責(zé)任歸因?qū)ψ鲂?yīng)的調(diào)控作用一項erp研究

責(zé)任歸因?qū)ψ鲂?yīng)的調(diào)控作用一項erp研究

1“做”的“做效應(yīng)”“行動的影響”是指由“行動”和“不做”行為引起的同樣的判斷結(jié)果，并在決策過程中帶來不同程度的情緒體驗（tenton，1987；zeelenburg，vlitz，2000）。最早對此問題進行研究的是Kahneman和Tversky(1982),他們首先提出這樣的一個問題:面對同樣不利的決策結(jié)果,人們體驗到的由“做(action)”導(dǎo)致的后悔與由“不做(inaction)”導(dǎo)致的后悔,哪一類后悔程度更強?為了解決這個問題,他們首先向被試呈現(xiàn)這樣的一個情景故事:Paul擁有A公司的股票,他曾經(jīng)打算把這些股票換成B公司的股票但最終沒有換,現(xiàn)在發(fā)現(xiàn)如果當(dāng)初換成B公司的股票那么現(xiàn)在將賺1200元;George原擁有B公司的股票,后來換成A公司的股票,現(xiàn)在發(fā)現(xiàn)如果不把B公司的股票換成A公司的股票那么將賺1200元。然后問被試:你認為Paul(“不做”)和George(“做”)誰會感到更后悔?統(tǒng)計結(jié)果顯示,大多數(shù)被試(92%)認為行為主動者George感到更后悔。Kahneman和Tversky把這種同樣大小的不利結(jié)果造成的后悔,由“做”引起的后悔強度要大于“不做”引起的后悔強度的現(xiàn)象稱之為后悔的“做效應(yīng)”。他們認為這種現(xiàn)象是由于“做/不做”的可變性(mutability)調(diào)節(jié)著人們的后悔體驗,也就是說,與Paul沒有轉(zhuǎn)換股票(“不做”)相比,人們更容易想象George本不應(yīng)該轉(zhuǎn)換自己手中的股票,因而在反事實思維1中George的“做”更容易被改變,也就容易產(chǎn)生更加強烈的情緒反應(yīng)。所以,Kahneman和Miller(1986)認為“做效應(yīng)”是由于對決策結(jié)果的反事實思維導(dǎo)致的情緒差異效應(yīng)。隨后,一些行為研究(Gilovich,Wang,Regan,&Nishina,2003;Gleicheretal.,1990;Landman,1987;Baron&Ritov,1994;Zeelenbergetal.,2000;張結(jié)海,2003)進一步驗證和拓展了這一看法。Landman(1987),Baron和Ritov(1994),Zeelerberg等(2000)的研究結(jié)果進一步表明,在決策產(chǎn)生的不利結(jié)果和有利結(jié)果情況下“做效應(yīng)”都存在。具體地講,無論是有利結(jié)果誘發(fā)的正性情緒還是不利結(jié)果誘發(fā)的負性情緒,“做”誘發(fā)的情緒都比“不做”誘發(fā)的情緒更強烈。但對這一現(xiàn)象的解釋,他們則一致認為這一現(xiàn)象可能與個體對行為結(jié)果的責(zé)任感相關(guān),對行為結(jié)果的責(zé)任感越強,引起的情緒反應(yīng)越強。因此,相對于“不做”而言,“做”導(dǎo)致的結(jié)果更可能使個體產(chǎn)生更大的責(zé)任感,所以引起的情緒反應(yīng)更強。另外,也有一些研究(Feldman,Miyamoto,&Loftus,1999)發(fā)現(xiàn)“做效應(yīng)”在真實決策情境中不一定存在。甚至一些研究發(fā)現(xiàn)在特定的情境下“不做”比“做”誘發(fā)的情緒體驗更強烈(Gilovich,&Medvec,1994;Zeelenberg,vandenBos,vanDijk,&Pieters,2002)?；谝陨衔墨I我們不難看出,盡管研究者們對“做效應(yīng)”這一現(xiàn)象進行了大量的研究,但對它的產(chǎn)生機制的解釋仍存在爭議,尤其是責(zé)任歸因是否會對這一現(xiàn)象產(chǎn)生影響仍值得從新的角度和方法進行深入地研究。因此,為了進一步探討這一問題,本研究試圖從內(nèi)—外控這一責(zé)任歸因不同傾向的人格變量角度出發(fā),運用生態(tài)效度相對較高的簡單賭博任務(wù)和高時間分辨率的事件相關(guān)電位技術(shù)(ERP),來考察責(zé)任歸因?qū)Α白鲂?yīng)”的調(diào)控作用。心理控制源是指人們對行為或事件結(jié)局的一般看法,源于Rotter等人的社會學(xué)習(xí)理論(Rotter,1966;Rotter,Chance,&Phares,1972)。在該理論中,心理控制源是用來描述在知覺自身與其行為所受強化關(guān)系上個體差異的概念。內(nèi)-外控(internal-externallocusofcontrol)是衡量這種個體人格傾向差異維度的兩個極端。對于內(nèi)控個體,他們總會認為自己的成敗禍福主要取決于個人行為、個性、能力等自身因素,自己應(yīng)對事情結(jié)果負責(zé);而外控個體總是相信成敗禍福是由諸如機遇、運氣、社會背景、他人等這類外部因素造成的,因而總會把行為結(jié)果,尤其是不利的結(jié)果,更多歸結(jié)為外部原因。另外,有研究(Connolly,Ordó?ez,&Coughlan,1997;McFarland&Ross,1982;Weiner,1985;Zeelenbergetal.,2000)發(fā)現(xiàn),個體對決策結(jié)果的情緒體驗與對結(jié)果的責(zé)任歸因密切相關(guān),且當(dāng)個體感覺對結(jié)果負有更大的責(zé)任感時會引起更強的情緒反應(yīng)。由于內(nèi)、外控個體對行為結(jié)果的責(zé)任歸因傾向不同,他們對結(jié)果的情緒體驗也可能不同。具體地講,對于內(nèi)控個體而言,他們會把行為結(jié)果的責(zé)任更多歸因于自我內(nèi)部,因而無論“做”還是“不做”,他們對這兩種行為方式的責(zé)任感不會有顯著的差異,因此誘發(fā)的情緒強度也不會有顯著的差異;對外控個體而言,尤其是他們“不做”時,他們把行為結(jié)果的責(zé)任更多歸因于外部原因,因而“做”比“不做”誘發(fā)的情緒強度更大。由此看來,責(zé)任歸因很可能對“做效應(yīng)”有著明顯的調(diào)控影響。另外,大量的關(guān)于結(jié)果評價的ERP研究一致表明,反饋相關(guān)負波(feedbackrelatednegativityFRN)和P300是結(jié)果評價中兩種特異性腦電成分(Gehring&Willoughby,2002;Hajcak,MoserHolroyd,&Simons,2007;Holroyd&Coles,2002;Holroyd&Krigolson,2007;Miltner,Braun,&Coles1997;Nieuwenhuis,Aston-Jones,&Cohen,2005;Nieuwenhuis,Holroyd,Mol,&Coles,2004;Satoetal.,2005;Yeung,Holroyd,&Cohen,2005;Yeung&Sanfey,2004)。FRN是由反饋結(jié)果呈現(xiàn)后250-300ms內(nèi)誘發(fā)的一個負偏向腦電成分,其最大波峰位于大腦頭皮矢狀中線前中部。源定位分析一致表明,FRN的發(fā)生源位于扣帶前回(AnteriorCingulatedCortex,ACC)(Gehring,&Willoughby2002;Miltner,Braun,&Coles,1997;Holroyd&Coles,2002)。盡管FRN到底反映了結(jié)果評價中的認知信號還是情感動機信號至今仍存在爭議,但這些研究一致表明FRN反映了早期大腦對結(jié)果進行評價的粗略加工(Gehring&Willoughby,2002;Holroyd&Coles,2002;Yeung,2005)。另外,有研究(Donkers,Nieuwenhuis,&vanBoxtel,2005Donkers&vanBoxtel,2005;Lietal.,2010;Yeungetal.,2005;張慧君,周立明,羅躍嘉,2009)表明FRN對結(jié)果的責(zé)任感敏感,個體對結(jié)果所負的責(zé)任感越大,FRN波幅越大,反之FRN波幅越小。P300是一種在反饋結(jié)果呈現(xiàn)200~600ms之后出現(xiàn)的正波,是一個經(jīng)典的多源性腦電成分,在注意、記憶、情緒、決策和結(jié)果評價等研究領(lǐng)域備受關(guān)注(Huang&Luo,2006;Ito,Larsen,Smith,&Cacioppo1998;Polich,2007;Polich&Kok,1995;Nieuwenhuisetal.,2005;Olofsson,Nordin,Sequeira,&Polich,2008;Yeung&Sanfey,2004;Yeungetal.,2005;Lietal.,2010)。最近,Li等(2010)在一項責(zé)任分散的賭博實驗任務(wù)中考察了責(zé)任感影響結(jié)果評價的電生理機制。結(jié)果發(fā)現(xiàn),FRN和P300都對責(zé)任感的大小敏感,被試對結(jié)果的責(zé)任感越強,誘發(fā)的FRN和P300波幅也越大。買曉琴(2005)認為,P300的波幅可能反映對反饋結(jié)果體驗的情緒強度,結(jié)果誘發(fā)的情緒強度越大,誘發(fā)的P300波幅越大。因此,為了考察責(zé)任歸因在“做效應(yīng)”產(chǎn)生中的調(diào)控作用,本研究根據(jù)以前的研究(索濤,2009;Zhou,Yu,&Zhou,2010),讓責(zé)任歸因不同傾向的兩類被試(極端內(nèi)控者和極端外控者,以下簡稱:內(nèi)控者、外控者)完成一項簡單賭博任務(wù)(見圖1(a),詳見實驗程序和方法部分),同時同步記錄這些被試頭皮的ERP活動。基于以上的行為和腦電研究,我們推測:(1)如果極端內(nèi)控者和極端外控者的“做效應(yīng)”表現(xiàn)不同,則說明責(zé)任歸因在“做效應(yīng)”產(chǎn)生中很可能起著關(guān)鍵的調(diào)控作用;反之,則說明責(zé)任歸因并不對“做效應(yīng)”產(chǎn)生影響;(2)同時,如果“做效應(yīng)”在內(nèi)、外控者身上表現(xiàn)不同,那么這些差異也會反映在FRN和P300的波幅上。2實驗方法2.1大學(xué)生常模成績從某高校校園網(wǎng)上招募256名本科生和研究生完成成人Novicki-Strickland內(nèi)-外控制量表(AdultNowicki-StricklandInternal-ExternalControlScale,簡稱ANSIE量表)。量表的分半信度指數(shù)介于0.74~0.86之間,重測信度在間隔7周為0.65,間隔6周為0.83,間隔1年為0.56(汪向東,1993)。量表包含40道題,每題1分,共計40分。分值范圍從0(極端內(nèi)控)到40(極端外控),大學(xué)生常模平均分數(shù)M=9.1(SD=3.9),低于9.1有內(nèi)控傾向,高于9.1有外控傾向。從256名被試中選出得分最低15人作為極端內(nèi)控組,得分分布為4–7分(M=6.27,SD=1.07);選出得分最高15人為極端外控組,得分分布為19~28分(M=21.5,SD=2.61)。其中14名外控被試(5男9女,17-25歲,平均年齡為20.42±2.19歲)和15名內(nèi)控被試(7男8女,18~25歲,平均年齡為20.69±2.28歲)參加了實驗,另外1名外控被試未聯(lián)系上放棄實驗。參加實驗的所有被試均是右利手,裸視力或矯正后視力均為1.0以上,且無精神病史。實驗前所有被試均簽署知情同意書,實驗后根據(jù)他們的行為表現(xiàn)給予相應(yīng)的報酬。2.2正確選擇正確的設(shè)置被試坐在電磁被屏蔽的隔音室里一張舒服的椅子上,兩眼平視電腦顯示器,眼睛距離顯示器大約1m,背景顏色為灰色,并且被試到電腦顯示屏的水平和垂直視角都不超過5°。刺激程序由E-prime產(chǎn)生并控制。首先告知被試這個任務(wù)是一個簡單賭博游戲。如圖1(a),在每個trial的開始,首先屏幕中央出現(xiàn)一個“十”,持續(xù)300ms,提醒被試實驗開始。然后在屏幕中央水平并排出現(xiàn)兩個大寫字母A、B,分別表示兩個備選項,其中一個會贏錢,另一個會輸錢,且每個選項輸贏錢的數(shù)量相同(都是50代幣),持續(xù)300ms后,電腦會幫助被試選中其中一個選項,這個選項可能輸錢也可能贏錢,選中的選項會被一個小方框框起來。接著再給被試一次自己選擇的機會,被試可以保持原來電腦幫助選中的選項,也可以選擇另外一個選項。被試被告知在2000ms之內(nèi)必須做出決定,否則扣錢,如果選擇A選項,左手按F鍵;選擇B選項,右手按J鍵,選中后的選項立即被一個小圓圈圈起來,持續(xù)500ms。接著一個隨機持續(xù)600~800ms的空屏后,兩個選項的反饋結(jié)果同時出現(xiàn),選項后面的“-,+”分別表示輸錢、贏錢。反饋結(jié)果持續(xù)1500ms后,開始進入下一個trial。在本實驗中,我們根據(jù)被試在兩次選擇中是否保持一致(改、不改)以及兩個選項的輸贏來操縱行為方式(做/不做)和結(jié)果效價(輸/贏錢)兩個自變量,這樣會產(chǎn)生四種情況:不做-贏錢、不做-輸錢、做-贏錢、做-輸錢(見圖1(b))。正式實驗之前,被試先進行一個包括20個trial的練習(xí),練習(xí)程序和正式程序一樣,在練習(xí)的過程中,主試給予詳細的指導(dǎo),直到被試能單獨熟練地掌握整個任務(wù)。正式實驗由5個block組成,每個block包含80個trial,相鄰block之間都有一個3~5分鐘的休息時間。正式實驗之前,首先給予被試20元作為賭博任務(wù)開始的底金,每一次的輸贏(代幣在實驗結(jié)束后以一定的比例兌換成現(xiàn)金)將在底金的基礎(chǔ)上扣除或疊加,實驗結(jié)束后,最終累加的金額就是被試所得到的報酬。告知被試可以選擇一切可能的策略進行選擇使自己贏得盡可能多的金額。但事實上被試所不知道的是,這里并沒有規(guī)律可遵循,因為整個程序在實驗之前已經(jīng)采用了偽隨機處理(Yeung&Sanfey,2004):正如文中圖1(b)所示,電腦替代被試選取的選項采用偽隨機呈現(xiàn),選取A、B的次數(shù)相同,各為200次;反饋結(jié)果呈現(xiàn)也采用偽隨機呈現(xiàn):A贏錢B輸錢、A輸錢B贏錢出現(xiàn)的次數(shù)也相同,各為200次;但是,由于每個被試自己進行選擇時選取哪一項每次并不確定,所以最終各類trial數(shù)量并不相同,這樣最后每個被試獲得的金額也不一樣。實驗結(jié)束后讓被試填寫一份事后調(diào)查問卷。在這個問卷中,讓被試用一個4點量表對各類反饋結(jié)果的情緒強度和責(zé)任感做出評定,另外也讓被試用一個5點量表對各類反饋結(jié)果的反事實思維強度做出評定(Chandrasekhar,Capra,MooreNoussair,&Berns,2008;Zhouetal.,2010)。2.3檢驗結(jié)果波幅實驗儀器為BrainProducts公司的腦電記錄和分析系統(tǒng),參考電極置于雙側(cè)乳突,接地點在前額FPz和Fz中點,采用64導(dǎo)電極帽記錄腦電,左眼上下1.5cm安放電極記錄垂直眼電(VEOG),雙眼外側(cè)1.5cm處安放電極記錄水平眼電(HEOG)。每個電極處的頭皮電阻保持在5k?以下。濾波帶通為0.05~100Hz,采樣頻率為500Hz/導(dǎo)。對記錄的連續(xù)數(shù)據(jù)采用離線分析(off-lineanalysis),分析時程(epoch)為反饋出現(xiàn)前200ms(作為基線)和反饋出現(xiàn)后1000ms。自動校正眼電并排除其他等偽跡,波幅大于±80μV被自動剔除。實驗中每個被試的4種條件(不做-贏錢、不做-輸錢、做-贏錢、做-輸錢)納入統(tǒng)計的最終trial數(shù)量都在50次以上,能夠滿足每個條件的腦電疊加和平均,所得ERPs經(jīng)0.01~32Hz的無相數(shù)字濾波,以反饋前的均值校正基線。觀測圖2所示的總平均波形圖并參照前人的研究(Zhouetal.,2010),本研究對FRN和P300這兩個成分進行統(tǒng)計分析。正如Luck(2005)指出,考察ERP成分的絕對波幅本身是完全沒有意義的,一個成分波幅的減小可能是由于一個相反極性的成分疊加造成的。同時對FRN來說,贏錢一般不會誘發(fā)明顯的FRN波峰。因此為了分離FRN的效價變異源,同時排除FRN平均波幅可能受到隨后的P300影響,根據(jù)以前研究的分析方法(Holroyd&Krigolson,2007;Lietal.,2010),對FRN采用差異波的平均波幅測量,即FRN差異波為輸錢誘發(fā)的FRN減去贏錢誘發(fā)的FRN得出的波幅。正如前言所說,FRN大約出現(xiàn)在反饋刺激呈現(xiàn)后250~300ms之間,其波幅在頭皮矢狀中線的前部(如Fz、FCz點)較大。所以,選取在頭皮矢狀中線前部的Fz點對FRN差異波在260~300ms時間窗口內(nèi)的平均波幅進行2(行為方式)×2(被試類型)重復(fù)測量方差分析。其中,行為方式(做、不做)為被試內(nèi)因素,被試類型(內(nèi)控、外控)為被試間因素。參照以前研究的分析方法(Bellebaum&Daum2008;Satoetal.,2005),同時基于圖3的平均波形圖和圖4中的差異波地形圖,選取刺激呈現(xiàn)后380~420ms時間窗口內(nèi)的平均波幅對P300進行測量分析。一般來說,P300在頭皮頂后部最大(Hajcaketal.,2007;Yeung&Sanfey,2004;Lietal.,2010),所以選取在頭皮矢狀中線上的CPz點對P300進行2(行為方式)×2(結(jié)果效價)×2(被試類型)重復(fù)測量方差分析。其中,行為方式(做、不做)和結(jié)果效價(輸錢、贏錢)為被試內(nèi)因素;被試類型(內(nèi)控、外控)為被試間因素。所有的統(tǒng)計分析都是運用SPSS15.0統(tǒng)計軟件包,并采用Greenhouse-Gesisser法校正p值。3結(jié)果3.1行為方式與結(jié)果效價交互效應(yīng)每個被試對各類反饋結(jié)果的情緒強度、責(zé)任感以及反事實思維強度做出主觀評定,這樣共有四種情況:不做-贏錢、不做-輸錢、做-贏錢、做-輸錢。表1列出了內(nèi)、外控被試在反饋結(jié)果的不同水平條件下對結(jié)果的情緒強度、責(zé)任感以及反事實思維強度的主觀評定平均值和標(biāo)準(zhǔn)差。對被試的主觀情緒強度進行2(被試類型:內(nèi)控者、外控者)×2(行為方式:不做、做)×2(結(jié)果效價:贏錢、輸錢)重復(fù)測量方差分析。統(tǒng)計結(jié)果表明,行為方式與被試類型交互效應(yīng)顯著,F(1,27)=28.05,p<0.001。隨后分別對內(nèi)、外控被試進行簡單效應(yīng)分析。對內(nèi)控被試而言,行為方式主效應(yīng)不顯著,F(1,14)=1.31,p=0.27;行為方式與結(jié)果效價交互效應(yīng)不顯著,F(1,14)=0.13,p=0.72。這說明,無論結(jié)果輸贏,內(nèi)控被試的“做”與“不做”誘發(fā)的情緒強度沒有差異(M做=2.82±0.72;M不做=2.71±0.66,也見表1)。對外控而言,行為方式主效應(yīng)顯著,F(1,13)=66.00,p<0.001;行為方式與結(jié)果效價交互效應(yīng)不顯著,F(1,13)=0.48,p=0.50。這說明,無論結(jié)果輸贏,外控被試的“做”比“不做”誘發(fā)的情緒強度都大(M做=2.31±0.62;M不做=1.46±0.58,也見表1)。另外,被試類型主效應(yīng)顯著,F(1,27)=20.19,p<0.001,這說明無論任何行為引起任何結(jié)果,內(nèi)控被試對結(jié)果評價卷入的情緒體驗都比外控被試強烈(M內(nèi)控=2.77±0.69;M外控=1.88±0.73,也見表1)。對被試的責(zé)任感強度進行2(被試類型:內(nèi)控者、外控者)×2(行為方式:不做、做)×2(結(jié)果效價:贏錢、輸錢)重復(fù)測量方差分析。統(tǒng)計結(jié)果表明,行為方式與被試類型交互效應(yīng)顯著,F(1,27)=29.46,p<0.001。隨后分別對內(nèi)、外控被試進行簡單效應(yīng)分析。對內(nèi)控被試而言,行為方式主效應(yīng)不顯著,F(1,14)=0.48,p=0.50;行為方式與結(jié)果效價交互效應(yīng)不顯著,F(1,14)=2.15,p=0.16。這說明,無論結(jié)果輸贏,內(nèi)控被試的“做”與“不做”誘發(fā)的責(zé)任感強度沒有差異(M做=3.33±0.48;M不做=3.27±0.64,也見表1)。對外控而言,行為方式主效應(yīng)顯著,F(1,13)=60.39,p<0.001;行為方式與結(jié)果效價交互效應(yīng)不顯著,F(1,13)<0.1,p=1.00。這說明,無論結(jié)果輸贏,外控被試的“做”比“不做”誘發(fā)的責(zé)任感強度都大(M做=3.04±0.74;M不做=2.18±0.61,也見表1)。另外,被試類型主效應(yīng)顯著,F(1,27)=14.75,p=0.001,這說明無論任何行為引起任何結(jié)果,內(nèi)控被試對結(jié)果的責(zé)任感都比外控被試強烈(M內(nèi)控=3.30±0.56;M外控=2.61±0.80,也見表1)。也對被試的反事實思維強度進行2(被試類型:內(nèi)控者、外控者)×2(行為方式:不做、做)×2(結(jié)果效價:贏錢、輸錢)重復(fù)測量方差分析。統(tǒng)計結(jié)果表明,行為方式的主效應(yīng)不顯著,F(1,27)<0.1,p=0.95,M做=1.47±1.23,M不做=1.47±1.22;被試類型的主效應(yīng)不顯著,F(1,27)<0.1,p=0.79,M內(nèi)控=1.42±0.96,M外控=1.52±1.45;行為方式與被試類型交互效應(yīng)不顯著,F(1,27)=3.12,p=0.089;行為方式、結(jié)果效價與被試類型三重交互效應(yīng)也不顯著,F(1,27)<1,p=0.40。這些結(jié)果說明,對內(nèi)控被試和外控被試而言,無論結(jié)果輸贏,“做”與“不做”誘發(fā)的反事實思維強度都沒有差異(也見表1)。3.2被試類型與非行為方式對結(jié)果表達的影響如圖2中ERPs總平均波幅所示,反饋刺激誘發(fā)的腦電成分主要包括FRN、P300,分別對FRN的差異波的平均波幅進行統(tǒng)計分析,對P300的平均波幅進行統(tǒng)計分析。表2列出了不同類型被試在不同條件的FRN差異波的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差。對內(nèi)、外控被試的FRN的差異波進行2(被試類型)×2(行為方式)重復(fù)測量方差分析。正如圖2所示,行為方式和被試類型的交互效應(yīng)顯著,F(1,27)=8.11,p=0.009,進一步的簡單效應(yīng)分析表明,內(nèi)控被試的兩種行為方式(做、不做)誘發(fā)的FRN沒有差異,F(1,14)<1,p=0.40,而外控被試的“做”比“不做”誘發(fā)的FRN要顯著大F(1,13)=7.90,p=0.016(也見表2和圖3)。這一結(jié)果表明,內(nèi)控被試和外控被試對反饋結(jié)果的快速認知評價過程存在著顯著差異。需要注意的是,被試類型主效應(yīng)顯著,F(1,27)=5.10,p=0.033,FRN差異波在內(nèi)控被試上比在外控被試上明顯比大(M內(nèi)控=-3.45±0.65μV;M外控=-1.31±0.68μV),這可能說明內(nèi)控被試對結(jié)果的責(zé)任感比外控被試大(張慧君等,2009;Lietal.,2010)。3.2.2P300表3列出了不同類型被試在不同條件的P300波幅的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差。對內(nèi)、外控人格被試的P300分別進行2(被試類型)×2(結(jié)果效價)×2(行為方式)重復(fù)測量方差分析。正如圖2所示,行為方式和被試類型的交互效應(yīng)顯著,F(1,27)=6.07p=0.021,進一步簡單效應(yīng)分析表明,內(nèi)控被試的這兩種行為方式導(dǎo)致的結(jié)果誘發(fā)的P300波幅之間沒有顯著差異,F(1,14)=0.14,p=0.72,M做=17.21±6.93μV,M不做=17.07±7.03μV,而外控被試的“做”行為誘發(fā)的P300波幅比“不做”行為誘發(fā)的P300波幅顯著大,F(1,13)=9.45,p=0.010,M做=13.46±5.05μVM不做=11.47±4.46μV(也見表3和圖4)。這些結(jié)果表明,不同行為方式誘發(fā)的P300波幅在內(nèi)控被試身上沒有差異,而在外控被試身上存在差異。另外需要注意的是,被試類型主效應(yīng)顯著,F(1,27)=4.30,p=0.049,正如圖2和4所示,不管結(jié)果輸贏,內(nèi)控被試的P300波幅都比外控被試的大(M內(nèi)控=17.14±6.92μV;M外控=12.46±4.82μV,也見表3),這可能說明內(nèi)控被試對結(jié)果的情緒體驗比外控被試強烈(買曉琴,2005)。4做效應(yīng)的比較本研究采用ANSIE量表篩選了責(zé)任歸因不同傾向的兩類被試(極端內(nèi)控者、極端外控者),運用ERP技術(shù)和簡單賭博任務(wù)范式,考察這兩類被試的“做效應(yīng)”差異及其電生理證據(jù),旨在探討責(zé)任歸因?qū)Α白鲂?yīng)”的調(diào)控作用。本研究的行為結(jié)果和腦電結(jié)果一致表明,“做效應(yīng)”在內(nèi)控被試身上表現(xiàn)不明顯,而在外控被試身上表現(xiàn)明顯,即對內(nèi)控被試而言,“做”與“不做”行為結(jié)果誘發(fā)的情緒強度沒有顯著差異,同時這兩種行為結(jié)果誘發(fā)的FRN和P300波幅也沒有顯著差異;而對外控被試而言,前者比后者誘發(fā)的情緒強度大,且前者誘發(fā)的FRN和P300波幅均比后者的大。這些結(jié)果表明責(zé)任歸因在“做效應(yīng)”的產(chǎn)生中起著明顯的調(diào)控作用。具體反映在以下兩個方面:首先,對各類行為結(jié)果的主觀情緒強度評定的結(jié)果統(tǒng)計表明,無論任何行為結(jié)果,內(nèi)控被試在結(jié)果評價中卷入的情緒體驗都比外控被試強烈;而且無論結(jié)果好壞,內(nèi)控被試的“做”與“不做”行為結(jié)果誘發(fā)的情緒強度沒有差異,而外控被試的“做”比“不做”行為結(jié)果誘發(fā)的情緒強度都明顯大。同時本研究也讓被試對各類行為結(jié)果的責(zé)任感強度進行評定,和情緒的主觀評定結(jié)果一致,無論任何行為結(jié)果,內(nèi)控被試在結(jié)果評價中卷入的責(zé)任感都比外控被試強烈;而且,內(nèi)控被試的“做”與“不做”行為結(jié)果誘發(fā)的責(zé)任感強度沒有差異,而外控被試的“做”比“不做”行為結(jié)果誘發(fā)的責(zé)任感明顯增強。根據(jù)控制源理論(Rotter,1966)和責(zé)任歸因傾向理論(Rotteretal.,1972),無論是“做”還是“不做”行為,內(nèi)控被試都會把行為結(jié)果的責(zé)任歸因于自我,所以兩種情況下卷入的責(zé)任感盡管都較強,但二者之間不會有顯著的差異,因而誘發(fā)的情緒體驗強度沒有顯著差異,所以“做效應(yīng)”在內(nèi)控被試身上表現(xiàn)不明顯。而對外控被試而言,“不做”行為可能會使他們認為只是自己盲目地跟從了電腦的選擇,無論結(jié)果輸贏,與自己的責(zé)任沒有多大的關(guān)系,因此與內(nèi)控被試相比,盡管外控被試對任何結(jié)果的責(zé)任感都較弱,但與他們的“做”行為相比,對“不做”行為的責(zé)任感更弱,誘發(fā)的情緒體驗也更弱。因此“做效應(yīng)”在外控被試身上表現(xiàn)比較明顯(Connollyetal.,1997;McFarland&Ross,1982;Zeelenbergetal.,2000)。其次,腦電結(jié)果表明,在FRN和P300上,行為方式和被試類型的交互作用都顯著,內(nèi)控被試的“做”與“不做”行為誘發(fā)的FRN與P300之間都沒有差異,而外控被試的“做”比“不做”行為所誘發(fā)的這兩種腦電成分波幅都大。正如前言所述,盡管FRN表征的認知機制至今仍存在爭議,但一些結(jié)果評價的ERP研究(Donkers&vanBoxtel,2005;Donkersetal.,2005;Lietal.,2010;Yeungetal.,2005;張慧君等,2009)發(fā)現(xiàn),FRN對結(jié)果的責(zé)任感敏感。這些研究發(fā)現(xiàn)被試自己做出選擇比不需要做出任何選擇和行為而只是消極地觀看反饋結(jié)果誘發(fā)的FRN波幅更大。尤其是,Li等人(2010)最近的一項責(zé)任分散的ERP研究表明,FRN的波幅與對結(jié)果的責(zé)任感呈負相關(guān),責(zé)任感越大,誘發(fā)的FRN波幅的負偏向越大。另外,正如前言所述,大量的研究已經(jīng)普遍認為,P300是一個與高級心理活動(如知覺、思維、注意、記憶、決策和情緒等)密切相關(guān)的多源腦電成分。Bradley(2009)認為,P300對反饋刺激的“動機性相關(guān)(motivationalrelevance)”敏感。B?uchl和Christian(2010)也認為,P300波幅與刺激的“重要性”和“意義”有關(guān)。Li等人(2010)的研究發(fā)現(xiàn)P300也對結(jié)果的責(zé)任感敏感,責(zé)任感越大,P300的波幅越大。Yeung和Sanfey(2004)認為,P300是多重評價體系的產(chǎn)物,既可能反映認知評價也能反映結(jié)果評價中誘發(fā)的情緒加工。買曉琴(2005)也認為,P300能反映對決策結(jié)果評價的主觀情緒體驗,且P300的波幅與被試的情緒體驗強弱有關(guān),與情緒的效價沒有固定的對應(yīng)關(guān)系。本研究中,對內(nèi)控被試而言,正如圖3所示,“做”與“不做”行為誘發(fā)的FRN沒有差異,這說明在結(jié)果評價中內(nèi)控被試對這兩種行為的責(zé)任感相同(Lietal.,2010),相同的責(zé)任感誘發(fā)了相同強度的情緒體驗(Zeelenbergetal.,2000),這反映在兩種條件隨后誘發(fā)的P