的影响。从理论上讲, 上述随机取样与随机分组在很大程度上可以保证被试的同质性, 并规避高、低状态焦虑组可能的特质焦虑水平的差异, 因此无需对特质焦虑进行专门的测量与筛查。根据前人研究, 高特质焦虑也会表现出高状态焦虑(Spielberger, 1971), 即, 如果高、低状态焦虑组的特质焦虑水平存在显著差异, 那么两组在状态焦虑基线水平上应该存在显著差异; 而如果高、低状态焦虑组的状态焦虑基线水平没有显著差异, 则可以认为两组在特质焦虑水平上没有显著差异。因此, 实验中将对高、低状态焦虑组的状态焦虑基线水平进行测量与分析, 以确保高、低状态焦虑组对时距知觉的影响不会因两组特质焦虑的差异而受到干扰。
2.2 工具
2.2.1 情绪状态的诱导
高状态焦虑组和低状态焦虑组的情绪状态诱导情况见表3。该结果显示高、低状态焦虑组的状态焦虑前测水平没有显著差异, 说明两组的特质焦虑水平没有显著差异。进而说明, 当前的随机取样与随机分组及状态焦虑基线水平测量较好地控制了特质焦虑差异可能的干扰。而经过情绪状态诱导后, 高状态焦虑组的状态焦虑后测水平比低状态焦虑组显著更高, 这反映了情绪状态的诱导效果良好。
TIC-5213的SP值为115～120 ℃，TE-5213作为温度调节单元的PV值，CP=0.45×PID模块输出值，该CP值作为TIC-5212控制调节单元的SP，该比例系数是1个经验估算值。
2.2.2 状态焦虑的测量
采用视觉模拟心境量表(Visual Analogue Mood Scales, VAMS)测量状态焦虑水平(Mccormack, Horne, & Sheather, 1988), 让被试从0到100之间选择一个数字主观评价“此时此刻的焦虑程度”。
2.2.3 刺激材料
为了控制刺激的唤醒度, 使用国际情感图片系统(International Affective Picture Systems, IAPS; Lang, Bradley & Cuthbert, 2005)中的负性低唤醒图片与中性低唤醒图片作为点探测任务与时间再现任务的刺激材料。除了参考IAPS自身的评分数据之外, 为保证所选图片在中国大学生被试中满足研究要求, 招募额外非正式研究参与者49人(男24人, 女25人, M年龄 = 20.44, SD = 2.29)对每张图片的效价、唤醒度与熟悉度进行9点评分(1非常消极……9非常积极; 1非常低唤醒……9非常高唤醒; 1非常不熟悉……9非常熟悉)。其中, 使用16个负性−中性低唤醒图片对作为点探测范式的刺激材料, 如9102-6000, 2710-2579等。采用配对样本t检验分析发现, 负性与中性低唤醒图片的效价差异显著, 唤醒度、熟悉度差异不显著(见表1)。点探测范式中所有的图片对随机出现。此外, 使用不同于点探测范式所用图片的16张负性与中性低唤醒图片作为时间再现任务的刺激材料, 包括8张负性低唤醒图片, 如2205或2722等; 8张中性低唤醒图片, 如1616或2220等。上述49名被试进行图片评分后, 采用独立样本t检验分析得到, 效价差异显著, 唤醒度、熟悉度差异不显著(见表2)。时间再现任务中所有的图片随机出现。
表1 点探测范式中所用图片的效价、唤醒度与熟悉度评分[M(SD)]
评分项目负性低唤醒图片中性低唤醒图片tpd IAPS效价2.99 (0.57)5.15 (0.75)−8.93< 0.0012.23 中国被试效价2.78 (0.49)5.03 (0.79)−10.73< 0.0012.68 IAPS唤醒度4.80 (0.51)4.72 (0.49)0.400.6980.10 中国被试唤醒度5.31 (0.74)5.15 (0.61)1.310.2100.33 中国被试熟悉度3.93 (0.78)4.06 (1.13)−0.380.7080.10
表2 时间再现任务中所用图片的效价、唤醒度与熟悉度评分[M(SD)]
评分项目负性低唤醒图片中性低唤醒图片tpd IAPS效价2.77 (0.66)5.15 (0.06)−10.16< 0.0015.08 中国被试效价2.94 (0.58)4.91 (0.99)−4.86< 0.0012.43 IAPS唤醒度4.12 (0.32)3.90 (0.50)1.080.2980.54 中国被试唤醒度5.28 (0.37)5.07 (0.94)0.590.5640.30 中国被试熟悉度4.17 (1.03)4.39 (1.18)−0.390.7040.19
2.2.4 注意偏向的测量
采用点探测范式对被试的注意偏向情况进行测量。实验流程为：先在屏幕中央出现一个固定点“+”, 持续时间为500 ms, 要求被试注视固定点; 而后固定点“+”消失, 同时在屏幕的左右方出现一对负性与中性图片, 二者的位置随机呈现, 呈现时间为500 ms; 经过50 ms的空白时间后, 图片消失, 在出现过两张图片的任一位置上呈现一个“*”, 要求被试看到“*”后迅速按键反应, 若“*”出现在左边图片的位置, 则被试用左手食指按键盘的“F”键; 若“*”出现右边图片的位置, 则用右手食指按“J”键, 要求反应既迅速又准确。被试按键反应后或者被试在2000 ms时仍未反应, 呈现1000 ms空屏继续下一试次。实验中包括8个练习试次(非实验中性图片)和64个正式试次(16×4, 每类图片在左、右各出现一次, 探测点在负性、中性刺激位置各出现一次)。其中探测点位置出现在负性图片同侧称为探测点同侧, 探测点出现在负性图片异侧称为探测点异侧(如图3所示); 注意偏向得分[1]为探测点位置异侧与同侧反应时比值。采用异侧与同侧反应时比较以及注意偏向得分来反应注意偏向情况。如果异侧反应时比同侧反应时大或注意偏向得分大于1则说明相较于中性刺激对于负性刺激具有注意偏向。
图3 点探测范式流程图
2.2.5 时距知觉的测量
采用时间再现任务对被试的时距知觉进行测量(Bar-Haim et al., 2010)。实验流程为：先在屏幕中央出现一个固定点“+”, 持续时间为800 ms, 要求被试注视固定点; 而后固定点“+”消失, 同时在屏幕的中央出现一张图片(负性图片或中性图片随机出现), 呈现时间为2000 ms、4000 ms或8000 ms。而后屏幕中央出现“计时开始”字样提示被试通过按压空格键开始计时; 接下来出现空白屏幕; 当被试认为空白屏幕与刚刚的图片呈现时间相同时, 立即再次按下空格键, 屏幕中央随即出现“计时结束”字样。实验过程中, 要求被试不借助计时工具, 凭借自己的感觉去估计时间。实验中包括5个练习试次(非实验中性图片)和48个正式试次(3种时长×16张负性或中性图片)。采用时距知觉指数(time perception index, TPI)来分析时距知觉情况(Mioni et al., 2016)。具体而言, TPI为负性刺激的Ratio[2]与中性刺激的Ratio的比值, 反映的是对于负性刺激与中性刺激的相对时距知觉情况。因此, 如果TPI等于1, 则说明对于负性刺激与中性刺激的时距知觉一致; 如果TPI大于1, 则说明对于负性刺激比中性刺激更加高估; 如果TPI小于1, 则说明对于负性刺激比中性刺激更加低估。
2.2.6 认知评价的测量
Folkman和Lazarus等采用5点计分对认知评价进行测量(Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter, et al., 1986; Folkman, Lazarus, Gruen, et al., 1986), 为提高区分度(Lozano, Garcíacueto, & Muñiz, 2008), 研究中采用VAMS测量认知评价, 即让被试从0到100之间选择一个数字主观自评：“认为焦虑对心理健康的有害程度”。认知评价是特质性概念, 不受状态焦虑诱导的影响; 而认知评价的测量本身涉及“焦虑”、“有害”等信息, 为防止其对高、低状态焦虑的诱导造成可能的干扰、控制其对实验结果的未知影响, 因此在整个实验流程的最后对认知评价加以测量。
2.3 实验程序
采用E-prime 2.0软件编写程序, 被试进入实验室后, 按如下顺序进行实验：(1)状态焦虑的前测; (2)情绪状态的诱导; (3)状态焦虑的后测; (4)注意偏向的测量; (5)时距知觉的测量; (6)认知评价的测量; (7)状态焦虑的最后测量。实验结束后播放搞笑视频(选自《小黄人−番外篇》)平复被试的情绪状态。
3 结果
3.1 情绪状态的诱导效果
情绪状态诱导采用Montorio等人(2015)制定的标准化程序。被试被要求以每条12 s的速度阅读25条能诱发焦虑(高状态焦虑组, 如：“我实在是太紧张了, 以致于我无法回忆往事”或“实在是太可怕了, 我真是紧张得不行”)或平静(低状态焦虑组, 如：“我喜欢捧着一本书读一读, 享受着那份宁静与安逸”或“我觉得悠闲自得而且心满意足”)的Velten句子, 共持续5分钟; 而后进行2分钟的情绪孵育, 让被试通过回忆或想象沉浸在焦虑(高状态焦虑组)或平静(低状态焦虑组)状态之中; 在整个7分钟的过程里, 播放能够诱发焦虑(高状态焦虑组, Ligeti Project-Requiem)或平静(低状态焦虑组, Schoenberg’s Erwartung)的音乐。
对状态焦虑VAMS得分采用2组别(高状态焦虑组, 低状态焦虑组)与2状态焦虑测量(前测, 后测)重复测量方差分析发现, 组别与状态焦虑测量的交互作用显著, F(1, 58) = 69.63, p < 0.001, η2 = 0.55; 组别的主效应显著, F(1, 58) = 13.06, p = 0.001, η2 = 0.18;状态焦虑测量的主效应边缘显著, F(1, 58) = 3.68, p = 0.060, η2 = 0.06。分别对两组进行配对样本t检验后发现, 经过情绪状态诱导后, 高状态焦虑组的状态焦虑水平显著升高, t(29) = 6.22, p <0.001,d = 1.14; 而低状态焦虑组的状态焦虑水平显著降低, t(29) = −5.68, p < 0.001,d = 1.04。上述结果说明情绪状态诱导成功。此外, 经过注意偏向、时距知觉以及认知评价的测量后, 高状态焦虑组比低状态焦虑组的状态焦虑水平显著更高(M高 = 58.67, SD高 = 24.88, M低 = 35.67, SD低 = 28.05, t(58) = 3.36, p = 0.001, d = 0.87), 说明情绪状态的诱导效果可以持续到整个实验流程的结束。
3.2 认知评价
采用独立样本t检验进行认知评价的基线分析发现, 高状态焦虑组与低状态焦虑组的认知评价差异不显著(M高状态焦虑 = 83.00, SD高状态焦虑 = 20.66, M低状态焦虑 = 76.97, SD低状态焦虑 = 21.44, t(57) = 1.10, p = 0.276),说明认知评价作为特质性概念不受状态焦虑诱导的影响。
3.3 注意偏向
Gable, P. A., & Poole, B. D. (2012). Time flies when you're having approach-motivated fun: Effects of motivational intensity on time perception. Psychological Science, 23(8), 879–886.
剔除点探测范式按键错误的试次以及反应时小于200 ms、大于1200 ms的试次(Mogg, Wilson, Hayward, Cunning, & Bradley, 2012), 最终99.04%的试次进入统计分析。各种条件下反应时的平均值以及标准差见表4。该结果说明状态焦虑对注意偏向有影响, 高状态焦虑组比低状态焦虑组的注意偏向得分显著更高, 即表现出更明显地对于负性低唤醒刺激的注意偏向。对反应时采用2组别(高状态焦虑组, 低状态焦虑组)与2探测点位置(异侧, 同侧)重复测量方差分析发现, 组别与探测点位置的交互作用显著, F(1, 58) = 5.67, p = 0.021, η2 = 0.09;组别的主效应不显著, F(1, 58) = 0.23, p = 0.630;探测点位置的主效应不显著, F(1, 58) = 1.18, p = 0.282。采用配对样本t检验结果发现, 高状态焦虑组探测点异侧的反应时比同侧显著更长, t(29) = 2.66, p = 0.012, d = 0.48; 低状态焦虑组探测点异侧与同侧的反应时差异不显著, t(29) = −0.85, p = 0.400。上述结果说明：高状态焦虑组表现出明显的对于负性低唤醒刺激的注意偏向, 低状态焦虑组则没有。
表3 高状态焦虑和低状态焦虑的诱导情况[M(SD)]
状态焦虑测量高状态焦虑组低状态焦虑组tpd 前测40.83 (30.42)38.23 (29.33)0.340.7370.09 后测66.97 (25.87)21.87 (23.41)7.08< 0.0011.83
表4 高状态焦虑组和低状态焦虑组的注意偏向情况[M(SD)]
注意偏向情况高状态焦虑组低状态焦虑组tpd 探测点异侧反应时423.29 (65.13)410.66 (56.16)0.800.4240.21 探测点同侧反应时416.39 (69.89)413.24 (62.48)0.180.8550.05 注意偏向得分1.020 (0.035)0.996 (0.037)2.460.0170.64
3.3.2 状态焦虑对注意偏向的影响：认知评价的调节作用
采用SPSS 20.0的PROCESS插件, 参照Hayes提出的Bootstrap方法进行调节效应检验(Hayes, 2013)。选择模型1, 样本量5000, 在95%置信区间下, 以组别为自变量X (赋值为高状态焦虑组 = 0, 低状态焦虑组 = 1), 注意偏向(注意偏向得分)为因变量Y, 认知评价(VAMS得分)为调节变量M。Bootstrap分析结果表明, 在状态焦虑对注意偏向的影响中认知评价具有显著的调节作用(p = 0.0467)。在认知评价得分较高(M+ 1 SD = 100.00)时, 高状态焦虑组比低状态焦虑组具有更加明显的对于负性低唤醒刺激的注意偏向(Effect = −0.0397, SE = 0.0129, t = −3.0806, p = 0.0032, 95% CI = [−0.0654, −0.0139]); 而当认知评价得分较低时(M– 1 SD = 58.95), 高状态焦虑组与低状态焦虑组的注意偏向无明显差异(Effect = −0.0024, SE = 0.0132, t = −0.1849, p = 0.8540, 95% CI = [−0.0290, 0.0241])。
已有研究发现认知评价可以改变个体交感神经的激活程度(Smith, 1989; Tomaka, Blascovich, Kelsey, & Leitten, 1993), 进而影响个体的主观时距知觉体验(Gable & Poole, 2012; Tse, Intriligator, Rivest, & Cavanagh, 2004; Uusberg, Naar, Tamm, Kreegipuu, & Gross, 2018)。但是缺少关于认知评价如何在焦虑影响时距知觉中发挥作用的探讨, 本研究为这一领域提供了新的实验证据。
3.4 时距知觉
3.4.1 状态焦虑对时距知觉的影响
图4显示了高状态焦虑组和低状态焦虑组的时距知觉情况。对TPI采用2组别(高状态焦虑组, 低状态焦虑组)与3时长(2000 ms, 4000 ms, 8000 ms)重复测量方差分析发现, 组别与时长的交互作用显著, F(2, 116) = 4.44, p = 0.014, η2 = 0.07;组别的主效应不显著, F(1, 58) = 0.45, p = 0.506;时长的主效应不显著, F(2, 116) = 0.77, p = 0.466。简单效应分析发现, 当呈现时距为2000 ms时, 高状态焦虑组比低状态焦虑组的TPI大, F(1, 58) = 7.14, p = 0.010, η2 = 0.11; 而呈现时距为4000 ms或8000 ms时, 两组差异均不显著(ps > 0.05)。对各组的TPI采用与1比较的单样本t检验发现, 只有高状态焦虑组对于2000 ms的TPI显著比1大(t(29) = 2.59, p = 0.015, d = 0.47), 其他5种情况的TPI均与1没有显著差异(ps > 0.05)。上述结果说明状态焦虑对2000 ms时距知觉具有影响, 高状态焦虑组比低状态焦虑组对于2000 ms时距相对更加高估, 高状态焦虑个体对负性低唤醒刺激比对中性低唤醒刺激的2000 ms时距更加高估; 而对于4000 ms以及8000 ms而言, 状态焦虑对时距知觉不具有影响。
图4 状态焦虑对时距知觉的影响
注：图中误差线均按标准误标注。
3.4.2 状态焦虑对时距知觉的影响：注意偏向的中介作用
由于状态焦虑只对2000 ms的时距知觉具有影响, 因此后续只针对2000 ms的时距知觉进行中介与调节作用的分析。采用SPSS 20.0的PROCESS插件, 参照Hayes提出的Bootstrap方法进行中介效应检验(Hayes, 2013)。选择模型4, 样本量5000, 在95%置信区间下, 以组别为自变量X (赋值为高状态焦虑组 = 0, 低状态焦虑组 = 1), 时距知觉(2000 ms时的TPI)为因变量Y, 注意偏向(注意偏向得分)为中介变量M。Bootstrap分析结果表明, 中介检验的间接效应没有包含0 (Effect = 0.0220, SE = 0.0130, 95% CI = [0.0024, 0.0566])。此外, 控制了中介变量注意偏向之后, 自变量状态焦虑对因变量2000 ms时距知觉的直接效应显著, 区间不包含0 (Effect = −0.1017, SE = 0.0302, 95%CI = [−0.1621, −0.0413])。因此根据Zhao等人(2010)的理论, 这一结果反映了注意偏向在状态焦虑对2000 ms时距知觉的影响中具有部分中介作用, 证实了研究假设1。
3.4.3 状态焦虑对时距知觉的影响：注意偏向和认知评价有调节的中介作用
如本年度均未及时补充信息也不要紧。次年的3月1日到6月30日是个人的汇算清缴申报期，首次汇算清缴申报的时间在2020年3月1日到6月30日。在汇算清缴申报期里，可以再进行申报，重新计算全年应缴税额，进行多退少补。
根据上述结果, 认知评价在状态焦虑对注意偏向的影响中具有显著的调节作用, 同时注意偏向在状态焦虑对2000 ms时距知觉的影响中具有部分中介作用, 因此采用SPSS 20.0的PROCESS插件, 参照Hayes提出的Bootstrap方法进行有调节的中介效应检验(Hayes, 2013)。选择模型7, 样本量5000, 在95%置信区间下, 以组别为自变量X (赋值为高状态焦虑组 = 0, 低状态焦虑组 = 1), 时距知觉(2000 ms时的TPI)为因变量Y, 注意偏向(注意偏向得分)为中介变量M, 认知评价(VAMS得分)为调节变量W。
Bootstrap分析结果表明, 中介检验的间接效应没有包含0 (LLCI = 0.0000, ULCI = 0.0023), 表明注意偏向的中介效应显著, 且中介效应大小为0.0009。此外, 控制了中介变量注意偏向之后, 自变量状态焦虑对因变量2000 ms时距知觉的直接效应显著, 区间(LLCI = −0.1641, ULCI = −0.0416)不包含0。根据Zhao等人(2010)的理论, 注意偏向在状态焦虑对2000 ms时距知觉的影响中具有部分中介作用。
与此同时, 状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的中介过程受到认知评价的调节作用, 证实了研究假设2 (如表5、表6所示)。当认知评价得分较高时, 注意偏向在状态焦虑对时距知觉的影响中具有中介作用。也就是说, 对于认为焦虑对心理健康有害程度较高的个体而言, 具有高状态焦虑比低状态焦虑时更加表现出对于负性低唤醒刺激的注意偏向, 进而表现出对于2000 ms负性低唤醒刺激的时距的高估; 而当认知评价得分较低时, 注意偏向在状态焦虑对时距知觉的影响中不具有中介作用。也就是说, 对于认为焦虑对心理健康有害程度较低的个体而言, 其状态焦虑高、低对不会通过注意偏向影响2000 ms时距知觉。
考虑到现有文献中的研究对象几乎都是针对特质焦虑或焦虑病人, 而针对状态焦虑鲜有研究, 但状态焦虑的研究意义独特：既可以剥离特质焦虑(或焦虑病人)和对于负性刺激的注意偏向之间已经形成的反馈循环(Eysenck, 1992, 1997), 又可以揭示日常生活中更为广泛存在的状态焦虑下的时距知觉特点, 因此本研究的主要目的是：探讨状态焦虑对时距知觉的影响以及注意偏向与认知评价在其中的中介和调节作用。研究首先从大学生群体中随机取样作为实验被试, 随后将其随机分为高、低状态焦虑组进行焦虑(平静)情绪的诱导, 并依次采用点探测范式、时间再现任务与视觉模拟心境量表对注意偏向、时距知觉与认知评价进行测量。
4 讨论
2017年全年绥中县用水总量2.23亿m3，图2显示了绥中县2017年用水类型，由此可知，农业用水所占用比重最大，为57.31%；其次工业用水占21.23%，生活及公共用水比重为21%。
生9：因为∠PNM=∠PNA，∠NPM=∠NPA，所以△APN ∽△PMN；在做这道题的时候我觉得要会找相似的条件，那就是一要抓住相等的角，二要抓公共角，这样就容易一些．
从理论上讲, 实验设计中的随机取样与随机分组在很大程度上保证了被试的同质性, 并规避了高、低状态焦虑组可能的特质焦虑差异。与此同时, 在进行焦虑(平静)情绪诱导前, 我们对被试的状态焦虑的基线水平、即被试未被情绪诱导前自身的状态焦虑水平进行了测量。结果发现, 高、低状态焦虑组的状态焦虑基线水平没有显著差异。这一结果进一步证实了高、低状态焦虑组的特质焦虑水平并不存在显著差异。因此, 研究中的随机取样与随机分组及状态焦虑基线水平测量等一系列手段较好地控制了特质焦虑对实验结果可能的干扰。
在此基础上, 结果发现：(1)状态焦虑会导致对2000 ms 时距的高估, 而对于4000 ms和8000 ms时距没有影响; (2)注意偏向在状态焦虑对2000 ms时距知觉的影响中具有部分中介作用; (3)状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的中介过程受到认知评价的调节作用。接下来对这三点主要发现进行讨论。
2.3.4 精密度与准确度试验 按“2.3.3”项下方法配制ZG02低、中、高质量浓度（2、100、200 μg/L）的质控样品各5份，按“2.2.4”项下方法孵育2 h后，进样分析，考察日内精密度；连续测定3 d，考察日间精密度。将实测质量浓度与理论质量浓度进行比较，考察准确度。结果，各质控样品的日内、日间RSD均小于10%，准确度为87.26%～94.58%，详见表1。
表5 组别对时距知觉的影响中认知评价的调节作用分析
指标coeffSEtp95% CI 常数0.97290.027235.8088< 0.001[0.9184, 1.0273] 组别0.05100.03681.38380.1720[−0.0228, 0.1248] 认知评价0.00060.00031.75030.0856[−0.0001, 0.0012] 交互作用−0.00090.0004−2.03520.0467[−0.0018, 0.0000]
表6 认知评价对状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的调节效应
中介变量认知评价EffectSE95%CI 注意偏向M−1 SD58.950.00230.0100[−0.0143, 0.0289] 注意偏向M80.030.02060.0127[0.0015, 0.0561] 注意偏向M+ 1 SD100.000.03790.0219[0.0013, 0.0917]
4.1 状态焦虑对时距知觉的影响
研究发现状态焦虑对时距知觉具有影响, 高状态焦虑个体对负性低唤醒刺激比对中性低唤醒刺激更加高估, 而这种现象只在时距为2000 ms时存在。这一发现与前人以特质焦虑和焦虑障碍病人为研究对象的实验结果一致(Bar-Haim et al., 2010; Fox, Russo, Bowles, & Dutton, 2001; Georgiou et al., 2005), 也符合AGM中关于情绪刺激比中性刺激更易导致时距高估的理论假设(Droit-Volet, Brunot, & Niedenthal, 2004; Effron, Niedenthal, Gil, & Droit-Volet, 2006; Gil, Niedenthal, & Droit-Volet, 2007)。同时研究发现时距为4000 ms、8000 ms时, 状态焦虑并不影响时距知觉。Fraisse (1984)认为当时间平均在2~3 s时, 受到个体知觉系统的调控; 而超过这一时间阈限则受到符号系统控制, 对变化的理解就需要借助于存放在个人记忆中的经验。结合上述研究的结果, 2000 ms处于知觉系统调控范围, 而4000 ms和8000 ms作为较长的时距则受到符号系统控制, 这或许是状态焦虑对不同时长时距(2000 ms与4000 ms/8000 ms)具有不同影响的原因。
此外, 本研究是对Bar-Haim等人(2010)的研究发现的更加深入与全面的探讨。他们发现焦虑个体对于呈现时间为2000 ms的威胁性刺激(高唤醒负性)比中性刺激(低唤醒中性)更加高估。然而, 他们并没有对唤醒度与注意的混淆作用进行严格区分。根据AGM, 刺激唤醒度和注意资源都会对预期式时距知觉产生影响(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997)。一方面, 威胁性刺激的高唤醒可能是导致时距高估的原因。另一方面, 焦虑个体会表现出对于威胁性刺激的注意偏向(Bar-Haim et al., 2007; van Bockstaele et al., 2014), 这也会导致时距高估。因此,在焦虑与时距知觉的研究尤其是Bar-Haim等人(2010)的研究中, 唤醒度与注意的作用存在混淆, 即无法明确判断焦虑通过唤醒度还是注意偏向引起了时距高估。本研究通过对刺激唤醒度进行严格控制使得这一难题得以解决, 并最终发现是注意偏向而非唤醒度中介了状态焦虑对于时距知觉的影响。
4.2 注意偏向的中介作用
研究发现注意偏向在状态焦虑与时距知觉之间的关系中具有部分中介作用, 验证了假设1, 同时这一结果为AGM提供了实证支持。AGM主要是从刺激唤醒度和注意资源两个方面对预期式时距知觉进行解释(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997), 关于刺激唤醒度的研究较多且直接支持AGM, 而关于注意资源的研究面临一个巨大的难题：如何控制注意资源。以往研究者通常采用两种方式控制用于计时的注意资源：(1)外部方法：通过指导语要求被试主动控制用于计时的注意数量; (2)内部方法：采用双任务范式并通过操纵非计时任务的难度来控制用于计时的注意资源。事实上, 这两种方式都不够准确, 因为始终无法明确区分是计时任务与非计时任务中的注意分配在起作用, 还是同一刺激的不同维度中的注意分配在起作用(Burle & Casini, 2001; Chaston & Kingstone, 2004; Maeers, 2010; Tamm, Uusberg, Allik, & Kreegipuu, 2014)。本研究通过单一任务直接测量了对于负性低唤醒刺激的注意偏向而解决了这一难题。正如所推测的一样, 实验结果发现在状态焦虑影响对于负性低唤醒刺激的时距知觉中, 对于负性低唤醒刺激的注意偏向具有部分中介作用。具体来看, 高状态焦虑个体会表现出对于负性低唤醒刺激的注意偏向, 进而表现出对该类刺激的时距高估。更为重要得是, 本研究采用一致的低唤醒刺激, 从而明确区分了唤醒度和注意偏向在对时距知觉影响中的混淆作用, 这使得上述研究结果更为明确可靠。这一结果充分验证了AGM中注意功能的假设, 即用于计时的注意资源越多, 对于时距会越高估(Zakay, 2005; Zakay & Block, 1997)。
霜冻后如何管理果园成为热门话题。笔者也查阅了一些资料，发现大多数资料中介绍的管理措施都是大同小异，无非是喷施中微量元素或芸薹素之类的叶面肥，增施肥，把遭受冻害的枝条剪掉，刺激结果母枝上的次生芽萌发等等。感觉这些说法有点笼统，不一定能够很好地解决霜冻后果树健康生长问题。
4.3 认知评价的调节作用
研究发现在状态焦虑对注意偏向的影响中认知评价具有调节作用; 并进一步发现状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的中介过程受到认知评价的调节作用, 支持了图2的模型, 验证了假设2。具体而言, 当认知评价得分较高时, 即对于认为焦虑对心理健康有害程度较高的个体而言, 具有高状态焦虑比低状态焦虑时更加表现出对于负性低唤醒刺激的注意偏向, 进而表现出对于2000 ms负性低唤醒刺激的时距的高估。而当认知评价得分较低时, 即对于认为焦虑对心理健康有害程度较低的个体而言, 其状态焦虑高、低对注意偏向没有影响, 进而导致状态焦虑不会通过注意偏向影响2000 ms时距知觉。这说明当被环境中的刺激诱发了焦虑状态时, 如果个体倾向于将焦虑评价为对心理健康有害, 那么他们会更加关注对自身具有威胁性的负性信息, 并主观体验到这种威胁持续了较长时间, 从而激发个体进入“应激状态”以应对这种威胁; 而如果个体倾向于将焦虑评价为对心理健康无害, 那么他们没有感受到对于自身的威胁, 进而不会过度关注负性信息并且不会主观体验到这种威胁持续了较长时间。
3）强化实践教学环节。实践教学环节是对课堂教学的深化与补充，学生现场通过观看教师演示操作，或者自己实际动手操作，可以加深对所学基本概念、工作原理及具体工作过程的理解，是机器人学教学环节中必不可少的部分。实践教学的内容包括机器人典型的机械结构、机器人行走机构、坐标形式、物料运送过程、制造业、控制系统等，这些内容都需要通过实验平台来实现，因此，改善实验教学条件，建立机器人基础实验室至关重要。
已知在没有湍流的情况下，距离出射平面L处的场强可以通过Huygens-Fresnel积分得到输出场强表达式.在真空中传输L距离后的场强UL(r,θ,L) 表示为[15]
综合来看, 上述研究结果报告了状态焦虑个体时距知觉的内部过程, 探明了认知评价与注意偏向在焦虑个体感知环境中的负性刺激时所发挥的作用。这些发现不但为现实生活中个体焦虑时的时距知觉特点提供了解释, 也为进一步理解焦虑提供了一个新视角：或许因为人们处在焦虑状态时感觉到的时间不同于以往, 所以他们会更焦虑; 以至于形成恶性循环最终发展为焦虑障碍(Eysenck, 1997)。更为重要的是, 可以为治疗焦虑个体的时间偏差提供可能的方法：(1)调整认知评价, 即减少关于焦虑对心理健康有害的认知评价; 或训练认知重评(cognitive reappraisal), 即建立焦虑对心理健康适度有益的认知评价; (2)进行注意偏向矫正(attentional bias modification, van Bockstaele et al., 2014), 即减少对于负性刺激的注意偏向或增加对于中性(正性)刺激的注意偏向。
在我们的课后辅导中必须要强调重点的突出，如果不突出重点，没有充分地体现出分层教学的特点，那么会导致很多学习弱的学生还是对学习的知识一知半解，不能够有效的吸收，从而产生厌学情绪。对于学习强的学生会感觉学习内容没有任何的难度，失去学习的激情。那么在小学数学的课后辅导中应该注重哪些重点呢？
4.4 研究贡献与展望
研究的主要贡献是：第一, 通过单一任务直接测量了状态焦虑对时距知觉影响中注意偏向的作用, 进而解决了用于计时的注意资源难以控制的难题, 验证了注意闸门模型中有关用于计时的注意资源越多对于时距越高估的假设。第二, 发现认知评价是焦虑影响时距知觉中注意偏向的中介作用的一个边界条件。这一发现深刻揭示了焦虑个体时距知觉的内部过程, 丰富了焦虑通过注意偏向影响时距知觉的解释视角, 为通过认知评价和注意偏向的调整改善焦虑个体时距偏差现象提供了重要参考。
未来研究可以从如下几个方面开展：第一, 研究中只测量了一种认知评价, 即：对焦虑是否有害于心理健康的认知评价。虽然这个测量完全符合Folkman等人对于认知评价概念的界定, 但是Folkman等人后来对认知评价进行了更为细致的划分, 包括一级认知评价和二级认知评价(Folkman, Lazarus, Dunkel-Schetter, et al., 1986; Folkman, Lazarus, Gruen, et al., 1986)。因此, 未来的工作可以继续探究其他认知评价在状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的中介过程中的作用, 进而从不同的认知评价视角检验本研究所发现的结果。第二, 为了剥离特质焦虑(或焦虑病人)和对于负性刺激的注意偏向已经形成的反馈循环(Eysenck, 1992, 1997), 本研究从健康大学生群体中随机招募了实验样本进行实验室状态焦虑诱导。虽然本研究结果揭示了日常生活中更为广泛存在的状态焦虑下的时距知觉特点及注意偏向与认知评价在其中发挥的作用, 未来的研究可以进一步以特质焦虑和焦虑病人为样本, 从不同焦虑样本的视角检验上述所发现的有调节的中介模型。同时, 本研究采用的随机取样与随机分组及状态焦虑基线水平测量较好地保证了所发现的实验结果与结论不受特质焦虑的干扰, 未来在对状态焦虑的时距知觉进行更深入的研究时可以进一步将特质焦虑作为协变量加以严格控制, 从而彻底排除其对实验结果与结论的可能干扰; 甚至可以对特质焦虑与状态焦虑同时进行测量与操纵, 进而探讨这两种焦虑对于时距知觉的交互影响。第三, 本研究参照前人研究常用时距, 对2000 ms、4000 ms、8000 ms进行了研究, 并发现只有在2000 ms时状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的中介过程受到认知评价的调节作用, 而对于4000 ms、8000 ms而言则不存在这种效应。未来研究可以对更加丰富的时距进行探讨, 如更短的1000 ms、500 ms, 或稍长的3000 ms等; 也可以以2000 ms为中心对时距进行更加细分的研究, 如1500 ms、1800 ms、2200 ms、2500 ms等, 从而更系统地揭示本研究结果在不同时距长度下的适用范围。
5 结论
Chaston, A., & Kingstone, A. (2004). Time estimation: The effect of cortically mediated attention. Brain & Cognition, 55(2), 286–289.
(2)注意偏向在状态焦虑影响2000 ms时距知觉的过程中具有部分中介作用。
处理1：2017年12月10日施药，兑水 450 L/hm2，田间均匀细喷雾；处理2～6：2018年2月25日施药，兑水450 L/hm2，田间均匀细喷雾。
(3)状态焦虑通过注意偏向影响时距知觉的中介过程受到认知评价的调节作用：只有个体认为焦虑对心理健康有害程度较高时, 状态焦虑影响2000 ms时距知觉中注意偏向的中介作用成立。
谈职业信息采集与大学生就业………………………………………………………………………………………田孝彦（3.74）
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(1)高状态焦虑个体对于负性比中性低唤醒刺激的2000 ms时距更加高估。
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式中,F为实验过程中微滴所受的最大滑脱力,d为纤维直径,L为纤维被微滴包埋的长度,πdL为微滴和纤维间的界面面积.根据微滴大小与最大滑脱力成正比关系,实验中所测得的数据与此相符,在Origin中用最小二乘法对室温下滑脱力和微滴包埋面积的数据进行拟合,结果如图4所示.可以看到,滑脱力随微滴包埋的面积呈线性增加的趋势,数据点有一定的分散性,这是由于纤维表面结构并不均匀、不同位置结合力有偏差等原因造成的.
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3.3.1 状态焦虑对注意偏向的影响
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[1]另有一些研究会通过对于中性刺激的反应时与对于负性刺激的反应时的差值来计算注意偏向得分。我们按照差值计算法对数据进行分析后得到了与本研究所采用的比值计算法相一致的实验结果。考虑到时距知觉的指标是采用比值计算的, 我们采用比值计算的方法来分析和报告本研究中的注意偏向得分。
[2] 时距知觉比率(Ratio)为个体在时间再现任务中产生的时长均值与标准时长(2000 ms, 4000 ms或8000 ms)的比值。
How state anxiety influences time perception: Moderated mediating effect of cognitive appraisal and attentional bias
LIU Jingyuan; LI Hong
(Department of Psychology, Tsinghua University, Beijing 100084, China) (Graduate School at Shenzhen, Tsinghua University, Shenzhen 518055, China)
Abstract
Anxiety is associated with high levels of arousal. Both theoretical and empirical work have determined that when an individual experiences anxiety, he/she shows attentional bias toward negative stimuli. High arousal and negative attentional bias, as the two key characteristics of anxiety, are associated with a series of subjective feelings and experiences of individuals with state anxiety, among which time perception is significant. However, how this process operates remains an open question. In this article, we investigate how state anxious individuals perceive time, especially the roles of attention bias and cognitive appraisal in this process.
Sixty college students participated in the study and were randomly assigned to a high state anxiety group (n = 30, completed a procedure of anxious state induction) and a low state anxiety group (n = 30, completed a procedure of calm state induction). Then, a 2 (high state anxiety group vs. low state anxiety group) × 2 (negative stimuli vs. neutral stimuli) × 3 (2000 ms vs. 4000 ms vs. 8000 ms) mixed-design experiment was conducted with the attentional bias as the mediator, the cognitive appraisal as the moderator and the time perception as the dependent variable. State anxiety was manipulated by an induction process, time perception was measured by the time reproduction task, attentional bias was measured by the dot-probe task and cognitive appraisal was assessed by the visual analogue mood scales.
The results showed that (1) State anxiety had an effect on time perception, namely, individuals with high state anxiety overestimated the 2-second interval of the negative stimuli. (2) Attentional bias played a partial mediating role in the relationship between state anxiety and time perception of 2000 ms. (3) Cognitive appraisal moderated the mediation effect of attentional bias on the influence of state anxiety on time perception of 2000 ms. Specifically, when the score of cognitive appraisal was high, attentional bias played a mediating role in the influence of state anxiety on time perception, while when the score of cognitive appraisal was low, attentional bias did not play a mediating role in the influence of state anxiety on time perception.
Therefore, the effect of state anxiety on college students’ time perception was a moderated mediating effect. The moderated mediating model significantly revealed the effect mechanism of state anxiety on college students’ time perception, which can contribute to a better understanding of how individuals in an anxious state perceive time. Furthermore, it suggests that the adjustment of cognitive appraisal or attentional bias is an important way to alleviate the time distortion of anxious individuals.
Key words state anxiety; time perception; attentional bias; cognitive appraisal
收稿日期:2018-10-23
* 深圳市科技创新基金项目(JCYJ20170817161546744)。
分类号B842
通信作者: 李虹, E-mail: lhong@mail.tsinghua.edu.cn
标签：焦虑论文; 状态论文; 知觉论文; 认知论文; 评价论文; 哲学论文; 宗教论文; 心理学论文; 心理过程与心理状态论文; 《心理学报》2019年第7期论文; 深圳市科技创新基金项目(JCYJ20170817161546744)论文; 清华大学心理学系论文; 清华大学深圳研究生院论文;