信息內(nèi)容和呈現(xiàn)速度對 SRT 時距估計的影響1.doc

精品論文推薦信息內(nèi)容和呈現(xiàn)速度對 srt 時距估計的影響1張智君，溫 菲，劉玉麗 浙江大學(xué)心理與行為科學(xué)系，杭州（310028） email: 摘要： 隨著電腦和網(wǎng)絡(luò)越來越頻繁地得到使用，因系統(tǒng)響應(yīng)時間（system response time，srt）過長而引發(fā)的信息延遲和可用性降低等問題已引起越來越研究者的注意。本研究采用 時距生成范式，考察了等待信息的內(nèi)容和呈現(xiàn)速度對srt時距估計的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，信息 意義和呈現(xiàn)速度對時距估計均有顯著影響，有意義信息導(dǎo)致較大的高估偏差，以6 hz的速度 呈現(xiàn)信息可導(dǎo)致較大的高估偏差。該研究對推動時間知覺等相關(guān)理論的進一步發(fā)展也具有一 定的理論意義。關(guān)鍵詞：系統(tǒng)響應(yīng)時間，主觀時距估計，等待信息，人-計算計交互，可用性 中圖分類號：b8421. 引言隨著技術(shù)的不斷發(fā)展，電腦和網(wǎng)絡(luò)的運行也越來越快。但是，由于用戶數(shù)量的劇增和各 種音、視頻文件容量的增加，在人機交互的過程中不可避免會出現(xiàn)因系統(tǒng)/網(wǎng)絡(luò)響應(yīng)時間（srt：system response time）過長而導(dǎo)致的可用性問題，影響用戶的任務(wù)績效和對系統(tǒng)或網(wǎng)絡(luò)的滿意度1-6。在購物網(wǎng)站中等待較長時間還可能引發(fā)用戶對賣主的消極評價7。對 srt 時距估計的影響因素進行研究，不僅能揭示時距估計的基本特征，而且有利于縮短用戶 對固有系統(tǒng)響應(yīng)時間長度的主觀感覺，對于提高用戶滿意度也有一定的應(yīng)用價值。時距是指兩個連續(xù)事件間的間隔或某一事件的持續(xù)時間，是客觀現(xiàn)象的持續(xù)性在人腦中 的反映。時距估計屬于時間知覺的范疇。從認知的角度來說，對特定時間的主觀估計受在該 時間段內(nèi)所發(fā)生的客觀信息的影響，不僅與客觀信息的特征有關(guān)，還涉及到記憶信息加工等 的過程8，9。以往相關(guān)研究考慮最多的是客觀刺激的特征，包括信息量的多少、信息的內(nèi)容（無意義 字符與有意義句子）、信息的性質(zhì)（文本與圖片，或新異性）以及信息呈現(xiàn)的速度和變化節(jié) 奏等10-14，即探討這些因素對時距估計的影響。大多數(shù)研究顯示，信息量越大，人們越傾向 于將逝去的時間作較長估計8。同時，對于越新異的信息（出現(xiàn)概率較小的信息），人們越 傾向于判斷有較長的持續(xù)時間14。此外，任務(wù)/事件的節(jié)奏也影響時距評估，在快速情境下， 人們也對時距有較長的評估 10，11。但是，以往研究中也存在分歧，尤其當(dāng)信息的特征包含多個維度時11，12。對此，我們 認為，可能是實驗任務(wù)差異所致。不同研究采用了不同的非時間任務(wù)與時間任務(wù)組合，而非 時間任務(wù)和時間任務(wù)通常涉及不同的認知過程和認知資源。對時間知覺的測量常采用兩種方法：主觀時間評價和時距估計。本研究采用再生時距估 計范式，讓被試對網(wǎng)絡(luò)等待期間的句子呈現(xiàn)時間進行主觀估計。具體地說，本研究設(shè)置了信 息呈現(xiàn)速度和信息內(nèi)容兩個變量，希望通過實驗深入考察兩者對主觀時距估計的影響效應(yīng)， 以進一步揭示主觀時距估計的特點和規(guī)律，并指導(dǎo)網(wǎng)絡(luò)等待時間的設(shè)計。1 本課題得到高等學(xué)校博士學(xué)科點專項科研基金（20050335093）和浙江大學(xué)語言與認知中心資助。- 7 -2. 方法2.1 材料本研究采用的材料包括“有意義信息”和“無意義信息”兩類。有意義信息選用 72 句中國 常見的名言警句或諺語，而無意義信息為同樣文字但打亂順序的句子。兩種材料在計算機屏 幕上按照一定的速度逐字呈現(xiàn)。2.2 任務(wù)和設(shè)計2.2.1 時距估計任務(wù) 每次任務(wù)由被試自行按鍵開始。實驗采用時距生成范式的時距估計任務(wù)，操作計算機鼠標(biāo)來完成。具體地說，每次試驗的程序如下：（1）被試按“開始”鍵啟動實驗；（2）屏幕中央呈現(xiàn)諺語（有意義）或亂序文字（無意義），采用逐字呈現(xiàn)的方式，呈現(xiàn)完畢后文字消失；（3）被試持續(xù)按住鼠標(biāo)左鍵，在 生成與先前信息呈現(xiàn)時間長度相同的時距后釋放鼠標(biāo)鍵。試驗流程如圖 1 所示。圖 1：試驗流程示意圖實驗采用 3（srt）2（呈現(xiàn)速度）2（信息內(nèi)容）的三因素被試內(nèi)設(shè)計，組合成 12 種處理。srt 長度分為 2s、5s 和 8s 三個水平。信息按照 4hz 和 6hz 兩種速度逐字呈現(xiàn)，即 每秒呈現(xiàn) 4 個中文字符或 6 個中文字符。在不同的 srt 長度和呈現(xiàn)速度組合中，信息量 srt 長度呈現(xiàn)速度。信息內(nèi)容分為“有意義”信息和“無意義”信息兩種類型，有意義信息為 中文諺語，無意義信息則為與有意義信息字符相同的亂序文字，兩種信息各 72 句。每種處 理各重復(fù) 12 次試驗，即每個被試共需完成 144 試驗。各實驗處理之間采用傳統(tǒng)的拉丁方平 衡安排順序。記錄被試每次時距估計時從按下鼠標(biāo)到松開鼠標(biāo)的時距長度，該時間即為主觀估計時距（set：subjective estimate time）。結(jié)合對應(yīng)的 srt（客觀長度），可計算時距估計偏差 t作為因變量。t 的具體計算方法是：t（時距估計偏差）= srt set當(dāng) t0 時，為低估；反之，當(dāng) t0 時，為高估。2.2.2 再認任務(wù)從上述 72 句有意義諺語中挑選出 50 句，混合 10 句前面沒有出現(xiàn)過的句子，從而形成 再認項目，由電腦隨機呈現(xiàn)，讓被試在事后判斷這些句子是否曾經(jīng)在時距估計任務(wù)中出現(xiàn)過。 采用七分評分制，“7”分代表“肯定出現(xiàn)過”，“1”分代表“肯定沒有出現(xiàn)過”，以此作為判斷被 試在試驗過程中是否閱讀過對應(yīng)信息的依據(jù)。2.3 被試48 名大學(xué)生作為實驗被試。女 26 名，男 22 名，視力或矯正視力正常，均為右利勢手。 其中，兩名被試因數(shù)據(jù)異常而被剔除。3. 結(jié)果與分析在再認任務(wù)中，被試對句子熟悉度的評分均值為 5.48，最大值 6.84，最小值 3.66，表明 被試大多閱讀過信息內(nèi)容。由此，在本實驗中，可排除被試因沒有閱讀信息而致使時距估計 不受信息特征影響的情況。將每位被試每次試驗的時距估計偏差 t 按 12 種實驗處理進行平均，得到平均時距估計 偏差。然后，對平均時距估計偏差采用三因素重復(fù)測量的方差分析。3.1 時距估計的偏向分析表1為被試在所有實驗處理下進行時距估計的平均時距估計偏差及其標(biāo)準(zhǔn)差。當(dāng)t（時 距估計偏差）= 0 時，可認為時間估計正確。因此，分別對srt長度、信息內(nèi)容和呈現(xiàn)速度 進行“t = 0”的假設(shè)檢驗（t 檢驗）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：對于srt長度，在2s（t(179)= -4.695，p =0.000） 和 5s（t(179)= -4.171，p =0.000）情境下都表現(xiàn)出顯著的高估傾向，而在8s情境下則沒有顯 著的估計傾向（t(179)=0.782，p =0.435）；對于信息內(nèi)容，有意義信息情境下表現(xiàn)出顯著的 高估傾向（t(269)= -8.108，p =0.000），無意義信息情境下則表現(xiàn)出顯著的低估傾向（t(269)=2.408，p =0.017）；對于呈現(xiàn)速度，在快速呈現(xiàn)情境下表現(xiàn)顯著的高估傾向（t(269)= -4.449，p =0.000），在慢速呈現(xiàn)情境下沒有表現(xiàn)出顯著的估計傾向（t(269)= -1.156，p = 0.249）。表 1：被試在 12 種實驗處理下的平均時距估計偏差及標(biāo)準(zhǔn)差（毫秒）有意義信息無意義信息srt（s）速度4 hz速度6 hz速度4 hz速度6 hz-320.302（420.88）-326.975（700.34）-33.568（559.03）-264.23（562.78）-515.97（561.13）-368.67（772.03）-134.54（417.02）185.57（593.75）374.99（563.61）28.20（499.76）-135.31（468.84）194.87（749.90）注：括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)差3.2 時距估計偏差的影響因素分析對 srt 長度、信息內(nèi)容和呈現(xiàn)速度三個因素進行重復(fù)測量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，srt長度（f(2, 88) = 19.516，p =0.000）、信息內(nèi)容（f(1, 44) = 82.160，p=0. 000）和呈現(xiàn)速度（f(1,44) = 17.353，p =0.000）的主效應(yīng)都顯著。其中，對 srt 長度來說，對 8s 的估計偏差最小， 沒有明顯的估計偏向，對 5s 的估計偏差最大，且表現(xiàn)為明顯的高估；對信息內(nèi)容，在有意 義的情況下，時距估計的偏差較大，表現(xiàn)為高估；對呈現(xiàn)速度，在 6hz 的情況下，時間估計 的偏差較大，表現(xiàn)為高估。對 srt 長度做兩兩比較，2s 與 8s 之間（p0.000）以及 5s 與 8s 之間的差異均顯著（p0.000），而 2s 與 5s 之間的差異不顯著（p0.548）。圖 2 顯示，三種 srt 條件下估計偏差 的變化趨勢并不相同，即對 2s 的估計，估計偏差在不同處理間的變化趨勢最平緩，而對 5s 和 8s 的估計，兩者偏差的變化趨勢相似。500400平均估計偏差（毫秒）3002001000-100-200-300-400-500-6002s有意義4hz 有意義6hz 無意義4hz 無意義6hz 5s8s圖 2：三種 srt 長度在不同呈現(xiàn)速度和信息內(nèi)容下的平均時距估計偏差各因素之間存在兩項顯著的交互作用，它們分別是 srt 長度與信息內(nèi)容（f(2, 88) =7.683，p=0.001）以及 srt 長度與呈現(xiàn)速度（f(2,88) = 13.309，p=0.000）。呈現(xiàn)速度與信息 內(nèi)容的交互作用不顯著（f(1, 44) = 0.782，p = 0.381）。srt 長度、信息內(nèi)容和呈現(xiàn)速度的三 因素交互作用也不顯著（f(2, 92) = 5.609，p= 0.603）。進一步做簡單效應(yīng)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：信息內(nèi)容在 2s（f(1, 44)= 33.68，p=0.000）、5s（f(1,44)= 48.55，p=0.000）和8s（f(1, 44)= 54.35，p=0.000）水平下都有顯著的效應(yīng)；srt長度在 有意義信息（f(2, 88)= 8.30，p=0.000）和無意義信息（f(2, 88)= 21.59，p=0.000）上的簡單 效應(yīng)也都顯著。具體情況如圖3所示。400平均估計偏差（毫秒）3002001000-100-200-300-400-5002s有意義 無意義 5s8s圖3：srt長度在不同信息內(nèi)容下的平均時距估計偏差類似的，呈現(xiàn)速度在2s（f(1, 44)= 8.05，p=0.007、5s（f(1, 44)=26.93，p=0.000）和8s（f(1, 44)= 11.21，p=0.002）的水平上都有顯著的簡單效應(yīng)；srt長度在4hz（f(2, 88)= 28.75，p=0.000）和6hz（f(2, 88)= 8.19，p=0.001）兩個水平上的簡單效應(yīng)也都顯著。具體情況如圖4所示。200平均估計偏差（毫秒）1000-100-2004hz 6hz 2s5s8s-300-4004. 討論圖4：srt長度在不同呈現(xiàn)速度下的平均時距估計偏差借助認知心理學(xué)的理論和方法，以往研究者基于時間信息或非時間信息的加工及提取特征，提出了一系列時間知覺與估計的理論，并由此發(fā)展了各種相應(yīng)的認知模型，如“加工時 間模型”（processing time model）和“存儲容量模型”（storage size model）等。這些理論模 型雖然反映了時間研究領(lǐng)域內(nèi)的各種有影響的觀點，但其發(fā)展都還不盡完善。zakay（1983）的一項研究顯示：對包含信息的時間間隔的估計比對內(nèi)容空白的時間間 隔的估計更長；主觀估計的時距隨任務(wù)難度的增大而增長，并與外部節(jié)拍有關(guān)，即外部節(jié)拍 越快，估計時距越長10。于是，他們推測，人類信息加工系統(tǒng)中存在著兩個加工器：一個 是時間信息加工器（temporal processor），專門負責(zé)時間信息的加工和編碼，另一個是非時 間信息加工器（non-temporal processors），專門負責(zé)對刺激的加工和編碼。對時距的判斷取 決于兩者的輸出。注意在這兩個加工器之間進行分配。如果對刺激信息投入的注意資源較多， 則分配給時間信息加工器的注意資源將會減少，因而對時距的估計將縮短；反之，時距估計 會較長。上述假設(shè)即為“加工時間模型”（processing time model）。該模型強調(diào)注意資源的有限性，強調(diào)注意在兩個加工器之間的分配，因此也稱為“注意模型”（attention model）。ornstein（1969）則認為，人們對持續(xù)時間的估計取決于該段時距內(nèi)存儲在記憶中的事 件的數(shù)量。對于同樣長的物理時距，所存儲的相關(guān)事件的信息越多，判斷的時距越長；反之， 對時距的估計就越短8。這稱為“存儲容量模型”（storage size model）。該模型強調(diào)時距估計 與信息數(shù)量或復(fù)雜度存在正相關(guān)的關(guān)系，信息的存儲方式和結(jié)構(gòu)對時距估計存在影響。本研究顯示，對 2s 和 5s 的主觀估計呈現(xiàn)顯著的高估傾向，這與 brown（1995）實驗中 的“短的時間長度偏向于高估”結(jié)果一致11。但是，brown 實驗的“短的時間長度”為 6s 和 9s， 本研究的 8s 雖然也屬于他所認為的“短的時間長度”，卻沒有出現(xiàn)類似的估計傾向，其原因 可能是受到了信息內(nèi)容的干擾。此外，本研究采用單任務(wù)設(shè)計，被試應(yīng)該有充足的注意資源 分配到時間估計任務(wù)。按照“加工時間模型”，理論上也應(yīng)呈高估傾向，但 8s 情境下卻沒有 出現(xiàn)這種估計傾向，因此本研究不完全支持“加工時間模型”。本研究顯示，srt 長度的主效應(yīng)顯著，但估計偏差并不隨 srt 的增加而增加，8s 的平 均偏差最小，這與一般研究結(jié)果不一致。2s 通常被認為是最準(zhǔn)確的時間長度12，15-17。相對 于 2s 和 5s 而言，在 8s 情況下所呈現(xiàn)的信息量是最大的，所以該結(jié)果同樣不支持“存儲容量 模型”。本研究還發(fā)現(xiàn)，信息內(nèi)容的主效應(yīng)顯著，表現(xiàn)為有意義信息條件下的估計偏差比無意義 信息條件下的大，且表呈現(xiàn)顯著的高估傾向。對較大的估計偏差，可解釋為：在有意義的條 件下，信息內(nèi)容在更大程度上吸引了被試的非隨意注意，讓被試更投入到對信息的閱讀上， 從而阻礙了被試自身計數(shù)的策略，也干擾了被試的時距估計，導(dǎo)致估計不準(zhǔn)確。這與 franssen（2002）的結(jié)果相似。franssen 研究發(fā)現(xiàn)，投入到估計任務(wù)中的注意資源會影響估計的準(zhǔn)確 性18。同時，他也支持非隨意注意對時間估計存在干擾的觀點。但是，對有意義信息下表現(xiàn)出來的高估傾向，本研究無法解釋。因為在實驗中只要求被試完成時距估計任務(wù)，可以認 為被試在任務(wù)中的注意資源比較充裕，無法肯定對信息的閱讀會導(dǎo)致注意資源沖突（注意競 爭）。為進一步探討這個問題，可通過增加非時間任務(wù)負荷的方法，考察注意資源沖突對 srt估計的影響。就呈現(xiàn)速度而言，本研究發(fā)現(xiàn)，在 6hz 的條件下估計偏差顯著大于 4hz，表現(xiàn)為明顯的 高估。這與 zakay（1983）的研究10和 meyer（1996）12的研究結(jié)果一致，可以解釋為快速 呈現(xiàn)干擾了被試內(nèi)部的“認知計時器”，使其出現(xiàn)計數(shù)加快，從而認為更長的時間過去了。srt 長度分別與信息內(nèi)容、呈現(xiàn)速度有顯著的交互作用，表現(xiàn)為在三種長度條件下，有 意義信息均導(dǎo)致更大的高估偏差。由此可以推斷，被試基本上都對信息進行了加工。此外， 在 2s 條件下，4hz 的呈現(xiàn)速度導(dǎo)致較大的高估偏差；在 5s 和 8s 的條件下，6hz 的呈現(xiàn)速度 導(dǎo)致更大的估計偏差（其中，在 5s 時表現(xiàn)為顯著的高估傾向）。5. 結(jié)論綜合上述結(jié)果，本研究得到以下結(jié)論：（1）srt 長度對時距估計存在影響，對 8s 的估計偏差最小，對 5s 的高估偏差最大；（2）信息內(nèi)容對時距估計存在影響，有意義信息導(dǎo)致較大的高估偏差；（3）呈現(xiàn)速度對時距估計存在影響，6hz 的速度呈現(xiàn)會導(dǎo)致較大的高估偏差；（4）信息內(nèi)容和呈現(xiàn)速度的效應(yīng)要結(jié)合不同的 srt 長度來考慮。在 2s 的條件下，4hz 的呈現(xiàn)速度導(dǎo)致更大的估計偏差；而在 5s 和 8s 的條件下，6hz 的呈現(xiàn)速度導(dǎo)致更大的估計 偏差。參考文獻1 shneiderman, b. response time and display rate in human performance with computers j. computingsurveys, 1984, 16(3): 265-2852 guynes, j l. impact of system response time on state anxiety j. communications of the acm, 1988, 31(3):342-3473 lightner n j, bose i, salvendy g. what is wrong with the world-wide web? a diagnosis of some problems and prescription of some remedies j. ergonomics, 1996, 39(8): 95-104.4 pitkow j e, kehoe c m. emerging trends in the www user population j. communications of the acm,1996, 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