情緒對不同外傾水平個體行為抑制的影響

趙小淋　張燕　王建峰

摘要 采用雙選擇oddball實驗范式與事件相關電位（ERP）技術，探討了情緒對行為抑制的影響以及外傾性的調節作用。行為數據發現，相比標準刺激，被試對偏差刺激的反應時顯著更慢，證明實驗成功誘發了行為抑制效應。在內傾組，負性刺激下偏差與標準刺激反應時差值顯著長于正性刺激條件，而在外傾組無顯著差異。腦電數據發現，在N2成分上，內傾組在正性情緒下的波幅顯著小于負性和中性情緒，而在外傾組，不同情緒下的波幅不存在顯著差異。在P3成分上，內傾組在正性情緒下的波幅顯著大于負性和中性情緒，相反，外傾組在負性情緒下的波幅顯著大于正性和中性情緒。結果表明，情緒對行為抑制的影響受到了個體外傾性水平的調節。

關鍵詞 情緒，外傾性，行為抑制，事件相關電位，雙選擇oddball范式。

分類號 B842.6

1引言

行為抑制是指個體在特定環境下抑制不符合當前目標的反應或行為的能力，是執行功能的重要組成部分，與個體生存適應密切相關（Albert，Lopez，& Carretie，2010）。從認知一決策的角度來看，行為抑制包括早期知覺加工、沖突覺察、晚期反應抑制等階段（Yuan，He，Zhang，Chen，& Li，2008）。近年來研究者們對行為抑制的神經機制進行了大量研究。采用停止信號任務并結合fMRI技術，Li，Huang，Constable和Sinha（2006）發現內側額上回及中央前回額葉是行為控制過程的主要神經基礎。此外，Bokura，Yamaguehi和Kobayashi（2001）也發現眶額葉與前扣帶回在行為抑制活動中具有重要作用。在電生理研究方面，采用Go-NoGo及Oddball范式的ERP研究發現，行為抑制活動容易誘發兩個腦電成分：一個是額-中央區N2成分，一個是中央-頂區P3成分。N2成分被認為是在執行過程中負責修訂自動行為計劃或更大范圍的認知控制加工，它與有效注意、覺察反應沖突及活動監控等相聯系，標志著對不同刺激的沖突覺察，屬于行為抑制過程的子階段（Bekker，Kenemans，& Verbaten，2005；Falkenstein，Hoormann，& Hohnsbein，1999；Nagy，Ports，& Loveland，2003；van Veen & Carter，2002）。而中央-頂區P3成分主要與抑制加工本身或評估抑制結果有關，直接反應了行為抑制過程中的反應抑制階段（Hirokazu，Shuhei，& Shotai，2001；Smith，Johnstone，& Barry，2008；Yu，Yuan，&Luo;，2009）。

眾多研究表明行為抑制與情緒存在密切關系，但是關于情緒對行為抑制的影響，至今還沒有一致的結論。一些研究者認為情緒能促進個體的行為抑制，而另一些研究者則認為情緒妨礙了個體的行為抑制，并且這兩種結論均得到了實驗支持。例如Verbruggen和De Houwer（2007）以反應時為測量手段，采用停止信號范式考察了情緒對個體行為抑制的影響，結果發現，情緒圖片出現后的無信號反應時以及停止反應時長于中性刺激，表明情緒妨礙了個體的行為抑制。此外，辛勇，李紅和袁加錦（2010）使用ERP技術，以雙選擇情緒oddball范式考察了情緒對行為抑制的影響，研究發現負性條件下的反應時長于中性和正性條件，并且，被試的沖突檢測（N2成分）以及之后的行為抑制腦活動（P3成分）增強，而加工過程明顯變慢，該研究進一步從電生理角度表明負性情緒妨礙了個體的行為抑制能力。然而，相反的是，Kanske和Kotz（2010）采用聽覺Simon任務，考察了具有情緒性的聲音和非情緒性的聲音對行為抑制的影響，結果發現被試在負性情緒下對不一致條件的反應時顯著更快，并且N2波幅更大，該研究認為負性情緒促進了被試的行為抑制。同樣，賈麗萍（2014）使用雙選擇Oddball任務也發現負性情緒促進了個體的行為抑制。以上相互矛盾的研究結果提示，情緒對行為抑制的影響可能受到其他因素的影響。

已有研究發現，人格特質，尤其是外傾性，是情緒反應差異的重要因素。外傾性是一種用來描述個體樂觀、友好、樂群以及喜歡與人交往程度的人格特質（Eysenck，1990）。在外傾性上得分較高的個體（外傾者）更加外向，樂群，積極，樂觀；而在外傾性上得分較低的個體（內傾者）則安靜，被動，不合群，細心。眾多研究表明，相比內傾人群，外傾人群具有更高的主觀幸福感和更多的積極情緒體驗，原因可能與不同外傾水平個體在情緒調節中的注意分配策略不同有關（陳燦銳，高艷紅，申荷永，2012；Costa & McCrae，1980）。例如，早期的行為實驗發現，相比其他情緒刺激，外傾被試更難轉移對正性刺激的注意（Derryberry & Reed，1994）。Amin，Constable和Canli（2004）的研究也顯示，當線索刺激是負性與中性圖片匹配，而目標刺激呈現在中性位置時，個體對目標的反應時間將隨著外傾性得分增高而變短，表明外傾個體回避負性圖片而注意中性圖片。因此，外傾人群有可能比內傾個體更傾向于使用注意轉移策略來調節負性情緒（Derryberry & Reed，1994；Yang，Yuan，& Li，2012）。此外，一系列關于情緒與外傾性關系的fMRI和ERP研究發現，外傾人群比內傾人群更傾向于深人的對正性情緒進行認知加工，來保持和加強其正性體驗（Gross & John，2003；Ng，2009；Thake & Zelenski，2013；何媛媛，袁加錦，伍澤蓮，李紅，2008）。與之相反，內傾人群不善于應對壓力（Tamir，2009），對負性事件存在注意偏向（Derryberry & Reed，1994），且對抑郁傾向存在預測作用（Janowsky，2001）。近期有研究表明，情緒調節自我效能感在外傾性與正性情緒間具有顯著的部分中介效應，說明內外傾人格部分地通過情緒調節自我效能感影響正性情緒（田學英，盧家楣，2012）。

以上研究表明，外傾性與情緒調節的注意分配策略密切相關。而行為抑制作為抑制控制的一個子過程，也是重要的情緒調節策略之一。對行為反應的抑制，即使該行為反應本身并非是情緒行為，也能有效調節個體對當前情緒刺激的生理心理反應（Tsai & Lau，2013）。例如，在Go/Nogo任務中，相比對情緒刺激作按鍵反應，抑制對情緒刺激的按鍵反應將導致大腦情緒調節環路（如前扣帶回與腹外側前額葉）激活的上升和情緒反應環路（如基底節、丘腦與內側顳葉）激活的下降（Goldstein et al.，2007）。既然如此，不同外傾水平的個體在情緒影響行為抑制的過程中是否也存在差異呢？目前這一問題尚不清楚。

為了闡明這個問題，本研究采用了改進的Oddball實驗范式并結合了ERP測量。實驗中，由于標準刺激的出現概率為70%，偏差刺激的出現概率為30%，被試對標準刺激的反應次數遠遠高于偏差刺激。因此，被試對標準刺激的反應成為優勢反應，當偏差刺激出現時，被試需要抑制優勢反應，對偏差刺激做出反應。實驗將記錄被試對兩類刺激的反應時，偏差刺激與標準刺激的反應時之差為行為抑制的行為學指標。另外，可通過偏差刺激減去標準刺激的方法得到純粹反映行為抑制活動的腦電活動。因此，通過改變偏差刺激的情緒效價并分別記錄兩類刺激誘發的腦活動，便可考察情緒效價對行為抑制過程的影響，以及外傾水平差異是否調節了這一影響。

綜上所述，本研究考察了情緒對不同外傾水平個體行為抑制的影響。根據資源限制理論（Kahneman，1973；Logie，2011；Wolfe，Vo，Evans，& Greene，2011），情緒會占用個體一定的認知資源，引起個體對與情緒相關但可能與任務無關內容的思考，從而導致個體投入到認知任務中的認知資源減少。然而，執行功能（行為抑制）需要被試投入認知資源到當前的任務中。因此，本研究假設，由于外傾個體對正性情緒存在注意偏向，投入了更多注意資源，當正性情緒作為偏差刺激需要進行抑制反應時，外傾個體沒有足夠的認知資源進行行為抑制，導致對正性刺激的行為抑制能力減弱。相反，由于內傾個體對負性情緒刺激存在注意偏向，投入了更多資源，當負性情緒作為偏差刺激需要進行抑制反應時，內傾個體沒有足夠的認知資源進行行為抑制，導致對負性刺激的行為抑制能力減弱。

2方法

2.1被試

采用錢銘怡，武國城，朱榮春和張莘（2000）修訂的艾森克人格問卷簡式量表中國版（EPQ-RSC）對320名在校大學生進行篩選，以外傾性量表得分上下一個標準差為篩選標準，最終有40名被試參加實驗，其中3名被試因過多眼動偽跡被剔除。最后獲得外傾被試18名（7名男性），年齡范圍18～22歲，平均年齡19.89歲。內傾被試19名（9名男性），年齡范圍18～23歲，平均年齡20.0歲。外傾組分數范圍為57.25～66.34分（M=60.95，SD=2.86），內傾組分數范圍為27.34～41.74分（M=36.96，SD=3.64）。獨立樣本t檢驗表明，外傾組的得分顯著高于內傾組（t=22.17，p<0.001）。所有被試身心健康，均為右利手，裸眼或矯正視力良好，無精神病史，實驗后給予被試一定酬勞。

2.2實驗材料

2.2.1艾森克人格問卷簡式量表

艾森克人格問卷簡式量表包含四個分量表，即外傾性量表（E）、神經質量表（N）、精神質量表（P）和效度量表（L），E、N、P三個量表分別測量人格的精神性、內外傾向和情緒穩定性，L量表測試受試者的掩飾、假托或自身隱蔽等情況。該量表具有良好的信效度（錢銘怡等，2000）。本研究中P、N、E、L量表的內部一致性α系數分別為0.65，0.80，0.70和0.61。

2.2.2情緒圖片

實驗圖片均來自于中國情緒圖片庫系統（白露，馬慧，黃宇霞，羅躍嘉，2005）。刺激材料包括標準刺激和偏差刺激兩類。其中，標準刺激為一張水壺的圖片（呈現概率70%），偏差刺激為三種效價（正性、中性、負性）的情緒圖片各10張（呈現概率均為10%）。各偏差刺激圖片效價兩兩差異顯著，負性M=6.86，中性M=5.41，正性M=2.18，F（2，27）=129.66，p<0.001（見圖1）。喚醒度差異顯著，負性M=6.28，中性34=4.25，正性M=5.76，F（2，27）=20.40，p<0.001，正性和負性的喚醒度均顯著大于中性，而前兩者不存在顯著差異（見圖1）。圖片分辨率均為100像素/英寸，大小統一為346像素×343像素。被試雙眼距離屏幕約100 cm，水平與垂直視角均小于6°。

2.3實驗程序

正式實驗前，被試需要完成包含20個trial的練習實驗，在正確率達到100%后，進入正式實驗。正式實驗包含6個組塊（block），每個block包含100個試次（trials），其中70個標準刺激，30個偏差刺激（每種效價各10次），各種刺激隨機呈現。每個試次開始時，在電腦屏幕中央呈現持續300 ms的注視點。然后，呈現時距在500-1000 ms之間的隨機空屏，而后呈現實驗刺激。當標準刺激出現，要求被試盡快按F鍵反應，當偏差刺激出現，要求被試盡快按J鍵反應，刺激呈現時間上限1000 ms，刺激呈現隨被試按鍵終止。因此，當刺激呈現之后，被試需要在1000ms之內盡可能快而準確的按鍵。按鍵之后是1000 ms的等待時間，然后出現注視點，以此循環。每個block結束后，均反饋給被試該block的正確率（實驗程序見圖2）。

2.4 ERP記錄與分析

實驗采用Brain Product腦電記錄系統，32導電極帽記錄腦電。在線記錄時，以FCz點為參考電極，以FPz和Fz連線中點為接地點。分別在右眼的右側和下側安置電極記錄水平和垂直眼電。在線記錄時，濾波帶通為0.01～100 Hz，采樣頻率為500 Hz/導，頭皮電阻降至5kΩ以下。離線分析時，采用雙側乳突記錄點的平均作為新的參考電極（耳后平均參考），分析時程（epoch）為1000ms，含基線200 ms。自動矯正眨眼等偽跡，采用0.01～30Hz帶通進行濾波，波幅大于±80μV者在疊加中被自動剔除。

對實驗中標準刺激和三類偏差刺激誘發的EEG分別進行疊加平均之后，再分別計算三類偏差刺激與標準刺激的差異波。由圖3及圖4可知，標準刺激與三類偏差刺激誘發的波形從大約100ms處開始分離，該分離大概延續到700 ms停止。這些差異在差異波（圖5和圖6）中體現為典型的早期抑制控制相關的N2（220～270ms）成分及晚期反應抑制相關的P3（350～500ms）成分。以往研究表明額一中央區N2成分與沖突覺察這一行為抑制子階段相關，而中央一頂區P3成分則是代表行為抑制加工過程的直接指標（Bokura et al.，2001；Falkenstein et al.，1999）。因此，本研究著重分析Fz，F3，F4，Cz，C3，C4電極點（6個額-中央區電極點）的N2成分，以及Cz，C3，C4，Pz，P3，P4電極點（6個中央-頂區電極點）的P3成分。采用重復測量方差分析（Analysis of Variance，ANOVA）對N2和P3成分的峰波幅和峰潛伏期進行統計分析。被試間變量為外傾性（兩個水平：外傾組和內傾組），被試內變量為情緒效價（三個水平：中性、正性、負性）和電極點（每種成分各6個點）。因為本研究關注于情緒對不同外傾水平個體行為抑制的影響，因此統計分析集中在情緒效價和人格類型的兩因素交互作用。對所有不滿足球形檢驗假設的利用Greenhouse-Geisser法對p值進行校正。

3實驗結果

3.1行為結果

反應時和正確率的平均數和標準差見表1。被試對標準刺激和偏差刺激的反應正確率均在96%以上。對反應時的統計分析表明，無論外傾性及情緒效價，被試對偏差刺激（544 ms）的反應時顯著長于對標準刺激（451 ms）的反應時，F（1，35）=305.88，p<0.001，η²_p=0.90。由此可知，由于行為抑制的需要，被試在三種偏差條件下相比標準條件均出現顯著的反應時延長，證明了行為抑制效應的存在。

以反映行為抑制的偏差刺激與標準刺激的反應時之差作為因變量，進行2（外傾性）×3（情緒）重復測量方差分析，結果發現，情緒主效應顯著，F（2，70）=3.12，p=0.05，η²_p=0.08，正性刺激下偏差與標準刺激的反應時之差（87 ms）顯著小于中性（94 ms）及負性條件（95 ms），表明正性情緒促進了個體的行為抑制。另外，外傾性×情緒交互作用邊緣顯著，F（2，70）=2.62，p=0.08，η²_p=0.07，簡單效應分析發現，外傾組在三種情緒條件下不存在顯著差異，F（2，34）=2.20，p>0.14；而在內傾組，情緒效應顯著，F（2，36）=3.01，p=0.03，η²_p=0.14，負性刺激下的反應時差值（101 ms）顯著長于正性刺激條件（88ms）。

3.2 ERP結果

3.2.1 N2效應

對N2成分的潛伏期進行2（外傾性）×3（情緒）×6（電極點）重復測量方差分析，結果發現，電極點主效應顯著，F（5，175）=6.04，p<0.001，η²_p=0.15，事后比較顯示，前額區的潛伏期顯著長于中央區。其余主效應或交互作用均不顯著。

對N2波幅進行2（外傾性）×3（情緒）×6（電極點）重復測量方差分析，結果發現，情緒主效應顯著，F（2，70）=3.63，p=0.032，η_2p=0.09，中性刺激比正性及負性刺激引發了更大的N2波幅，而正性刺激與負性刺激之間無顯著差異。電極點主效應顯著，F（5，175）=15.40，p<0.001，η_2p=0.31，前額波幅顯著大于中央區。電極點×情緒的交互作用顯著，F（5，350）=6.89，p<0.00l，η_2p=0.17。更重要的是，情緒×外傾性交互作用顯著，F（2，70）=3.57，p 0.034，η_2p=0.09。簡單效應分析發現，在內傾組，情緒效應顯著，F（2，36）=4.28，p=0.021，η_2p=0.19，正性刺激下N2波幅小于負性與中性束0激，而中性與負性刺激間無顯著差異。相反，在外傾組，情緒效應不顯著，F（2，34）_2.37，p>0.10。此外，組間分析發現，在正性條件下，外傾組波幅顯著大于內傾組，F（1，35）=4.79，p=0.035，η_2p=0.12；而在中性及負性條件下，內傾組與外傾組N2波幅均無顯著差異（ps>0.43）。該成分其余效應均不顯著。

3.2.2 P3效應

對P3成分的潛伏期進行重復測量方差分析，結果發現，電極點主效應顯著，F（5，175）=6.54，p<0.001，η_2p=0.16，事后比較顯示，頂葉區潛伏期顯著長于中央區。該成分其余效應均不顯著。

對P3成分的波幅進行重復測量方差分析，結果發現，情緒主效應顯著，F（2，70）=7.44，p<0.01，η_2p=0.18，正性和負性刺激下波幅顯著大于中性刺激。電極點主效應顯著，F（5，175）=4.93，p<0.001，η_2p=0.42，事后比較顯示，頂葉區的波幅顯著大于中央區。電極點×情緒的交互作用顯著，F（10，350）=7.41，p<0.001，η_2p=0.18。更重要的是，情緒×外傾性的交互作用顯著，F（2，70）=7.94，p=0.002，η_2p=0.19。簡單效應分析發現，在內傾組，情緒效應顯著，F（2，36）=6.33，p 0.011，η_2p=0.26，正性刺激顯著大于中性刺激和負性刺激；在外傾組，情緒效應顯著，F（2，34）=9.96，p=0.001，η_2p=0.37，負性刺激誘發的波幅顯著大于正性刺激，正性刺激的波幅顯著大于中性刺激。此外，組間分析發現，在正性條件下，內傾組波幅顯著大于外傾組，F（1，35）=4.88，p=0.034，η_2p=0.12，而在負性與中性條件下，內傾組與外傾組均無顯著差異（ps>0.12）。該成分其余效應均不顯著。

4討論

本研究采用三種效價（正性、中性、負性）的情緒圖片引發被試情緒，采用雙選擇的oddball實驗范式，要求被試對標準刺激按F鍵，對偏差刺激按J鍵。因為標準刺激的出現概率為70%，偏差刺激的出現概率為30%，當被試對偏差刺激做反應時，需要抑制對標準刺激的優勢反應，從而導致反應沖突的發生。行為結果支持了該假設，表現為不論外傾性及效價，被試對偏差刺激的反應時顯著長于標準刺激，表明本實驗有效的誘發了被試的行為抑制。此外，行為結果也表明外傾性水平調節了不同情緒條件下個體的行為抑制，具體表現為內傾組被試在負性情緒下比中性及正性情緒下表現出更差的行為抑制。外傾性對不同情緒下行為抑制的調節作用也得到了腦電數據的進一步支持。

在本實驗中，被試對標準刺激存在知覺加工、辨別刺激、反應決策與執行等過程，而對偏差刺激的反應不僅包括上述過程，還包括對優勢反應的行為抑制過程（辛勇等，2010）。因此，本實驗中采用相減技術，計算偏差刺激與標準刺激的差異波，此差異波代表了純粹由行為抑制誘發的腦電反應。與前人結果一致（Bekker et al.，2005；Nagy et al.，2003），本研究在220～270 ms窗口觀測到顯著的額-中央區N2成分，在350～500ms窗口觀測到顯著的中央-頂區P3成分。更重要的是，無論是N2波幅，還是P3波幅，情緒×外傾性均存在顯著的交互作用，表明情緒對行為抑制的影響確實受到了外傾性水平的調節。

進一步分析N2波幅上的交互作用發現，在內傾組，正性刺激下N2波幅小于負性刺激與中性刺激，而中性刺激與負性刺激無顯著差異。此外，在正性條件下，外傾組波幅顯著大于內傾組。以往研究發現N2是沖突監控中注意分配的直接指標（Nagy et al.，2003；Yuan et al.，2008），N2波幅越大，檢測到的沖突越大（Bekker et al.，2005；vanVeen & Carter，2002）。過去一系列關于情緒與外傾性關系的fMRI和ERP研究發現，外傾個體更傾向深入加工正性情緒，來保持和加強其正性體驗，這些研究證明了外傾個體對正性刺激存在注意偏向（Gross & John，2003；Ng，2009；Thake & Zelenski，2013），這種注意偏向使外傾被試對正性刺激投入更多的資源。該偏向很可能導致任務相關維度加工的不足（Yu et al.，2009）。因此，正性條件下，外傾個體需要克服對情緒維度的加工偏向，以有效監控反應沖突并完成行為抑制控制，這種雙加工過程的存在導致正性條件下外傾被試的N2波幅大于內傾被試。相反，內傾個體對負性情緒存在加工偏向（Derryberry & Reed，1994），這種偏向使得內傾個體需要克服負性情緒維度的加工偏向以有效監控反應沖突，從而導致內傾組負性條件下的N2波幅大于正性條件。但本研究同時發現內傾組被試在負性和中性條件下的N2波幅無顯著差異，且均大于正性條件，這可能提示內傾個體對一切非正性情緒存在加工偏向。

以往行為抑制控制的研究表明，中央一頂區P3成分與抑制加工本身或評估抑制結果有關，直接反應了行為抑制過程中的反應抑制階段（Smith et al.，2008），行為抑制條件誘發的波幅顯著大于無控制條件（Yu et al.，2009）。例如，Go/Nogo任務中P3峰值的出現往往代表著行為抑制加工的完成，Nogo刺激誘發的P3波幅顯著大于Go刺激誘發的波幅（Bekker et al.，2005；Hirokazu et al.，2001）。分析P3波幅上的交互作用，發現在內傾組，正性刺激的波幅顯著大于中性刺激和負性刺激；而在外傾組，負性刺激誘發的波幅顯著大于正性刺激，正性刺激的波幅顯著大于中性刺激。同時組間分析也表明在正性條件下，內傾組波幅顯著大于外傾組。這些結果說明內傾個體對正性刺激的行為抑制能力更強，而對負性刺激的行為抑制能力減弱。與之相反，外傾個體對負性刺激的行為抑制能力更強，而對正性刺激的行為抑制能力減弱。如前所述，外傾個體對正性情緒存在加工偏向，而內傾個體對負性情緒存在加工偏向。根據資源限制理論（Kahneman，1973；Logie，2011；Wolfe et al.，2011），情緒會占用個體一定的認知資源，引起個體對與情緒相關但可能與任務無關內容的思考，從而導致個體投入到認知任務中的認知資源減少。然而，執行功能（行為抑制）需要被試投入認知資源到當前的任務中。因此，由于外傾個體對正性情緒存在加工偏向，投入了更多注意資源，當正性情緒作為偏差刺激需要進行抑制反應時，外傾個體沒有足夠的認知資源進行行為抑制，導致對正性刺激的行為抑制能力減弱。相反，由于內傾個體對負性情緒刺激存在加工偏向，投入了更多注意資源，當負性情緒作為偏差刺激需要進行抑制反應時，內傾個體沒有足夠的認知資源進行行為抑制，導致對負性刺激的行為抑制能力減弱。

本研究存在一定的局限。首先，本研究只包含不同效價的情緒刺激，沒有考慮到刺激喚醒度的影響，未來研究應該將本研究結果擴展到不同喚醒度的情緒刺激。其次，本研究的被試為大學生，將來的研究應該包含更大范圍的被試，以提高研究結果的推廣性。最后，情緒不僅存在效價之別，還存在強度之異。例如，先前有研究表明外傾性對正性或負性刺激的強度變化非常敏感（Lou et al.，2016；Yuan，He，Lei，Yang，& Li，2009）。因此，將來研究應該進一步包含不同效價強度的情緒刺激。

5結論

本研究條件得出如下結論：（1）內傾個體對正性刺激的行為抑制能力更強，而對負性刺激的行為抑制能力減弱。（2）外傾個體對負性刺激的行為抑制能力更強，而對正性刺激的行為抑制能力減弱。